数字基础设施建设对经济高质量发展的影响——基于“宽带中国”战略的准自然实验

裴尔洁，张治栋

（安徽大学经济学院，安徽 合肥 230601）

一、引 言

改革开放以来，传统型基础设施建设为国民经济实现高速增长奠定了不可或缺的基础，随着中国经济由高速增长阶段转向高质量发展阶段，对传统型基础设施建设又提出了新的要求。2018 年12月，中央经济工作会议首次提出“新基建”，即新型基础设施建设，主要包括5G、人工智能、工业互联网等。随后，中央政府工作会议及报告中多次提及新基建，强调要加快推进新型基础设施建设的进度，培育助推经济发展新动能。党的二十大报告也强调，优化基础设施布局，构建现代化基础设施体系是经济社会发展的重要支撑，是推动我国经济高质量发展的重要构成。

2013 年之前，我国网络基础设施发展较慢，宽带普及率不及OECD国家的二分之一，宽带平均速率不及OECD国家的十分之一，而宽带用户资费是OECD国家的三倍之多［1］。为有效解决网络发展落后问题，我国实施了多项网络设施建设相关的战略与规划，实现了数字基础设施建设的跨越式发展。相关数据显示，2021 年我国的光缆线路长度已增加至5 481公里，相较2012年增长2.7倍；互联网普及率提升至73%，移动电话用户总数达16.43亿，其中5G移动电话用户达3.55亿；截至2022年7月，我国累计建成开通5G基站达196.8万个，IPv6活跃用户数高达6.97亿（1）。我国在宽带网络用户数、互联网普及率等方面取得了重大突破，信息通信网络建设已达到全球领先规模。

随着网络基础设施建设水平的提升，数字化技术与经济发展的融合更为紧密，具有数字信息特征的新一代基础设施建设在经济发展过程中发挥的作用也逐渐受到社会各界的重视。以5G 网络建设、人工智能为代表的数字基础设施建设作为现代数字经济发展的“网络传输纽带”和“信息物质载体”，对当前我国应对经济下行趋势、提升城市经济增长质量，从而构建中国式现代化经济体系、实现经济高质量发展具有重要意义。

二、文献综述

早期国内外学者对于基础设施的研究较多集中于公共基础设施的经济增长效应。Aschauer（1989）［2］认为20 世纪70—80 年代美国生产率的大幅度下降是由基础设施投资减少造成的，应加大对基础设施投资的关注力度，从而解决生产力下降、经济增长放缓的问题［3］。同样，郭庆旺和贾俊雪（2006）［4］发现基础设施投资可以改善宏观经济运行环境以促进经济增长，带来的经济效益会高于全社会平均固定资产投资水平。随着互联网的快速发展，学者们开始探索以宽带网络为基准的信息基础设施建设与经济增长的关系，发现信息基础设施建设水平的提升可以显著促进经济增长［5］，且宽带渗透率每增加10%带动人均GDP 年增长率提高0.9%～1.5%［6］。刘生龙和胡鞍钢（2010）［7］、韩宝国和朱平芳（2014）［8］、郑世林等（2014）［9］均证实信息基础设施建设发展对我国经济增长同样发挥积极作用。以全要素生产率衡量经济发展，郭家堂和骆品亮（2016）［10］发现，互联网显著促进了技术进步推动的全要素生产率的提升，且可以进一步提升制造业生产率［11］。此外，卢福财和徐远彬（2019）［12］研究发现，互联网可以通过降低生产成本和提高创新能力途径促进劳动生产率水平的提高，且互联网技术发展水平与地区工资差异密切相关［13］。同时，基于互联网发展的网络基础设施建设可以通过改善城市内部与城市之间资源再配置的途径，促进地区产业结构合理化与高级化发展［14-15］。还有学者从环境角度出发，证实网络基础设施建设可以显著降低工业二氧化硫排放量，从而有效改善雾霾污染等环境问题［16］。

