高質量發展背景下數字經濟的賦能效應檢驗
——基于中國241 個城市的實證分析

田雅娟，鄧睿涵，侯宇飛，范謀遠

（河北大學 經濟學院， 河北 保定 071000）

一、引言

伴隨新一代信息技術的高速發展，以5G、大數據、人工智能為代表的數字產業逐漸成為我國產業結構中的重要組成部分。2019 年中國數字經濟規模達到5.2 萬億元，在GDP 中的占比穩步提升。《中國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃綱要》中明確提出要做好數字經濟產業化與產業數字化，推動數字經濟的發展，讓數字經濟與實體經濟更好地融合，打造具有國際競爭力的數字經濟集群。數字經濟作為一種“融合性經濟”，其與實體經濟的有效結合將極大提高經濟效率，成為經濟高質量發展的重要推動力。然而，對數字經濟的研究相較于數字經濟實踐的發展存在較大滯后。數字經濟正在以不可抵擋之勢在全球范圍迅速發展，但關于數字經濟發展給社會經濟增長帶來的影響仍不明確。目前，中國的經濟發展已然進入了從“數量追趕”轉向“質量追趕”、從“規模擴張”轉向“結構優化”、從“要素驅動”轉向“創新驅動”的高質量發展階段。數字經濟的發展是否可以通過積極的“賦能效應” 有效推動經濟高質量發展是一個值得重點關注的命題。鑒于此，本文立足于經濟發展的重要增長點——城市，探索數字經濟對經濟高質量發展帶來的影響和效應，并借助中介效應模型，對數字經濟賦能城市群的經濟高質量發展效應進行實證測度和檢驗，為客觀評價數字經濟產生的賦能效應和合理規劃城市群經濟高質量發展的策略研究提供參考。

二、文獻綜述

相關研究顯示，數字經濟作為新的生產要素日益成為經濟發展的強大動力。但數字經濟對于經濟增長的作用尚沒有得到充分的研究證實。目前，已有研究主要集中在數字經濟對信息和通信領域發展方面的貢獻，包括基礎設施的信息設備、軟件服務和互聯網等，而信息通信技術的廣泛應用被認為是全要素生產率得以持續增長的重要原因之一。Jorgenson(2007)發現了信息技術資本對美國經濟的顯著貢獻。Oliner 和Sichel(2000)將資本投入細分為信息資本、非信息資本、勞動投入、多要素生產率等幾方面考察計算機和相關產業的投入對經濟增長的作用，發現2000 年以后信息技術的投資對經濟增長的貢獻不斷提升。對歐亞等發達國家及發展中國家的研究也都證實了信息技術對經濟增長的積極作用。除了信息技術投資以及信息技術產業對經濟增長的直接影響以外，信息產品還顯著提升了生產率，Thompson 和Garbacz(2007)發現電信和移動通訊對生產率有重要的促進作用。國內學者韓寶國和李世奇(2018)利用2002-2016 年中國省際面板數據進行分析，證實了軟件和信息技術服務對推動中國經濟增長的顯著作用，并且與經濟增長的相關性存在區間效應。

信息技術發展是數字經濟發展的主要載體，已有成果圍繞信息技術對經濟發展的影響進行效應分析，從一定層面上展示了數字經濟與經濟發展的緊密關聯效應，但是并不能直接反映效應的作用力度和途徑。為此，本文基于城市數據和中介效應模型對我國數字經濟發展的賦能效應進行測度，為客觀評價數字經濟產生的經濟效應合理規劃城市群經濟發高質量發展提供理論支撐和科學建議。

三、數字經濟賦能高質量發展的路徑分析

數字經濟發展如何作用于經濟高質量發展是一個值得關注的重要命題，本文主要基于三條路徑對其進行探索性研究，即通過選取經濟增長、金融市場和產業結構三個中介要素來測度數字經濟對經濟高質量發展施加的影響。

