新型数字基础设施建设与经济增长质量提升※

贺晓宇 张二宇

内容提要：在中国式现代化的新征程中,新型数字基础设施已成为推动经济增长质量提升的源头基础和新生动力。基于2010-2020年中国272个城市的政府工作报告爬虫数据和包容性全要素生产率,考察新型数字基础设施与经济增长质量间的因果关系和作用机理,研究发现:新型数字基础设施能够显著促进区域经济增长质量提升,在借助工具变量法、双重差分法缓解内生性问题和多重稳健性检验后依旧成立。拓展性分析发现资源配置效应、技术创新效应和产业升级效应是新型数字基础设施影响经济增长质量提升的重要路径,且新型数字基础设施的经济增长质量提升作用具有显著的空间溢出效应;异质性分析表明新型数字基础设施对经济增长质量的提升效应在东部城市、一般地级市和规模较小城市更为明显。因此,完善新型数字基础设施建设,推动区域间互联互通是促进经济包容性增长和高质量发展的有效路径。

一、 引 言

中共二十大报告指出,“高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务”,提升经济增长质量是中国式现代化的本质要求。当前中国经济面临需求收缩、供给冲击、预期转弱三重压力,同时不平衡不充分的发展与人民日益增长的美好生活需要这一矛盾依旧突出,如何在经济下行背景下实现经济增长质量提升成为亟待解决的重大问题。作为政府财政资本性投资的主要领域,基础设施能够发挥社会先行资本的特殊作用,为经济增长质量提升带来较为明显的正外部性(张学良,2012)。但传统基础设施供需结构日益失衡,边际效益逐渐降低,已经无法满足中国经济社会平稳发展的需要。与此同时,伴随世界新一轮科技革命和产业变革的不断演进,物联网、5G、大数据等新型数字技术相互叠加、融合与迭代所构建的新型数字基础设施体系,已经成为推动经济增长质量提升的源头基础和新生动力。2023年2月,中共中央、国务院发布《数字中国建设整体布局规划》,提出将“打通数字基础设施大动脉”作为夯实数字中国建设的重要一环。那么,新型数字基础设施建设是否能够提升经济增长质量?其背后的影响机制是什么?为此,本文将新型数字基础设施与经济增长质量纳入同一研究框架之中,试图从理论与实证层面深入探究两者间的因果关系与作用机理,从而为中国基础设施数字化转型和经济高质量发展提供决策参考。

学术界围绕新型数字基础设施与经济增长质量间的因果关联展开了广泛探讨,主要包括以下两个部分:一是经济增长质量的影响因素研究,集中在制度和技术两个方面:一方面,已有研究认为制度是提升经济增长质量的关键所在(高培勇等,2019),且制度因素的影响存在长期性(Knutsen,2011)。作为宏观调控的重要工具,财税制度对经济增长质量的影响受到高度重视,储德银等(2020)通过研究发现均衡性转移支付能够优化公共支出结构进而促进经济增长质量提升,余红艳和沈坤荣(2021)则发现财政“两翼一主线”改革可为经济高质量发展带来强劲动能。此外,国内外学者还证明了法律制度(Weber和Grosz,2009)、知识产权保护制度(Eicher和Garcia-Penalosa,2008)等对经济增长质量的影响。另一方面,技术因素是经济高质量发展进程中的不竭源泉。Batabyal和Yoo(2018)以熊彼特的创新理论为基础对创新的经济增长效应进行分析,发现过程创新通过改进生产技术提升区域经济增长质量;王桂军等(2020)则基于省级面板数据,实证检验了技术进步对中国经济增长质量的促进效应。

