新基建如何影响我国城市经济增长质量？——基于“宽带中国”战略的准自然实验研究

苏京春 张 荀

内容提要：本文结合“宽带中国”战略与2010-2019 年城市经济数据，基于PSM-渐进DID 模型与IV 回归方法，首次从准自然实验视角实证探讨了以宽带网络为基础的新基建对城市经济增长质量的平均影响、中长期影响、异质性影响与内在机制。本文发现，新基建对城市经济增长质量具有显著的积极影响，该影响随着时间推移呈上升趋势。异质性分析发现，在固定资产投资增长率不同的城市和规模不同的城市之间，新基建的经济增长质量效应差异显著。内在机制方面，从经济增长动力、增长结构与增长成果三个视角，新基建能够通过发挥技术进步效应、产业结构升级效应、消费刺激效应提升城市经济增长质量。最后，本文提出了相关政策建议。

一、引言

我国较早对新基建的官方界定是中文国际频道在2019 年3 月1 日的报道《新闻观察：5G 等“新基建”为经济增长提供新动力》①《新闻观察：5G 等“新基建”为经济增长提供新动力》，中文国际频道，http：//tv.cctv.com/2019/03/01/VIDECViDlKqpGkKvRMe7N42h190301.shtml?spm=C45305.P76895791933.S09521.12。给出的。报道提出，“新基建”是指发力于科技端的基础设施建设，涵盖七大领域，包括5G 基建、特高压、城际高速铁路和轨道交通、新能源汽车充电桩、大数据中心、人工智能、产业互联网，而以上大部分领域离不开宽带网络的支持。2020 年4 月20 日，国家发改委在新闻发布会的答记者问环节②国家发展和改革委员会：《国家发改委举行4 月份例行新闻发布会》，http：//www.scio.gov.cn/xwfbh/gbwxwfbh/xwfbh/fzggw/Document/1677563/1677563.htm。，首次明确了新基建的概念，强调新基建是以信息网络为基础的基础设施体系。因此，宽带网络设施作为极为重要的信息基础设施③《“宽带中国”上升为国家战略 生产生活将发生根本变化》，新华社，http：//www.gov.cn/jrzg/2013-08/18/content_2469352.htm。，因其提供信息网络的主要功能成为新基建大部分领域的重要组成部分与核心中枢（马青山等，2021），可以作为衡量新基建水平的重要代表之一。结合“十四五”规划中明确提出的提升城镇化发展质量，在全球经济已全面开启从传统模式向数字经济模式转型的背景下，本文尝试开展新型基础设施建设（简称“新基建”）与我国城市经济增长质量之间关系的相关研究。

“宽带中国”战略的目标即提升作为新基建核心中枢的宽带网络基础设施水平。国务院于2013年8 月印发《“宽带中国”战略及实施方案》①国务院：《“宽带中国”战略及实施方案》，http：//www.gov.cn/zwgk/2013-08/17/content_2468348.htm。，指出我国的宽带发展目标分为三个阶段，分别是2013年8 月至12 月、2014-2015 年、2016-2020 年，最终要实现宽带网络基础设施发展水平与发达国家之间的差距大幅缩小、宽带网络技术演进升级、宽带网络服务质量提升、宽带产业支撑能力提升的目标。

为了更好实现上述目标，工信部与发改委于2014 年1 月印发《创建“宽带中国”示范城市（城市群）工作管理办法》②工业和信息化部、国家发展和改革委员会：《创建“宽带中国”示范城市（城市群）工作管理办法》，https：//wap.miit.gov.cn。，开始组织申报“宽带中国”示范城市（城市群）。文件指出，申报城市需要具有良好的宽带发展基础，满足相关指标要求，并在入选后，应大力推动宽带发展，在城乡宽带接入能力、固定宽带家庭普及率、宽带用户渗透率等方面达到全国领先水平，并注重发挥其在经济转型、服务社会民生等方面的作用。可见，如果能够进入“宽带中国”示范城市（城市群）名单，足以充分反映出当地的宽带基础设施建设水平领先全国，因此可以作为衡量当地以信息网络为基础的新基建水平的重要参照之一（马青山等，2021）。鉴于此，本文采用此名单构建城市新基建指标，尝试从准自然实验视角探讨新基建如何影响我国城市的经济增长质量。