自2013 年国务院发布《“宽带中国”战略及实施方案》后，已有众多学者关注该战略与网络基础设施建设相关的政策效应。刘传明和马青山（2020）［17］将“宽带中国”试点政策作为一项准自然实验，提出网络基础设施建设可以显著促进城市全要素生产率增长。还有学者们发现“宽带中国”战略引领的网络基础设施建设发展能够释放显著的创新驱动效应，有效提升城市创新能力［18］，并能拓展本地区高新技术产业发展与空间外延，从而实现城市间合作创新［19］。此外，牛子恒和崔宝玉（2022）［20］发现，“宽带中国”战略实施带来的网络基础设施建设水平的提升，可以显著降低劳动力配置扭曲程度并加速人力资本积累，从而提高劳动力就业水平［21］。随着互联网技术的高速发展，以大数据、人工智能等为代表的新兴互联网技术以数字化的方式融入经济发展中，并形成新的经济增长极。秦文晋和刘鑫鹏（2022）［22］研究发现，网络基础设施建设有利于促进城市数字经济发展，并通过提升城市创新水平和全要素生产率途径实现。

通过对国内外文献梳理和分析发现：目前已有研究主要集中在传统基础设施与网络基础设施对经济增长“量”的影响，尚未有文献深入探究“宽带中国”战略对经济发展在其质量提升方面的作用效果，尤其缺乏针对区域发展差异和具体影响机制的探究。为弥补现有研究的不足，本文将2014 年、2015 年和2016 年不同批次批复的“宽带中国”示范城市政策视为衡量数字基础设施建设的准自然实验，并从地级市层面出发，进一步探索数字基础设施建设对经济高质量发展的影响。本文可能的边际贡献有：①基于经济发展动能、经济发展结构、经济发展成果三个维度，以22个基础指标综合构建经济高质量发展的评价指标体系，并将“宽带中国”战略示范城市政策作为外生冲击，采用多时点双重差分的固定效应模型识别其对经济发展质量提升的政策效果，并通过一系列稳健性检验进行验证。②深入挖掘以“宽带中国”战略为引领的数字基础设施建设作用于经济高质量发展的具体传导路径，揭示了“宽带中国”示范城市政策通过互联网发展效应、城市创新效应、人才集聚效应作用于经济高质量发展的内在机制。③基于城市区位与城市规模方面的差异性，考察“宽带中国”战略引领的数字基础设施建设在城市区位与规模方面对经济高质量发展的异质性作用效果，为充分发挥政策引领作用，进一步释放政策红利，进而得出切实可行的政策建议并提供一定的经验证据。

三、理论分析

（一）数字基础设施建设与经济高质量发展

在经济高速增长阶段，传统基础设施投资为要素驱动型的城市发展提供了源源不断的动力［23］。而在高质量发展阶段，具有新一代信息通信技术的数字化网络基础设施，为中国城市由要素驱动型发展转变为创新驱动型发展注入新动力。一方面，数字基础设施建设以信息通信技术为核心，在传统物理型基础设施的基础上融入数字化元素，并催生一种新型生产要素——数据。数字基础设施为数据的快速传输与流动提供了运输载体，可以有效缓解信息不对称问题，降低要素资源的获取成本和运输成本，提升生产要素合理配置效率以优化资源配置结构，从而促进城市经济高质量发展。另一方面，数字基础设施作为数字经济发展的关键载体，为新型信息技术与传统产业相融合提供了新契机，催生了数字产业化与产业数字化发展的新业态，数字技术的融合创新与广泛应用更是推动了传统产业向着数字化与智能化方向转型升级，优化了资源组织、业务流程与产业链协同。同时，数字基础设施以数据获取和应用为纽带，加快了实体经济与虚拟经济的融合发展，且产业融合也由消费领域逐渐拓展到生产领域，提高了生产部门的经济效率。伴随着产业结构优化升级，融合型数字经济和技术型数字经济得以充分发展，从而实现城市经济高质量发展。基于上述分析，本文提出假设1。

