數字基礎設施建設對經濟高質量發展的影響
——基于“寬帶中國”戰略的準自然實驗

裴爾潔，張治棟

（安徽大學經濟學院，安徽 合肥 230601）

一、引 言

改革開放以來，傳統型基礎設施建設為國民經濟實現高速增長奠定了不可或缺的基礎，隨著中國經濟由高速增長階段轉向高質量發展階段，對傳統型基礎設施建設又提出了新的要求。2018 年12月，中央經濟工作會議首次提出“新基建”，即新型基礎設施建設，主要包括5G、人工智能、工業互聯網等。隨后，中央政府工作會議及報告中多次提及新基建，強調要加快推進新型基礎設施建設的進度，培育助推經濟發展新動能。黨的二十大報告也強調，優化基礎設施布局，構建現代化基礎設施體系是經濟社會發展的重要支撐，是推動我國經濟高質量發展的重要構成。

2013 年之前，我國網絡基礎設施發展較慢，寬帶普及率不及OECD國家的二分之一，寬帶平均速率不及OECD國家的十分之一，而寬帶用戶資費是OECD國家的三倍之多［1］。為有效解決網絡發展落后問題，我國實施了多項網絡設施建設相關的戰略與規劃，實現了數字基礎設施建設的跨越式發展。相關數據顯示，2021 年我國的光纜線路長度已增加至5 481公里，相較2012年增長2.7倍；互聯網普及率提升至73%，移動電話用戶總數達16.43億，其中5G移動電話用戶達3.55億；截至2022年7月，我國累計建成開通5G基站達196.8萬個，IPv6活躍用戶數高達6.97億（1）。我國在寬帶網絡用戶數、互聯網普及率等方面取得了重大突破，信息通信網絡建設已達到全球領先規模。

隨著網絡基礎設施建設水平的提升，數字化技術與經濟發展的融合更為緊密，具有數字信息特征的新一代基礎設施建設在經濟發展過程中發揮的作用也逐漸受到社會各界的重視。以5G 網絡建設、人工智能為代表的數字基礎設施建設作為現代數字經濟發展的“網絡傳輸紐帶”和“信息物質載體”，對當前我國應對經濟下行趨勢、提升城市經濟增長質量，從而構建中國式現代化經濟體系、實現經濟高質量發展具有重要意義。

二、文獻綜述

早期國內外學者對于基礎設施的研究較多集中于公共基礎設施的經濟增長效應。Aschauer（1989）［2］認為20 世紀70—80 年代美國生產率的大幅度下降是由基礎設施投資減少造成的，應加大對基礎設施投資的關注力度，從而解決生產力下降、經濟增長放緩的問題［3］。同樣，郭慶旺和賈俊雪（2006）［4］發現基礎設施投資可以改善宏觀經濟運行環境以促進經濟增長，帶來的經濟效益會高于全社會平均固定資產投資水平。隨著互聯網的快速發展，學者們開始探索以寬帶網絡為基準的信息基礎設施建設與經濟增長的關系，發現信息基礎設施建設水平的提升可以顯著促進經濟增長［5］，且寬帶滲透率每增加10%帶動人均GDP 年增長率提高0.9%～1.5%［6］。劉生龍和胡鞍鋼（2010）［7］、韓寶國和朱平芳（2014）［8］、鄭世林等（2014）［9］均證實信息基礎設施建設發展對我國經濟增長同樣發揮積極作用。以全要素生產率衡量經濟發展，郭家堂和駱品亮（2016）［10］發現，互聯網顯著促進了技術進步推動的全要素生產率的提升，且可以進一步提升制造業生產率［11］。此外，盧福財和徐遠彬（2019）［12］研究發現，互聯網可以通過降低生產成本和提高創新能力途徑促進勞動生產率水平的提高，且互聯網技術發展水平與地區工資差異密切相關［13］。同時，基于互聯網發展的網絡基礎設施建設可以通過改善城市內部與城市之間資源再配置的途徑，促進地區產業結構合理化與高級化發展［14-15］。還有學者從環境角度出發，證實網絡基礎設施建設可以顯著降低工業二氧化硫排放量，從而有效改善霧霾污染等環境問題［16］。

自2013 年國務院發布《“寬帶中國”戰略及實施方案》后，已有眾多學者關注該戰略與網絡基礎設施建設相關的政策效應。劉傳明和馬青山（2020）［17］將“寬帶中國”試點政策作為一項準自然實驗，提出網絡基礎設施建設可以顯著促進城市全要素生產率增長。還有學者們發現“寬帶中國”戰略引領的網絡基礎設施建設發展能夠釋放顯著的創新驅動效應，有效提升城市創新能力［18］，并能拓展本地區高新技術產業發展與空間外延，從而實現城市間合作創新［19］。此外，牛子恒和崔寶玉（2022）［20］發現，“寬帶中國”戰略實施帶來的網絡基礎設施建設水平的提升，可以顯著降低勞動力配置扭曲程度并加速人力資本積累，從而提高勞動力就業水平［21］。隨著互聯網技術的高速發展，以大數據、人工智能等為代表的新興互聯網技術以數字化的方式融入經濟發展中，并形成新的經濟增長極。秦文晉和劉鑫鵬（2022）［22］研究發現，網絡基礎設施建設有利于促進城市數字經濟發展，并通過提升城市創新水平和全要素生產率途徑實現。

