新型信息基礎設施對經濟增長的影響研究

胡惠瑩，杜 銳，梁 典

（重慶師范大學 經濟與管理學院，重慶 401331）

0 引言

黨的二十大報告指出，未來五年，經濟高質量發展取得新突破，要優化基礎設施布局、結構、功能和系統集成，構建現代化基礎設施體系。在2035 年建成現代化經濟體系，形成新發展格局，基本實現新型工業化、信息化、城鎮化、農業現代化。

2020 年國家發展與改革委員會首次提出新型基礎設施的范圍，以信息技術為核心的新型信息基礎設施方興未艾，促進經濟高質量發展。新型信息基礎設施是新基建的重要組成部分，成為拉動經濟轉向高質量發展的重要動力。

長江經濟帶是重大國家戰略發展區域，橫跨東中西3 個地區。推動長江上中下游地區協調發展。2016 年3 月，中共中央政治局通過了《長江經濟帶發展規劃綱要》，指出要努力構建全方位開放新格局，推動經濟由沿海溯江而上梯度發展。然而新型信息基礎設施是否能夠促進長江經濟帶經濟增長還有待確定，長江經濟帶的新型信息基礎設施對經濟增長是否存在區域異質性呢？這一系列問題還值得我們探討。研究新技術投入對經濟增長的作用，更有針對性地對新型信息基礎建設進行投資，為新型信息基礎設施投資提供相應對策具有重要意義。

1 文獻綜述

關于信息基礎設施與經濟增長關系的研究主要分為以下幾個層面。一是信息基礎設施建設促進經濟增長。施炳展[1]基于雙邊雙向網址鏈接數據，研究發現互聯網通過增加出口概率、提升出口邊際和降低出口價格來提高企業出口的價值量，證明了“互聯網+”為社會帶來正向作用。李坤望等[2]運用計量模型研究發現信息基礎設施能夠促進企業出口，并且信息化密度高的企業作用更大。黃群慧等[3]運用超邊際與一般均衡分析方法研究發現互聯網對制造業生產率具有顯著的正向效應，并通過交易成本、 資源錯配以及創新3 個內在因素影響制造業生產率。孫偉增和郭冬梅[4]信息基礎設施顯著提高對企業勞動力的需求和信息化水平，并且對不同性質企業的勞動力需求存在異質性。二是信息基礎設施對經濟增長的促進作用不穩定。趙培陽和魯志國[5]通過空間計量和門檻效應模型發現中心城市和外圍城市的信息基礎設施對經濟增長的空間溢出效應不同，前者是正向效應，后者是負向效應，總體來看呈正“V”態勢。

學術界關于新型信息基礎設施對經濟增長影響展開了一系列討論。從對外貿易角度來看， 鈔小靜等[6]認為新型數字基礎設施能夠促進對外貿易升級并且存在正向溢出效應，對不同時間和城市存在異質性。馮正強和于佳惠[7]認為信息基礎設施投資顯著促進了對外貿易規模擴大和技術提升，對不同技術水平的產品作用不同，高技術產品對貿易的正向作用顯著而低技術產品不顯著。從經濟轉型升級角度來看，胡明和邵學峰[8]認為新型信息基礎設施建設對中國經濟增長有顯著的正向效應、促進產業結構升級。從企業升級角度來看，鈔小靜和薛志欣[9]認為企業升級是一個動態的過程，新型信息基礎設施通過創新能力提升和人力資本結構優化等途徑促進企業升級，并且對不同性質的企業促進作用不同。

綜上所述，信息基礎設施與經濟增長的研究已頗為豐富，但主要集中在基礎設施與經濟發展之間關系和作用機制的研究，關于新型信息基礎設施對經濟增長的影響較為有限。相比以往研究，本文的貢獻主要在于：第一，選取長江經濟帶作為研究對象，研究該區域的新型信息基礎設施投資對經濟增長的影響；第二，采用工具變量法解決潛在的內生性問題，對基準結果進行穩健性檢驗；第三，研究新型信息基礎設施對經濟增長的影響還相對較少，本文的研究結果為其他學者提供了一定的借鑒意義。

2 模型與數據

2.1 模型構建

為檢驗新型信息基礎設施對經濟增長的影響，建立基本模型如下：

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量

文章借鑒楊曉琰[10]、趙培陽和魯志國[11]的做法以各地區人均GDP 表示經濟增長，為了縮小數據的絕對數值，對人均GDP 取對數處理（）。

2.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量新型信息基礎設施。借鑒潘雅茹和顧亨達[12]的做法，用信息傳輸、軟件和信息技術服務業表示新型信息基礎設施，借鑒金戈[13]的做法采用信息傳輸、軟件和信息技術服務業的新增固定資產資本存量表示新型信息基礎設施投資。為了數據的平穩性，同樣對數化處理（）

