網絡基建、比較優勢與后發賦能

楊孟禹 胡冰璇

一 問題提出

黨的二十大報告強調，網絡強國建設是現代化產業體系構建的強大助力，賦予了網絡基建重要的戰略標的。網絡基建具有時空壓縮的特性，能從多種方向重塑經濟地理格局(安同良和楊晨，2020)［1］，從而給區域經濟帶來沖擊。根據經典的新經濟地理理論(Krugman，1991)［2］，時空壓縮會大幅降低貿易成本，由于較強的發展基礎和規模收益遞增效應，先發區域很容易被“賦能”，而后發區域則可能被“失能”。那么，后發區域如何利用網絡基建的契機，將“失能”轉換為“動能”，向先發區域“借用規?！保窟@一問題學術界還鮮有討論。所謂后發區域，本文將其定義為經濟地理學理論和新經濟地理學理論中的“邊緣區”或“外圍區”，其經濟增長與“核心區”或“中心區”有著千絲萬縷的空間聯系，而該聯系形成的重要因素就是傳統基建，即運輸成本。伴隨著高鐵、公路、機場等傳統基礎設施的完善，許多后發區域煥發生機，而部分后發區域卻出現了人口流失、產業衰退等現象，墜入衰落泥淖(Partridge et al.，2009)［3］。也就是說，基礎設施一體化未必引致后發區域增長，因為后發區域增長還取決于比較優勢(Robert-Nicoud et al.，2003)［4］。那么，網絡基建對后發區域的增長賦能效應是否存在？強弱情況如何？比較優勢如何發揮賦能？盡管大量文獻研究了網絡基建的經濟增長效應，但以上問題還未得到系統性回答。

網絡基建是一種重要的基礎設施建設，具有基礎設施建設的一般性經濟效應。第一，在增長效應方面，Benhabib和Spiegel(1994)［5］認為網絡基建能夠通過提高信息和技術擴散效率，改變經濟增長方式，促進經濟增長，該觀點已被經驗研究所證實(Niebel，2018)［6］。第二，在創新效應方面，薛成等(2020)［7］的研究表明網絡基建能夠促進創新水平或效率提升。第三，在產業發展和就業效應方面，相關文獻主要關注網絡基建對產業轉型升級和就業結構(馬青山等，2021)［8］等方面的影響。

網絡基建在數字經濟發展過程中扮演著重要的角色。目前，關于數字經濟增長效應的研究主要包括三個方面：第一，數字經濟促進高質量發展。學者們認為數字經濟主要通過形成良好的經濟環境、降低企業生產成本、推動企業結構調整、促進企業轉型升級、豐富要素來源、優化資源配置等方式提高全要素生產率(荊文君和孫寶文，2019)［9］，進而促進高質量發展。第二，數字經濟的后發賦能效應。現有研究認為，互聯網接入不均衡加劇了經濟活動空間的不平衡，所以努力縮小地區間“數字鴻溝”是后發區域實現“趕超戰略”的核心所在(邱澤奇，2016)［10］。此外，數字經濟在欠發達地區產出效率更高，對中西部實體經濟有著更強的促進效應，從而有助于縮小“邊緣—核心”的區域差距。當然，數字經濟對邊緣地區發展的影響并非革命性的，還與地區的產業結構、政治制度、社會環境和經濟階段緊密相連(Campbell，2013)［11］。第三，數字經濟的產業帶動效應。已有研究表明數字經濟可以深度滲透三大產業，推動產業升級，促進產業跨界融合和重塑產業核心競爭力(任保平和李禹墨，2019)［12］。總之，以網絡基建為載體的數字經濟為后發區域增長創造了諸多契機。

從后發和先發區域之間的聯系角度來看，多數研究認為網絡基建能有效解決市場分割困境，弱化地理距離引起的空間隔離(Goolsbee，2000)［13］，減少信息不對稱，從而不僅可能促進要素向后發區域集聚，還可能使后發區域更容易接收到來自先發區域的市場供求信息、技術創新和發展經驗等方面的輻射。然而，也有部分研究指出，由于信息資源在空間分布中的非均勻性，網絡的“接入鴻溝”必然會制約后發區域增長(邱澤奇等，2016)［10］，而且先發區域的集聚經濟會在網絡基建的逐漸完善中不斷強化(安同良和楊晨，2020)［1］，最終加劇先發區域和后發區域的增長差距；同樣有研究表明，由于網絡效應下網絡用戶規模突破臨界容量后，互聯網能發揮更大的作用(Katz和Shapiro，1985)［14］，先發區域更能從中獲益?？梢?，同是關于網絡基建或數字經濟對后發區域和先發區域增長效應的研究，不同學者從不同角度得到的結論并不完全相容。

被諸多研究所忽略的后發區域比較優勢，可對上述不完全相容的研究結論提供一定程度的解釋。Robert-Nicoud et al.(2003)［4］的理論研究表明，后發區域能夠被先發區域帶動增長的條件是后發區域具有一定的比較優勢。遵循該思路，顏銀根等(2020)［15］研究證實了區域比較優勢在先發區域促進邊緣地區崛起中的積極作用，毛琦梁和王菲(2018)［16］則對地區比較優勢的演化進行了深入研究，認為由于技術和知識的空間溢出效應，區域比較優勢演化具有空間關聯特征，所以從后發區域和先發區域的長期空間演化看，后發區域的比較優勢完全有可能因為網絡基建的完善而晉級。此外，一些學者的研究也證實了比較優勢在后發區域增長中的重要性，如林毅夫(2002a)［17］的研究表明，后發國家只有按照比較優勢制定發展戰略，才有可能實現經濟增長趕超，而違背比較優勢的發展戰略將會擴大區域差距。類似的這些研究表明，網絡基建對后發區域增長的影響，很可能與后發區域的比較優勢有關，且在長期演化中，網絡基建可能會引起后發區域比較優勢晉級。