H1：“宽带中国”战略引领的数字基础设施水平提升有利于实现经济高质量发展。

（二）数字基础设施建设影响经济高质量发展的作用机制

第一，互联网发展效应。长期以来，我国信息基础设施依然存在宽带网速慢、覆盖范围小等问题，而以数字化基础设施为核心的“宽带中国”战略的实施在一定程度上可以有效解决这一问题，即数字基础设施能够提高互联网普及率，提升地区互联网发展水平［18］。具体而言，一方面，数字基础设施建设的完善可以为大数据、人工智能等新型网络信息技术的进一步发展奠定基础，提升生产与生活所需的网络供给度，且信息基础设施建设可以为互联网发展提供先进的网络技术开发平台［24］，提供更加可靠的数据支撑和安全保障，以提升系统的应用水平和能力，互联网水平的提升则更有利于实现行业与产业的数字化、智能化，促进生产要素的跨区间自由流动，提高生产要素等资源的配置效率，从而促进经济高质量增长。另一方面，数字基础设施建设进程的加快，打通了互联网行业的科技发展链，“宽带中国”战略的实施更是从政策上支持互联网行业的发展，吸引更多科技研发资金投入互联网行业中，并实现网络平台核心技术的层次突破，这在一定程度上会提升地区互联网发展水平。互联网核心技术的应用与数字经济发展相结合，更是激发了企业的跨界经营与合作，促进商业模式的创新，从而带来更多的经济效益，实现经济高质量发展。

第二，城市创新效应。城市技术创新在地区经济高质量发展的过程中发挥着重要作用［25］。以“宽带中国”战略为引领的数字化网络基础设施建设更有效提升城市创新水平，推动技术进步从而提高全要素生产效率。具体而言，一方面，传统交通基础设施为知识和技术的跨区域流动提供了传输渠道，但往往地理距离的远近会影响技术溢出，而数字基础设施作为一种包含信息技术功能的基础设施，可以通过数据传输方式加快知识与技术的流动，有效降低企业交易成本，缓解信息不对称问题，提升交易活动的频率和质量，进而提升地区技术创新水平［26］。通过技术创新可以促进技术进步，有利于产业结构升级优化以及产品质量提高，从而提升经济发展质量。另一方面，数字基础设施建设为技术创新活动所需的创新要素流动提供传输渠道，提高了创新要素在各城市间的流动和配置效率。已有研究发现，交通基础设施的完善会显著提高城市资源配置效率［27］。创新型要素资源配置得以优化，为创新活动的开展奠定坚实基础，从而有利于提升技术创新水平。城市创新活动的开展及其溢出会促进经济成果在不同地区间的共享，有利于实现产业多元化发展及产品多样化生产，进而提升社会整体福利水平，推动经济高质量发展。

第三，人才聚集效应。人力资本是促进经济高质量发展过程中的重要影响因素之一。在完善数字基础设施建设的过程中，同样也会有利于人才要素在地区的流动与集聚。具体而言，一方面，数字基础设施的建设与完善，缩小了人才之间交流学习的空间距离，保证了信息传播渠道的顺畅流通，且可以通过数据传输方式为人才要素提供所需的知识和技能，带动周边地区劳动力技能和工资水平提升，从而实现信息共享，释放知识溢出效应。另一方面，网络基础设施建设能够缓解地区劳动力配置扭曲并加速人力资本积累［20］，这表明网络基础设施可以有效促进人才要素在区域间的流动与集聚，且网络基础设施建设可以通过信息技术加强区域间产业的交流联系并产生虹吸效应，从而实现人才要素的区域集聚。人力资本积累更是地区经济发展过程中必不可少的重要元素，人才要素的集聚会直接影响一个地区的技术创新能力，促进经济增长方式由传统的要素驱动向创新型方式转变，从而显著提升经济发展的质量，实现经济高质量发展。

综上分析，本文提出假设2。

H2：“宽带中国”战略引领的数字基础设施水平提升可释放互联网发展效应、城市创新效应和人才集聚效应作用于经济高质量发展。

四、研究设计

（一）模型构建

2014—2016 年我国工业和信息化部先后分三批设立了117个“宽带中国”示范城市（城市群），本文将“宽带中国”战略实施视为一项准自然实验，运用双重差分法的固定效应模型识别“宽带中国”示范城市政策对经济高质量发展的影响，模型构建如下：

其中：hquality 表示经济高质量发展，digital 表示“宽带中国”战略实施的虚拟变量；controls 表示控制变量合集；γi表示个体效应控制；μi表示时间效应控制；εi,t表示随机误差；i为地区下标；t为时间下标。

