智慧城市政策的產業結構升級效應研究
——基于多期DID的經驗考察

蔣 選，王林杉

(1.中央財經大學經濟學院，北京 100081；2.國家發展和改革委員會創新驅動發展中心，北京 100037)

0 引言

智慧城市最早由IBM公司于2008年提出，是利用現代信息技術，打通、集成已有城市系統和服務，完善城市產能的新型城市化建設手段。智慧城市建設有助于實現當前智慧互聯和信息消費的城市發展目標，區別于傳統城市化建設，從改善民生角度合理、高效地調動社會資源，可以在一定程度上破除中國經濟增長 “新常態”，成為引領傳統產業轉型和發展新興信息技術產業的新動力。中國自2012年起陸續出臺 《國家智慧城市試點暫行管理辦法》 《國家智慧城市 (區、鎮)試點指標體系》等智慧城市試點規定，將智慧城市政策逐步提升為國家新型城鎮化發展戰略。2019年3月發布的 《政府工作報告》中指出，中國應 “打造工業互聯網平臺，拓展‘智能+’，為制造業轉型升級賦能”。在推進傳統產業改造升級的同時， “促進新型產業發展”，深化大數據、人工智能等相關技術應用于新興產業。可見，針對智慧城市政策產業結構升級效應的研究不僅符合中國宏觀經濟發展方向，還豐富了中國智慧城市的經濟學理論；同時，通過深入探討其傳導機制，能為中國未來的城市化建設和經濟可持續增長提供新思路，有利于完善資源稟賦在產業間的合理配置。

研究表明，智慧城市政策對于試點地區存在多重影響。表現在：①智慧城市政策有利于城市經濟轉型，增加城市發展紅利，優化城市產業結構[1]；②智慧城市政策可以合理、有效地調控區域間的自然、社會資源，有利于城市間的可持續、公平的發展[2-3]；③智慧城市可以通過現代化互聯網技術面向公民提供多樣化信息平臺，激勵公眾參與政府事務，實現電子政務與政府高效管理[4]；④智慧城市政策有助于健全試點城市建設整體布局，完善城市基礎設施建設，降低城市污染，實現人、自然與經濟社會和諧發展[5]。綜上所述，盡管現有研究從智慧城市政策的內涵、發展現狀，以及智慧城市政策對試點地區經濟增長[6]、勞動生產率[7]和環境規制[8]等方面進行分析，也可從中對該政策實施的產業結構升級效應窺見一二，但沒有文獻基于全國城市樣本從理論和實證方面具體分析智慧城市政策對試點城市產業結構升級效應的具體作用機制。

為此，本文首先整合2001—2017年中國186個城市面板數據，利用Stata軟件，使用多期雙重差分法對智慧城市政策的產業結構升級效應進行檢驗，并對回歸結果進行穩健性檢驗；對智慧城市政策影響產業結構升級的異質性進行分析；考察智慧城市政策影響產業結構升級的傳導機制，最后，根據研究結論提出政策建議。

1 理論機制與研究假說

文獻表明，研究中國產業結構升級，一方面要注重各產業產值結構的變化情況，另一方面要考慮各產業勞動生產率的提升。智慧城市政策是改造傳統產業、化解過剩產能，發展高新技術產業等新興產業的重要手段。研究表明，發展信息技術對產業結構升級的影響可能通過提高科技水平、外貿發展水平和城鎮化水平來實現[9]。①智慧城市政策通過科技創新將提高各產業資源稟賦配置效率，并增加相應產業的產品附加值，最終帶動城市產業結構升級[10]。②智慧城市政策帶動地方政府發展智慧城市的財政撥款，增加當地產業結構升級的物質資本積累，且通過積極的人才政策吸引信息產業外來人才，推進試點地區高技術人力資本積累，完善產業間人力資本配比。③事實證明，智慧城市政策作為中國發展現代信息技術的重要舉措，也必將吸引外商直接投資，從而對試點城市的產業結構升級產生積極影響。可見，智慧城市政策影響試點城市的產業結構升級，將通過科技創新的驅動效應、財政支出的支持效應和外商直接投資的市場效應得以實現。據此，本文將令科技創新、政府財政支出和外商直接投資為中介因子，即假定智慧城市政策將分別通過影響試點城市的3項中介因子實現試點城市產業結構升級。為探索這種中介效應的存在性，本文首先對三者對產業結構升級中可能存在的傳導機制逐一進行分析。