薈萃現有文獻發現，目前文獻至少對兩個問題還缺乏系統研究：第一，鮮有關注到網絡基建背景下后發區域比較優勢的重要性，事實上比較優勢是后發區域持續增長的重要動力(林毅夫，2002b)［18］。第二，網絡基建對后發區域增長到底意味著什么？賦能的機制是什么？以往研究并未提供系統的實證分析。為彌補現有研究的不足，本文嘗試從以下三個方面進行拓展：第一，更加關注后發區域的比較優勢及其演化在后發區域增長中的凈效應；第二，更加關注網絡基建如何賦能后發區域；第三，將先發區域和后發區域的聯系分析融合到“中心—外圍”框架中，對網絡基建對后發區域增長的“雙刃劍”特性可能有更強的解釋力。余文內容安排如下：第二部分為理論分析與假說提出；第三部分為計量模型、數據說明和變量定義；第四部分為計量回歸結果分析；第五部分探討網絡基建何以賦能后發地區；最后為結論與啟示。

二 理論分析和假說提出

先發區域和后發區域在空間上構成了類經典Krugman(1991)［2］式的“核心—外圍”結構，根據該理論分析，先發區域擁有更多樣的產業門類、更多的就業崗位、更強的創新能力，以及由此產生的更強的規模經濟。在其他條件不變的情況下，后發區域的網絡基建打破傳統信息傳播的限制，加速金融市場信息交流和傳播，降低勞動力匹配成本，并為勞動力提供共享及學習的平臺(Duranton和Puga，2004)［19］。后發區域的勞動力可以通過網絡獲取更多的就業信息、知識與技能提升渠道，也能夠快速匹配到不同崗位，降低求職中的交通、郵寄、中介費用等搜尋成本及工作中的通勤成本(Kuhn和Mansour，2014)［20］，從而提高了勞動力市場匹配效率。由于先發區域規模經濟更強，網絡基建對本身基礎更好的先發區域更有利，那么后發區域剩余勞動力會加速流入先發區域，這會引致市場規模效應和生活成本效應，并在先發區域形成資本和勞動力集聚的正向累積因果循環。最終，后發區域的網絡基建由于增強了先發區域的集聚力，加劇了資本和勞動力要素流失而走向衰落。

不僅如此，網絡基建還可能通過矯正空間要素錯配聯結和重組資源，并且促進以此為載體的數字經濟與傳統產業不斷融合，催生新的價值增值模式。一方面，信息閉塞及其引起的非正式制度阻礙，削弱了要素流動預期、降低了要素流動速度、提高了要素流動成本，造成要素市場扭曲。然而，隨著網絡基建的“超常規發展”，互聯網及其相關應用接入設施覆蓋性不斷擴展，迅速解決了信息不對稱問題，不僅提升了政府信息透明度，還有效降低了后發區域市場的準入壁壘，避免金融部門決策中可能產生的尋租行為。同時，網絡基建通過增強空間分類和選擇效應(Behrens 和 Robert-Nicoud，2015)［21］，加速高低技能勞動力與先發區域、后發區域之間的匹配進程，促進先發區域和后發區域之間的勞動、資本、自然資源、技術等要素進行聯結和重組，促進先發區域的資本“下鄉”、后發區域的勞動力“進城”。雖然二者都能從中獲得增長動力，但先發區域由于規模報酬遞增效應，能獲得更強的動力。另一方面，隨著5G、人工智能、工業互聯網等技術的深化應用，數字經濟與傳統產業不斷融合，重塑了傳統的產業價值創造體系。一是傳統產業數字化，數字經濟通過賦予要素更強的價值創造能力，提高了要素的配置效率；二是數字產業化，數字經濟直接為要素提供新的價值增值模式。不過，先發區域擁有更多樣的產業門類、更健全的產業體系以及更強的創新能力，雖然后發區域通過網絡基建也可以具備這種網絡基建賦能效應，但數據畢竟也是要素，久而久之也會由于數據的空間分類和選擇效應而導致其價值增值遠不如先發區域。因此，從要素配置和價值創造的角度來看，盡管網絡基建能夠矯正后發區域的要素錯配并促進經濟增長，但先發區域仍能獲得更大的收益。