（二）变量选取与说明

1.被解释变量

经济高质量发展（hquality）。随着对经济高质量发展研究的日渐深入，学界普遍认为实现国民经济的高质量发展需要综合考量经济发展的众多方面和现阶段发展的诸多需求。已有学者从条件、过程和结果三个层面来刻画经济增长质量，其观点认为，经济增长条件层面是指推动经济发展的动力源泉，经济增长过程层面是指经济发展结构的基本状况，经济增长结果层面是指经济发展的环境资源与福利改善［28］。本文参照钞小静与任保平（2014）［28］、曾艺等（2019）［29］的研究，从经济发展动能、经济发展结构、经济发展成果三个维度出发，以22个基础指标综合构建经济高质量发展的评价指标体系，通过极差标准化方法对基础指标数据进行无量纲化处理，并采用主成分分析法确定各级指标权重，最后依据权重综合测算出各城市经济高质量发展水平。目前，相关文献较多采用熵值法或因子分析法进行指标合成，而本文选用主成分分析法测算权重，因为相较于前两种方法，主成分分析所得权重可以根据数据自身特征确定并排除人为主观影响，同时也能反映出各维度基础指标对综合指标的贡献大小。具体指标选取见表1所列。

表1 经济高质量发展评价指标体系

2.核心解释变量

数字基础设施建设（digital）。本文核心解释变量为“宽带中国”战略示范城市的虚拟变量，若城市i属于“宽带中国”示范政策城市则取值为1，否则为0；若时间t为实施“宽带中国”示范政策后则取值为1，否则为0；两者的交乘项表示实施“宽带中国”战略的虚拟变量。根据工业和信息化部公布的“宽带中国”试点城市（城市群）名单，考虑到自治州与一些地级市样本存在缺失值，故而将其剔除。通过与地级市匹配最终识别出109 个“宽带中国”战略实施城市作为“处理组”，其余175 个地级市作为“对照组”。

3.机制变量

（1）互联网发展（internet）。参考黄群慧等（2019）［11］的做法，从互联网普及率、移动互联网用户数、互联网相关产出和互联网相关从业人员四个维度构建互联网综合发展指数。具体计算过程中，先通过极差标准化的方法对四项指标进行无量纲化处理，再采用主成分分析法确定各级指标权重，最后依据权重综合测算出互联网综合发展指数，表示互联网发展水平。

（2）城市创新（innov）。技术创新产出通常能较为直接地反映出一个地区的创新水平，目前，已有研究较多以新产品销售收入衡量，而该种衡量方式无法体现出科技创新过程中的知识创造功能，因此，本文参照卞元超等（2019）［30］的做法，采用地区专利授权数衡量城市创新水平。

（3）人才集聚（talent）。通常而言，城市拥有的劳动力人口普遍在受教育程度上高于农村地区，故而将城市劳动力人口视为高技能劳动者的代表，本文参照王晗等（2022）［31］的做法，采用城市就业人员数占城市总人口的比重衡量人才集聚程度。

4.控制变量

为降低因遗漏变量带来的误差，本文引入如下控制变量：①财政自主权（fin）采用财政预算内收入与财政预算内支出的比值衡量。②产业升级（upg）采用对三大产业占比分别赋值不同权重，并通过加权运算得出。③人口密度（pop）采用城市年末人口数量与行政面积的比值衡量。④科教人力资本（edu）采用城市科学研究、技术服务行业从业人员数的对数表示。⑤人均资本存量（cap）采用各城市的资本存量与城市年末人口总数的比值衡量。

（三）数据来源与描述性统计

本文选取2007—2020 年全国284 个地级及以上城市的面板数据作为研究样本，所有数据均来自《中国城市统计年鉴》《中国省市经济发展年鉴》《中国区域统计年鉴》以及各省市统计年鉴，部分缺失数据通过各地级市统计年鉴或统计公报获得，其余缺失值采用线性插值法补全，主要变量的描述性统计见表2所列。

