財政投資、5G產業與經濟增長

許啟凡 鄒甘娜 甘行瓊

技術革命推動了新興產業和主導部門的發展，通過產業機制又促進了宏觀經濟發展。5G不僅促進了通信行業自身創新與進步，而且利用其滲透性深刻影響著其他相關行業，形成具有鮮明智能特色的5G產業，成為現代經濟增長的支柱之一。因此，各國政府均高度重視和積極推動5G產業的發展。早在2014年，韓國便確定了圍繞5G的未來移動通信產業發展戰略；2016年歐盟公布了5G行動計劃；2017年美國在《美國國家安全戰略》中將5G上升到國家安全的高度；2018年日本出臺“后5G”戰略，制定5G反超計劃。2016年我國公布《“十三五”國家信息化規劃》，積極推動5G發展。此后，各地區相關部門多次出臺5G產業政策，以實現我國“2G跟隨、3G突破、4G同步、5G引領”的宏偉目標。截至2020年6月，各地政府出臺的5G相關政策文件已累計超過210個。產業政策有效反映了地方政府對產業的支持力度，且財政支持能夠有效引導企業創新發展。地方政府對于5G產業的積極扶持究竟能夠在多大程度上助力5G產業發展、促進經濟增長呢？

鑒于現有研究較少涉及具有突破性進步的移動通信技術對經濟增長的影響，本文從5G出發，構建了財政投資、5G產業與經濟增長的理論模型。在此基礎上，運用2018—2019年我國260個地級市的數據實證檢驗了5G產業與經濟增長之間的關系以及財政投資在其中所起到的作用。與現有文獻相比，本文的貢獻主要體現在以下三個方面：第一，從通信技術發展的視角出發，以5G為基礎，將5G產業納入經濟增長分析框架之中，豐富了ICT與經濟增長關系的文獻；第二，現有文獻多從企業層面與宏觀機制方面探討ICT與經濟增長之間的關系，本文的研究為居民消費這一微觀機制提供了經驗證據，對于擴大內需、推動國內大循環主體地位的形成具有重要的意義；第三，考察了財政投資對5G產業促進經濟增長的效應。

一、理論模型與研究命題

2017年12月，習近平總書記在主持中央政治局第二次集體學習時指出，要構建以數據為關鍵要素的數字經濟。形成具有生產力的數據要素，既要與新一代通信技術5G結合，又要與數據載體相結合。一方面，徐翔、趙墨非認為，只有充分接入網絡、供其他部門分析使用的數據才能成為真正意義上的數據生產要素，有效助力生產活動。2019中國（深圳）IT領袖峰會也指出，要發揮數據的生產性作用，必須解決“數據孤島”的難題，而5G有望緩解這一阻礙。5G作為具有突破性進步的通信技術，能夠廣泛賦能人工智能、云計算、物聯網和移動終端等，充分挖掘和使用數據，為數據生產要素的形成與擴張注入新的動力。另一方面，由于5G主要表現為通信特征，數據要素的形成也需要借助一定的載體和其他新興技術，進一步與實體經濟相對接。數據生產要素對經濟增長的貢獻已經得到較多學者的認可，本文在此基礎上，聚焦數據生產要素的增加過程，集中探討5G和其他新興技術擴大數據要素規模并促進經濟增長的過程。

本文的理論建模與現有關于信息通信技術、數據和經濟增長模型的不同之處在于：一方面，與Jones等、Farboodi等將數據直接作為生產要素納入生產行為不同，本文關注的是數據生產要素的形成和擴張過程；另一方面，徐翔、趙墨非關注了數據生產要素的形成過程，但是其主要是將數據與信息通信技術進行區別，從微觀企業積累的角度探討。而本文則將數據與5G及其他技術聯系起來，分析5G對數據生產要素的擴張及經濟增長的作用。同時，還將財政對5G的投資納入模型之中，分析財政投資在其中的作用。

（一）基本假設

假設一個經濟系統主要包括最終產品生產部門、5G中間產品生產部門、其他技術中間產品生產部門、居民部門和政府部門。各部門的行為設定如下：

1.最終產品生產部門

一個競爭性的地區提供數據（D）、資本（K）、勞動（L）、5G中間產品（I）和其他技術中間產品（I）等五種生產要素。基于徐翔和趙墨非、嚴成樑的研究，本文將數據生產要素納入最終產品生產。假定最終產出的生產函數為柯布—道格拉斯生產函數：