二、新基建效应与经济增长质量的相关研究进展

目前，学界已对新基建效应与经济增长质量开展过相当数量的研究，本文将从以下两个视角就研究方法与结论进行如下简要综述，并将基于此构建指标体系以及建立实证模型。

（一）新基建效应与基于“宽带中国”战略观测新基建效应的现有研究进展

新基建的效应研究在近年来逐渐进入学界视野。在我国，现有新基建效应研究的主要方法包括构建空间面板模型、中介效应模型等，主要结论包括：以数字新基建发展水平综合指数衡量的新基建能够提升本省以及其他地区以绿色全要素生产率衡量的经济发展质量（李海刚，2022）；以信息、融合、创新基础设施投资水平衡量的新基建能够显著提升以全要素生产率衡量的省份经济发展质量（刘涛、周白雨，2021）、显著降低工业污染排放（文传浩等，2021），还能通过提高创新质量助推数字经济发展（旷爱萍等，2021）；以资本存量衡量的新基建能显著提升劳动生产率（尚文思，2020）。

除此之外，也有文献基于“宽带中国”战略的示范城市名单观测新基建效应，研究方法主要是构建DID 模型，主要研究结论包括：以宽带网络设施为代表的新型基础设施、数字基础设施提升了城市产业结构合理化水平（马青山等，2021）、城市创新水平（张杰、付奎，2021）、数字经济发展水平（秦文晋、刘鑫鹏，2022），企业全要素生产率（郭金花等，2021）与研发创新（金环等，2021）、企业技术知识扩散水平（薛成等，2020）、劳动力就业（夏海波等，2021），也促进了服务业结构升级（袁航、夏杰长，2022），抑制了大气污染（牛子恒、崔宝玉，2021）等等。

基于以上研究进展，目前新基建效应相关研究涉及众多领域，包括省份经济发展质量、城市创新水平与产业结构、企业创新、劳动力、公共服务、环境质量等，但对新基建如何影响城市经济增长质量进行实证探讨的成果相对较少见。因此本文的边际贡献在于，首次从准自然实验视角，借助“宽带中国”战略示范城市名单，探讨以宽带网络水平衡量的新基建对城市经济增长质量的平均影响、中长期影响、异质性影响以及内在机制，并尝试提出政策建议。

（二）经济增长质量研究进展

目前，国内学者主要使用两种方法测度全国、区域、省级、城市层面的经济增长质量。一是使用多重维度变量进行合成，二是采用单一指标（或通过测度TFP）。其中，较少数量文献使用单一指标（或通过测度TFP）测度城市增长质量，这类指标包括人均夜间灯光亮度（城市灯光总量/常住人口数）（谢婷婷、王勇，2022）、绿色全要素生产率（余泳泽，2019）、全要素生产率（黄志基、贺灿飞，2013；姜安印、杨志良，2020）等。大多数文献使用多重维度变量合成经济增长质量指标。这类指标包括：从经济增长动能（人力资本、创新能力），经济增长结构（产业结构、消费投资结构、金融结构、国家收支结构），经济增长成果（增长效率、资源消耗、环境污染、成果分享）三个维度选取18 个基础指标，使用主成分分析法，构建城市经济增长质量指数（钞小静、任保平，2014；曾艺等，2019；高波、王紫绮，2021）；从创新能力、经济结构、绿色发展、社会和谐四个维度选取13 个指标，使用主成分分析法进行测度（丁焕峰、周艳霞，2017）；从创新、协调、绿色、开放、共享五个维度选取10 个指标，使用熵值法计算权重进行测度（刘荣增，2020）；从经济增长基本面、经济增长结构、经济增长成果三个维度选取17 个指标，使用熵值法计算权重进行测度（聂长飞等，2021）等。

