数字经济发展提升城市经济韧性的实证研究

摘 要：本文基于理论分析提出数字经济对城市经济韧性提升存在直接影响、间接影响及非线性影响假设，利用2008—2020年中国283个地级及以上城市面板数据进行实证检验。研究表明：数字经济对提升城市经济韧性具有显著促进作用，该结论经过内生性检验后依然成立；数字经济主要通过推动产业结构升级、增强政府干预程度两条路径间接提升城市经济韧性；数字经济对城市经济韧性存在非线性影响，且产业结构升级与政府干预程度能够强化这一效果；数字经济对城市经济韧性提升效果存在显著的区域异质性。因此，本文提出加快推动城市数字经济基础设施建设、发挥产业结构升级与政府干预程度的间接驱动作用、制定差异化城市经济韧性发展规划等相关策略，仅供参考。

关键词：数字经济；城市经济韧性；产业结构升级；政府干预程度

本文索引：葛璇.<变量 2>[J].中国商论，2023（24）：-062.

中图分类号：F299.2 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2023）12（b）--07

“经济韧性”可理解为经济系统面对冲击表现出的抵御风险、降低损失的能力。在百年未有之大变局背景下，城市作为人类发展的关键社会生态系统，对提高其经济韧性至关重要。然而就实际情况而言，我国城市建设仍存在规划治理程序不成熟、城市治理水平不高等现实困境，导致城市经济韧性不足问题逐渐凸显。对此，《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》明确提出，要“建设韧性城市”，要求拓宽城市建设资金来源渠道，加强治理城市風险防控。

伴随人工智能、云计算等新兴技术的逐步应用，数字经济逐渐成为世界经济发展的前沿领域。信通院公布数据显示，截至2021年底，中国数字经济规模超过45万亿元，在GDP中的占比提高至39.8%。依托空间依赖性低、目标治理精准、高自动化等优势，数字经济对提升城市经济韧性具有重要作用，特别是新冠疫情发生以来，数字经济展现出强大的发展韧性及抗冲击能力。诸如远程教育、在线医疗、远程办公等数字商业模式与业态形式不断涌现，在大幅降低疫情直接冲击的同时，带动城市经济回弹。在此背景下，如何通过强化数字经济发展来提高城市经济韧性水平成为亟待解决的问题。基于此，本文选择固定效应回归模型，实证研究数字经济对城市经济韧性提升的影响机制，并探寻以数字经济发展驱动城市经济韧性提升的有效路径，以期为推动城市经济高质量发展提供借鉴。

1 文献综述

围绕城市经济韧性影响因素，大量学者展开研究。苏任刚、赵湘莲（2020）借助2011—2020年中国省域数据研究发现，制造业发展和创业活力都能显著提升城市经济韧性。张明斗等（2021）认为，产业结构变迁能够在一定程度上促进城市经济韧性提升，然而过度服务化倾向与滞后要素市场发展会抑制产业结构变迁对城市经济韧性的提升作用。王鹏、钟敏（2021）以长三角、珠三角、京津冀三个城市群为研究样本，发现产业集群网络密度和关联度等因素能够抑制城市经济韧性提升，而产业集群网络特征可通过刺激城市创新来提升城市经济韧性。华桂宏、陈雨佳（2022）认为，金融产业聚集有助于城市经济韧性提升，且这种影响会因城市规模不同而产生差异。

诸多学者围绕数字经济与城市问题展开研究。刘一丝（2022）从理论视角分析了数字经济快速发展可对城市居住空间、产业空间布局、交通空间产生重大影响，并提出城市空间治理面临数据信息收集整合能力弱、各层级政府与部门间整体性动力较弱等一系列发展问题。郭丰等（2022）研究表明，数字经济主要通过提升城市绿色技术创新水平机制来提升城市低碳排放水平。王海艳等（2022）认为，数字经济能够显著促进城乡融合发展，且东、中、西三大地区的主要影响因素各不相同。韩兆安等（2022）利用耦合模型探究城市数字经济和高质量发展的耦合关系，发现城市数字经济与高质量耦合协调度呈现逐年递增的发展趋势，其中华南、华北、华东等地区耦合协调度发展较为领先。韩松、王洛硕（2022）提出，数字经济在推动城市文化产业高质量发展方面发挥着重要作用，且这种驱动作用呈现显著的空间溢出效应。