关于基础设施的经济效应研究是与本文密切相关的另一类文献。在对传统基础设施的研究中,交通基础设施的经济效应是学者们考察的重点,现有文献认为“高铁开通”和“公路建设”等不仅在出口贸易(Donaldson,2018)、技术创新(赵昕和刘静,2021)、产业升级(郭艺等,2023)等方面表现出积极的经济增长效应,对经济高质量发展也存在正向激励作用。随着数字技术的发展与普及,以电子信息、宽带网络为代表的信息基础设施开始为学者们所关注。目前,国外文献关于信息基础设施的经济效应存在争议,一些学者发现宽带普及率的提升对经济增长存在积极作用(Koutroumpis,2009),另一些学者则认为该经济效应并不明显(Lin和Shao,2006),甚至对部分地区的经济发展存在抑制效应(Forman等,2012)。与国外研究不同,国内学者普遍认可信息基础设施的经济增长效应,且从宏微观两个层面进行验证。在宏观层面,信息基础设施建设能够推动创新能力提升(张杰和付奎,2021)和产业结构优化(沈坤荣和史梦昱,2021);在微观层面,信息基础设施建设对企业升级(钞小静和薛志欣,2022)和劳动雇佣(孙伟增和郭冬梅,2021)均存在积极影响。

从已有研究成果来看,国内外学者对经济增长质量的影响因素和信息基础设施的经济效应进行了深入研究,为进一步探讨新型数字基础设施建设的经济增长质量提升效应做出了有益探索。然而,既有研究对新型数字基础设施如何影响经济增长质量涉及不多,相关研究也多基于“宽带中国”的视角进行政策评估,忽略了新型数字基础设施与宽带网络的差异。基于此,本文试图从包容性增长的视角,对新型数字基础设施建设如何提升经济增长质量进行理论分析和实证考察。本文的边际贡献在于:第一,在理论分析层面,立足数字经济时代背景,将新型数字基础设施与经济增长质量纳入到同一理论框架中,系统诠释新型数字基础设施建设对经济增长质量的影响效应和作用机制。第二,在数据测度层面,基于公平与效率视角运用包容性全要素生产率指代经济增长质量,在体现高质量发展“共享”理念的同时,为经济包容性增长提供了经验解释;使用市级政府工作报告构建新型数字基础设施指标,提升了新型数字基础设施指标刻画的精确性和实效性。第三,在研究内容层面,运用空间杜宾模型验证了新型数字基础设施对经济增长质量的空间溢出效应,丰富了新型数字基础设施经济效应的相关研究。

二、 理论分析与研究假设

作为积极财政政策,新型数字基础设施建设在投资乘数效应下会持续影响物质资本和人力资本的累积水平,为经济增长实现公平与效率的统一带来强劲动能。具体来看,新型数字基础设施主要通过资源配置效应、技术创新效应和产业升级效应三个路径实现经济增长质量提升。

第一,新型数字基础设施建设通过资源配置效应促进经济增长质量提升。地区、部门、行业之间的资源配置扭曲是抑制中国经济增长质量提升的重要原因,资源错配不仅会造成资本和劳动力浪费,还会降低企业的生产效率(周申和海鹏,2020),因此提升资本配置效率是实现高质量发展的必由之路。然而,在现实中各种生产要素往往因体制机制原因而流动受限,导致经济增长与要素供给的矛盾日益突出。以5G、云计算、工业物联网等为代表的新型数字基础设施能够打破空间壁垒,通过信息元大幅提高信息传递效率,加速生产要素在各部门间的充分流动,从而实现跨区域、跨产业的资源有效配置。一方面,新型数字基础设施通过扩大数字金融覆盖面提升金融资源配置效率。数字金融能够有效解决信息不对称引致的道德风险和逆向选择困境,满足小微企业和个体居民的融资需求(翟仁祥和宣昌勇,2022)。新型数字基础设施建设能够放大数字普惠金融的“长尾效应”,优化金融资源配置提升经济增长质量。另一方面,新型数字基础设施建设通过促进知识要素流动提升人力资本配置效率。人力资本是提升经济增长质量的重要因素。新型数字基础设施的连通性和共享性特征明显,不囿于信息交流的时空限制,能够促进知识要素在区域及产业间自由流动,降低知识交流成本,提升人力资本质量。因此,新型数字基础设施建设通过知识流动实现劳动力配置优化,推动经济增长质量提升。