基于以上研究进展，本文试从新基建如何影响中国城市的经济增长质量视角入手探讨，是对现有研究视角的有益补充。基于数据可得性、方法使用频率等，本文参考钞小静和任保平（2014）、曾艺等（2019）、高波和王紫绮（2021）等文献做法，从经济增长动能、经济增长结构与经济增长成果三个维度选取了19 个基础指标，使用主成分分析法，构建城市经济增长质量指数。

三、新基建影响我国城市经济增长质量的理论分析

从理论上看，基于前述本文构建经济增长质量指标选取的三个维度，新基建影响我国城市经济增长质量的路径也可以从经济增长动能、增长结构、增长成果三个视角展开。

（一）新基建的技术进步效应

从经济增长动能视角看，基于宽带网络的新基建能够通过促进技术进步驱动经济增长（刘涛、周白雨，2021）。从信息经济学理论看，随着信息基础设施水平不断优化，信息传输成本下降，互通互享水平持续提升，促进了技术与创新要素的流入与集聚（张杰、付奎，2021），为经济增长注入了新动能。从产业视角看，新基建是技术密集型产业的重要驱动力，通过对劳动、资本、土地、知识、技术等生产要素进行数字化整合以及创新链优化，能够显著提升新兴产业的技术效率（伍先福等，2020）。此外，新基建在信息传输、软件和信息技术服务业，科学研究和技术服务业等技术性密集型产业增加值拉动方面与传统基建相比表现更加突出（刘凤芹、苏丛丛，2021）。

（二）新基建的产业结构升级效应

从经济增长结构视角看，基于宽带网络的新基建能够推动我国产业结构升级，其表现之一是经济结构服务化。在新基建的支持下，依托数字技术，第三产业竞争力不断提升（徐伟呈、范爱军，2018），供给方能够优化商业模式，提升服务质量，拓宽服务范围；依托数字技术，第三产业技术水平不断提升（徐伟呈、范爱军，2018），市场交易成本降低、效率提升，交易趋向便捷化，供需适配水平提升，甚至能够提供个性化的商品与服务。如此，新基建成为第三产业发展的技术推动力，能够助力第三产业在拉动就业与消费等方面积极作用的发挥，提升城市经济增长质量。

（三）新基建的消费刺激效应

从经济增长成果视角看，基于宽带网络的新基建能够刺激居民消费。如今，信息基础设施在释放居民消费潜力方面作用显著（袁月，2021），消费者选择行为不再仅仅基于预算约束与自身偏好，消费决策还会受到基于数字技术的大数据、算法推荐，以及其他消费者购买行为等因素的影响，新需求可能被创造，消费规模扩张（陈晓红等，2022），这有助于促进新兴信息消费的发展，推动消费升级，助力城市经济增长质量的提升。

四、新基建影响我国城市经济增长质量的准自然实验与实证分析

前文提到，为了提升作为新基建核心中枢的宽带网络基础设施水平，工信部与发改委于2014年开始组织申报“宽带中国”示范城市（城市群），如果能够进入该示范名单，足以反映当地的宽带基础设施建设水平，因此可以作为重要参照之一。

2014 年、2015 年、2016 年共有三批“宽带中国”示范城市（城市群）名单公布①《工业和信息化部和国家发展改革委员会年度“宽带中国”示范城市（城市群）名单（2014-2016）》，https：//wap.miit.gov.cn。，每批39 个城市（城市群），除港澳台外全国31 个省、自治区、直辖市均有城市进入名单。其中，北京市、上海市、天津市全域纳入名单；四川省（10 个）、山东省（9 个）、江苏省（9 个）、湖北省（7 个）、河南省（7 个）、广东省（6 个）、安徽省（6 个）纳入名单的城市（群）数量相对较多，而内蒙古自治区（5 个）、甘肃省（5个）、江西省（5 个）、辽宁省（5 个）、宁夏回族自治区（4 个）、湖南省（4 个）、福建省（4 个）、重庆市（4 个区）、黑龙江省（3 个）、浙江省（3 个）、山西省（3 个）、吉林省（2 个）、贵州省（2 个）、西藏自治区（2个）、新疆维吾尔自治区（2 个）、云南省（2 个）、广西壮族自治区（1 个）、海南省（1 个）、河北省（1 个）、青海省（1 个）、陕西省（1 个）纳入名单的城市（群）数量相对较少。本文将基于以上名单，构建实证模型探讨以宽带网络水平衡量的新基建如何影响我国城市的经济增长质量。