表2 主要变量的描述性统计

五、实证分析与检验

（一）基准模型估计结果分析

“宽带中国”示范城市政策的实施对经济高质量发展作用的实证结果见表3 所列。其中，第（1）列为仅控制个体固定效应后，“宽带中国”示范城市政策对经济高质量发展的平均影响，由回归结果可知，“宽带中国”战略实施对经济高质量发展的作用系数为0.079 2，且在1%的置信水平上正向显著，第（2）列在第（1）列的基础上加入控制变量，结果显示回归系数为0.010 2，且同在1%的置信水平上显著为正，说明“宽带中国”战略实施可以显著促进经济高质量发展。由于“宽带中国”战略在2014—2016 年先后设立三批示范城市，为排除随时间变化的影响因素，本文在控制个体的基础上进一步控制时间，即采用双向固定模型进行回归，结果见第（3）（4）列，可以看出，无论是否加入控制变量，“宽带中国”战略政策对经济高质量发展的作用力均显著为正。由此表明，“宽带中国”战略引领的数字基础设施水平提升有利于实现经济高质量发展，H1得以验证。

表3 基准回归结果

（二）平行趋势检验

利用多时点双重差分模型（DID）评估政策时，需满足平行趋势检验，即需要检验在实施“宽带中国”示范城市政策前，处理组与对照组的各城市经济发展水平是否具有一致的变化趋势。本文借鉴Jacobson 等（1992）［32］的做法，采用事件分析法进行平行趋势检验，构建模型如下所示：

其中，digital 表示是否属于“宽带中国”示范城市的虚拟变量，k的取值范围为-6≤k≤4，分别表示城市未列入“宽带中国”示范城市前6 年、加入“宽带中国”战略示范城市当年以及实施“宽带中国”战略后4 年。其他变量定义与基准模型（1）一致。为避免共线性问题，本文选择丢掉-1 期。如图1平行趋势检验所示，在受政策冲击发生之前，“宽带中国”战略实施对经济高质量发展的作用系数估计值较小且均不显著，而在实施“宽带中国”战略当期及之后年份，其对经济高质量发展的政策效果均表现为显著正向促进作用，说明在实施“宽带中国”战略前，处理组与对照组之间不存在显著的系统性差异，满足平行趋势检验条件，由此说明，本文采用多时点双重差分（DID）模型评估“宽带中国”战略对经济高质量发展的政策效果是有效的。

图1 平行趋势检验

（三）稳健性检验

1.倾向得分匹配差分法（PSM-DID）

在基准回归中，直接选取“宽带中国”示范城市作为处理组进行双重差分回归，可能会因样本选取的非随机性造成回归结果出现偏差。为进一步检验上述结果的稳健性，本文利用倾向得分匹配差分（PSM-DID）的方法，修正可能因样本选择出现的偏差问题。为避免匹配后样本量出现损失，选择基准回归中控制变量作为匹配变量，根据倾向得分匹配结果，按照1∶1近邻匹配方法对处理组和对照组样本进行逐年匹配，匹配后的控制变量在处理组与对照组之间的均值差异检验均是不显著的，即满足平衡性检验条件。利用匹配后的控制变量样本再次进行双重差分回归，得到PSM-DID 模型的回归结果见表4所列。可以看出，“宽带中国”政策的虚拟变量对经济高质量发展的作用系数仍显著为正，与基准回归结果基本一致，从而表明前文中所得结论具有稳健性。

表4 PSM-DID回归估计结果

2.安慰剂检验

为排除其他随机因素对回归结果的影响，本文通过随机抽取“宽带中国”示范城市政策处理组的方式进行安慰剂检验。具体而言：在284个地级市中随机抽取109 个城市作为受“宽带中国”战略政策影响的“伪处理组”，其余175 个城市作为“伪对照组”，且每次抽取时，随机赋予政策实施年份，将上述随机抽样过程重复进行500次，并基于模型（1）进行双重差分回归，由此得到500 个“宽带中国”战略实施的虚假处理组估计系数。抽样结果如图2所示，可以看出随机抽取的政策处理组估计得到的估计系数构成一条核密度曲线，该曲线在0处两侧呈现正态分布趋势，“宽带中国”示范城市实际政策处理组的估计系数也明显异常于随机抽样检验的估计系数，且绝大多数p值大于0.1，即在置信水平10%以上不显著，从反事实角度说明本文回归结果并非偶然所得，上文研究结论是稳健的。