第二,新型数字基础设施建设通过技术创新效应促进经济增长质量提升。诸多研究表明,作为经济增长的内生动力,技术创新能够加速科技成果转化,推动生产模式变革,是推动经济高质量发展的不竭源泉(张涛和李均超,2023)。新型数字基础设施主要通过降低知识交流成本、拓宽创新主体范围和强化市场感知能力促进区域技术创新。首先,新型数字基础设施建设通过降低知识搜寻和扩散成本推动技术创新。知识整合重组是技术创新的重要推动力。新型数字基础设施建设不仅可以降低知识搜寻成本加速内部知识传播,还能够降低知识扩散成本促进内外部知识的沟通交流,提升知识跨区域、跨行业的互动频率,加快创新速度。其次,新型数字基础设施建设通过拓宽创新主体范围,实现包容性创新(孙倩倩等,2023)。新型数字基础设施建设为潜在主体提供了创新契机和数字平台,是包容性创新的推动者。新型数字基础设施带来的知识流动降低了创新主体的参与门槛,使“大众创业万众创新”成为可能。此外,作为新型数据要素的载体,物联网、5G、人工智能等数字平台的使用能够加快知识在创新主体间的充分流动,扩展知识辐射的时空边界,进而产生学习倍增效应,降低小微企业研发成本,提升其创新机会。最后,新型数字基础设施通过增强企业对市场的感知能力,提升创新效率。一方面新型数字基础设施建设可以加快新产品的信息传播速度,有利于市场及时给予反馈,加速技术迭代升级;另一方面新型数字基础设施能够推进互联网建设普及,提升企业对市场需求的感知精准度,从而增强创新的目的性和市场导向性,提升企业创新效率(赵莎莎,2022)。

第三,新型数字基础设施建设通过产业升级效应促进经济增长质量提升。既有研究发现,产业结构升级可以促进生产要素向高收益部门流动,提高劳动者共享收入的能力,进而促进经济增长质量提升(邓荣荣和吴云峰,2023)。一方面,新型数字基础设施建设有助于孕育新兴产业、改造传统产业,是产业结构向更高层级转变的推动器。新型数字基础设施为大数据、5G、工业物联网等数字技术的使用和推广奠定基础,加速了第四次工业革命的步伐,孕育产生一系列新产业、新业态,吸引大量生产要素流入。此外,新型数字基础设施建设必然会致使部分落后产业退出历史舞台,倒逼传统企业增加研发投入、加快改造升级,促进生产要素向高附加值部门流动,推动现代化产业体系建设。另一方面,新型数字基础设施建设可以通过产业结构升级提高劳动收入份额,促进包容性增长。得益于新型数字基础设施赋能,第二产业和第三产业在蓬勃发展的同时提升了对农村剩余劳动力的吸纳能力,缓解了相对弱势群体的收入低下问题。更为重要的是,数字产业化和产业数字化将提高产业间分工和协作水平,推动生产方式由粗放型向集约型转变,大大增强了人力资本在生产经营中的作用地位,从而提高劳动者从经济增长中共享收入的能力。因此,新型数字基础设施建设可通过催生新兴产业和改造传统产业提升经济增长质量,同时提高劳动报酬在收入分配中的比例,推动经济包容性增长。

基于上述分析,本文提出如下研究假设:

H1:新型数字基础设施能够显著提升经济增长质量。

H2:新型数字基础设施通过资源配置效应、技术创新效应和产业升级效应促进经济增长质量提升。

事实上,各地理单元在经济增长过程中存在着相互依赖的关系,新型数字基础设施连通性和共享性的特殊禀赋,更使其经济增长质量提升效应并非局限于孤立地区,而是存在着明显的空间溢出特征(马茜等,2022)。首先,生产要素配置受制于地理距离约束是中国资源配置扭曲的原因之一,更与构建全国统一大市场的目标相悖。新型数字基础设施建设不仅能够催生数据这一新兴生产要素,还能够完善和拓展资本、劳动力等传统生产要素的资源配置方式,使其摆脱地理距离的约束,加快各种生产要素的跨地区优化整合。新型数字基础设施建设在一定程度上遏制了各城市的同质化竞争和资源浪费,形成经济增长质量提升的协同效应。其次,新型数字基础设施打破了知识传输的空间壁垒,通过数字技术提升知识的流动性和获取性,加速知识在不同地区之间的扩散,形成协同创新的良好氛围。而且积极进行新型数字基础设施建设的城市会产生示范效应和学习效应,邻近地区间将通过经验交流、区域协同等方式实现创新平台共建、创新资源共享,共同推动经济增长质量提升。最后,新型数字基础设施有利于区域间的产业分工协调,提升区域产业专业化程度,促进产业转型升级。新型数字基础设施建设还能够通过催生新兴产业和改造传统产业创造就业岗位,对邻近地区产生就业吸纳效应和工资提升效应。基于此,本文提出如下假设:

H3:新型数字基础建设通过空间效应对周边地区经济增长质量提升产生外部影响。

三、 研究设计

1. 模型构建

为验证新型数字基础设施建设对经济增长质量的影响,本文借鉴钞小静等(2020)的研究思路,使用双向固定效应模型考察新型数字基础设施与经济增长质量间的因果关系,具体模型设定如下:

ITFPit=α0+α1DIit+θXit+ηi+μt+εit

(1)

其中,被解释变量ITFPit表示城市i在t时期的经济增长质量,使用包容性全要素生产率(Inclusiveness Total Factor Productivity,简称ITFP)衡量;DIit为核心解释变量,表示城市i在t时期的新型数字基础设施建设水平;Xit为影响经济增长质量的控制变量集合;ηi和μt表示城市固定效应和年份固定效应,εit为随机干扰项。核心解释变量DI的系数α1为本文实证关注的重点,若α1>0,则说明新型数字基础设施建设能够促进经济增长质量提升,若α1<0,新型数字基础设施建设对经济增长质量其实起抑制作用。

2. 变量定义与说明

(1) 被解释变量。经济增长质量(ITFP)。中共二十大报告强调要“推动经济实现质的有效提升和量的合理增长”,包容性是发展经济学中一个重要概念,包容性增长不仅囊括了GDP的增长速度,还充分考虑了经济增长过程中的公平问题,能够较好地展现经济增长的“量”与“质”。因此,本文参考于井远(2022)的研究,使用包容性全要素生产率指代经济增长质量。对于包容性全要素生产率的具体测算,本文参考陈红蕾和覃伟芳(2014)的做法,基于Malmquist-Luenberger指数进行测度,其中投入要素为资本与劳动,期望产出为人均实际GDP,非期望产出为城乡居民收入差距。

(2) 核心解释变量。新型数字基础设施(DI)。新型数字基础设施具备较强的正外部性,且具有投资规模大、回报周期长等特点,政府理应且必须在提供新型数字基础设施中发挥主体作用。政府工作报告中相关词汇出现的频率代表了地方政府对新型数字基础设施建设的重视程度和规划安排,在一定程度上体现该区域新型数字基础设施的发展水平。因此,本文在钞小静和薛志欣(2022)的研究基础上,使用市级政府工作报告中出现的与新型数字基础设施高度相关的词汇词频衡量该城市的新型数字基础设施发展水平(1)与新型数字基础设施高度相关的词汇如下:数字基础设施、数据化、物联网、智能技术、信息产业、互联网金融、数据科技、云应用、虚拟化、智能经济、数据中心、机器人、移动通信、区块链、软件、软件工程、大数据、电商、信息科技、网络技术、人工智能、网络科技、智能装备、数字产业、软件技术、云技术、通信技术、信息技术、5G、智能终端、电子技术、云计算、云端、计算机技术、互联网、信息经济、智能制造、智能工厂、云服务、信息服务、智能科技、数码科技、电子政务、云平台、线上、信息基础设施、移动支付、电子商务、互联网化、智慧城市。。

(3) 控制变量。在基准回归模型中,除被解释变量与核心解释变量外,本文参考已有文献(于井远,2022;邓荣荣和吴云峰,2023),引入如下可能会对经济增长质量产生影响的控制变量:经济发展水平(Pgdp)、金融发展水平(Finc)、传统基础设施(Road)、人口密度(Pop)、城镇化水平(Urb)、人力资本水平(Hum)、外商直接投资(Fdi)和政府干预程度(Gov)。变量的具体定义见表1。

表1 变量定义与说明

3. 样本选择与数据来源

本文以2010-2020年中国地级及以上城市为研究样本,城市层面数据主要来源于2011-2021年《中国城市统计年鉴》,部分缺失数据通过查阅各地方统计年鉴、统计公报和插值法予以补充。政府工作报告文本数据通过各地方政府信息公开网站手动获取。