（一）数据、模型与描述性统计

为识别新基建对城市经济增长质量的影响，本文首先依据“宽带中国”示范城市名单，构建渐进DID 模型：

其中，Yit表示i 城市t 年的经济增长质量；KDit为核心虚拟变量，若为1，则表示i 城市在t 年被纳入“宽带中国”示范城市名单，0 则表示未被纳入；Xit表示一系列控制变量；δi表示城市固定效应；τt表示时间固定效应；εit为误差项。

关于被解释变量。对于城市经济增长质量指标Yit，基于上文有关经济增长质量测度的文献梳理，本文参考钞小静和任保平（2014）、曾艺等（2019）、高波和王紫绮（2021）等文献做法，从经济增长动能、经济增长结构与经济增长成果三个方面选取了19 个基础指标（详见表1），基于2010-2019年地级市（直辖市）数据，采用主成分分析法等构建城市经济增长质量指数。构建过程中，少数变量有缺失，参考已有文献做法（如程名望等，2019），本文采用线性插值法进行了补充，剔除缺失较为严重的变量，最终样本量为1070，即连续十年的107 个城市数据。

表1 中国城市经济增长质量指标

关于核心解释变量。对于核心虚拟变量KDit，根据工业和信息化部、国家发展和改革委员会公布的示范城市（群）名单，2014 年、2015 年和2016 年每年新增39 个城市（群）或直辖市区，目前共遴选出117 个城市（群）或直辖市区作为“宽带中国”示范点。因此，当城市i 在t 年处于示范城市名单中时，KDit为1，反之则为0①由于昆山市、永城市是县级市，因此本文将其剔除；北京市、天津市、上海市均全域纳入示范城市名单，而重庆市的两个区分别于2015 年、2016 年被纳入示范城市名单，若将重庆市分区纳入核算可能造成增长质量指数测算时缺失值严重问题，因此本文视重庆市全域于2016 年列为示范城市纳入核算。。

关于控制变量。对于控制变量Xit，本文参考高波和王紫绮（2021）以及避免产生遗漏变量的内生性问题的原理（应当控制既影响新基建水平、又影响城市增长质量的变量），选取了以下变量：城市人口规模（城市户籍人口数量对数值）、经济发展水平（人均实际GDP 增长率）、财政支持水平（财政支出占GDP 比重）、当年基建状况（固定资产投资增长率），数据来源为CEIC 数据库。被解释变量、核心解释变量、控制变量相关描述性统计请见表2。

表2 回归样本描述性统计

（二）基准回归与稳健性检验

表3 展示了基准回归结果，1-5 列使用渐进DID 模型，第6 列加入PSM 方法。其中，第2 列在第1 列的基础上加入了城市固定效应，第3 列在第2 列基础上加入时间固定效应，第4 列在第3 列基础上加入财政支持水平（财政支出占GDP 比重）、城市人口规模（户籍人口数量对数值）两个控制变量，第5 列在第4 列基础上加入了经济发展水平（固定资产投资增长率）、当年基建状况（人均实际GDP 增长率）两个控制变量，第6 列在第5 列基础上使用了PSM 方法。