假說1：在不考慮比較優勢的情況下，由于先發區域規模經濟效應更強、發展基礎更好，網絡基建賦能會偏向先發區域，導致后發區域增長衰落。

前文只考慮了要素的空間配置和網絡基建下的數字經濟發展，并未考慮先發區域對后發區域存在的福利補償效應。一般來說，先發區域對后發區域會產生資本轉移、有條件的福利補償和知識技術擴散三種補償效應(Robert-Nicoud et al.，2003)［4］。首先，從資本轉移補償效應看，由于先發區域通常擁有高聚集度，當地資本面臨集聚經濟和擁擠成本的權衡，而網絡基建降低了資本遷移成本，并能在較大程度上緩解資本決策時所面臨的信息不對稱問題，放大了先發區域高擁擠成本引起的分散力，資本可能更容易從先發區域向后發區域轉移。其次，從有條件的福利補償效應看，隨著網絡基建鋪展，線下和線上一體化銷售新模式孕育而生，擴寬了后發區域對工業品的消費范圍和消費支出，同時節約購買工業產品的成本，提高后發區域實際工資水平。最后，從知識和技術擴散效應看，網絡基建打破了時空硬約束，知識和技術的擴散幾乎沒有時空限制，擴散的質量、數量和效率都得到大幅提高，網絡基建使后發區域更易于獲取先進的知識和技術，知識資本積累得以增進，增長速度加快。因此，網絡基建會引致先發區域產生福利補償效應，緩解后發區域增長衰落。

從以上三種福利補償模式發生過程，可以發現福利補償效應不僅與先發區域有關，更與后發區域的承接能力密不可分。一般來說，后發區域需滿足以下三個條件：一是達到工業化所需的最小臨界市場規模；二是具有一定的工業品消費能力；三是有比較完善的市場機制。結合Robert-Nicoud et al.(2003)［4］的模型推導結果可知，后發區域工業化所需的最小市場規模需滿足：

(1)

后發區域比較優勢的發揮依賴于較為完善的市場機制，后發區域比較優勢越強意味著市場機制越完善，也就越有利于發揮先發區域的福利補償效應。后發區域若有較強的比較優勢，支撐其比較優勢的相對豐富的資源或者高度專業化的產業必然孕育出更專業化的知識和技能需求潛能，與從先發區域溢出的專業知識和技術差距縮小，工人可以利用現有技術基礎快速地學習新技術或生產經驗(潘士遠和林毅夫，2006)［22］。此外，比較完善的市場機制本身也意味著更明晰的產權保護和市場法律法規體系，更有利于先發區域對后發區域的知識和技術溢出。因此，比較優勢越強的后發區域具備更專業的知識儲備和技術基礎，其與從先發區域溢出的專業知識和技能的匹配效率更高，從而越容易吸收先發區域的知識和技術溢出，更能抵消先發區域產生的集聚力，緩解后發區域增長衰落。

假說2：在考慮比較優勢的情況下，比較優勢會放大先發區域對后發區域的福利補償效應，因此網絡基建引發的后發區域增長衰落會被緩解。

圖1 網絡基建影響后發區域增長的機制

三 計量模型、數據說明和變量定義

(一)計量模型

國務院于2013年8月發布了《關于印發“寬帶中國”戰略及實施方案的通知》，工信部于2014年、2015年、2016年分批遴選出117個城市(每年選出39個)作為示范城市，并且明確了入選城市需圍繞城鄉固定寬帶接入用戶、城鄉固定寬帶家庭普及率、城鄉寬帶接入能力、城鄉網民數量等方面的發展目標，重點推進區域寬帶網絡協調發展。因此，“寬帶中國”戰略的實施會打破原來地理阻隔、信息不暢、制度桎梏等因素形成的增長格局。逐批次試點過程提供了一個較為理想的準自然試驗，本文以各批次“寬帶中國”示范城市的實施時間點為基礎，構建多期DID計量模型如下：

Rgdpi，t=α0+α1DIDi，t+α2Xi，t+μi+δt+εi，t

(2)

其中，Rgdpi，t表示第t年后發區域i與先發區域GDP增長率的比值；DIDi，t表示后發區域i在第t年是否入選“寬帶中國”試點城市；Xi，t表示一系列控制變量；α1、α2為待估計參數，μi為個體固定效應，δt是時間固定效應，εi，t為殘差項。

(二)數據來源

城市面板數據時間跨度為2010—2019年。其中，考慮數據可得性與可比性，刪除了新疆、西藏、內蒙古、寧夏、青海、云南等6個省級行政區內部分缺失值較大的城市，最終形成的樣本共包含249個地級市。本文使用的具體數據由以下幾個部分構成：(1)城市宏觀數據，大部分數據來自各年度《中國城市統計年鑒》，少部分缺失值手動收集自各城市各年的統計公報；(2)試點城市數據，由工信部2014—2016年公布的試點名單整理集合所得，由于直轄市行政等級高，其周邊后發區域發展環境較為特殊，本文從數據集中剔除直轄市數據；(3)創新創業指數，采用由北京大學企業大數據研究中心、龍信數據研究院和企研數據聯合編制完成的“朗潤龍信創新創業指數”；(4)高鐵開通數據，收集自國家鐵路局網站；(5)城市地理中心的經緯度數據，來自中華人民共和國自然資源部“標準地圖服務系統”標準地圖制作的地市級shp格式電子地圖；(6)2010—2019年上市公司年報文本挖掘的數據，通過爬蟲軟件根據相關關鍵詞從上市公司各年年報中搜集整理計算而得。

(三)變量定義

1. 因變量。后發增長(Rgdp)。本文采用后發區域與先發區域GDP增長率之比來度量后發區域的相對增長水平。后發區域和先發區域劃分借鑒顏銀根等(2020)［15］提出的邊緣地區和核心地區的劃分方法，即將省會城市定義為先發區域，其余地區定義為后發區域。