智慧城市政策是現代信息技術創新與應用的手段，是以物聯網為核心的新一代信息技術對城市自然、經濟、社會系統進行智能化改造的結果，是基于科技創新對產業結構升級影響作出的全新嘗試。新經濟增長理論認為，科技創新是推動一國經濟增長不可或缺的重要因素。智慧城市政策的產業結構升級效應必須依托科技創新，結合戰略新興產業共同發展。智慧城市政策必將帶動試點城市科技創新，是中國經濟由要素驅動向創新驅動轉型的重要舉措。具體包括：①智慧城市政策可調動政府和市場活力，實現原有產業和市場結構的 “破壞性創新”，為企業科技創新注入新能量；②智慧城市政策將推動大數據、云計算和移動互聯網等現代信息技術和人工智能等新興 “智慧產業”發揮作用，而這一過程本身就是科技創新的體現；③智慧城市政策將通過政策性優惠吸引優秀科技人才，增加試點城市人力資本市場競爭和R&D投入，實現當地更高水平的科技創新。

智慧城市政策中所用信息技術具有廣泛性和滲透性特點，由此衍生出的科技創新將深度影響 “數字產業化”和 “產業數字化”過程：①信息技術的科技創新一方面易與第三產業深度融合，另一方面在一定程度上消除第一、二產業的數字鴻溝，進而改變各產業內部的資本—勞動投入比，有利于勞動生產率的提升；②這種科技創新能夠通過提高勞動者生產率增加勞動報酬，因而在需求側改變原有需求結構，優化當地居民消費結構，在實現試點地區高質量經濟增長的同時，帶動當地相應新興信息產業發展，進而實現產業結構升級；③供給側科技創新將加速傳統產業的產品更新周期，提高資本利用效率，吸引高素質人力資本，帶動當地全要素生產率的提升，同時改變傳統生產結構，從而多角度促進傳統產業結構的升級[11]。總之，智慧城市政策將通過促進多領域科技創新，實現試點城市的產業結構升級。由此，得出假設1：科技創新在智慧城市政策影響試點城市產業結構升級的過程中發揮中介效應。

國際經驗表明，智慧城市政策效果受技術理性和政治理性的共同作用。按照國際發展慣例，中國的現代化智慧城市政策可以通過構建政府引導—企業參與—公眾驅動的開放式創新治理模式實現[12]。研究表明：①中國智慧城市政策主要以政府主導，財政支出作為更具針對性、穩定性的財政政策，是政府宏觀經濟調控的重要手段，而智慧城市政策在財政資源充足的試點城市更容易得到有效落實[13]；②基于智慧城市政策實施，政府財政支出將在政策落實過程中統籌試點城市中的政府、企業和個人和諧、高效地參與城市建設；③在財政分權導致的地方官員錦標賽背景下，智慧城市政策將引導政府財政資金和政府采購向綠色、可持續的治理模式轉型，在新常態的背景下逆勢而上，實現試點城市財政的高效運轉。

政府財政支出又將組織、協調試點城市高度智能化，將推進當地產業高端化：①以智慧城市為引導的政府財政支出將有效促進當地公共事業部門的辦事效率，激活現代信息技術和大數據在城市治理的功效，刺激試點城市勞動生產率的提升；②有政策針對性的財政支出將著重建設試點城市的示范性工程，促進當地民生、節能等外部性較強領域的發展，有利于引導當地建設智慧城市所需的大規模基礎設施智能化、公共服務便利化，從而全面優化當地產業結構；③政府通過政策性出資的方式組織、協調企業和科研機構的跨領域合作，促進市場上下游的密切聯系，有助于加速研發成果向產品市場的轉化過程，為實現產業內的垂直技術溢出乃至產業結構的升級注入活力。由此，智慧城市政策將引起試點城市的管理模式創新效應，這其中政府財政支出將影響智慧城市政策所產生的產業結構升級效應，據此提出假設2：政府財政支出在智慧城市政策影響試點城市產業結構升級的過程中發揮中介效應。