表3 基准回归

回归结果显示，当同时加入时间固定效应、城市固定效应、控制变量进行DID 回归时（第5 列），结果显著为正，表明进入“宽带中国”示范城市名单后，城市经济增长质量平均来看显著提升了0.1042，这说明随着新基建不断完善，当地经济增长质量显著提升①说明：当只加入双固定效应进行回归（第3 列）时，回归结果与加入控制变量的两列相近。但从回归样本量来看，由于控制变量数据存在较多缺失，使第5 列回归样本由第4 列的1048 下降至788，下降幅度约为25%。由于第4列与第5 列回归结果相近，为了保证回归样本数量以保证本文结果的稳健程度，本文在之后的平行趋势检验、安慰剂检验中均依照第4 列设定，加入了双固定效应，控制了财政支出占GDP 比重、户籍人口数量对数值两个控制变量。。

为了缓解样本选择偏差问题，验证本文结果的稳健性，本文参考高波和王紫绮（2021）的做法，使用PSM（倾向性得分匹配方法）进行实证检验，其中，匹配变量为城市人口规模（城市户籍人口数量对数值）、经济发展水平（人均实际GDP 增长率）、财政支持水平（财政支出占GDP 比重）以及当年基建状况（固定资产投资增长率），逐年采用1∶3 近邻匹配，回归结果展示在表3 第6 列，该结果与表3 的1-5 列结果相近，表明本文结果稳健。

为了验证上述基准回归结果的稳健性、缓解内生性问题，本文参照马青山等（2021）做法，以地形起伏度作为IV 进行回归，表4 展示了回归结果。地形起伏度作为外生的地理变量，基本不会影响城市经济增长质量，因此满足外生性。对于相关性，一阶段结果（表5 第1 列）显示，其F 值大于10，排除了弱工具变量的可能性，即地形起伏度与宽带中国变量高度相关②说明：地形可能影响当地信号传输效率与设施建设难度，地形起伏度过大会对信息基础设施的建设与使用产生负面影响（马青山等，2021）。。地形起伏度作为满足了外生性与相关性的合格工具变量，其二阶段回归结果展示于表4 第2 列。该结果表明，在缓解了内生性问题后，本文基准回归的结果依然稳健，即新基建对我国城市经济增长质量影响积极且显著。

表4 地形起伏度IV 回归结果

进一步地，由于也有部分文献在测度经济增长质量时使用了熵值法（刘荣增，2020；聂长飞等，2021），为了验证本文结果的稳健性，表5 展示了使用熵值法测度经济增长质量指标的回归结果①说明：第2 列在第1 列的基础上加入了城市固定效应，第3 列在第2 列基础上加入时间固定效应，第4 列在前列基础上加入财政支出占GDP 比重、户籍人口数量对数值两个控制变量，第5 列在第4 列基础上加入了固定资产投资增长率、人均实际GDP 增长率两个控制变量。，结果均显著，表明本文基准回归结果稳健，新基建对城市经济增长质量提升有显著影响。

表5 稳健性检验

综上所述，本文的回归结果较为稳健。

（三）平行趋势检验、政策动态效应与安慰剂检验

本文将进行平行趋势检验、安慰剂检验以验证结果可信程度，并对新基建的动态效应进行分析。

1.平行趋势检验与政策动态效应

由于本文基准回归使用了渐进DID 模型，平行趋势检验模型设置如下：

等号右边第二项是虚拟变量，表示城市i 在j 政策时点（j=-3，-2，…，3，4）是否进入示范名单，如果在名单内则为1，不在则为0，其余各项与等式（1）设定一致②说明：根据样本进入示范名单的情况，本文将政策时点j 分为了9 个时点，分别是进入示范名单前的第4 年（及之前）、第3 年、第2 年、第1 年、进入名单当年、进入名单后第1 年、第2 年、第3 年、第4 年（及之后）。简洁起见，后文分别称其为-4 期（及之前）、-3 期、-2 期、-1 期、0 期、1 期、2 期、3 期、4 期（及之后）。但由于共线性问题，回归时无法将9 个时点对应的虚拟变量全部放入，因此本文将-4 期（及之前）在回归中作为基准，在模型中舍去（注：由于-4期之前以及4 期之后的城市数量相对较少，因此将其分别合并称为“-4 期（及之前）以及4 期（及之后）”）。具体来说，如果样本i 在t 年处于-3 期、-2 期、-1 期、0 期、1 期、2 期、3 期、4 期（及之后），则等号右边第二项变量中相应的KDi(j)为1，反之则为0。从经济学直觉上看，各KDi(j)前系数β(j)表示第j 期的城市平均增长质量与未进入名单以及-4 期（及之前）的城市平均增长质量的差值，可以反映出政策前城市平均增长质量是否保持着平行的趋势改变，以及政策后的动态效应。。