2. 核心解釋變量(DID)。如果城市i在第t年的“寬帶中國”試點城市名單中，則t年及以后年份設定為1，反之則設置為0。

3. 比較優勢變量。采用“事后法”(毛琦梁和王菲，2018)［16］衡量產業比較優勢(Com)，使用后發區域制造業的區位熵測量。雖然該方法存在局限性，特別是無法應對服務業不斷擴張的事實，但研究表明，制造業技術演進與服務業比重提升的趨勢相一致(Hidalgo和Hausmann，2009)［23］，因此，這種局限性并不會影響其測量準確度。其次，用各年的區域就業創業指數區位熵來測度創新比較優勢(Inn)。網絡基建作為信息和技術傳播的高速公路，其覆蓋密度和廣度的增加必然帶來“信息爆炸”。促進與創新有關的公有知識和專業知識在網絡中的傳播，是網絡基建最直接的空間效應。后發區域的創新比較優勢(Inn)越強，就越能利用這種效應，挖掘就業潛能和創業機會。事實上，創新就是利用這種機會來實現產業價值、增強競爭優勢的過程(波特，2005)［24］。

4. 控制變量及其他。新經濟地理學(Krugman，1991)［2］研究表明，區域人口、財稅政策和本地工業規模都會對“核心—外圍”結構產生影響(Partridge et al.，2009)［3］?；诖耍疚倪x擇的控制變量如下：(1)年平均人口(Pop)，用每年平均人口(萬人)來測度，控制該指標能在一定程度上緩解本地市場規模對經濟增長的影響；(2)財政狀況(Finadp)，用財政預算內收入與財政預算內支出比來測度，該指標能很好地規避政府轉移支付對經濟增長的影響；(3)產業結構(Gdpf、Gdpt)，用第一產業增加值占GDP比重、第二產業增加值占GDP比重來測量，三產部門比例是否合理以及產業發展是否協調都是推動區域增長的重點，因此，控制后發區域產業結構對經濟增長的影響是必要的；(4)金融發展水平(Finance)，用機構存貸款余額比地區生產總值來表示，控制該變量能有效排除區域信貸水平對經濟增長的影響；(5)區域差距(Rtran、Rhum、Rhum)，分別用后發區域人均GDP/先發區域人均GDP、先發區域公路貨運量/后發區域公路貨運量、后發區域普通本?？圃谛W生數/先發區域普通本?？圃谛W生數來測量；(6)建成區面積(Rarea)，用后發區域和先發區域建成區面積之比來測量，該變量可規避城市政府特別是后發區域政府通過土地擴張促進經濟增長的影響；(7)后發區域與先發區域上市公司詞頻數比值(Rafe)，用以測度后發區域上市公司的數字化轉型傾向。變量描述統計如表1所示。

表1 變量描述性統計

四 計量回歸結果分析

(一)基準回歸

為增強回歸結果的穩健性并控制異方差的影響，本文采用城市層面的聚類標準誤回歸方法進行分析。表2列(1)、 列(2)報告了基準回歸模型(2)的回歸結果。不難發現，無論是否加入控制變量，核心解釋變量是否為“寬帶中國”試點城市(DID)的系數均在5%的置信水平上顯著為負。這表明隨著網絡基建鋪展，后發區域相對于先發區域增長率降低，后發區域可能因此“失能”并走向衰落。

(二)PSM-DID分析

針對基準回歸中可能存在的實驗組非外生問題，首先進行平行趨勢檢驗，以驗證其對回歸結果可能產生的影響是否真實存在。結果如圖2所示，通過比較試點前后實驗組和對照組經濟增長率的變動發現，在“寬帶中國”試點政策實施前，后發區域與先發區域經濟增長率比值變動時間趨勢不存在系統性差異，計量模型滿足平行趨勢假設。而在政策實施之后，“寬帶中國”試點政策顯著加劇了后發區域經濟的衰落。此外，經濟增長率比值的差異在政策實施后第三年才顯著，表明政策效果具有一定滯后性和持續性。

圖2 平行趨勢檢驗

盡管如此，為增強以上結果的穩健性，采用PSM-DID方法進行更深入的分析。2009年，中國三大運營商均獲得3G牌照，標志著移動信息時代正式來臨，而此后移動互聯網、移動電商等的迅速普及，給城市發展帶來了翻天覆地的變化。為客觀反映“寬帶中國”試點政策的發展基礎，以及更精準地找出實驗組最具可比性的對照組，選擇研究基期2009年的城市互聯網接入戶數、城鎮單位從業人員期末人數、第一產業從業人員比重、第三產業從業人員比重作為匹配的協變量。由于核匹配能夠對每個實驗組的城市用所有對照組的個體進行逐一匹配而提高數據使用率，故本研究使用核匹配的方法。PSM-DID回歸結果如表2列(3)、 列(4)所示。其中是否為“寬帶中國”試點城市(DID)的系數均為負且在1%的置信水平上顯著，尤其是列(3)和列(4)回歸系數明顯小于列(1)和列(2)的基準回歸系數，表明基準回歸低估了網絡基建引發的后發區域衰落效應，即網絡基建會引致后發區域的經濟增長率相對先發區域更低。至此，假說1得以證實。

表2 網絡基建對后發區域的影響

(續上表)