其中，0<α，β<1。假定最終產出使用的資本和勞動要素不變，?Y（t）/?D（t）>0，數據生產要素D（t）的增加對產出具有促進作用。接下來，本文主要刻畫數據D（t）的擴張過程。數據D（t）由兩類中間產品產出，函數形式為柯布—道格拉斯生產函數：

其中，I為5G中間產品，I為其他技術中間產品，0<ε<1。

2.兩類中間產品生產部門

當前，我國5G產品的研發既有企業技術研發的自主性，又有國家政策的大力支持。因此，研發5G中間產品獲得的收益現值為：

其中，π（v）是時點v中間產品獲得的利潤流，P（v）為中間產品的價格，單位產品的邊際成本被標準化為1。G（v）是時點v政府對5G產品的研發投資，假定政府每期的研發投資額均等，即G（v）=G。e=［1/（v-t）］t∫r（ω）dω表示時點t和時點v之間的平均利潤。

3.居民部門

假設代表性居民的效用函數為：

其中，θ>0。

4.政府部門

（二）均衡分析與研究命題

根據生產利潤最大化，得到5G中間產品的需求量I和其他技術中間產品的需求量I分別為：

將（9）式和（10）式分別代入（4）式和（6）式，得到兩類中間產品利潤最大化問題分別為：

通過建立漢密爾頓函數，得到該問題關于價格的解為：

于是，5G中間產品和其他技術中間產品的利潤表達式（4）和（6）可以改寫成：

5G中間產品和其他技術中間產品的研發收益現值分別滿足貝爾曼方程：

根據（15）—（19）式，得到：

滿足市場出清和消費者效用最大化條件下，該經濟體存在靜態均衡。在平衡增長路徑上，經濟增長率g與消費增長率g相同。因此，根據式（20）和式（21），得到：

由于在數據擴張過程中，5G是數據生產要素增長的新動力，因而本文進一步進行情景假定，分析不考慮5G時的經濟增長率。除數據產出的生產函數設定不同外，其他部門的設定均與前述一致。數據產出主要受到非5G中間產品的影響，生產函數為：

其中，0<ε<1。在這一情景設定下，與前述均衡分析過程相似，當不考慮5G在數據要素產出中的作用時，經濟增長率g為：

比較考慮5G的經濟增長率（22）式和不考慮5G的經濟增長率（24）式可以發現，二者之差為：

此外，對（22）式的經濟增長率關于5G中間產品進行求導也可以得到：

命題2：當5G產業研發成本處于上升階段時，政府財政投資能夠通過提高5G企業研發收益率來緩解5G研發成本對經濟增長的負面影響，最大限度地發揮5G產業促進經濟增長的效用。

二、指標選取與數據說明

（一）指標選取

本文采用我國260個地級市的GDP作為經濟增長的衡量指標。在進行穩健性分析時，使用人均GDP作為經濟增長的代理指標。

本文的核心解釋變量包括5G產業規模和財政對5G產業的投資。

5G產業規模采用各地級市5G產業鏈所包含的企業數量來衡量。根據《5G產業發展白皮書》，5G產業鏈可以分為上、中、下游三個環節的產業。其中，上游產業主要包含5G網絡建設的基礎器件，如光模塊、天線和射頻等；中游產業為5G網絡的主設備以及由電信、移動和聯通三大運營商所提供的網絡運行、維護服務；下游產業則涵蓋了5G網絡所有應用場景，具體包括5G智能手機、超高清視頻、智能可穿戴設備、智慧林業、智慧工業和智慧城市等。圖1（下頁）展示了2018—2019年我國東部、東北、中部和西部地區5G產業規模及上、中、下游的具體情況。從時間上看，我國各地區的5G產業規模均有所上升。同時，東部地區的5G產業規模遠大于其他地區，這與我國東部地區產業發展環境優異、區域創新能力較強等因素有關。在產業鏈分布上，不論是東部地區還是東北、中部和西部地區，5G下游企業的數量都遠大于上游和中游。上、中游的企業主要屬于技術研發型企業，以大型公司為主且進入門檻高，因而數量較少。下游企業主要是針對5G進行適配和應用的企業，反映了5G網絡的應用場景，因而數量最多。此外，考慮到市場淘汰機制，為了能在市場競爭中立足，新進入的5G企業須擁有自身的獨特性。將5G與不同行業結合，有利于新進企業快速建立自己獨特的競爭優勢，這使得5G企業數量的增加能夠在一定程度上反映市場中5G的發展及其賦能廣度的增加。因此，本文使用5G產業鏈所包括的企業數量來刻畫各城市5G產業發展情況。在進行穩健性分析時，使用5G產業鏈的資產規模和銷售規模來衡量5G產業規模。