图2 安慰剂检验

3.其他稳健性检验

（1）剔除直辖市样本。由于本文使用地级市层面数据进行估计回归，而北京、天津、上海、重庆四市的经济发展水平较高，其数据值可能对实际回归结果产生误差影响。为保证回归结果的可靠性，本文剔除四个直辖市样本后重新进行回归，结果见表5 中第（1）列。可以看出，在剔除直辖市样本后，“宽带中国”战略政策对经济高质量发展的回归系数仍在1%的置信水平上显著为正，由此表明本文结论具有稳健性。

表5 稳健性检验回归结果

（2）剔除第二、三批试点城市样本。工业和信息化部分别于2015年、2016年公布第二批和第三批“宽带中国”示范城市名单，为尽可能准确评估“宽带中国”战略政策的实施效果，本文将第二、三批试点城市剔除，仅以第一批“宽带中国”示范城市样本进行双重差分回归，结果见表5 中第（2）列。可以看出，核心解释变量digital的系数在1%水平上显著为正，表明第一批“宽带中国”示范城市政策的实施有利于经济高质量发展，本文基准结果是可靠的。

（3）缩减样本区间。本文样本研究时间跨度为2007—2020 年，而“宽带中国”示范城市名单最早于2014 年公布，随后在2015 年、2016 年分别公布第二批、第三批名单，为排除远离政策冲击点的相关年份对估计结果造成的误差影响，本文将样本研究时间跨度缩减为2010—2018年，回归结果见表5中第（3）列。可以看出，“宽带中国”示范城市政策对经济高质量发展的估计系数仍显著为正，与基准模型所得结果保持一致。

（4）排除其他政策干扰。由于在样本期间（2007—2020 年）内，部分地区还实施了智慧城市试点政策。智慧城市试点正式开始于2012 年，其中第一批试点城市名单包含90个地级市及部分县级市，为保证评估结果的客观性，本文剔除首批试点中仅包含某个县、区、镇的地级市，并在基准回归模型中增加是否属于“智慧城市政策试点名单”的虚拟变量，排除该政策对经济发展的干扰影响，从而更好地识别“宽带中国”战略的政策效果，估计结果见表5 中第（4）列。结果显示，“宽带中国”示范城市的估计系数仍显著为正，而智慧城市试点政策的估计系数不显著，由此说明，经济高质量发展水平提升是受“宽带中国”战略政策的作用影响，即研究结论再次得以验证。

（5）多时点DID 异质性处理效应检验。Chaisemartin 和D′Haultfoeuille（2020）［33］、Goodman-Bacon（2021）［34］等学者研究发现，使用多时点DID评估政策效应时，可能会因为“异质性处理效应”（Heterogeneous Treatment Effects）的存在而出现潜在偏误，造成“坏处理组”甚至负权重问题。因此，本文参照吕越等（2023）［35］的做法，选用Goodman-Bacon（2021）［34］的DID 估计量分解法并执行Goodman-Bacon 分解，根据分解结果发现，不合适的处理效应Later Treatment vs.Early Control 的权重为11.346%，而合适的处理效应Early Treatment vs.Later Control 的权重为88.654%，其中不合适的处理效应所占权重较小，且两类DID 估计量均为正值，即处理效应为正，表明基准回归中“宽带中国”示范城市政策对经济高质量发展的推动作用所存在的偏误较小，由此可以认为，上文所得结论是稳健的。

（四）内生性问题：工具变量法

由于“宽带中国”示范城市名单并非随机选取的，这可能会造成“宽带中国”战略实施对经济高质量发展的作用存在内生性问题的影响，为进一步识别“宽带中国”试点城市的政策效果，本文参照刘传明和马青山（2020）［17］的做法，选取城市地形起伏度（即每个城市海拔的标准差）作为“宽带中国”示范城市政策的工具变量，选取理由有两点：其一，“宽带中国”战略在选取试点城市时，会考虑地形起伏度大小，地形起伏度较大的城市建设网络基础设施的成本较高，会导致宽带网络的信号质量下降，故而“宽带中国”示范城市可能性较低，满足相关性假设；其二，城市地形起伏度是一种天然形成的前定变量，不会对经济发展产生影响，满足外生性假设。由于城市地形起伏度是一种不随时间变化的截面数据，故而引入城市地形起伏度与时间虚拟变量的交乘项作为工具变量，分别采用两阶段最小二乘法（2SLS）和广义矩估计（GMM）进行估计，结果见表6所列。可以看出，两种方法中工具变量第一阶段的F统计值均远大于10，从而排除弱工具变量的问题。由第二阶段的估计结果可知，“宽带中国”战略政策对经济高质量发展的作用力仍显著为正，且与基准回归结果相比，估计系数由0.006 2 提高至0.032 8，表明在减弱内生性造成的误差影响后，数字基础设施建设促进经济高质量发展的作用程度有所提高，故而上文中所得结论具有较强的稳健性。