表6 第1 列展示了平行趋势检验回归结果。可以发现，进入-3 期至-1 期的城市平均增长质量与未进入名单以及-4 期（及之前）的城市平均增长质量之间不存在显著差异，表明政策前平均经济增长质量保持了平行的趋势改变，通过了平行趋势检验。

而进入名单后各时点的政策效应呈现上升趋势，0 期至4 期（及之后）的城市平均增长质量比未进入名单以及-4 期（及之前）的城市平均增长质量分别显著提升了0.0646、0.0864、0.0819、0.0911、0.2078。这表明随着时间的推移，从平均数值来看，新基建对城市经济增长质量的积极作用逐渐显著①从政策效应数值上看，与第0 期的增长质量提升效应（0.0646）相比，1 期和2 期的提升效应（均值为0.0842）增幅约为0.02，3 期的提升效应（0.0911）增幅约为0.027，4 期（及之后）的提升效应（0.2078）增幅约为0.14。可见平均来看，1-3 期提升效应的增长幅度较小，第4 期（及之后）提升效应产生了较大幅度的增长，出现该现象的原因可能在于，第4 期（及之后）主要是处于2018 年或2019 年，即“宽带中国”战略指出的我国宽带发展目标的最后一阶段“优化升级”（2016-2020 年）的冲刺期。根据中国宽带发展白皮书（2019、2020），这一时期，我国宽带网络能力大幅提升，比如宽带速率状况与固定宽带接入能力加速优化，部分试点城市已实现千兆接入常态化等等，这有力促进了信息消费生态成熟以及产业数字化转型加速，有助于释放更大的城市经济增长质量潜力。，因此新基建是潜在的、具有长期回报、值得长期投入、具有经济效益和战略价值的投资主线以及提升经济增长质量的重要发力点之一。

2.安慰剂检验

表6 第2-5 列展示了改变政策时点的安慰剂检验结果，分别是提前4 期、3 期、2 期、1 期。可以发现，将政策时点提前后，相应的估计系数基本不显著差异于0②注：“4 期（及之后）虚拟变量”前的回归系数呈10%水平下显著（0.1212*），这可能是因为该系数实际上表示2017-2019 年示范城市的平均经济增长质量与2010-2011 年示范城市以及未进入示范名单城市的平均增长质量的差值，由于2018-2019 年我国宽带网络能力大幅提升，拉动增长质量也大幅提升（原因同脚注②），导致平均来看，“4 期（及之后）虚拟变量”前的回归系数在统计上10%水平显著。但综合表6 第2-5 列回归结果，除此项外其余系数均在统计上不显著，一定程度上表明本文结果相对稳健。，表明真实DID 设定下的回归结果并不是偶然，新基建对城市经济增长质量提升有显著影响。

表6 平行趋势检验与安慰剂检验

图1 展示了随机抽样实验组与对照组400 次的安慰剂检验结果，该图表明安慰剂回归的估计系数远离真实DID 设定下的估计系数，系数分布在0 附近并且大部分不显著，亦反映出真实DID设定下的回归结果并不是偶然。因此，安慰剂检验能够充分反映出基准结果的可信程度，即新基建对城市经济增长质量提升有显著正向影响。