外商直接投資作為信息技術擴散和轉移的重要渠道，影響智慧城市政策的產業結構升級效應。研究表明，智慧城市政策將為試點城市帶來更豐富的外資支持：①智慧城市政策必將優化當地資源配置和成本收益機制，改善原有的大企業壟斷現狀，促成更多大規模招商引資項目，有利于外商直接投資進入具備更為完善市場競爭機制下的試點城市；②中國在人力資本、基礎設施建設等方面具有明顯優勢，因此，中國建設智慧城市方面具有資源稟賦的競爭優勢，更容易得到外國資本的青睞；③智慧城市政策將不斷豐富物聯網內容，促進外商投資的技術溢出，防范地方保護主義，為更多的私營企業和外來資金提供交易平臺。

此外，外商直接投資將從3個方面影響試點地區的產業結構升級效應：①跨國公司作為外商直接投資的主體，對于試點城市的產業結構升級存在技術 “競爭效應”，地方政府為實現城市化與信息化的雙贏，必將嚴格引入智慧程度高的外資，因此外資企業的先進信息技術和管理模式將產生強有力的 “示范效應”，必將帶動當地發展產能的良性競爭[14]；②外商直接投資可以通過提高國內的供給和需求，加速智慧城市政策所需人力資本流入試點城市，改善勞動力配置、技術水平和需求結構，解決部分產業資金不足，技術欠佳等問題，倒逼傳統產業實現轉型升級[15-16]；③為智慧城市政策而進入的外資往往注入當地亟需發展和優化領域，因此通過正確引導外資，可以一定程度上矯正過度依賴制造業的傳統產業結構，刺激戰略新興產業發展，帶動試點城市產業由勞動密集型向資本密集型的轉變，進一步實現全國范圍內的產業結構升級。綜上所述，本文提出假設3：外商直接投資在智慧城市政策影響試點城市產業結構升級的過程中存在中介效應。

2 研究設計與數據說明

2.1 模型構建

本文將住建部2012—2014年推出智慧城市試點名單作為實驗組，將非試點城市作為對照組，構建多期DID模型考察智慧城市政策的產業結構升級效應。公式為：

(1)

式中，i表示城市，t表示年份。Stru為被解釋變量，表示各城市的產業結構高度化情況。dt為時間虛擬變量，在智慧城市政策實施前取值為0，實施后取1；du為組間虛擬變量，智慧城市政策的試點城市取1，非試點城市為0，dt×du為雙重差分項，回歸系數β1表示智慧城市政策對試點城市產業結構升級的實際作用。本文將在多期DID回歸中引入影響城市產業結構升級的各項控制變量Xit，并引入雙向固定效應ηt和μi進一步分析。

為了實證檢驗前述3個假設，下文引入中介效應模型。根據Baron等[17]對中介效應的介紹，以 “科技創新”中介變量為例，構建中介效應模型：①將產業結構高度化作為被解釋變量，智慧城市政策為核心解釋變量進行回歸，若智慧城市政策虛擬變量前的回歸系數顯著為正，則表示智慧城市政策將促進產業結構高度化，具體建模見式 (2)。②將科技創新作為中介變量，考察智慧城市政策對科技創新的影響，如果智慧城市政策虛擬變量前的回歸系數顯著為正，則證明智慧城市政策顯著促進當地科技創新，見式 (3)。③用科技創新對產業結構高度化進行回歸，如果回歸結果顯著為正，說明科技創新能夠促進產業結構高度化，見式 (4)。④將智慧城市政策變量和科技創新變量同時納入到回歸模型中，觀察二者對產業結構高度化的影響，見式 (5)。建模步驟如下：

(2)

(3)

(4)

(5)

式中，Stru表示城市的產業結構高度化指數，du×dt表示智慧城市政策實施的政策變量，X表示一組控制變量，N為控制變量的個數，inno是衡量城市的創新水平的重要指標。另外，財政支出和外商直接投資的中介效應實證建模與科技創新的中介效應模型一致，只是令模型中的中介變量innoit=expeit或innoit=FDIit。

2.2 指標選取

由已有研究對產業結構升級的衡量方法可知，產業結構升級不應單純根據產值比例關系層面 “量”的變化來衡量，同時應將產業間勞動生產率差異這種反映產業 “質”的指標納入考核范疇[18-19]，因此本文使用產業結構高度化指標作為衡量產業結構升級的代理變量，選取的結果變量為產業結構高度化 (Stru)、第一產業結構高度化 (FI)、第二產業結構高度化 (SI)和第三產業結構高度化 (TI)，用以作為本文實證部分產業結構高度化的代理變量。產業結構高度化指標的構建主要基于劉偉提出的定義度量，公式為：

(6)