(三)比較優勢的緩解效應

前文回歸結果已明確，網絡基建能顯著降低后發區域相對于先發區域的經濟增長率，從而導致后發區域走向衰落。那么這種衰落趨勢還能不能緩解？怎么緩解？根據理論分析，后發區域比較優勢有可能對此有緩解效應。為此，本文引入產業比較優勢(Com)、創新比較優勢(Inn)與是否為“寬帶中國”試點城市(DID)的交互項(DID×Com、DID×Inn)，以檢驗比較優勢的緩解效應。無論是在基準回歸中引入還是PSM后引入，表3列(1)、 列(2)的估計結果表明，產業比較優勢交互項(DID×Com)系數均顯著為正。說明后發區域產業比較優勢在網絡基建引發的后發區域衰落中起到緩解作用，是后發區域在網絡基建時代是否能夠崛起的關鍵。

表3 后發區域比較優勢的緩解效應

(續上表)

除了產業比較優勢的緩解效應外，在后發區域的發展稟賦中，創新稟賦是與網絡基建可能引發的知識技術溢出直接相關的因素，后發區域創新基礎越厚實，承接知識技術溢出的能力就越強，就越可能在網絡基建中獲取來自先發區域的增長動能。表3列(3)、 列(4)從基準回歸引入和PSM后引入兩個角度檢驗了創新比較優勢的緩解效應，結果顯示，創新比較優勢交互項(DID×Inn)系數均顯著為正，表明創新稟賦比較強的后發區域，由于具有更強的承接能力，其在網絡基建中更容易被賦能。

后發區域如果要從先發區域增長中獲益，就必然得放大來自先發區域的福利補償效應，以抵消網絡基建引致的先發區域集聚力。這種福利補償效應強弱與產業擴散承接、知識技術溢出承接能力有關，因此，產業和創新比較優勢能較好地刻畫這一機制。以上結果驗證了本文的猜測，隨著產業和創新比較優勢的增強，后發區域對福利補償效應的承接能力提升，比較優勢對網絡基建引發的后發區域衰落的緩解效應也隨之越強。至此，假說2得以證實。

(四)穩健性分析

第一，進行安慰劑檢驗。隨機抽取出與實驗組相同個數的樣本作為新實驗組，并為每個實驗組隨機抽取一個時間作為虛擬的政策沖擊時點，生成虛擬交互項(DID_XN)進行回歸。顯然，由于樣本和時間的虛擬性不完全受到政策的影響，該結果應該是不顯著的，而表4列(1)結果證實了該推斷。

第二，2014年國家發改委發布了《關于同意深圳市等80個城市建設信息惠民國家試點城市的通知》，該政策與“寬帶中國”試點政策剛好重合。以2014年為沖擊時點，建立經典DID回歸模型進行分析，Treat_HM為是否為“信息惠民”政策試點城市，Period_HM為2014年前后的虛擬變量。結果如表4列(2)所示，交互項(DID_HM=Treat_HM×Period_HM)的估計結果并不顯著，表明2014年的“信息惠民”政策不會對后發區域增長率產生更快的推動效應。同時，本文也將DID_HM納入基準回歸分析中，試圖檢驗排除了“信息惠民”政策后的“寬帶試點”政策是否還有顯著影響。結果如表4列(3)所示，DID的系數在10%的置信水平上負顯著，顯著性水平有所下降，這意味著“信息惠民”政策確實對后發區域增長有一定影響。綜合列(2)、 列(3)可以得出，“寬帶中國”試點政策雖不是唯一產生影響的政策，但它無疑是一項能夠對后發區域增長產生重要影響的政策。

第三，新古典經濟學認為后發區域有更高的要素報酬率，增速可能更快。為排除新古典區域收斂規律的影響，在表2基準回歸基礎上，增加了表征后發區域和先發區域間差距的控制變量(Rpgdp、Rtran、Rhum)，結果如表4列(4)所示，DID的系數在5%的置信水平上顯著，結論穩健。

第四，在保增長的壓力下，城市政府傾向于通過土地擴張促進經濟增長和城市發展，后發區域更如此。因此，在“寬帶中國”試點政策實施后，如果后發區域面臨先發區域的虹吸效應，為保增長，其土地出讓規模很可能會加快擴張以抵消負增長，從而建成區面積增速加快；反之，先發區域則由于建設用地相對飽和，發展模式集約，增速會較慢。若果真如此，二者比值應該變大，即“寬帶中國”試點政策對后發區域和先發區域建成區面積比(Rarea)應是正效應。表4列(5)用Rarea替換原來增長率之比的因變量進行回歸，結果顯示，系數為正且T值接近1.4(T=1.37)，這證明了“寬帶中國”試點政策確實會對后發區域帶來虹吸效應，盡管這種效應并不十分強烈，但客觀上是存在的；不顯著意味著城市政府在增長壓力下出臺的土地政策，并不足以扭轉“寬帶中國”試點政策引起的后發區域增長衰落。因此，后發區域基于保增長而出臺的系列土地政策的干擾基本可以排除。