圖1 2018—2019年我國5G產業發展情況

由于當前各地方政府并未公布對5G產業的直接投資額度、補貼額度和稅費減免等，因而本文采用國有控股企業對5G產業鏈企業的投資來度量5G產業的財政投資規模。

內生性分析上，一方面，借鑒Henderson等、范子英等、文雁兵等的研究，使用外生于5G產業規模的夜間燈光亮度作為經濟增長的代理指標；另一方面，使用工具變量法解決內生性問題。工具變量為地級市平均地理坡度。5G產業的基礎是5G網絡，而5G網絡建設依賴于5G基站的建立。城市平均地理坡度的增加提升了5G信號基站塔的建設難度，對5G產業的發展具有一定阻礙作用，但城市平均地理坡度與經濟增長之間無顯著關系。

參考儲德銀等、王愛儉等的研究，本文還控制了其他相關的經濟變量，主要包括：地級市行政區域面積；對外開放程度，具體由進出口總額占GDP比重作為其代理變量；產業結構，采用第二產業產值占GDP比重和第三產業產值占GDP比重刻畫；政府干預程度，具體由財政支出占GDP比重作為其代理變量；金融化水平，具體由存貸款余額與GDP比值作為其代理變量；人力資本，具體以地級市在校學生的平均受教育年限作為其代理變量。此外，考慮到5G產業的通信與技術創新特征，為降低可能的遺漏變量導致的估計失真，本文還加入地區創新能力，具體由北京大學國家發展研究院發布的區域創新創業指數來衡量。該指數涵蓋了新建企業進入、外來投資筆數、VC/PE投資數目、發明專利授權數目、實用新型專利公開數目、外觀專利公開數目和商標授權數目七個子維度，能夠比較全面地衡量地區創新發展能力；互聯網規模，采用互聯網寬帶接入數量作為其代理指標；電信業規模，具體由電信業務收入占GDP比重作為其代理變量。

（二）數據來源與說明

本文各地級市5G產業規模原始數據來源于工商局等相關數據平臺，并經過手工整理而成；財政對5G產業的投資規模根據原始數據與企查查相關數據匹配得到；地級市夜間燈光亮度數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）；地級市平均坡度數據參考封志明等的方法，利用ArcGIS軟件提取得到；其余經濟數據主要來源于《中國城市統計年鑒》、各?。ㄊ校┙y計年鑒、各地級市2018年和2019年國民經濟和社會發展統計公報等。表1報告了主要變量的描述性統計，表2（下頁）為各變量的具體定義。在研究中，本文還對主要指標進行了對數處理，如GDP、5G產業、財政投資、地區創新能力等。

表1 變量描述性統計

三、實證分析

（一）基本回歸結果

根據理論模型分析，5G產業能夠有效促進經濟增長。基于此結論，本文使用樣本數據進行實證檢驗?？紤]到本文數據的時間區間為兩年，與截面數據的特性較為接近，若是從城市層面進行固定效應分析將產生大量虛擬變量，損失較多信息，嚴重減少假設檢驗的自由度，所得到的結論可能出現較大偏差，因此，在進行回歸分析時，從省級效應出發，進行了省級固定效應和時間固定效應雙向固定效應的檢驗。具體回歸結果如表3所示。其中，列（1）（2）為未進行雙向固定效應的結果，列（3）（4）為時間和地區固定效應下的回歸結果。列（1）—（4）顯示，無論是否加入控制變量、是否考慮雙向固定效應，5G產業FG的回歸系數均為正，且通過顯著性檢驗。這表明，5G產業發展促進了經濟增長，從而驗證了理論模型中命題1的結論。在控制相關經濟變量的情況下，5G產業對于經濟增長的促進作用為0.090，即5G產業規模每增加1%，經濟增長0.09%。