式中，j=1，2，3，分別代表第一、二、三次產業；vijt表示樣本城市i在t期產業j的產值占總和GDP比重；LPijt是樣本城市i在t期產業j的勞動生產率。

本文選取指標的描述性統計見表1。

表1 描述性統計

控制變量：①經濟發展水平 (pgdp)：經濟增長水平對城市產業結構的轉型存在顯著影響，本文以實際人均GDP取對數作為經濟增長的代理變量。②投資情況 (inve)：城市經濟發展離不開地方政府的招商引資，本文引入地方固定資產投資占地區產出的比重作為投資情況的代理變量。③政府規模 (expe)：由財政支出占地區總產出的比重衡量。④人口密度 (popu)：人口密度直接影響生產和消費，繼而影響地區產業結構。⑤人力資本存量 (stud)：本文引入普通高校在校生占比來反映人力資本的質量。⑥基礎設施建設能力 (road)：使用實際道路鋪裝面積占城市土地總面積的比重作為基礎設施建設能力的代理變量。⑦信息化水平 (tele)：使用人均郵電業務總量衡量信息化水平。⑧對外開放程度 (FDI)：使用實際利用外資的對數作為代理變量。⑨科技創新能力 (inno)：技術研發和創新過程不僅加速資源周轉效率，也推動區域產業結構升級。城市創新指數綜合了有關專利技術的多維影響因素，在本文中介效應檢驗中作為科技創新能力的代理變量。

2.3 數據說明

本文使用2001—2017年全國地級市相關宏觀經濟數據，所有數據均來自 《中國城市統計年鑒》 《中國區域經濟統計年鑒》及各省市統計年鑒，其中城市創新指數數據來自寇宗來等于2017發布的 《中國城市和產業創新力報告2017》[20]。少量缺失數據通過算術平均方式求得，實證分析最終使用中國186個地級市16年的平衡面板數據。由表1中可見，本文引入實驗組和對照組的樣本數量相對平均，且除被解釋變量外，控制變量數據在實驗組和對照組間均值差異不大，且波動情況類似。基于上述統計結果分析，本文將在下文利用控制雙向固定效應的多期雙重差分方法評估智慧城市政策對試點城市產業結構升級的影響。

3 政策評估效果分析

本節將首先引入平行趨勢檢驗確定雙重差分模型的有效性，其次通過雙向固定效應的多期DID模型實證分析智慧城市政策的產業結構升級效應，最后驗證實證結果的穩健性。

3.1 平行趨勢檢驗

雙重差分法估計的前提是在政策沖擊發生之前，實驗組和對照組具有平行趨勢，即在智慧城市政策實施之前，實驗組和對照組的產業結構高度化趨勢應保持一致。本文借鑒Beck等[21]使用的平行趨勢檢驗方法，對產業結構高度化指標和時間虛擬變量建立回歸模型。平行趨勢檢驗結果顯示，本文所使用實驗組和對照組樣本在智慧城市政策實施前產業結構高度化水平不存在顯著差異，而在智慧城市政策實施后回歸系數開始為正并且通過顯著性水平檢驗，因此滿足平行趨勢假說。

3.2 多期雙重差分回歸結果

本文首先使用全樣本數據構建DID模型，隨后引入雙向固定效應，測算并對比智慧城市政策對當地產業結構的升級效應，回歸結果見表2。

表2 多期DID回歸結果

由表2可知，無論是否加入控制變量，雙重差分項的估計系數β1均為正值，且通過顯著性檢驗，即智慧城市政策對試點城市的產業結構升級具有顯著促進作用。同時加入控制變量后R2均大于未加入控制變量的R2(0.17>0.04，0.33>0.04)，雙向固定效應的R2均大于等于未引入雙向固定效應的R2(0.04=0.04，0.33>0.17)，因此加入控制變量和引入雙向固定效應均可使擬合效果得到明顯改善，這說明引入的各類控制變量均為影響地方產業結構升級的重要變量。綜上可得，模型 (4)這種加入控制變量并引入雙向固定效應的多期DID回歸結果中所得系數可以更好反映智慧城市政策對產業結構升級的積極影響。同時，加入控制變量的DID模型中，β1為0.38，小于在加入控制變量同時控制雙向固定效應所得結果 (0.42)。可見，控制了時間和組間差異后，智慧城市政策對試點城市的產業結構升級效應顯著上升。