第五，為排除“寬帶中國”試點城市選擇非完全隨機而引起的內生性問題，采用城市信息軟件產業發展作為“寬帶中國”試點政策的工具變量進行實證分析。城市信息軟件產業發展很可能與“寬帶中國”試點城市選擇正相關，這從《國務院關于印發“寬帶中國”戰略及實施方案的通知》(國發〔2013〕31號)的文件中可以找到答案，“寬帶中國”主要包括“寬帶鄉村”工程和寬帶網絡優化提速工程，其中后者的重點內容是“光進銅退”改造，對現有網絡設施進行優化提速，那些信息軟件產業發展水平更高的城市需要優化提速的基礎設施范圍大、投資多、任務重，自然更容易被選為試點城市。用“信息傳輸計算機服務和軟件業從業人員數(萬人)”的對數來測度城市信息軟件產業發展。關于該工具變量的相關性條件，表4列(6)不可識別檢驗和弱工具變量檢驗結果顯示，不可識別檢驗中KP rk LM統計量為43.76，在1%的置信水平上拒絕了工具變量和內生變量不相關的假設；弱工具變量檢驗的Wald-F統計值為56.14(大于10)，不存在弱工具變量問題。此外，由于信息軟件產業發展本身就強烈依賴于網絡基建，很難想象如果沒有網絡基建的支撐，城市信息軟件產業發展所面臨的窘境，所以網絡基建(倒逼城市進行大規模的“光進銅退”改造)是信息軟件產業實現價值增值的媒介。因此，內生變量網絡基建是信息軟件產業實現GDP增長提速的關鍵路徑，且很可能是唯一路徑，工具變量的外生性滿足。實際上工具變量檢驗表明，工具變量屬于恰好識別。面板工具變量回歸估計結果如表4列(6)所示，DID的系數顯著為負，可見基準回歸結果穩健。

表4 基于回歸本身的穩健性分析

(續上表)

第六，后發區域與先發區域之間的聯系除了網絡基建外，還有交通設施，而高鐵最具代表性。由于本文研究的后發區域也包含了部分開通高鐵的區域，所以需考慮前文得出的結論是否會受到高鐵開通的影響。本文在基準回歸的基礎上分別增加是否開通高鐵虛擬變量、高鐵開通與產業和創新比較優勢的交互項為控制變量，結果表明，網絡基建通過比較優勢產生的后發區域賦能效應不會受高鐵開通與否的隨機干擾(1)篇幅所限，結果省略，作者備索。。同時，用分組回歸檢驗高鐵開通對網絡基建比較優勢賦能效應可能產生的影響。表5結果顯示，開通組和不開通組核心解釋變量DID、DID×Com、DID×Inn的估計系數符號并無顯著區別，可見高鐵開通的影響在統計上可排除。

表5 后發區域是否開通高鐵分組下的比較優勢賦能效應回歸

第七，對先發區域和后發區域的劃分進行穩健性檢驗。將先發區域改為 Yu et al.(2018)［25］采用的33個城市，即新增了深圳、廈門、寧波、蘇州、青島和大連6個城市，計算后發區域與新增城市之間的距離a，并將其與后發區域與省會城市之間的距離b進行比較。如果距離a小于距離b，則使用新增城市替換原有的省會城市；反之亦反。 后發區域保持不變，對基準回歸模型進行再檢驗，結果如表6列(1)所示，DID的系數顯著為負?？紤]到網絡基建帶來的先發區域知識和技術溢出可能是全方位的，先發區域周邊的區域都有可能成為其溢出的對象。因此，本文還在基準回歸所劃分出來的先發區域基礎上，以先發區域地理中心為圓心，分別以100km、200km為半徑作圓，將除圓點外的圓內區域重新界定為后發區域，對基準回歸進行再檢驗。結果如表6列(2)和列(3)所示，DID的系數顯著為負。證明基準回歸結果不會受到先發區域和后發區域劃分方法的影響，結論穩健。同理，也將比較優勢緩解效應進行穩健性檢驗，如表7列(1)—列(6)所示，DID×Com、DID×Inn的系數均顯著為正，這意味著產業和創新比較優勢對后發區域衰落有緩解效應的結論穩健。

表6 更換先發和后發區域劃分方法的基準模型穩健性回歸

表7 更換先發和后發區域劃分方式的比較優勢緩解效應穩健性回歸

(續上表)

第八，為了進一步分析網絡基建對具有產業和創新相對優勢的后發區域的影響，采用分樣本處理方法，將高于產業比較優勢中位數的區域劃分為產業相對優勢區域，將低于產業比較優勢中位數的區域劃分為產業相對劣勢區域，創新比較優勢的后發區域也做類似處理?；貧w結果如表8所示，在產業和創新相對優勢的區域，DID的系數并不顯著，而在產業和創新相對劣勢的區域，DID的系數顯著為負。這表明在產業和創新相對優勢區域，比較優勢的確緩解了網絡基建對后發區域增長的負向影響。至此，假說1和假說2得以證實，且通過了一系列穩健性檢驗。

表8 網絡基建對具有產業和創新相對優勢的后發區域的影響

(續上表)

五 網絡基建何以賦能后發區域

(一)通過促進比較優勢晉級賦能

產業比較優勢晉級和創新比較優勢晉級是后發區域經濟持續增長的動力源泉。前文已經證明，網絡基建通過產業比較優勢和創新比較優勢來緩解后發區域衰落。然而，如果網絡基建沒有引致后發區域產業比較優勢和創新比較優勢晉級，那么該機制可能是短期的。因此，要實現持續的賦能，區域產業(Jco)和創新比較優勢(Jin)實現晉級就變得至關重要。由于比較優勢變量可能在各年份出現波動，基于穩健性考慮，以2010年的比較優勢為基礎，用各年產業和創新區位熵與其作差，將大于0.1的視為晉級，標記為1；否則視為沒有晉級，標記為0。本部分使用Logist模型進行回歸。