此外，有学者开始从数字经济视角关注经济韧性问题。陈丛波、叶阿忠（2021）使用城市层面及长三角地区省级面板数据证实数字经济对区域经济韧性在短期内会产生不良影响，而长期来看具有显著的积极影响。陈胜利、王东（2022）以多种计量模型分析了数字经济与经济韧性之间的关系，发现数字经济通过创新能力、创新活力、产业结构升级多种途径提升经济韧性，且数字经济发展能够促进当地经济韧性提升，亦对邻近地区产生带动效果。胡艳等（2022）以长三角地区为例，认为数字经济能够显著提高该区域城市经济抵抗力与恢复力。

综上，已有文献研究成果为探讨数字经济与城市经济韧性关系奠定了基础，但少有文献就城市层面的经济韧性展开分析，两者之间的作用机制需要进一步探讨。鉴于此，创新性地将数字经济与城市经济韧性两者并入统一研究框架，基于直接影响、间接影响与非线性影响三个维度，探寻数字经济对城市经济韧性的作用机理。在此基础上，进一步考察两者影响关系的区域异质性特点，为更好地厘清两者关系提供经验证据。

2 理论分析与研究假设

2.1 直接影响分析

一方面，数字经济提高城市商业主体抗冲击力。数字经济的本质是以信息技术为核心的商业模式。对于城市经济运行而言，数字经济发展可在渗透融合、资源配置、组织协同等方面优化城市商业运行模式，强化商业供需关系链，从而有效抵抗城市经济面对的外部冲击。此外，数字经济借助大数据与互联网技术提高了商业主体的生产效率，在推动城市经济效益增长的同时，夯实了城市经济韧性基础。另一方面，数字经济提高城市经济体恢复力。数字经济具有高渗透性特点，能够高效缓解跨时空信息交易成本与生产要素供需失衡等结构性矛盾。与此同时，数字经济与实体经济的融合催生出一系列新业态，为各层次人才提供创业机会，有助于从民生层面提升城市经济韧性。因此，在城市经济受到外部冲击后，数字经济发展使其可以快速进行结构调整，进而恢复到受冲击前的发展水平。综上所述，本文提出以下假设：

假设1：数字经济有助于提升城市经济韧性。

2.2 间接影响分析

一方面，数字经济可赋能不同领域产业结构升级。对于传统产业而言，数字经济通过电子商务、云计算等形式，将数字技术高效应用至传统产业生产、储存、运输、销售等环节，实现产业流程与组织方式的内部再造，使得传统产业完成智能化、个性化变革。与此同时，数字经济加速了产业之间的分化和重组进程，不同产业融合进程加速，促进产业结构升级。既有研究已表明，产业结构升级是保障城市经济稳定可持续发展的重要途径。另一方面，数字经济可直接影响政府对本地区的干预程度。政府干预是城市经济韧性建设的制度基础，依托财政、税收等手段，政府能够为城市经济韧性提供良好的制度环境与政策保障。数字经济发展使得政府能够更为准确地掌握各行业发展的实际状况，政府干预政策的精准性大幅提高。在城市经济受到外部冲击时，政府可依据被影响程度及重要性进行针对性调整，以提升城市经济韧性。所以，数字经济能够为政府干预提供政策指引方向，保障城市经济健康发展。综上所述，本文提出以下假设：