此外,本文还对研究样本作出如下处理:第一,将关键变量存在严重数据缺失的样本予以剔除,如那曲市、昌都市等;第二,将在2010-2020年发生过重大行政区划变更的城市予以剔除,如合肥市等。在数据筛选的基础上,本文最终得到了272个城市,共计2992个样本。为了解决极端值对回归结果的影响,本文对连续变量进行了1%的缩尾处理。

表2为主要变量的描述性统计结果。可以看出,城市经济增长质量的均值为1.0063,中位数为1.0055,说明半数以上城市的经济增长质量低于均值;标准差为0.0222,体现出不同城市的经济增长质量存在较大差异,1.1952的最大值与0.8384的最小值也证明了这一点。新型数字基础设施的均值为0.0021,标准差为0.0018,最大值和最小值分别为0.0219和0,说明中国新型数字基础设施不仅在城市间差异明显,总体仍有较大建设空间。其余变量的描述性统计情况与已有研究基本一致。

四、 实证结果与分析

1. 基准回归

表3报告了新型数字基础设施建设对经济增长质量影响的回归结果。其中,列(1)是使用普通最小二乘法展开的单变量回归结果,列(2)在列(1)的基础上引入城市固定效应和年份固定效应,列(3)列(4)则分别在前两列的基础上加入控制变量。由结果可知,无论是否控制城市固定效应和年份固定效应以及是否加入控制变量,新型数字基础设施的回归系数均在1%的水平上正向显著,说明新型数字基础设施建设在经济增长质量提升中发挥正向激励作用,这与理论预期一致,假设H1得以证明。

表3 基准回归结果

2. 内生性检验

(1) 工具变量法。为克服可能存在的内生性问题,本文参考钞小静等(2021)的做法,选取1984年每万人固定电话数量作为工具变量(IV)进行回归分析。选取这一历史数据作为工具变量主要基于以下两点考量:一方面,通讯技术是新型数字基础设施发展的重要影响因素,而固定电话是历史上通讯技术的典型代表,满足相关性要求;另一方面,历史上的固定电话数量并不会对当前的经济增长质量带来较大影响,满足外生性要求。同时,本文将其与对应年份的信息传输、计算机服务和软件业从业人员数相乘,以此赋予时间趋势。回归结果如表4所示。可以发现在第一阶段工具变量IV的系数正向显著,说明工具变量的选择符合相关性准则;在第二阶段中,核心解释变量DI的系数正向显著,说明在考虑内生性问题后,新型数字基础设施与经济增长质量间的因果关系依旧成立,故基准回归的结果较为稳健。

表4 工具变量回归结果

(2) 双重差分法。为了进一步克服内生性问题,本文以“宽带中国”战略作为准自然实验,运用多期双重差分法重新识别新型数字基础设施与经济增长质量间的因果关系。考虑到“宽带中国”试点城市的遴选并非严格外生的,参考Heckman等(1998)的研究,使用倾向得分匹配双重差分法(PSM-DID)进行估计,这一方法将PSM和DID的优点相互结合,从而克服选择偏误。

表5汇报了PSM-DID的回归结果。其中,列(1)是使用普通最小二乘法展开的单变量回归结果,列(2)在列(1)的基础上引入城市固定效应和年份固定效应,列(3)列(4)则分别在前两列的基础上加入控制变量。由结果可知,所有回归中“宽带中国”战略的系数均在1%的水平上显著为正,这表明“宽带中国”战略确实促进了经济增长质量提升。

表5 “宽带中国”战略影响经济增长质量的回归结果

双重差分法虽然规避了被解释变量与核心解释变量互为因果引致的内生性问题,但是不可观测因素依旧可能造成回归结果的偏误,故本文参考Chetty等(2009)的思路进行安慰剂检验。具体做法是:首先,从样本中随机选择部分城市定义为伪实验组,其他城市定义为伪对照组;其次,为伪实验组中的城市任选一年设定为“宽带中国”战略起始时间;最后,使用双重差分法对伪样本进行估计获得伪回归系数。进一步使用循环语句对上述过程重复500次,并将获取的500个伪系数的概率分布通过图示法予以展现,结果如图1所示。可以发现,500个伪系数全部分布在零值左右,且基本服从正态分布,同时PSM-DID估计的真实系数0.0051在图中明显是异常值,安慰剂检验通过。