研究表明，信息技術產業發展對樣本城市不同產業間產業結構升級效應有所不同，這種差異不僅是 “量”的不同，更有積極和消極 “質”的變化。因此，本文進一步分析智慧城市政策對試點城市不同產業間的產業結構升級效應。智慧城市政策對不同產業產業結構高度化的回歸結果見表3。

表3 分產業的多期DID回歸結果

表3中，模型 (1) (2)報告了第一產業產業結構高度化對智慧城市政策的回歸結果，模型 (3) (4)為第二產業產業結構高度化對智慧城市政策的回歸結果，模型 (5) (6)為第三產業產業結構高度化對智慧城市政策的回歸結果。由表3可知，模型中無論是否加入控制變量，雙重差分項的估計系數β1均為正值，且通過顯著性檢驗，即與傳統信息技術發展對第一、二產業的產業結構升級可能存在負面影響不同，智慧城市政策不僅對試點城市整體產業結構升級有顯著的正效應，并且分別對試點城市的第一、二、三產業的產業結構升級存在不同程度的顯著促進作用。同時可以看到，引入控制變量后，智慧城市政策對試點城市第一產業的產業結構升級積極影響最大，對第三產業影響次之，對第二產業影響最小。

3.3 穩健性檢驗

本文利用PSM-DID方法修正樣本選擇的偏誤，由于智慧城市政策是分階段實施的，本文利用樣本考察期內實施智慧城市政策的城市作為控制組，采用傾向得分匹配的方法，按照近鄰匹配、核匹配和半徑匹配等3種方法對控制組進行逐年回歸處理，經過匹配不同變量控制組與對照組樣本均值差異的P值在10%的水平上線軸，控制組與對照組具有平衡性，采用PSM-DID的回歸結果顯示，政策變量智慧城市政策的系數在5%的顯著性水平上顯著，并且不同匹配方法具有較強的穩健性，回歸結果見表4。

表4 穩健性檢驗結果

3.4 安慰劑檢驗

為了進一步論證產業結構升級是由智慧城市評選帶來的，本文借鑒現有研究的做法進行安慰劑檢驗。為了使智慧城市政策對控制組城市的影響是隨機沖擊的，本文在所有樣本中隨機選取實驗組和對照組，重復隨機抽樣1000次，同時對基準回歸模型進行反復估計，由此得到核心解釋變量的1000個估計系數，以保證智慧城市政策對產業結構影響不受到其他因素的干擾。通過隨機處理后得出，以產業結構高度化為被解釋變量的回歸系數為0.1038，隨機處理后的核密度分布如圖1所示。圖1中，虛線表示PSM-DID得到的實際估計系數，可知實際估計參數顯著異于安慰劑檢驗中得到的系數估計值，由此證實了智慧城市政策促進產業結構高度化并非來源于不可觀測因素，這表明PSM-DID結果的穩健性。

圖1 安慰劑檢驗結果

4 異質性分析

4.1 地區異質性分析

本文將對智慧城市政策產業結構升級效應的地區異質性進行分析，此處的樣本分類標準主要基于國家統計局2018年1月24日發布的 “統計制度與分類標準”中對中國東、中、西和東北部地區的劃分，回歸結果見表5。

表5 分區域的異質性檢驗結果

由表5可知，東部、中部、西部和東北地區智慧城市政策均顯著提高了試點地區的產業結構高度化水平。同時，智慧城市政策的產業結構升級效應存在明顯的區域差異。具體而言，智慧城市政策對中部地區產業結構升級的影響最大，對東部地區影響次之，對西部地區影響最小 (0.63>0.47>0.38>0.14)。實際上，在數據整理的過程中不難發現，4個地區間的產業結構發展并不均衡，由于交通便利、資源稟賦占優、資本積累量大和人力資本豐富等優勢，東部地區多為產業結構高度化相對較高的城市，而相對不發達或者欠發達的中部、西部和東北部地區的產業高度化水平則相對較低。通過表5中不同地區模型實證分析結果對比可知，當前智慧城市政策對不同經濟發展水平的試點地區均有顯著的產業結構升級效應，同時該政策對經濟欠發達地區的產業結構升級有更強的激勵作用，因而智慧城市的建設將在一定程度緩解地區間的產業結構發展差距。但是受基礎設施建設水平、人力資本積累等因素限制，智慧城市政策對不同地區間產業結構高度化水平差異的彌合效果有限，僅有助于縮小東、中部地區間的差距，并不能有效緩解西部和東北部地區的產業結構高度化水平發展劣勢。