假设2：数字经济可通过推动产业结构升级与强化政府干预程度间接提升城市经济韧性。

2.3 非线性影响分析

数字经济作为信息科技进步的自然产物，可有效反映信息知识交换与生产边际效应递增规律。在数字经济发展前期，企业数字技术及资源应用能力偏低，数字经济的渗透能力相对较弱。另外，对于政府经济治理而言，适应数字经济的数字化、智能化转型同样是一项全新考验。在多重因素的影响下，数字经济对城市經济韧性的影响十分微弱，其正面促进影响效果并不明显。随着数字经济发展水平的不断提升，工业互联网平台、旅游平台、综合服务贸易平台等新型商业模式逐渐成熟，带动城市产业结构升级，真正实现产业联动与人才技术共享，促使城市经济韧性提升。政府通过收集、共享与分析数据，能够准确了解城市经济发展状况，且不同政府部门间的协调管理能力提高，有助于政府财政政策的监督执行。由此可见，当数字经济发展到一定水平后，将成为提升城市经济韧性的重要驱动。基于上述理论分析，本文认为，数字经济通过产业结构升级与政府干预程度两大中介路径间接对城市经济韧性产生边际效应递增的非线性影响。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设3：当数字经济跨过一定水平后，其对城市经济韧性的影响作用增强，呈现出“边际效应递增”的非线性特征，这一效应在考虑产业结构升级与政府干预程度的间接影响时依然存在。

3 研究设计

3.1 模型设定

本文关注数字经济对城市经济韧性的直接影响，据此构建以下回归模型：

其中，为城市i在时间t的城市经济韧性；代表数字经济发展水平；为控制变量；为待估计系数；、分别表示地区与时间固定效应；为随机误差值。

为研判数字经济对城市经济韧性的作用机制，本文参考温忠麟、叶宝娟（2014）的中介效应检验法，构建以下模型：

其中，为城市i时间t的中介变量产业结构升级（）与政府干预程度（）；与代表待估计系数；与为地区固定效应；与为时间固定效应；与为随机扰动项。

为考察数字经济与城市经济韧性之间的非线性关系，本文参考Hansen（1999）的面板门槛模型，构建以下计量模型：

其中，X为门限变量，根据理论分析，分别选用数字经济、产业结构升级与政府干预程度为门限变量。z为特定门限值，当z取值达成括号内条件要求时，示性函数I赋值为1；反之，为0。为估计系数；、依次表征地区与时间固定效应；代表随机误差项。

3.2 变量说明

3.2.1 被解释变量

城市经济韧性（Resi）。由于经济韧性自身较为复杂，关于经济韧性的测度未有统一标准。已有研究主要利用三种方法衡量城市经济韧性发展水平：其一构建城市经济韧性指标体系进行表征；其二采用反事实估计法进行刻画，其三利用敏感指数法进行测算。其中，构建指标体系时，指标变量与权重函数尚未形成统一标准，且选择指标普遍为解释城市经济韧性的原因并非测度。反事实估计法计算过程较为复杂，且需考虑模式的合理性问题。相较而言，单指标测度法结果更加精准可靠、操作简单。因此，本文使用第三种方式，利用地区实际GDP（以2008年为基期）对城市经济韧性进行测算，计算公式如下：

式（5）是借鉴Martin R和Sunley P（2014）的研究成果，以2008—2010年为冲击抵御期。其中，R冲击抵御，i代表城市经济对冲击的抵御能力；R恢复更新，i为城市经济对冲击的恢复能力；i为城市；t为年份；Y为产出；Yi冲击抵御为冲击抵御期城市i经济总量的变化值；ΔYi，t冲击抵御为冲击抵御期城市i第t年的经济总值；g冲击抵御为冲击期抵御期全国第T+K年的平均成本变化率。式（6）以2011—2020年为恢复更新期。其中，i为城市；t为年份；Y为产出；Yi恢复更新为恢复更新期城市i经济总量的变化值；Yi，t恢复更新为恢复更新期城市i第t年的经济总值；g冲击抵御为冲击期恢复期全国第t+K年的平均成本变化率。此外，城市经济韧性值以0为分界点，若大于0，则代表该城市冲击抵御能力或恢复更新能力高于全国平均值，即韧性越强；若小于0，则代表该城市冲击抵御能力或恢复更新能力比全国平均值低，即韧性越弱。

3.2.2 核心解释变量

数字经济发展水平（Int）。数字经济是依赖互联网平台向各个领域延伸的新兴经济，其经济业态构成较为庞杂，采用单一指标无法综合评价数字经济发展水平。本文借鉴既有研究，从数字基础建设、数字应用程度、数字产品服务、数字发展环境四个维度构建数字经济发展水平评价指标体系（见表1）。同时，采用熵权法将各指标权重进行赋值，测算数字经济发展水平。