表9列(1)和列(2)回歸結果顯示，“寬帶中國”試點政策顯著提高了后發區域產業和創新比較優勢晉級的概率，這表明網絡基建對后發區域產業和創新比較優勢晉級具有促進效應。此外，由于先發區域對后發區域的影響中很容易產生借用規?；蚣坳幱皟煞N相反的空間效應(Meigers和Buerger，2017)［26］，其中借用規模程度與地理距離成反比，且在多中心為主的城市群中更容易發生。一方面，網絡基建的信息和技術傳播具有明顯的跨時空屬性，所以網絡基建對有比較優勢的后發區域的賦能效應很有可能突破傳統大城市對小城市的借用規模范圍約束；另一方面，中西部試點城市所在城市群的單中心特點意味著大城市周邊的小城市可能受到更多集聚帶來的陰影?？梢酝茰y，遠離先發區域的后發區域的比較優勢更容易受到網絡基建賦能。表9列(3)—列(6)檢驗了這種可能(Dist為后發區域到先發區域的距離)，其中列(3)和列(4)表明，后發區域越遠離先發區域，網絡基建對產業和創新比較優勢的提振效應就越強；列(5)和列(6)則進一步驗證了上述可能性。

表9 促進后發區域比較優勢晉級

(續上表)

(二)通過矯正空間要素錯配賦能

后發區域要素錯配的原因可以歸納為兩個方面：一是長期以來，戶籍制度造成了城鄉身份標識的差異，并形成了文化、生活方式等層面的特征，同時城市化進程中先發區域和后發區域公共服務、信息基礎設施、文化娛樂等方面也出現了明顯的差異；二是后發區域市場化相對滯后，缺乏正確處理政府和市場關系的經驗，民營經濟、要素市場、產品市場、中介組織和法律法規等發展不足，極易形成要素配置扭曲。當然，由于制度變革不徹底，先發區域也會存在一定程度的要素配置扭曲問題，但后發區域的產生原因更淺顯。一方面，網絡基建解決了后發區域市場的信息不對稱等基本問題，促進先發區域的管理經驗、技術和知識傳入后發區域；另一方面，網絡基建也促進先發區域的產業遷入后發區域，進而矯正要素配置扭曲。可以推測，網絡基建有利于矯正后發區域要素錯配，并且矯正效應要比先發區域強。為了驗證該命題，需要對要素錯配進行測度，基于Hsieh 和Klenow(2009)［27］的企業間要素錯配思想，參考白俊紅和劉宇英(2018)［28］的方法，構建城市間資本(τKi)和勞動力(τLi)錯配指數如式(3)所示，值越大則錯配程度越高。其中，γKi和γLi分別為要素價格絕對扭曲系數，在計算中用價格相對扭曲系數來替代，計算方法如式(4)所示(2)資源錯配的測度思路有：一是用工業企業數據庫來計算區域企業的TFP標準差；二是基于Hsieh和Klenow(2009)［27］的方法，依據區域產出、勞動力和資本存量計算。由于第一種思路需要的2013—2019年工業企業數據可得性差，所以本文采用第二種思路。：

γKi=1/(1+τKi)，γLi=1/(1+τLi)

(3)

(4)

勞動產出彈性βL和資本產出彈性βK根據索洛余值法測算：Yit=AKitβKiLit1-βKi。其中，Yit用各城市實際GDP表示，以2003年為基期，通過各省GDP平減指數計算得到；Lit用年末單位從業人員數與城鎮私營和個體從業人員數之和表示；Kit為城市資本存量，以2003年為基期，折舊率設為9.6%。由于不研究配置不足和過度配置問題，最后對最終數據取絕對值處理。

為更準確測度網絡基建對后發區域和先發區域要素錯配的矯正幅度差異，以是否為“寬帶中國”試點城市為核心解釋變量，對后發區域和先發區域資本(τKi)和勞動(τLi)錯配指數比值進行回歸分析，表10列(1)—列(4)為相應的回歸結果。由列(1)、 列(2)結果可知，“寬帶中國”試點政策對資本錯配比值的影響在10%的置信水平上顯著為負，表明其更能矯正后發區域資本錯配，提高經濟增長效率。同理表10列(3)、 列(4)的結果為負，雖不顯著但T統計量分別為1.30和1.53，一定程度上表明“寬帶中國”試點政策對后發區域的勞動力錯配矯正效應更強。對比表10系數的顯著性可以得到一個有趣的結論，網絡基建對后發區域的資本矯正效應要比對勞動力錯配矯正效應顯著。這與現實觀察是基本相符的，先發區域在發展過程中實際上就已逐漸把后發區域的絕大多數勞動力吸引走，后發區域勞動力短缺是產業發展滯后下市場配置的結果；網絡基建的介入改變了原來后發區域和先發區域的空間市場格局，在后發區域產業沒有帶來足夠就業崗位的情況下，勞動力自然不會過多回流，而由于后發區域相對豐富的資源和稀少的對手，首先回流的很可能是產業(資本)。這與前文所揭示的網絡基建促進先發區域資本“下鄉”、后發區域勞動力“進城”的推斷是一致的，且進一步說明市場配置資本“下鄉”比勞動力“返鄉”更容易。