（二）穩健性檢驗

1.變換被解釋變量

在基本回歸中，本文使用地區生產總值來衡量地區經濟發展水平。為進一步驗證結論的穩健性，本文還使用地區人均生產總值作為經濟增長的代理變量。表4列（1）匯報了相關回歸結果。由列（1）可見，在更換經濟增長代理指標后，5G產業的回歸系數仍然為正，且通過顯著性檢驗，表明5G產業發展有助于促進經濟增長。

2.采用不同的解釋變量

本文進一步從不同的視角出發，分別采用5G產業鏈的資產規模和銷售規模來衡量5G產業規模，以檢驗基本結果的穩健性。表4列（2）（3）匯報了相關結果。其中，列（2）為使用5G產業鏈資產規模作為核心解釋變量的回歸結果，列（3）為使用5G產業鏈銷售規模作為核心解釋變量的回歸結果?？梢园l現，在改變度量方式的情況下，5G產業仍然對經濟增長具有明顯的促進效應，說明本文結論較為穩健。

表2變量定義

（三）內生性討論

5G產業在促進經濟增長的同時，經濟發展水平也可能反作用于5G產業，影響5G產業發展，從而產生互為因果的內生性問題，使得估計結果出現偏差。因此，本文從兩個角度出發以試圖解決該內生性問題：一方面，本文使用了外生于5G產業發展的夜間燈光亮度數據來衡量經濟增長。地區夜間燈光亮度并不會直接作用于5G產業，因而不會產生互為因果的問題，能夠在一定程度上幫助我們估計出5G產業對經濟增長的凈效應。另一方面，本文還以地級市平均坡度作為5G產業的工具變量，使用二階段最小二乘法進一步解決內生性問題。表5匯報了相關結果。其中，列（1）展示了使用夜間燈光亮度DN作為經濟增長代理指標的回歸結果。在控制相關經濟變量的情況下，5G產業對經濟增長的貢獻為0.305，且通過顯著性檢驗。列（2）（3）展示了利用地級市平均坡度Slope作為5G產業工具變量的回歸結果。列（2）匯報了二階段最小二乘法的第一階段回歸結果。可以發現，地級市平均坡度Slope的系數為負，表明平均坡度的增加對5G產業發展具有抑制作用。同時，第一階段回歸結果F統計量為62.60，遠大于10，綜合來看，可以認為不存在弱工具變量的問題。由列（3）可知，在工具變量回歸下，5G產業FG對經濟增長的效應為0.796，大于基本回歸中的系數0.090。這表明，在不考慮5G產業與經濟增長之間的雙向影響時，容易低估5G產業對經濟增長的促進作用。在考慮內生性后，5G產業發展對經濟增長仍然具有顯著促進作用，這也進一步佐證了本文結論較為穩健。

表3基本回歸結果

（四）機制分析

1.5G產業通過消費促進經濟增長的機制分析

表4穩健性檢驗

表5考慮內生性的回歸

2.5G產業通過產業結構轉型促進經濟增長的機制分析

推動產業結構轉型升級是促進經濟高質量發展的重要途徑。既有文獻主要從兩個維度衡量產業結構升級：一是產業結構合理化，二是產業結構高度化，如干春暉等、甘行瓊等。產業結構合理化側重于衡量經濟資源在產業內部及產業之間的合理配置和有效利用；產業結構高度化則重點關注技術進步和技術創新所帶來的產業整體素質和效率的提升，表現在不同產業之間的比例關系中二、三產業產值比重的增加。一方面，產業結構升級推動了落后產業轉型，提高了各產業對于資源的利用效率，構成經濟增長的驅動力；另一方面，產業結構升級促使生產要素從傳統低效率生產部門向新興高效率生產部門流動，提高了社會整體生產率，拉動了經濟增長。