3.2.3 中介变量

（1）产业结构升级（Istruc），使用第二产业增加值与第三产业增加值的比值刻画，若比值越大，说明产业结构水平越高。（2）政府干预程度（Gov），采用财政支出占国内生产总值比率进行刻画，比率越大，政府干预强度越大。

3.2.4 控制变量

为了对数字经济影响城市经济韧性作出更好地刻画，本文选取以下控制变量：（1）城市开放水平（Open）。城市开放水平越高，意味着其遭受外部冲击的可能性越大，传导性越强，冲击后恢复越复杂，采用城市实际利用外资衡量。（2）城市创新水平（Invent）。创新是城市发展的核心力量，也是遭受冲击后进行转型升级和动态调整的重要手段，选取每万人发明专利申请数量进行衡量。（3）城市金融水平（Agg）。充足高效的资金流是支撑城市在经历冲击后快速正常运转的重要因素，选用地区金融业就业人员相对密集度进行刻画。（4）财政投资水平（Lpe）。财政投资水平能够反映地方政府在城市经济遇到冲击后的政府财政调整能力，利用固定资产占国内生产总值的比重进行衡量。

3.3 数据来源及说明

本文以2008—2020年283个地级及以上城市为研究对象，数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国产业统计年鉴》《中国城市统计年鉴》及各城市统计年鉴与数据库。其中，地区GDP以2008年为基期进行平减，对于部分缺失数据，采用插值法进行填补。

4 实证分析

4.1 基准回归分析

Hausman检验结果显示，所构建模型适用于固定效应模型。表2为线性模型回归结果，由列（1）可以发现，数字经济系数值为正，且通过1%显著性水平检验，说明数字经济对城市经济韧性具有促进效应。表2列（2）与列（3）为进一步考虑控制变量与时间固定效应的影响结果，发现显著性水平及影响方向并未改变，说明所得结果稳定可靠，因此假设1成立。据控制变量回归结果可得，城市开放水平系数为2.157，且在1%显著性水平上显著，说明城市开放水平越高，越有助于城市经济韧性提升，这与本文预期相反。究其原因，可能是由于城市开放水平提升有助于降低企业贸易成本，间接提高其抵御外部风险的能力，从而促使城市经济韧性提升。城市创新水平变量系数为0.849，且通过5%显著性水平检验，说明城市创新水平越高，城市经济韧性越强。细究其因，城市创新水平越高，意味着内部企业面临的市场竞争越激烈，为了提高自身市场竞争力，企业往往会主动采取相应策略提升自身韧性，进而间接提升城市经济韧性。城市金融水平变量系数为3.147，在1%显著性水平上显著。细究其因，金融水平能够带来正外部效应，提高城市抵御内外部冲击的能力，加强城市经济对冲击的适应性。财政投资变量系数为2.487，且至少通过10%显著性检验，即财政投资越高，越有助于提升城市经济韧性。地方政府财政投资能力越强，其对城市经济的影响力越大，越有助于提升城市经济韧性。

4.2 中介效应回归分析

表3为中介效应检验结果。观察可知，产业结构升级与政府干预程度作为中介变量，利用Sobel法的中介检验结果均显著，表明存在中介作用。表3列（1）（2）是以产业结构升级为中介变量进行的回归分析，其中列（1）的数字经济估计系数为正，且通过1%显著性检验，表明存在显著中介效应；列（2）的产业结构升级系数为0.837，且通过1%显著性检验，说明数字经济可以通过赋能产业结构升级，进而赋能城市经济韧性增强。计算可得，数字经济通过产业结构升级来影响城市经济韧性的中介效应占整体效应的比例为56.26%。通过表3列（3）～（4）的检验结果能够看出，数字经济还能通过影响政府干预程度来提升城市经济韧性，其中介效应占整体效应的比重为27.35%，上述结果证实了假设2。此外，本文还发现数字经济提升城市经济韧性过程中，产业结构升级的中介效果优于政府干预程度。