4.2 城市規模異質性分析

上文分析表明智慧城市政策能夠顯著提高試點城市產業結構高度化，而對不同規模的試點城市而言，產業結構升級效應可能存在較大差異，由此進一步分析不同規模城市中智慧城市政策的產業結構升級效應。本文根據2014年國務院發布 《關于調整城市規模劃分標準的通知》中的最新標準，對樣本城市進行城市規模層面的劃分。基于上述樣本選擇前提，本文分析不涉及Ⅱ類小城市和中等城市，樣本分類后回歸結果見表6。

表6 分城市規模的異質性檢驗結果

表6中，R表示該城市常住人口數量。回歸結果表明，智慧城市政策顯著提高了各種規模試點城市的產業結構高度化水平，并對規模極端大和極端小的試點城市影響更大。造成這種現象的原因可能在于，一方面人力資本積累很少的Ⅰ型小城市因資源有限，得到的政策扶持相對單一，因此更容易響應智慧城市政策的多方面、多領域政策刺激；另一方面，超大城市的各方面原始積累均處競爭優勢，智慧城市政策的各項政策將以最好的狀態實現，因此這兩類樣本城市的產業高度化水平將在智慧城市建設過程中得到更大提升。同時，不同種類的大城市產業結構升級效應存在差異，例如盡管智慧城市政策對Ⅰ型大城市、Ⅱ型大城市和特大城市的產業結構升級效應相近且顯著性相同，但這種升級效應對Ⅱ型大城市的影響更大 (0.42>0.40>0.31)，即針對城市規模相對中等的樣本，智慧城市政策的產業結構升級效應相對較小，而這其中，智慧城市政策對相對規模小的試點城市存在更大的產業結構升級效應。當前智慧城市政策確實對不同城市規模的試點地區產生了顯著的產業結構升級效應，并能在一定程度上縮小人口規模小的試點城市與人口規模大的試點城市間的產業結構發展差距，但受物質、人力資本積累的限制，以及當地各項產業扶持政策復雜性影響，智慧城市政策對中等城市規模試點城市的產業結構升級效應相對較差。

5 影響機制分析

由上文可知，智慧城市政策對試點城市產業結構升級確實存在顯著促進作用，因此將進一步分析智慧城市政策促進產業結構升級的影響機制。根據上述3個假設，分別將科技創新的代理變量 (城市創新指數)、財政支出和外商直接投資作為中介變量，對3種中介效應進行實證分析。

5.1 科技創新的中介效應分析

由理論機制分析可知，智慧城市政策將通過科技創新影響當地的產業結構高度化水平，因此將科技創新的代理變量作為中介變量構建中介效應模型，結果見表7。

表7 科技創新的中介效應分析

由表7可知，模型 (1)的回歸結果顯示智慧城市政策的實施對產業結構高度化的回歸系數為0.38，且通過1%的顯著性水平檢驗，即智慧城市政策顯著促進試點地區產業結構高度化。模型 (2)的回歸結果表明，智慧城市政策對創新水平的回歸系數為3.28，且通過1%的顯著性水平檢驗，意味著智慧城市政策顯著提高了科技創新水平。模型 (3)的回歸結果顯示，創新水平對產業結構高度化的回歸系數為0.01，且通過5%的顯著性水平檢驗，說明創新水平促進了產業結構的升級。模型 (4)將智慧城市政策與創新指數同時納入回歸模型，模型 (4)中智慧城市政策的回歸結果為0.37，通過1%的顯著性水平檢驗，科技創新變量對產業結構高度化的回歸系數為0.01，通過10%的顯著性水平檢驗。同時看到，引入相同的控制變量后，模型 (4)中政策回歸系數小于模型 (1)中相應的政策回歸系數，表明直接加入科技創新相關的中介變量做控制變量將弱化智慧城市政策本應對產業結構高度化產生的影響。綜上所述，智慧城市政策的實施通過帶動當地科技創新的發展促進了產業結構高度化，上述假設1得以驗證。

5.2 財政支出和外商直接投資的中介效應分析

由理論分析可知，智慧城市政策可能通過引導中央和地方政府財政投資，或者外商直接投資來促進試點城市產業結構升級，因此本節將進一步構建中介效應模型對這兩種可能存在的中介效應進行檢驗。