(一)數字經濟通過提升經濟增長效率推動高質量發展

隨著信息技術與人類生產生活交匯融合，互聯網快速普及，世界經濟正在加速向以數字生產力為標志的新階段邁進，數字生產力成為了重塑經濟結構和提升整體質量與效率的主導力量。數字技術的廣泛滲透對經濟發展產生深遠影響，能夠有效提高全要素生產率，提升資源利用效率，提高產品和服務供給質量，促進供需精準匹配，進而助推經濟高質量發展。

(二)數字經濟通過推動數字金融發展促進高質量增長

相較于傳統金融，數字金融成本相對較低，可以有效解決融資問題，從而更顯著地促進經濟增長。隨著數字金融水平的提升，數字經濟對其經濟增長的推動作用也會增強，能更有效地提高金融服務效率。

(三)數字經濟通過促進產業結構升級帶動高質量增長

技術變革是社會生產力快速發展的催化劑。數字經濟從中觀層面通過技術賦能，對傳統產業進行全方位、全角度的改造，促進實體經濟與數字經濟加速滲透融合，并催生出新業態、新模式，給產業發展帶來顛覆性變革[12]。這有助于構筑富有競爭力和高附加值的數字產業化和產業數字化體系，釋放數字科技對經濟發展的放大、疊加、倍增作用，將極大提升經濟運行效率和質量，助推經濟實現高質量發展。

四、模型、變量與數據

(一)模型設定

1.基準模型

為了檢驗數字經濟賦能高質量發展的效應機制，本文首先建立基準模型，評估數字經濟對高質量發展的綜合效應。

其中，i 表示地域單元，EFF為第i 個地域的高質量發展水平，DE為數字經濟發展水平，X(j=1，2，…m)為一系列控制變量。考慮到截面數據易發生異方差問題，對式(1)采用Robust 穩健標準誤回歸估計。

2.中介模型

為了檢驗數字經濟對高質量增長的傳導機制，本文重點考察數字經濟通過帶動經濟增長效率、數字金融發展和產業結構變化影響高質量發展的中介效應。在式(1)基礎上，對三個中介效應模型進一步分析。具體模型如下：

以經濟增長效率為中介變量，

針對上述基準模型和中介效應模型，通過以下步驟對數字經濟賦能高質量發展進行檢驗：

第一步，對基準回歸式(1)中核心解釋變量(DE)的系數β 進行檢驗，明確其是否在置信水平下顯著，從而對數字經濟發展賦能高質量增長的綜合效應進行判定。

第二步，利用式(2)-(7)進行穩健回歸，檢驗相關變量的系數β~和λ，若以上系數均顯著，說明中介效應假設成立，則直接進行第三步檢驗，否則要進行第四步檢驗。

第三步，檢驗系數β(i=1，2，3)的顯著性，若以上系數均顯著說明存在部分中介效應，若以上系數不顯著，則說明存在完全中介效應。

第四步，若第二步中部分檢驗系數不顯著，則需要做Sobel 檢驗，證明是否具有中介效應。

第五步，比較β~λ與β的符號，若為同號，表明存在中介效應，若為異號則表明存在遮掩效應。

(二)變量選取

1.被解釋變量

全要素生產率(EFF)：由于城市群的經濟高質量發展主要體現在生產效率的提升和城市經濟的協調發展，因而選取全要素生產率作為衡量經濟高質量發展水平的指標，實證中使用其對數形式。

首先，采用隨機前沿方法(SFA)來計算城市群的TPF。科埃利等(Coellietal，1998)認為SFA 可以準確區分隨機誤差項與誤差項中的低效率值，故對實際效率水平的估計更有效。根據柯布—道格拉斯生產函數的隨機前沿形式，構建基于城市單元的生產函數：

其中，Y、K、L 分別表示第i 個地級市的實際產出、勞動投入和資本存量。Y 根據各城市所在省份的GDP 平減指數調整為2018 年的不變價格；L 用城市的城鎮就業人數反映；K 采用永續存盤法計算得到，選取2000 年為基期，其中折舊率參考張軍(2003)數據，取值0.096。