表6 工具变量法的估计结果

（五）异质性检验

我国地区间经济发展受资源数量、地理位置和历史发展等因素影响存在不平衡现象，不同区位或等级城市在基础设施、创新发展条件等各方面也存在差异性，使得“宽带中国”示范城市战略的政策效应具有异质性。在研究分析的基础上，本文进一步探索“宽带中国”示范城市政策引领的数字基础设施建设对经济高质量发展的影响可能存在城市区位与城市规模方面异质性作用。

1.城市区位异质性分析

本文从地理角度按照城市区位不同，将总样本分为东部地区城市和中西部地区城市，分别进行回归分析，结果见表7中第（1）（2）列。可以看出，“宽带中国”示范城市政策对东部地区城市经济高质量发展的作用力不显著，而可以显著促进中西部地区经济高质量发展。这可能是因为东部地区城市综合发展水平相对较高，在宽带基础设施建设与互联网发展方面，较中西部已具有一定发展基础，且东部地区城市因区位优势，原本就有更为丰富的人力和物力资源，“宽带中国”示范城市战略带来的数字基础设施建设完善可能不再发挥显著政策效应，从而表现为作用力不显著。但对中西部地区而言，经济发展水平相对较低，以“宽带中国”战略为引领的数字基础设施建设可以提高资源配置效率，促进产业结构优化升级，同时，数字技术的应用为经济发展质量的提升，注入了源源不断的动力，因此，表现为中西部地区“宽带中国”战略的实施有利于经济高质量发展。

表7 异质性检验回归结果

2.城市规模异质性分析

为进一步验证“宽带中国”示范城市政策对经济高质量发展的作用是否因城市规模不同而存在异质性效果，本文将总样本城市划分为大城市和中小城市，分别进行回归分析，其中大城市样本中包括大城市、特大城市与超大城市（2），回归结果见表7 中第（3）（4）列。可以看出，对于大城市而言，“宽带中国”示范城市政策对经济高质量发展的作用力不显著，而在中小城市地区，示范城市政策可以显著促进经济高质量发展。原因可能是，大城市地区的数字基础设施建设水平和互联网发展基础较为完善，这已为经济高质量发展营造了良好的网络环境，故而实施“宽带中国”示范城市政策的效果可能无法有效发挥，而中小城市地区的资源禀赋相对较弱，互联网发展水平存在一定的局限性，“宽带中国”示范城市政策引领的数字基础设施建设的完善，可以有效弥补这一劣势，从而为经济高质量发展注入源源不断的数字型动力。

六、进一步分析

基于现有文献和理论分析，为验证“宽带中国”战略政策赋能经济高质量发展的作用机制，本文构建如下作用机制模型进行检验，模型设计如下所示：

其中：Mid为机制变量，表示互联网发展（internet）、城市创新（innov）和人才集聚（talent）；controls表示控制变量，与基准模型中一致。若估计系数α1与β2均显著时，则说明间接作用机制成立。进一步地，如果β1也显著，且与α1×β2的符号一致，则说明机制变量具有部分间接效应，其对总效应的贡献率为α1×β2/(α1×β2+β1)［36］。