財政支出和外商直接投資的中介效應模型估計結果見表8，針對中介效應模型中式 (2)的回歸結果同表7中模型 (1)回歸結果，即智慧城市政策顯著促進了試點地區產業結構高度化。模型 (1)和 (4)的回歸結果表明，智慧城市政策對財政支出和外商直接投資的回歸系數分別為0.27和0.26，且均通過1%的顯著性水平檢驗，這意味著智慧城市政策顯著提高了財政支出和外商直接投資水平。模型 (2)和 (5)的回歸結果顯示，財政支出和外商直接投資對產業結構高度化的回歸系數分別為0.37和0.14，且通過1%的顯著性水平檢驗，這說明財政支出和外商直接投資分別促進了產業結構的升級。模型 (3)和 (6)將智慧城市政策與財政支出或外商直接投資同時納入到回歸模型中，其中智慧城市政策的回歸結果為0.29和0.35，通過1%的顯著性水平檢驗，財政支出和外商直接投資對產業結構高度化的回歸系數為分別為0.36和0.14，通過了1%的顯著性水平檢驗。同時看到，在引入相同的控制變量后，模型 (3)和 (6)中政策回歸系數小于表7模型 (1)中相應的政策回歸系數，表明直接加入財政支出和外商直接投資相關的中介變量做控制變量同樣將弱化智慧城市政策本應對產業結構高度化產生的影響。綜上所述，智慧城市政策的實施通過帶動當地財政投資或者外商直接投資促進產業結構高度化，上述假設2和假設3得以驗證。

表8 財政支出和外商直接投資的中介效應分析

6 結論與政策建議

6.1 研究結論

(1)智慧城市政策對產業結構高度化的影響系數顯著為正，這說明智慧城市政策顯著促進了試點城市整體產業結構升級；同時分產業樣本的實證結果證明，與傳統的信息技術發展阻礙一、二產業結構升級結論不同，智慧城市政策對不同產業的產業結構高度化影響均顯著為正。

(2)異質性分析表明盡管智慧城市政策的產業結構升級效應顯著為正，但這種產業結構升級效應具有明顯的地區異質性和城市規模異質性。這在確定智慧城市政策存在積極產業結構升級效應的同時，刻畫了該效應的組間差異，為下一步的政策制定提供方向。

(3)科技創新、政府財政支出和外商直接投資均為智慧城市政策實現產業結構升級效應的重要渠道，同時通過中介效應的實證回歸結果可知，智慧城市政策通過提高科技創新水平促進產業結構升級，同時，政府財政支出和外商直接投資在智慧城市政策與產業結構升級之間也扮演了顯著的中介因子角色。

6.2 政策建議

(1)智慧城市政策仍需進一步擴大試點范圍，將現代信息技術與傳統產業深度融合，破除第一、二產業的數字鴻溝；加強自主創新與信息技術的深度結合，促進現代信息技術與第三產業的深度融合。同時根據不同地區、不同城市的實際發展階段，抓住當地發展智慧城市的稟賦優勢和區域特色，明確當下產業發展定位，構建匹配當地比較優勢的最優產業結構。

(2)通過制定智慧城市建設相應扶持政策，結合創新2.0，搭建更多符合智慧城市建設所需的科技創新平臺、產業園區，政府引導增加高校建設創新、創業的孵化器，并為企業引進高校最新科技成果牽線，帶動現代科學技術相關產業發展，為試點城市整體產業結構的優化、升級提供新的方向和動力。

(3)加大高新技術產業與戰略新興產業的財政支持力度，一方面擴大試點城市科技創新和人才引進，加速新舊動能轉化，通過政府財政支持擴大智慧城市相關產業發展，由點到面，發揮財政支出在智慧城市政策對產業結構升級的引領作用。另一方面試點城市可以通過合理分配中央政府與地方政府財政支持，促進部門間信息基礎設施開發與研究的合作，以發展智慧城市的財政政策扶持核心大企業，同時激勵中小企業創新，廣泛利用社會資源，促進資源整合與產業融合。

(4)積極引導有利于智慧城市政策的外商直接投資進入中國信息技術產業，吸引掌握先進信息技術的外國企業來華建廠。加強國際高新技術引進，在充分利用智慧城市政策優惠，消化、吸收國外高新技術和國外投資的同時提高自主創新能力，因地制宜，構建適合中國各城市產業發展特色的智慧城市，最終實現 “智慧社會”的建設目標。