通過對國內外文獻梳理和分析發現：目前已有研究主要集中在傳統基礎設施與網絡基礎設施對經濟增長“量”的影響，尚未有文獻深入探究“寬帶中國”戰略對經濟發展在其質量提升方面的作用效果，尤其缺乏針對區域發展差異和具體影響機制的探究。為彌補現有研究的不足，本文將2014 年、2015 年和2016 年不同批次批復的“寬帶中國”示范城市政策視為衡量數字基礎設施建設的準自然實驗，并從地級市層面出發，進一步探索數字基礎設施建設對經濟高質量發展的影響。本文可能的邊際貢獻有：①基于經濟發展動能、經濟發展結構、經濟發展成果三個維度，以22個基礎指標綜合構建經濟高質量發展的評價指標體系，并將“寬帶中國”戰略示范城市政策作為外生沖擊，采用多時點雙重差分的固定效應模型識別其對經濟發展質量提升的政策效果，并通過一系列穩健性檢驗進行驗證。②深入挖掘以“寬帶中國”戰略為引領的數字基礎設施建設作用于經濟高質量發展的具體傳導路徑，揭示了“寬帶中國”示范城市政策通過互聯網發展效應、城市創新效應、人才集聚效應作用于經濟高質量發展的內在機制。③基于城市區位與城市規模方面的差異性，考察“寬帶中國”戰略引領的數字基礎設施建設在城市區位與規模方面對經濟高質量發展的異質性作用效果，為充分發揮政策引領作用，進一步釋放政策紅利，進而得出切實可行的政策建議并提供一定的經驗證據。

三、理論分析

（一）數字基礎設施建設與經濟高質量發展

在經濟高速增長階段，傳統基礎設施投資為要素驅動型的城市發展提供了源源不斷的動力［23］。而在高質量發展階段，具有新一代信息通信技術的數字化網絡基礎設施，為中國城市由要素驅動型發展轉變為創新驅動型發展注入新動力。一方面，數字基礎設施建設以信息通信技術為核心，在傳統物理型基礎設施的基礎上融入數字化元素，并催生一種新型生產要素——數據。數字基礎設施為數據的快速傳輸與流動提供了運輸載體，可以有效緩解信息不對稱問題，降低要素資源的獲取成本和運輸成本，提升生產要素合理配置效率以優化資源配置結構，從而促進城市經濟高質量發展。另一方面，數字基礎設施作為數字經濟發展的關鍵載體，為新型信息技術與傳統產業相融合提供了新契機，催生了數字產業化與產業數字化發展的新業態，數字技術的融合創新與廣泛應用更是推動了傳統產業向著數字化與智能化方向轉型升級，優化了資源組織、業務流程與產業鏈協同。同時，數字基礎設施以數據獲取和應用為紐帶，加快了實體經濟與虛擬經濟的融合發展，且產業融合也由消費領域逐漸拓展到生產領域，提高了生產部門的經濟效率。伴隨著產業結構優化升級，融合型數字經濟和技術型數字經濟得以充分發展，從而實現城市經濟高質量發展?；谏鲜龇治?，本文提出假設1。

H1：“寬帶中國”戰略引領的數字基礎設施水平提升有利于實現經濟高質量發展。

（二）數字基礎設施建設影響經濟高質量發展的作用機制

第一，互聯網發展效應。長期以來，我國信息基礎設施依然存在寬帶網速慢、覆蓋范圍小等問題，而以數字化基礎設施為核心的“寬帶中國”戰略的實施在一定程度上可以有效解決這一問題，即數字基礎設施能夠提高互聯網普及率，提升地區互聯網發展水平［18］。具體而言，一方面，數字基礎設施建設的完善可以為大數據、人工智能等新型網絡信息技術的進一步發展奠定基礎，提升生產與生活所需的網絡供給度，且信息基礎設施建設可以為互聯網發展提供先進的網絡技術開發平臺［24］，提供更加可靠的數據支撐和安全保障，以提升系統的應用水平和能力，互聯網水平的提升則更有利于實現行業與產業的數字化、智能化，促進生產要素的跨區間自由流動，提高生產要素等資源的配置效率，從而促進經濟高質量增長。另一方面，數字基礎設施建設進程的加快，打通了互聯網行業的科技發展鏈，“寬帶中國”戰略的實施更是從政策上支持互聯網行業的發展，吸引更多科技研發資金投入互聯網行業中，并實現網絡平臺核心技術的層次突破，這在一定程度上會提升地區互聯網發展水平?；ヂ摼W核心技術的應用與數字經濟發展相結合，更是激發了企業的跨界經營與合作，促進商業模式的創新，從而帶來更多的經濟效益，實現經濟高質量發展。