2.2.3 控制變量

為了數據的可獲得性和準確性，文章參考楊曉琰[10]、黃書雷等[14]、馮正強和于佳惠[7]學者的做法, 以城鎮化水平（）、第二產業占比（）、地方政府財政支持度（）和經濟開放水平（）作為控制變量。其中，用城鎮人口除以總人口表示，用第二產業除以地區生產總值表示，用政府一般預算支出除以地區生產總值表示，用進出口總額除以地區生產總值表示。

2.3 數據處理

各變量數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》、國泰安數據庫、EPS 數據庫、中經網數據庫和各省市統計年鑒等。少數缺失數據用SPSS26 軟件進行平滑化處理。

3 實證結果

3.1 基準回歸

從表1 第1 列為混合回歸（OLS）結果，可以看出，新型信息基礎設施對經濟增長有正向效應，并且在1% 的水平上顯著。新型信息基礎設施投資每增加一個單位，經濟增長將增加0.0631個單位。初步回歸結果表明應加強新型信息基礎設施投資促進經濟增長。

表1 新型信息基礎設施投資與經濟增長的關系

3.2 穩健性檢驗

為使基準回歸結果的可靠性和穩健性，從縮尾法和工具變量法對基準回歸結果進行穩健性檢驗。

第一，縮尾法。在1% 的水平上對所有變量進行雙邊縮尾處理，減少極值對回歸結果的影響。表1 中第2 列為縮尾處理后的回歸結果，新型信息基礎設施投資對經濟增長的影響在1% 的水平上顯著為正，并且回歸系數為0.1860，與基準回歸系數相比略微增大，表明基準回歸結果具有一定的穩健性。

第二，工具變量法。找到合適的工具變量對解決內生性問題極為重要，文章把核心解釋變量的一期和二期作為工具變量納入模型中，以解決潛在的內生性問題，并運用兩階段最小二乘法(2SLS) 進行回歸。首先，進行豪斯曼檢驗確定是否存在內生性問題，表1 中第3 列的豪斯曼檢驗的p 值為0.0000，表明選取的工具變量為內生解釋變量；其次，過度識別檢驗的p 值為0.2203，表明本文選取的工具變量均外生；最后，檢驗是否存在弱工具變量問題，表1 中第4 列有限信息最大似然法LIML 與2LSL 回歸結果基本一致，表明工具變量有效。表1 中第3 列新型信息基礎設施投資對經濟增長有顯著的促進作用，表明基準回歸結果具有一定的可靠性。

3.3 異質性分析

用分位數回歸法進行異質性分析，分別在0.25,0.5,0.75 和 0.9 分位點上對模型進行回歸，回歸結果如表2 所示，并畫出分位數回歸結果以觀察其變化趨勢如圖1 所示。新型信息基礎設施投資的估計系數在0.25、0.5、0.75、0.9 分位點上逐漸遞增，從0.1363 遞增到0.1584，但是都比整體的回歸系數0.1853 低，說明隨著新型信息基礎設施投資逐漸加大，對經濟增長的促進作用逐漸增強。

表2 異質性分析

4 結論與建議

文章實證研究了長江經濟帶11 個省市的新型信息基礎設施對經濟增長的影響，得出以下結論：首先，基準回歸結果表明，新型信息基礎設施投資能顯著促進經濟增長；其次，通過縮尾處理和工具變量法對基準結果進行穩健性檢驗，都表明基準回歸結果具有一定的可靠性；最后，運用分位數回歸法進行異質性分析，結果表明新型信息基礎設施投資水平越高，對經濟增長的促進作用越大。基于上述結論，提出以下建議。

第一，加強新型信息基礎設施投資。從總體來看，在 2003-2020 年間，新型信息基礎設施投資對經濟增長有顯著的正向效應，并且分位數回歸結果表明新型信息基礎設施投資水平越高，對經濟增長的促進作用就越大。因此，政府部門應及時調整投資方向和力度，加強新型信息技術創新性研究，掌握新型信息基礎設施核心技術，降低進入新型信息基礎設施門檻，給予更多企業為技術創新做貢獻的機會，從而促進經濟增長。

第二，構建公平的市場體系，精準施策。對于傳統信息基礎設施較為完善的地區，應加大數字化、高技術的建設，加強市場監督管理，實現新型信息基礎設施轉型升級。對于傳統基礎設施相對不完善、市場發展環境較差的地區，應建立激勵機制，提高財政補貼，減小區域差異，實現長江上中下游協調發展。