4.3 门槛模型回归结果分析

为验证假设3的非线性关系是否成立，本文利用门槛进行实证检验。在进行门槛效应分析前，需先对门槛存在性进行检验，自举法抽样（Bootstrap）500次，发现数字经济、产业结构升级及政府干预三者均至少在10%的统计水平上显著，且皆通过单一门槛与双重门槛，故利用双门槛模型进行后续研究（见表4）。

表5为面板门槛模型回归结果，其中列（1）为以数字经济为门槛变量的回归结果，可知若数字经济小于第一门槛值2.648，数字经济对城市经济韧性的影响系数为-0.174，且不显著。由表5可知，当数字经济处于[2.648，3.681]区间时，数字经济对城市经济韧性的影响系数为0.281，且在5%的统计水平上显著。当数字经济高于第二门槛值3.681时，数字经济的系数扩大至0.312，且通过1%显著性水平检验，证明数字经济对城市经济韧性的提升作用在第三门槛区间内达到最强。综上可知，数字经济提升城市经济韧性存在门槛效应，当数字经济发展水平越过第一门槛时，其对城市经济韧性的提升作用开始显现，并显示出边际效应递增的非线性特点。

表5列（2）～（3）为以中介变量为门槛变量时，各区间内数字经济的系数相比列（1）有显著提高，且产业结构升级与政府干预程度各自跨过第一门槛之前，数字经济对城市经济韧性均存在显著的正向效应。该结果表明中介变量是数字经济促进城市经济韧性提升的传导渠道。综上，数字经济发展对城市经济韧性的提升作用遵循边际效应递增的发展规律，随着数字经济的不断进步，城市信息、技术、人才、资金等资源的流动性不断提高，继而提升城市经济韧性。基于以上实证分析，假设3得到证实。

4.4 地区异质性回归结果分析

鉴于不同区域城市的对外开放水平、金融发展、创新程度存在差异，可能反映到数字经济对城市经济韧性的影响之中。故本文依据国家统计局公布划分标准，进一步将总样本分为东部、中部及西部三大区域，深入探讨数字经济对城市经济韧性的区域异质性。先检验区域异质性条件下的面板回归门槛存在性，门槛变量选择数字经济。结果显示，东部与西部地区适用单门槛模型，而中部地区城市适用于双门槛模型。

表6为区域异质性实证结果，列（1）～（3）表示固定效应的线性回归结果。研究发现，数字经济能够显著提升中國三大地区城市的经济韧性，假设1得到进一步验证。数字经济驱动效应的区域差异表现为东部>中部>西部，这与中国区域经济发展水平事实吻合。东部地区具有地理位置、交通发达等优势，能够通过积极引进高新技术率先建立创新条件，其数字经济发展水平更高。另外，东部地区更优化的产业结构与丰富的人力资本使其在发展中创新资源利用效率更高，更有助于发挥数字经济对城市经济韧性的驱动效应。研究结果说明，数字经济提升城市经济韧性的红利优先被东部地区占有，中西部地区城市受基础设施建设薄弱与创新资源匮乏的限制，数字经济对城市经济韧性的提升效应受阻。

表6列（4）～（6）展示了以数字经济为门槛变量的地区差异异质性实证分析结果。东部地区数字经济发展水平较高，并领先于全国水平，数字经济对提升城市经济韧性的约束门槛较高，边际效用递增的效果并不显著；中部区域的非线性作用效果与全国层面一致，表明数字经济对城市经济韧性的提升作用正处于快速提升阶段；西部区域提升城市经济韧性的数字经济发展还存在较大提升空间，数字经济边际递增效果还未充分凸显。

4.5 内生性检验结果分析

虽然上述已通过设定控制变量与固定效应模型对内生性问题进行了处理，但内生性问题依然可能影响结果的准确度。因此，进一步采用固定效应模型与面板门槛模型展开内生性处理，结果如表7所示。