图1 安慰剂检验之随机抽样控制组与对照组400 次

（四）异质性检验

在验证了新基建对我国城市经济增长质量的显著正向影响后，本文对该影响的异质性将做进一步分析，使用的模型如下：

Heteroit表示反映异质性的指标，包括当年基建状况（固定资产投资增长率高于当年城市平均水平为1，反之则为0）、城市规模（户籍人口数高于当年城市平均水平为1，反之则为0）、地理位置（位于华东地区为1，位于东北和华北地区为0）①本文样本中只包含华东、东北和华北地区。、财政支持水平（财政支出占GDP 比重高于当年城市平均水平为1，反之则为0）、经济发展水平（人均实际GDP 增长率高于当年城市平均水平为1，反之则为0）。可以发现，以上指标与基准回归的控制变量相近。KDit*Heteroit表示宽带中国虚拟变量与异质性的指标的交乘项，该项前系数β1反映了异质性样本之间新基建对经济增长质量影响力度的差异。为了保证相对充足的样本量，本文此处未加入全部控制变量，只控制相应的异质性指标，其余设定与基准回归相同。

表7 展示了异质性检验结果。第1 列结果表明，平均来看，相对于固定资产投资增长率低于当年城市平均水平的城市，该指标高于当年城市平均水平的城市的经济增长质量受新基建影响力度显著较弱。根据统计，被纳入示范名单的城市中，固定资产投资增长率较高的城市既包括综合发展水平领先全国的北京市、上海市等，也包括综合发展水平相对较弱的城市，因此出现前述的异质性结果原因可能在于：综合发展水平领先全国的城市经济增长基础相对较好，并且城市内已经培育着提升经济增长质量的多方面动能，因此被纳入示范名单只是锦上添花，很难使经济增长质量进一步、大幅度得到提升；而综合发展水平相对较弱的城市由于经济环境（如生产与消费）以及配套设施不够完善，因此即使被纳入示范名单，仍然无法完全释放新基建对经济增长质量提升的驱动作用，但此类城市可能正通过较高的固定资产投资增长率提升短板。因此，基于以上分析，平均而言，固定资产投资增长率较高的城市呈现出了显著较弱的新基建效应。

表7 异质性检验

第2 列结果表明，平均来看，相对于规模较小的城市而言，规模较大城市的经济增长质量受新基建影响力度显著较强。这可能是因为，规模较大城市的生产、服务、消费等集聚效应较强，容易激发更多更强的经济增长质量提升动能。

第3-5 列结果表明，地理位置、财政支持水平、经济发展水平不同的城市之间，新基建对城市经济增长质量的拉动作用不存在显著性差异①说明：经济发展水平较高、进入名单的城市的新基建效应与经济水平低于当年平均水平、进入名单的城市的新基建效应相比没有显著差异，原因可能与固定资产投资增长率异质性解释相似：经济发展水平领先全国的城市本身经济基础较好，且城市内已经培育着提升经济增长质量的多方面动能，被纳入示范名单后很难使经济增长质量大幅度提升；经济发展水平低于平均水平的城市经济环境与配套措施不够完善，因此即使被纳入示范名单，新基建效应可能无法完全发挥；经济发展水平在均值稍上与稍下的城市新基建效应较为接近，因此平均而言，使用经济发展水平划分样本计算出的异质性在统计上表现为不显著。。

（五）内在机制分析

基于上文对新基建影响城市经济增长质量的理论分析，现从实证角度探讨该影响的内在机制与发生路径。本文引入中介变量，参考宋宝琳等（2022）构建了基于逐步回归法的中介效应模型：