表6消費機制的檢驗

ICT產業為產業結構轉型升級注入動力。ICT與傳統產業的融合，不僅能夠有效促使第一產業向第二、第三產業轉移，推動產業之間橫向變遷，優化產業結構，而且能夠助力第一、第二產業內部的縱深發展。作為新一代ICT產業，5G產業一方面促進了ICT產業自身的進步與擴張，推動其成為產業體系主導部門，加快產業結構高度化進程；另一方面，對于傳統ICT產業來說，5G產業又有質的飛躍。傳統ICT產業賦能其他產業的廣度與深度有限，而5G產業的特點在于萬物互聯，能夠將移動通信技術應用于更多傳統ICT無法賦能的產業（如農業、旅游業等），提高各類產業對于生產要素的使用效率，進一步促進產業結構合理化?；谏鲜龇治?，5G產業能夠推動產業結構轉型升級，而產業結構轉型升級是經濟增長的動力之一。因此，本文利用中介效應模型進一步檢驗5G產業—產業結構升級—經濟增長這一機制。表7（下頁）為使用產業結構合理化SR和產業結構高度化SH作為機制變量進行回歸分析的結果。

在產業結構合理化方面，表7列（2）顯示5G產業的系數為負，且通過顯著性檢驗，表明5G產業對產業結構合理化SR具有促進作用，5G產業規模每增加1%，產業結構合理化指數提高0.148%，這驗證了5G產業—產業結構升級這一帶動經濟增長的子路徑；列（3）顯示產業結構合理化指標SR回歸系數為負，且通過顯著性檢驗，表明產業結構合理化有利于拉動經濟增長。對比列（1）與列（3）的5G產業回歸系數可以發現，在未加入機制變量產業結構合理化時，5G產業對經濟增長的邊際效應為0.090；加入產業結構合理化后，5G產業的回歸系數減少至0.087。綜合來看，這表明存在部分中介效應，驗證了5G產業—產業結構升級—經濟增長這一機制。

在產業結構高度化方面，表7列（4）顯示5G產業對產業結構高度化無顯著影響，列（5）顯示產業結構高度化對經濟增長無顯著影響，這表明不存在中介效應，即產業結構高度化不是5G產業促進經濟增長的機制。根據溫忠麟等的檢驗方法，我們進一步使用Sobel檢驗發現，Sobel檢驗的P值為0.10，十分接近顯著性水平的最大臨界值，表明Sobel檢驗顯示可能存在中介效應。由于目前學術界對于使用Sobel檢驗中介效應的結果存在質疑，更傾向于采用Bootstrap法，因本文再次使用Bootstrap法進行檢驗。表8（下頁）匯報了Bootstrap法抽樣1 000次的結果。其中，間接效應的置信區間包括0，表明不存在中介效應，與分步回歸的結論一致。

表8 Bootstrap抽樣檢驗結果

為什么產業結構高度化不是5G產業促進經濟增長的傳導機制呢？可能的原因是產業結構高度化的通用評判標準存在一定缺陷，難以有效考察產業結構轉型的具體情況。劉偉等也發現了這個問題，并優化了產業結構高度化衡量指標，使其能夠反映勞動生產率，但這又與產業結構合理化指標有交叉，并且指標計算結果反映的仍然是第三產業產值的主導性地位對經濟增長的作用。干春暉等利用第三產業產值占比作為產業結構高度化的量化指標研究發現，產業結構高度化與經濟增長之間的關系表現出較大的不確定性。這給了我們一個啟示，即將第三產業產值占比作為產業結構高度化的核心指標容易錯誤估算產業結構優化情況，難以厘清產業比例關系的變遷是否與地區實際情況和經濟發展要求相適應。

（五）5G產業財政投資的調節效應分析

1.調節效應的基本回歸結果

根據理論分析得到的研究命題2，5G產業促進經濟增長的效應受到財政投資的影響。本文使用調節效應模型，檢驗財政投資在其中的作用。表9為調節效應的回歸結果，FG*Fiscal為調節變量。列（4）的回歸結果顯示，該調節變量對經濟增長具有正向影響，且通過顯著性檢驗。這表明，在控制其他經濟變量的情況下，5G產業促進經濟增長的效應受到財政投資的正向影響，財政投資每增加1%，這種促進效應提高0.013個單位，驗證了命題2。這也從另一個角度證實了當前我國5G產業研發成本正處于上升時期，財政對于5G產業的投資能夠有效幫助5G產業鏈企業降低成本，促進5G產業快速發展，為我國爭取國際移動通信領域的話語權作出積極貢獻。