隨機前沿誤差項由ν和μ兩個相互獨立的部分構成。ν為隨機擾動項，一般假定其為白噪聲序列；μ為生產過程中不可觀測的非效率因素。因而定義前沿產出為生產效率最優條件下的產出水平，即：

實際產出Y與前沿產出的比值，反映了第i 個城市的生產效率，并將其作為全要素生產率的估計值。

2.核心解釋變量與中介變量

(1)核心解釋變量：中國互聯網指數(DE)，本文采用2018 年中國地級城市的“中國互聯網+”指數來衡量其數字經濟水平。數據來源于騰訊研究院2019 中國“互聯網+”指數報告，報告對國內數字經濟發展情況進行了系統梳理，并通過指數的形式直觀地展現了2018 年數字經濟在國內241 個城市的發展情況。

(2)中介變量：結合前述理論假定，選取三個中介因素來反映數字經濟對高質量發展的影響路徑，分別為：經濟增長效率的提升、數字金融的發展以及產業結構的升級。對應三個中介因素分別選取人均GDP 水平(M1)、數字普惠金融指數(M2)、第二、三產業產值比重(M3)作為反映指標。

①人均GDP(M1)：即人均國內生產總值，國民生產總值與所屬范圍內的常住人口的比值，該指標較為客觀地反映了一國社會的發展水平和發展程度。

②數字普惠金融指數(M2)：取自北京大學數字金融研究中心報告的各省份測度結果，用所屬省份數普惠金融指數作為城市的替代值。

③第二、三產業產值比重(M3)：是指第二、三產業產值占總產值的比例，其反映了產業結構升級水平。經濟發達程度越高，第二、三產業占比越高，產業結構也就越趨近于高級化，更有利于全要素生產率的提升。

3.控制變量

(1)政府財政實力(X1)：以城市當年的一般公共預算支出為反映指標。適當的提高政府的財政支出有利于促進區域全要素生產率的發展，但過度支出不利于市場的正常運行。

(2)對外貿易總規模(X2)：利用進出口總額來表示，反映了一個國家的對外貿易發展程度。一國進出口總額增加表明我國對外貿易程度顯著增長，但對外貿易的過度增長也會給當地企業帶來不利影響，從而不利于全要素生產率的提高。

(3)科學技術支出(X3)：其反映用于科學技術方面的支出，科學技術支出有利于城市全要素生產率的提高。

(4)第三產業發展水平(X4)：其反映了一個國家的經濟發達程度。經濟發達程度越高，第三產業占比越高，產業結構也就越趨近于高級化，更有利于全要素生產率的提升。

(5)城市群空間結構(X5)：其反映了城市群功能分區的差異對城市經濟高質量發展的影響。本研究借鑒劉凱等(2020)的研究成果，運用位序- 規模法測度城市群空間結構，方法如下：

其中，N是城市i 的人口規模，N是人口規模最大城市的人口規模，R是城市i 人口規模在城市群所有城市中的位序，q 是待估計的常數。經過對數變換公式得到

q 為城市群空間結構中心度。當q≥1 時，表示城市群是單中心空間結構，當q<1 時，表示城市群是多中心空間結構。

(三)數據來源及說明

本文選擇全要素生產率(EFF)作為被解釋變量；中國互聯網指數(DE)為核心解釋變量；人均GDP(M1)、數字普惠金融指數(M2)、第二、三產業產值比重(M3)為中介變量實證分析數字經濟賦能城市高質量發展的作用效應。同時采用的控制變量有一般公共預算支出(X1)、進出口總額(X2)、用于科學技術方面的財政支出(X3)、第三產業產值比重(X4)、城市群空間結構(X5)。數字普惠金融指數使用省份數據作為城市的替代值。考慮到數據的完整性，本文最后選取我國241 個地級城市為樣本進行實證研究。各城市的互聯網指數來源于騰訊研究院2019 年的《中國“互聯網+”指數報告》，數字普惠金融指數來自于北京大學金融研究中心發布的測度數據，其他數據均來源于2019 年《中國城市統計年鑒》，各變量經過處理后的基本統計描述見表1。