表10 網絡基建的空間要素錯配矯正效應

(三)通過促進公司數字化轉型賦能

為了較為全面地反映后發區域公司數字化轉型的情況，本文基于2010—2019年國內3000多家上市公司年報數據進行實證研究。其中，與城市樣本匹配的公司觀測值共有2143家。本文通過文本挖掘的方法爬取關于數字化和轉型的關鍵詞(逄健和朱欣民，2013)［29］，并統計出總詞頻數，然后根據上市公司辦公地址所在的地級市對位于地級市內的上市公司總詞頻數進行累加，最后除以地級市內上市公司的個數，得到地級市平均每個上市公司的詞頻數，用后發區域與先發區域上市公司詞頻數比值反映后發區域公司數字化轉型傾向。表11展現了“寬帶中國”試點政策對后發區域與先發區域上市公司詞頻數比值影響的估計結果。列(1)—列(3)為面板數據的雙重固定效應回歸結果，其中列(1)“寬帶中國”試點政策(DID)系數在10%的置信水平上顯著為正，列(2)、 列(3)產業和創新比較優勢的交互項系數也都在10%的置信水平上顯著為正。由于顯著性不高，懷疑可能是由于內生性引起的，故而采用前文構建的工具變量進行穩健性檢驗。列(4)—列(6)為面板工具變量回歸結果，可以發現，無論是DID變量，還是DID和產業比較優勢、創新比較優勢的交互項，它們的系數符號均與前文保持一致，且均在10%的置信水平上顯著。可見，網絡基建對后發區域公司數字化轉型傾向有促進效應，而且后發區域的產業和創新比較優勢可以增強網絡基建對公司數字化轉型傾向的影響。后發區域公司數字化轉型之所以能夠賦能后發區域，一方面是其能夠緩解后發區域高技能勞動力相對缺乏而帶來的高成本問題，另一方面是其擴展了公司價值增值模式和創造方式。這兩方面能夠較大程度地克服后發區域由于市場潛能不足、要素市場不成熟、運輸成本高等形成的“后發劣勢”。

表11 促進公司數字化轉型賦能

六 結論與啟示

2021年10月16日，習近平同志在《扎實推動共同富裕》一文中指出：“新一輪科技革命和產業變革有力推動了經濟發展，也對就業和收入分配帶來深刻影響，需要有效應對和解決”。本文以2013年開始實施的“寬帶中國”戰略試點為研究起點，揭示了網絡基建對后發區域增長存在的賦能效應與作用機制，并發現比較優勢在其中起著重要推動作用。首先以新經濟地理學經典“核心—外圍”框架為切入點進行分析，提出網絡基建賦能后發區域增長的待檢驗假說。然后建立DID 計量模型，使用匹配后的2010—2019年中國249個地級市和2143家上市公司文本挖掘數據集，先后分析網絡基建對后發區域增長的影響及其通過比較優勢對后發區域的賦能效應，并進行了一系列穩健性檢驗和機制分析。主要結論為：第一，網絡基建確實會加速后發區域增長衰落，但其增長衰落過程并非“膏肓之疾”，因為網絡基建可以通過后發區域的產業和創新比較優勢賦能增長，以此減緩衰落速度，而且比較優勢越強，減緩效應就越明顯。第二，網絡基建主要通過促進產業和創新比較優勢晉級、矯正空間要素錯配、促進數字化轉型三個渠道向后發區域賦能。第三，后發區域距離先發區域越遠，網絡基建帶來的賦能效應越強，這可以為討論“集聚陰影” 提供新思考。

根據研究結論得到的啟示為：(1)在數字經濟時代，通過后發區域的比較優勢賦能增長，是推動共同富裕的重要路徑。尤其對于距離先發區域較遠的后發區域，在傳統模式下很難“借用規?！眮韺崿F增長，網絡基建為其開啟了新發展機遇。因此，政府需要盡早塑造并盡快發揮當地產業和創新比較優勢，借以網絡基建為載體的數字經濟東風賦能經濟增長。(2)對于4G網絡覆蓋深度和5G覆蓋廣度不斷增強的后發區域，如果尚未建立起比較優勢或者比較優勢不強，那很可能導致經濟增長每況愈下。因此，政府規劃應審時度勢，杜絕盲目跟風跟勢、落地項目同質化，而應因地制宜，制定差異化的發展戰略。(3)近年來網絡覆蓋廣度和深度在廣大后發區域有了質的提升，地方政府需要積極應對，警惕由于新一輪網絡基建引起的區域差距擴大，積極出臺系列引導這些區域依據其自身的資源、要素和區位條件形成比較優勢的政策。網絡基建促進了信息和技術傳播，緩解了要素市場信息不對稱，方便了后發區域勞動力“走出去”，但很顯然“出去容易、進來難”。當然，先發區域的資本也更容易進入后發區域，其能否抵消前者的關鍵是比較優勢強弱。雖然這不是網絡基建相對于交通基建的獨特性，但網絡基建對比較優勢賦能后發區域的需求會強得多，即后發區域構建比較優勢在數字經濟時代顯得比任何時代都更為迫切。本文雖然一定程度上分析了交通基建和網絡基建賦能后發區域的機制差異，但對二者的效應界限分析并不清晰，同時本文對先發區域和后發區域之間比較優勢賦能效應發揮的“微觀機制和空間邊界”并未進行分析，這是未來需要持續研究的重要問題。