首先，本文选取样本期内本省份其他城市数字经济发展水平均值作为工具变量，某一城市数字经济与同省份其他城市数字经济发展水平具备一定的相关性特征，然而与该城市经济韧性不存在直接关联，符合工具变量法外生性假设要求。表7列（1）展示了两阶段最小二乘法工具变量的实证结果，数字经济驱动城市经济韧性作用仍然存在，且LM统计量在1%统计水平上显著拒绝识别不足假设，弱工具变量实证统计量大于Stock-Yogo检验水平的临界值（14.62），进一步证明工具变量的科学性。另外，利用系统GMM模型进行检验，表明数字经济影响系数值显著为正，且通过1%显著性水平检验。因此，本文结果稳健可靠。

其次，为有效控制面板门槛模型的内生性问题，将滞后一期与滞后两期的数字经济当作核心解释变量，同样使用式（4）进行门槛检验。由表7列（3）（4）发现，数字经济对城市经济韧性的影响存在显著双门槛效应，边际效应递增的现象同时成立。基于以上实证分析结果，本文回归结果依然稳定可靠。

5 结语

5.1 研究结论

本文选取2008—2020年中国283个地级及以上城市面板数据，实证研究数字经济对城市经济韧性提升的作用机制。研究发现：（1）数字经济显著提升城市经济韧性，这一效果在考虑内生性检验时依然成立。（2）数字经济能够赋能产业结构升级与政府干预程度间接提升城市经济韧性，且产业结构的中介效应强于政府干预程度。（3）数字经济对城市经济韧性存在非线性影响，并在跨过第一门槛后呈现边际效应递增的发展趋势，产业结构升级与政府干预程度可强化这一非线性关系。（4）数字经济对城市经济韧性的线性影响表现出东部最强、中部居中、西部最弱的效果。就非线性影响而言，中部区域边际效应特征最为显著，东部区域边际效应递增有减弱态势，而西部区域数字经济对城市经济韧性的效果还未充分发挥。

5.2 政策建议

第一，加快推动城市数字经济基础设施建设。信息基础设施作为“新基建”的主要内容，在培育数字经济过程中发挥着关键作用。鉴于此，各城市未来发展应从软硬件两个维度积极推动网络基础设施建设，赋能城市经济韧性提升。在硬件维度，加大资金投入力度与技术研发力度，加快以物联网、5G等技术为引领的数字基础设施建设，借助5G基站、大数据中心等设施强化城市内产业链的上下游需求对接。在软件维度，强化物联网与工业互联网建设，积极研发人才岗位信息共享、产业信息互通平台等软件，破除城市经济主體间的信息壁垒，为城市经济韧性提升提供有力的设施及技术支撑。

第二，发挥产业结构升级与政府干预程度的间接驱动作用。一方面，优化城市创新资源配置效率，促进产业结构升级，增强产业发展活力，使其能够强有力地应对外部冲击。与此同时，积极应用数字科技，稳步提升产业链水平与价值链层次，助力产业结构升级，激发产业产出潜力，进而提高城市经济应对外部冲击时的抵抗力及恢复力。另一方面，相关政府部门应以供给侧结构性改革为出发点，营造良好的数字经济发展环境，充分激发城市内企业、高校等创新主体活力，加速数字经济发展，进而提升城市经济韧性。

第三，制定差异化城市经济韧性发展规划。针对数字经济程度较高的东部地区，应加快培育数字经济新的增长极，依托技术、人才、资金优势，探索数字产业化与产业数字化发展新模式，积极攻克薄弱领域数字技术短板，持续发挥数字经济对城市经济韧性的赋能效应。对于中部地区而言，数字经济对城市经济韧性的边际递增提升效应已开始显现，政府部门需重点强化数字经济市场监管，通过建立健全数字经济监管治理法规，完善数字经济协同共治，促进城市经济韧性提升。对于数字经济发展程度相对较低的西部地区，应在快速推动城市数字新基建建设的基础上，积极搭建数字化教育体系，在人才培育模式中深度嵌入数字技术与数字理念，培育数字经济发展所需人才。与此同时，加快引进数字技术人才，提高数字经济发展内生动力，充分释放数字经济发展对城市经济韧性的提升潜力。

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