图1 安慰剂检验结果

3. 其他稳健性检验

(1) 高维固定效应检验。在基准回归中,本文仅控制了城市层面和年份层面的差异,事实上,可能还存在部分随时间和省份变动的因子导致回归结果的偏误。因此,本文引入省份-年份联合固定效应,使用多维固定效应重新考察新型数字基础设施与经济增长质量间的因果关系。表6中列(1)的结果表明,在引入省份-年份固定效应后,新型数字基础设施正向显著影响经济增长质量的结论依旧成立。

表6 其他稳健性检验结果

(2) 替换变量。为规避变量测度误差对回归结果的影响,本文拟通过其他方法测度新型数字基础设施和经济增长质量进行稳健性检验。首先,参考钞小静和薛志欣(2022)的研究,使用地级市互联网渗透率(2)互联网渗透率用互联网接入用户数占总人口数的比重表示。与省级政府工作报告中相关词汇的词频之积衡量新型数字基础设施水平,记为DI_pro;其次,参考钞小静等(2020)的研究,选取新型数字基础设施相关行业上市公司的产值之和进行度量(3)具体做法为:通过在国泰安数据库中手动筛选出信息技术业分类下的通信及相关设备制造业、计算机及相关设备制造业等新型数字基础设施相关行业的上市公司产值,并进一步利用注册地信息将其划分到不同的地级市。,记为DI_con。最后,本文使用传统DEA的方法,以资本和劳动为投入变量,人均实际GDP和农村与城镇居民人均可支配收入的比值为产出,重新测度经济增长质量,记为TFP1。表6中列(2)至列(4)的结果表明,在替换变量后,新型数字基础设施对经济增长质量的提升效应依旧显著。

(3) 排除疫情影响。2020年新冠肺炎疫情对中国经济活动和人民生活带来了较大影响,可能会导致研究结果的偏误,故本文将2020年的样本予以剔除,重新估计新型数字基础设施对经济增长质量的影响效应。表6中列(5)的结果表明,在消除新冠肺炎疫情影响后,新型数字基础设施正向显著影响经济增长质量的结论依旧成立,结论的稳健性得以证明。

五、 拓展性分析

1. 影响机制检验

本文的理论假设H2指出,新型数字基础设施建设能够通过资源配置效应、技术创新效应和产业升级效应对经济增长质量产生影响,现对H2进行机制检验。本文借鉴江艇(2022)的做法,就核心解释变量与中介变量的关系进行验证识别:

Mit=β0+β1DIit+θXit+ηi+μt+εit

(2)

其中,M为中介变量,其他变量与前文一致。如果系数显著,则说明中介效应成立。

首先是资源配置效应。本文借鉴白俊红和刘宇英(2018)的做法,用资本错配和劳动错配指数衡量资源配置水平。表7中列(1)列(2)的回归结果显示,新型数字基础设施对资本错配指数TKI和劳动错配指数TLI的回归系数均显著为负,说明新型数字基础设施建设能够遏制资本和劳动要素的错配,改善资源配置效率,进而推动经济增长质量提升,假设H2中的资源配置效应假说得以证明。

表7 影响机制检验结果

其次是技术创新效应。本文借鉴张杰和付奎(2021)的思路,选取专利申请量的自然对数衡量城市创新能力(PATENT),同时选择《中国城市和产业创新能力报告》的城市创新指数(INN)作为替代指标,克服专利质量和价值的异质性问题。表7中列(3)列(4)的回归结果表明,新型数字基础设施能够显著提升城市创新能力,说明新型数字基础设施能够通过降低知识交流成本、拓宽创新主体范围和强化市场感知能力促进技术创新,并通过技术进步推动经济增长质量提升,理论假设H2中技术创新效应机制得到验证。

最后是产业升级效应。本文主要从高级化和合理化两个维度衡量产业结构升级。对于产业结构高级化(AIS),参照刘伟等(2008)的做法,使用产业之间的比例关系与各产业劳动生产率的乘积加权值测度;对于产业结构合理化(RIS),参考袁航和朱承亮(2018)的做法,借助泰尔指数加以测度。表7中列(5)列(6)报告了产业升级效应的检验结果,发现新型数字基础设施对产业结构高级化和合理化的回归系数均正向显著,说明新型数字基础设施建设能够促进产业结构升级,假设H2中新型数字基础设施通过产业升级效应提升经济增长质量的机制得以验证。