表1 相關變量的描述統計

變量 單位 均值 標準差 最小值 最大值EFF DE X1 X2 X3 X4 X5 M1 M2 M3%--億元億元億元%--元--%78.40 2.14 553.18 1121.29 17.69 45.85 0.77 61454 308.77 89.0051 18.29 3.95 852.10 3890.62 56.13 6.85 0.14 34711 23.91 6.85 5.90 0.17 94.28 0.49 0.15 29.48 0.37 15987 263.12 61.65 145.76 35.73 8351.54 34009.93 554.98 80.98 1.07 191942 377.73 99.91

五、實證分析

(一)數字經濟對經濟高質量發展的綜合效應分析

表2 結果解釋了數字經濟對經濟高質量發展的影響效應。首先由模型(1)的簡單模型框架可以初步看出，數字經濟與經濟高質量發展存在著較明顯的正向關聯。其次，模型(2)在模型(1)的基礎上引入控制變量X1，X2，X3，X4 后，數字經濟對于經濟高質量發展的影響仍然是顯著正相關，再次驗證了數字經濟對高質量發展存在一定的積極作用。從引入的幾個控制變量來看：政府財政實力對于經濟高質量發展呈顯著負相關，說明現有政府財政支出存在著不合理的情況，阻礙了市場的正常運行，不利于區域全要素生產率的提升；對外貿易總規模對于經濟高質量發展呈顯著正向影響，說明對外貿易的不斷發展對于經濟的高質量發展有著一定的積極作用；而科技財政投入和第三產業占比對經濟高質量發展的影響均不顯著。

表2 基準模型測度結果

注：表中括號內為對應系數估計的t 值；*、**、*** 分別表示在10%、5%、1%水平下顯著不為0。

ln(EFF)（1） （2） （3） （4）常數項ln(DE)-0.290***（-15.274）0.071***（3.690）X1 X2 X3 X4-0.141*(-1.373)0.069**(2.833)-0.0102***（-3.592）0.0020**（1.958）0.0443（0.7923）-0.2695（-1.0124）-0.154(-1.503)0.061***(2.428)-0.0103***（-3.783）0.0020**（1.991）0.0440（0.784）-0.2219（-0.929）X5-0.101(-0.910)0.067***(2.631)-0.01023***（-3.647）0.0021**（1.960）0.0411（0.707）-0.2663(-2.512)-0.052（-0.458）D統計量12.58***4.215***3.529***-0.123(-2.458)3.933***

模型(3)在模型(2)的基礎上進一步引入了城市空間結構的影響，從模型(3)的檢驗結果中可以看出，城市空間結構系數的變化對經濟高質量發展的影響并不顯著，考慮到可能由于城市群空間結構的輕微量變很難影響到高質量發展水平，故根據城市群空間結構系數是否大于1，引入城市空間結構啞變量(D)。當城市群的空間結構系數大于1 時，表明該城市群為單中心空間結構特征，將D賦值為1；反之，說明城市群為多中心空間結構特征，將D賦值為0。模型(4)的估計結果顯示，多中心空間結構下(D=0) 的城市群經濟高質量發展水平顯著優于單中心結構下的城市群。

(二)數字經濟賦能經濟高質量發展的中介路徑檢驗

根據前文理論分析，數字經濟可能通過提升經濟增長效率、推動數字金融發展、促進產業結構升級三個中間因素對高質量發展產生拉動效應，本文借助中介效應模型對上述作用路徑進行檢驗。