2.財政投資調節效應的微觀作用機理

根據（31）式，財政投資的調節效應作用機理在于提高5G企業收益率。為了檢驗此結論，本文將5G企業的利潤總額（Profit）和資產收益率（ROA）作為被解釋變量、財政對5G企業的投資（Inv）作為解釋變量進行實證分析?？刂谱兞糠矫?，由于5G企業大部分屬于非上市企業，考慮到企業信息可得性，同時參考范子英等和劉沖等的研究，在企業層面加入企業年齡（Age）和資產負債率（Lev）作為控制變量；在城市層面加入GDP、對外貿易（Trade）、產業結構（Third）和電信業發展水平（Intindex）作為控制變量。其中，利潤總額進行了對數化處理，資產收益率由凈利潤/總資產衡量，資產負債率由負債/資產衡量，對外貿易由進出口總額與GDP比值衡量，產業結構由第三產業與GDP比值衡量，電信業發展水平由電信業務收入與GDP比值衡量。表10（下頁）匯報了財政投資與5G企業收益的回歸結果?？梢园l現，不論是否加入地級市層面的控制變量，財政投資對5G企業收益率均有促進作用，且通過顯著性檢驗。其中，列（1）（2）為使用利潤總額（Profit）得到的回歸結果。根據列（2），在控制相關變量的情況下，財政投資每增加1%，5G企業利潤增加0.385%。列（3）（4）為使用資產收益率（ROA）得到的回歸結果。根據列（4），在控制相關變量的情況下，財政投資每增加1%，5G企業資產收益率提高0.011個單位。

表7產業結構轉型機制的檢驗

表9財政投資調節效應的回歸結果

四、結論與政策建議

經濟增長是每一個時代永恒的命題。以5G產業為代表的新一代信息通信技術產業有望為經濟體提供新的動力支撐。本文構建了包含財政投資與5G產業在內的內生經濟增長模型，利用2018—2019年我國260個地級市的相關數據實證檢驗了5G產業與經濟增長的關系以及財政投資在其中的作用。研究發現，5G產業發展對經濟增長具有顯著促進作用；5G產業還能夠通過釋放以移動手機為中心輻射圈的消費活力促進經濟增長，推動國內大循環的形成；提高產業結構合理化程度是5G產業拉動經濟增長的又一重要機制，而產業結構高度化并無此效應。此外，通過調節效應分析發現，財政投資能夠有效助力5G產業促進經濟增長。

表10財政投資調節效應的微觀作用機制檢驗

基于上述研究結論，提出如下政策建議：

第一，提高我國技術自主創新能力。在外部不確定性增強的情況下，我國應進一步提高5G產業自主研發水平，減少對于國外技術的依賴，加快推進技術核心零部件國產化。其一，加快各地區新興產業園區建設，為5G等高新技術產業發展提供更加便捷的基礎設施，促進技術共享，推進5G建設進程。其二，注重5G產業上、中、下游的協調發展，激發上游企業技術研發的積極性，穩定下游企業應用場景建設的預期與信心，促進終端規模的擴張。同時，還要充分發揮5G中游產業在暢通5G產業鏈中的重要地位，培育好5G網絡運營商的中介角色，加快5G全面商用。其三，堅持企業主體地位，培育5G產業鏈龍頭企業，發揮領軍企業的牽引作用，通過技術指導、生產零部件外包等形式帶動我國中小型5G企業發展。

第二，加大財政對5G產業的支持力度。在5G產業發展初期，政府應加大對5G產業的研發支持，通過國有資產直接注資、給予稅收優惠等多種支持措施，降低5G產業成本，激發5G產業活力。同時，財政對于5G產業的投資還應兼顧其整體發展水平和上、中、下游產業之間的平衡發展，制定差異化投資策略。

第三，精確定位市場需求。當前，我國消費潛力巨大。在促進內需、釋放消費潛力方面，建議5G產業鏈相關企業以提供高品質科技產品為中心，改進現有4G智能手機、研發5G手機和智能可穿戴設備等，同時利用5G開發個性化智能應用，滿足人們的高品質生產、生活需求。

第四，各行業應當積極利用5G推動產業結構轉型升級。一方面，傳統產業應注重利用5G改良生產方式，如醫療行業、零售行業、制造業等，形成智慧醫療、5G+汽車、工業互聯網等；另一方面，要加快推進5G與人工智能、大數據分析、云計算等新興技術的融合，促進生產力發展。Reform