其中Medit表示中介变量，包括城市创新水平、产业结构转型、消费支出水平，其余变量设置与基准回归等式（1）一致。

1.新基建的技术进步效应

本文参考张杰和付奎（2021）的做法，选取城市每一千人的发明专利授权量和实用新型专利授权量作为衡量技术进步表现之一的城市创新水平，回归结果展示在表8。为了计算中介效应占比，第1 列展示了使用等式（4）和等式（5）的回归样本所做的等式（1）回归结果，与基准回归结果十分接近。表7 第2-4 列分别展示了城市创新水平两个指标基于等式（4）与等式（5）的回归结果以及相应计算出的中介效应。结果显示，平均而言，每千人发明专利授权量与实用新型专利授权量分别显著提升了0.1109 个与0.2122 个，说明以宽带网络为基础的新基建能够显著提升城市创新水平，而城市创新水平能够显著提升城市经济增长质量。经过计算，每千人发明专利授权量与实用新型专利授权量的中介效应分别为0.0277 与0.0104，中介效应占比约为38.76%和14.54%。综上，与理论分析一致，以宽带网络为基础的新基建能够通过促进技术进步提升城市经济增长质量。

表8 技术进步效应

续表

2.新基建的产业结构升级效应

本文参考干春晖等（2011）的方法，以第三产业产值与第二产业产值的比值衡量产业高级化水平，回归结果展示在表9 的第1-3 列。结果显示，以宽带网络为基础的新基建能够显著提升产业高级化水平。平均而言，三产产值与二产产值比值显著提高约0.072。进一步地，产业高级化水平能够显著提升城市经济增长质量，经过计算，其中介效应约为0.0277，中介效应占比约为35.94%。综上，与理论分析一致，以宽带网络为基础的新基建能够通过促进产业结构升级提升城市经济增长质量。

3.新基建的消费刺激效应

本文以城镇人均消费支出衡量消费水平，回归结果如表9 中第4-6 列，以宽带网络为基础的新基建能够显著提升消费水平。平均而言，年人均消费支出显著提高约889 元。进一步地，消费水平能够显著提升城市经济增长质量，经过计算，其中介效应约为0.0213，中介效应占比约为28.33%。综上，与理论分析一致，以宽带网络为基础的新基建能够通过刺激消费提升城市经济增长质量。

表9 产业结构升级效应与消费刺激效应

续表

五、研究结论与对策建议

本文借助“宽带中国”示范城市（群）名单与2010-2020 年城市经济数据，使用PSM-渐进DID模型、IV 回归方法，首次从准自然实验视角，针对以宽带网络为基础的新基建对城市经济增长质量的平均影响、中长期影响、异质性影响以及内在机制进行探讨，并提出政策建议。本文的基准回归、稳健性检验、平行趋势检验、安慰剂检验实证结果发现，新基建对城市经济增长质量具有显著的积极影响，并随时间推移呈加强趋势，因此新基建可以作为具有长期回报、值得长期投入、具有经济效益和战略价值的投资主线以及提升经济增长质量的重要发力点。

异质性分析结果发现：第一，平均来看，高于当年城市平均水平的试点城市的经济增长质量受新基建影响力度显著较弱；第二，平均来看，相对于规模较小的城市而言，规模较大城市的经济增长质量受新基建影响力度显著较强。新基建赋能我国城市经济增长质量可以总结为三条路径：一是新基建能够发挥技术进步效应助力城市经济增长动力，二是新基建能够通过产业结构升级效应助力优化城市经济增长结构，三是从经济增长成果视角，新基建具有消费刺激效应。

新基建作为我国实现高质量发展的重要驱动力，应当加大对其关注与支持力度，以充分发挥技术进步效应、产业结构升级效应、消费刺激效应。由于新基建的积极作用随时间推移呈上升趋势，我国在对新基建的发展战略中应着力做好短中长期布局与规划，以充分激发新基建的中长期积极效应。由于新基建对经济增长质量的积极作用具有异质性，一方面，新基建水平基础较好但综合发展水平相对较弱的城市应更关注当地经济发展水平与新基建水平是否协同、能否及时跟进，并应当及时补短板，以充分发挥新基建的积极效应；另一方面，规模较大的城市更应持续完善与升级相关设施以满足生产、服务、消费、生活等需要，以最大化集聚效应，提升城市经济增长质量。