表3 給出了數字經濟通過三個中介變量影響城市全要素生產率的檢驗結果。模型(1)、(3)、(5)反映了數字經濟對三個中介變量的影響，可以發現的估計系數均在1%的水平下顯著，表明數字經濟對經濟增長效率、數字金融發展和產業結構升級具有顯著的促進作用。模型(2)、(4)、(6) 展示了數字經濟以及中介變量對城市全要素生產率的影響效應，數字經濟對全要素生產率的直接影響均在10%的水平下不顯著，而三個中介變量均在1%的水平下顯著，故三個模型均符合完全中介效應模型。模型結果顯示：數字經濟通過經濟增長、數字金融發展、產業結構升級三個中間渠道，對城市經濟高質量發展具有積極推動效應。

表3 中介效應模型估計結果

注：表中括號內為對應系數估計的t 值；*、**、*** 分別表示在10%、5%、1%水平下顯著不為0。

以經濟增長效率為中介 以數字金融發展為中介 以產業結構升級為中介變量 M1（1）ln(EFF)（6）常數項ln(EFF)（2）M2（3）ln(EFF)（4）M3（5）ln(DE)39310***(3.585)8899.00***(3.390)322.500***（39.869）10.180***（5.259）-0.812***（-2.748）0.041（1.512）79.730***（32.240）2.283***（3.855）-0.830***（-3.387）0.042（1.617）M1-0.238**(-2.211)0.042(1.656)0.0021***(3.397)M2 0.0024***（2.385）0.0084***（3.053）-0.0085**（-1.843）0.0002（1.445）0.0331（0.352）-0.4021**（-1.672）-0.097（-1.233）Sobel 檢驗 3.515*** 2.619*** 2.885***M3 X1 X2 X3 X4 D-10.801***(-2.251)5.195***(3.784)27.160(0.277)448.400**(2.254)-12480(-1.579)-0.0080*(-1.730)0.0009(0.679)0.0383(0.409)-0.3169（-1.355）-0.096（-1.225）-0.0027（-0.782）0.0002***（2.044）-0.0485（-0.672）-0.323*（-1.798）-21.72***（-3.261）-0.0097**（-2.097）0.0016（1.162）0.0538（0.569）-0.1560**（-0.659）-0.078（-0.972）-0.0021**（-1.909）0.0001（0.283）0.0129（0.583）0.213***（3.877）-3.075*（-1.677）

六、結論與啟示

隨著5G 和大數據等新基建的不斷完善，數字經濟將對區域生產效率產生越來越大的影響，揭示數字經濟對經濟高質量發展的作用效果和渠道有助于更加全面地評估數字經濟所帶來的經濟效應。本文利用2018 年中國241 個地級城市的截面數據，就數字經濟水平影響城市經濟高質量發展的效果和作用機制進行了實證檢驗。結果表明，數字經濟對經濟高質量發展存在著顯著的正向促進作用，其中，經濟增長、數字金融和產業結構升級都發揮了重要的中介作用。數字經濟的發展催生出許多新經濟業態，如新型電子商務、互聯網服務業等，這些新經濟業態都在不斷地釋放新動能，產業融合發展的新模式亦不斷涌現，有助于推動城市群經濟的高質量發展。由數字經濟對經濟高質量發展的綜合效應分析來看，政府的財政實力和對外貿易總規模對經濟高質量發展影響顯著；城市空間結構對經濟高質量發展影響不大，引入了空間結構大于1 的城市群后發現，多中心空間結構城市優于單中心空間結構城市。

研究結果在數字經濟賦能高質量發展方面具有如下啟示意義：一方面，進入互聯網時代，城市的發展離不開數字經濟的支持，高水平的數字經濟將顯著提高各城市群的生產效率，提高城市群的生產效率，合理規劃數字經濟有利于充分發揮經濟效率、金融服務效率和產業結構升級的中介效應，從而給城市經濟高質量發展賦能，推動其經濟高質量發展，這將重塑中國區域經濟發展的整體格局。另一方面，要關注數字經濟在各不同城市群的發展水平差異，并進行有意識地引導和支持，從而更好地推動區域經濟一體化進程。