“宽带中国”示范城市政策对经济高质量发展的作用机制回归结果见表8 所列。其中，第（1）列为“宽带中国”政策直接影响经济高质量发展的基准回归结果。由第（2）列结果可知，“宽带中国”政策对互联网发展的作用系数为0.015 0，且通过1%的置信水平，即数字基础设施建设有利于提升城市互联网发展水平，进一步将“宽带中国”战略的虚拟变量与互联网发展引入同一模型中进行估计，结果如第（3）列所示，“宽带中国”示范城市政策的虚拟变量与互联网发展对经济高质量发展的作用系数均显著为正，表明“宽带中国”示范城市政策可通过提升城市互联网发展水平方式释放出部分间接效应，从而促进经济高质量发展，进一步结合估计系数，计算出这一效应对总效应贡献率约为26.25%。同理，表8 中列（4）与列（5）为城市创新作用机制的检验结果。可以看出，政策虚拟变量对城市创新的回归系数在1%的水平上显著为正，说明数字基础设施建设能够促进城市创新水平发展，基于列（5）回归结果，进一步发现“宽带中国”示范城市政策与城市创新对经济高质量发展的作用系数均显著为正，这表明数字基础设施建设可以通过释放城市创新这一间接效应作用于经济高质量发展，且经计算城市创新的间接效应对总效应贡献率约为14.95%。表8 中列（6）与列（7）为人才集聚作用机制的检验结果。可以看出，“宽带中国”示范城市政策虚拟变量对人才集聚的回归系数为0.017 8，且在1%的置信水平上显著，说明数字基础设施建设能够促进人才集聚水平提升，进一步将两者纳入同一回归模型中，发现数字基础设施建设与人才集聚对经济高质量发展的作用系数均显著为正，即数字基础设施建设可以通过释放人才集聚效应间接作用于经济高质量发展，且结合估计系数计算出人才集聚的间接效应对总效应贡献率约为17.48%。综上所述，数字基础设施建设可通过释放互联网发展效应、城市创新效应和人才集聚效应推动经济高质量发展，从而H2得以验证。

表8 作用机制检验回归结果

七、研究结论与政策启示

高质量发展是质与量的统一［37］，面对新一代信息通信技术的崛起，本文基于2007—2020年284个地级及以上城市的面板数据，采用多时点双重差分模型（DID）评估以“宽带中国”战略为核心的数字基础设施建设对经济高质量发展的政策影响。研究发现：“宽带中国”战略实施带来的数字基础设施水平提升能够显著促进经济高质量发展，该结论在经过一系列稳健性检验及内生性检验后依然成立。在此基础上，本文进一步通过机制检验发现，“宽带中国”战略引领的数字基础设施建设可通过释放互联网发展效应、城市创新效应和人才集聚效应作用于经济高质量发展。异质性分析发现，数字基础设施水平的提升有利于中西部地区及中小城市规模的经济高质量发展，而对东部地区及大城市地区的作用效果不显著。

基于以上结论，本文得出如下政策启示：第一，继续深入贯彻落实“宽带中国”战略政策，扩大“宽带中国”示范城市试点范围及宽带网络覆盖面积，尤其要加大对偏远地区的新基建投资与支持力度，完善偏远贫困地区数字网络基础设施建设，发挥以“宽带中国”战略为核心的数字基础设施对经济高质量发展的赋能作用；第二，坚持以互联网为驱动力，充分利用互联网核心技术，积极推进“互联网+”战略与“宽带中国”战略相融合，加强区域技术创新合作与交流，提高城市创新能力，以数字化网络基础设施建设推动互联网发展与城市创新相结合，并利用大数据、云计算等新型信息技术吸引更多创新人才要素资源，实现人才资源的积累与集聚，为城市技术创新打造更加友好的互联网环境，从而释放对城市经济高质量发展的驱动力；第三，重视我国东部地区与中西部地区之间、大城市与中小城市之间的经济平衡发展，因地制宜地发挥基于“宽带中国”战略引领数字基础设施建设与完善的异质性作用，释放数字基础设施建设带来的互联网发展效应和城市创新效应，并注重数字型高端人才的引进与储备，以丰富的人力资本协同推动我国经济效率提升，从而强化“宽带中国”战略赋能经济高质量发展的作用效果。

注 释：

（1）数据来源：2022年国务院发布《关于数字经济发展情况的报告》（http：//www.gov.cn/xinwen/2022-11/28/content_5729249.htm）。

（2）根据2014 年国务院印发的《关于调整城市规模划分标准的通知》中对城市规模等级的划分，选用城区常住人口作为划分城市规模的依据。