2. 空间效应检验

假设H3表明,新型数字基础设施可通过扩散效应使经济增长质量较高的地区带动后发地区的发展,从而产生正的空间溢出效应。因此,本文进一步使用空间计量模型考察新型数字基础设施对经济增长质量的空间溢出效应,模型设定如下:

ITFPit=γ0+γ1WijITFPit+γ2DIit+γ3WijDIit+θ1Xit+θ2WijXit+ηi+μt+εit

(3)

其中,Wij为空间权重矩阵,包括地理距离矩阵和经济距离矩阵两种(4)地理距离权重矩阵使用基于经纬度测算的i区域与j区域地理距离的倒数表示;经济距离权重矩阵使用i区域人均GDP年均值与j区域人均GDP年均值绝对差值的倒数表示。;γ1为空间自回归系数,γ2为核心解释变量DI的回归系数,γ3为DI的空间交互项系数,其余变量含义和模型(1)基本一致。

表8报告了新型数字基础设施对经济增长质量空间溢出效应的分析结果。结果显示,在地理距离矩阵和经济距离矩阵中,核心解释变量DI及其空间交互项W×DI均显著为正,说明各城市的新型数字基础设施拥有共同的区域外部性因素,能够实现资源有效配置、知识快速传播和产业转型升级,有利于经济增长质量的提升,从而带来正向的空间溢出效应。进一步对其使用偏微分分解发现,新型数字基础设施的直接效应(本地效应)、间接效应(空间溢出效应)和总效应均显著为正,说明新型数字基础设施建设不仅能够提升本地的经济增长质量,对相邻城市的经济增长质量提升也具有正向激励作用,即新型数字基础设施建设对区域经济增长质量具有正向空间溢出效应,假设H3得以验证。

表8 空间溢出效应分析结果

3. 异质性分析

(1) 城市区域异质性分析。不同区域城市在要素禀赋、创新资源、产业结构方面的异质性,可能会导致新型数字基础设施对经济增长质量的作用效果存在差异。基于此,本文根据城市所在区域将样本划分为东部城市和中西部城市进行分组回归,结果如表9中的列(1)列(2)所示。结果表明,新型数字基础设施对东部城市和中西部城市的经济增长质量提升均有促进效应,但对中西部地区影响的显著性较弱。相较于中西部地区,东部地区在资本、劳动和创新资源等方面具有优势,产业结构也较为合理,故新型数字基础设施建设能够更好地激发要素流动、促进产融结合,推动经济增长质量提升。中西部地区虽然在一定程度上获得了东部地区的空间溢出红利,但由于各方面发展滞后,新型数字基础设施的经济增长质量激励效应还有待提升。

表9 异质性分析结果

(2) 城市等级异质性分析。从行政角度看,新型数字基础设施对何种行政等级城市更具有经济增长质量的提升效应?为此本文按照行政等级将样本城市划分为重点城市和一般城市,随后进行异质性回归。其中,重点城市包括直辖市、省会城市、计划单列市与经济特区城市,一般城市为除此以外的其他城市。表9的列(3)列(4)表明,新型数字基础设施的回归系数在重点城市不显著,对于一般城市在1%的水平显著为正,说明新型数字基础设施的增长质量红利在一般城市更为明显。与重点城市相比,一般城市在基础设施建设方面相对滞后,故新型数字基础设施建设的边际效应更强,对经济增长质量的提升作用更明显。此外,重点城市多为区域中心城市,是区域经济发展的领头羊,故重点城市的新型基础设施建设能够对邻近的一般城市带来正向的空间溢出效应,推动其经济增长质量提升。

(3) 城市规模异质性分析。不同规模的城市在新型数字基础设施建设及经济增长质量方面均存在较大差异。因此本文根据城市人口的中位数将城市分为规模较大城市与规模较小城市,然后进行分组回归。表9的列(5)列(6)表明,新型数字基础设施对不同规模城市的经济增长质量均有提升效应,但通过对比发现,新型数字基础设施的作用因城市规模不同而呈现差异,对规模较小城市经济增长质量的提升作用大于规模较大城市。与重点城市类似,大城市在都市圈内具有重要地位,辐射和带动作用较强,故规模较小城市不仅能够获得自身新型数字基础设施建设的经济增长质量红利,还可以享受周边大城市的辐射红利,进而缩小与大城市的经济增长质量差距。

六、 研究结论与对策建议

本文立足包容性增长视角,从资源配置、技术创新、产业升级三个维度阐述新型数字基础设施建设影响经济增长质量的理论逻辑,并利用2010-2020年中国272个城市的面板数据进行实证检验,研究结论如下:第一,新型数字基础设施建设对经济增长质量提升具有显著的促进作用,且该效应在使用工具变量法、双重差分法缓解内生性问题以及多重稳健性检验后依然成立。第二,新型数字基础设施通过资源配置效应、技术创新效应和产业升级效应促进经济增长质量提升,且新型数字基础设施的经济增长质量提升作用具有显著的空间溢出效应。第三,新型数字基础设施对经济增长质量的影响存在区域、等级和规模异质性,新型数字基础设施对经济增长质量的激励效应在东部城市、一般地级市和规模较小的城市更为明显。基于上述研究结论,本文提出如下政策建议:

第一,加大新型数字基础设施投入,发挥积极财政政策效能。一是强化顶层设计。中央政府要合理规划布局新型数字基础设施建设的关键节点和骨干网络,重点从规模、结构和发展模式等视角科学安排新型数字基础设施投资,最大限度发挥新型数字基础设施的经济效益。二是充分利用各类政策工具。积极推动新型数字基础设施进入PPP项目建设库,将新型数字基础设施纳入专项债券重点支持范围,更好地发挥专项债券带动扩大有效投资的作用。聚焦重点地区的优质资产,鼓励符合条件的新型数字基础设施项目参与REITS试点,通过盘活存量资产提高融资效率,形成新型数字基础设施投资的良性循环。三是引入民间资本,拓展投融资渠道。逐步放松管制,适度引入市场竞争,引导和鼓励民营企业参与数据中心、工业互联网等新型数字基础设施的投资建设和应用创新,最大限度调动社会资源和民间资本对提升经济增长质量的积极作用。

第二,强化新型数字基础设施应用水平,全面赋能经济高质量发展。一是发展数据要素市场,畅通数据资源大循环。释放商业数据价值潜能,开展数据资产计价研究,建立数据要素按价值贡献参与分配机制,充分发挥大数据资源配置效能。同时建设重要领域国家数据资源库,推动公共数据汇聚利用。二是强化政策支持,推进技术创新。通过财政补贴和税收优惠等一揽子政策,强化政府对企业从事新型数字基础设施相关技术研发的支持力度,加快重点领域关键核心技术攻关和技术迭代应用,为新型数字基础设施建设提供技术支撑。三是加快数字技术与实体经济深度融合,推动产业结构升级。在农业、金融、医疗、能源等重点领域加快数字技术创新应用,在培育新型数字产业的基础上推进传统产业、中小企业数字化转型。充分发挥数字经济的空间溢出效应(李宗显和杨千帆,2021),通过发达地区的典型示范作用带动欠发达地区发展质量提升。

第三,推进区域间协作共赢,实现经济包容性增长。一是畅通要素流动渠道。充分利用数据要素的特殊禀赋,破除劳动力和资本在区域间、城乡间、行业间流动的障碍,最大限度发挥新型数字基础设施的空间溢出效应。二是统筹全国布局。加大中央财政对中西部地区新型数字基础设施建设的支持力度,大力推进“东数西算”,统筹各地经济社会发展需求和资源禀赋,合理安排新型数字基础设施投资,重点向一般地级市和规模较小的城市倾斜。三是推进一体化建设。充分发挥长三角、珠三角等一体化国家战略的积极效能,在关键核心技术研发、平台建设、联合创新等方面实现更大突破,以新型数字基础设施建设一体化推进区域间更高质量协同发展,基本形成横向打通、纵向贯通、协调有力的一体化推进格局,助力经济增长质量提升。