第二，城市創新效應。城市技術創新在地區經濟高質量發展的過程中發揮著重要作用［25］。以“寬帶中國”戰略為引領的數字化網絡基礎設施建設更有效提升城市創新水平，推動技術進步從而提高全要素生產效率。具體而言，一方面，傳統交通基礎設施為知識和技術的跨區域流動提供了傳輸渠道，但往往地理距離的遠近會影響技術溢出，而數字基礎設施作為一種包含信息技術功能的基礎設施，可以通過數據傳輸方式加快知識與技術的流動，有效降低企業交易成本，緩解信息不對稱問題，提升交易活動的頻率和質量，進而提升地區技術創新水平［26］。通過技術創新可以促進技術進步，有利于產業結構升級優化以及產品質量提高，從而提升經濟發展質量。另一方面，數字基礎設施建設為技術創新活動所需的創新要素流動提供傳輸渠道，提高了創新要素在各城市間的流動和配置效率。已有研究發現，交通基礎設施的完善會顯著提高城市資源配置效率［27］。創新型要素資源配置得以優化，為創新活動的開展奠定堅實基礎，從而有利于提升技術創新水平。城市創新活動的開展及其溢出會促進經濟成果在不同地區間的共享，有利于實現產業多元化發展及產品多樣化生產，進而提升社會整體福利水平，推動經濟高質量發展。

第三，人才聚集效應。人力資本是促進經濟高質量發展過程中的重要影響因素之一。在完善數字基礎設施建設的過程中，同樣也會有利于人才要素在地區的流動與集聚。具體而言，一方面，數字基礎設施的建設與完善，縮小了人才之間交流學習的空間距離，保證了信息傳播渠道的順暢流通，且可以通過數據傳輸方式為人才要素提供所需的知識和技能，帶動周邊地區勞動力技能和工資水平提升，從而實現信息共享，釋放知識溢出效應。另一方面，網絡基礎設施建設能夠緩解地區勞動力配置扭曲并加速人力資本積累［20］，這表明網絡基礎設施可以有效促進人才要素在區域間的流動與集聚，且網絡基礎設施建設可以通過信息技術加強區域間產業的交流聯系并產生虹吸效應，從而實現人才要素的區域集聚。人力資本積累更是地區經濟發展過程中必不可少的重要元素，人才要素的集聚會直接影響一個地區的技術創新能力，促進經濟增長方式由傳統的要素驅動向創新型方式轉變，從而顯著提升經濟發展的質量，實現經濟高質量發展。

綜上分析，本文提出假設2。

H2：“寬帶中國”戰略引領的數字基礎設施水平提升可釋放互聯網發展效應、城市創新效應和人才集聚效應作用于經濟高質量發展。

四、研究設計

（一）模型構建

2014—2016 年我國工業和信息化部先后分三批設立了117個“寬帶中國”示范城市（城市群），本文將“寬帶中國”戰略實施視為一項準自然實驗，運用雙重差分法的固定效應模型識別“寬帶中國”示范城市政策對經濟高質量發展的影響，模型構建如下：

其中：hquality 表示經濟高質量發展，digital 表示“寬帶中國”戰略實施的虛擬變量；controls 表示控制變量合集；γi表示個體效應控制；μi表示時間效應控制；εi,t表示隨機誤差；i為地區下標；t為時間下標。

（二）變量選取與說明

1.被解釋變量

經濟高質量發展（hquality）。隨著對經濟高質量發展研究的日漸深入，學界普遍認為實現國民經濟的高質量發展需要綜合考量經濟發展的眾多方面和現階段發展的諸多需求。已有學者從條件、過程和結果三個層面來刻畫經濟增長質量，其觀點認為，經濟增長條件層面是指推動經濟發展的動力源泉，經濟增長過程層面是指經濟發展結構的基本狀況，經濟增長結果層面是指經濟發展的環境資源與福利改善［28］。本文參照鈔小靜與任保平（2014）［28］、曾藝等（2019）［29］的研究，從經濟發展動能、經濟發展結構、經濟發展成果三個維度出發，以22個基礎指標綜合構建經濟高質量發展的評價指標體系，通過極差標準化方法對基礎指標數據進行無量綱化處理，并采用主成分分析法確定各級指標權重，最后依據權重綜合測算出各城市經濟高質量發展水平。目前，相關文獻較多采用熵值法或因子分析法進行指標合成，而本文選用主成分分析法測算權重，因為相較于前兩種方法，主成分分析所得權重可以根據數據自身特征確定并排除人為主觀影響，同時也能反映出各維度基礎指標對綜合指標的貢獻大小。具體指標選取見表1所列。

表1 經濟高質量發展評價指標體系

2.核心解釋變量

數字基礎設施建設（digital）。本文核心解釋變量為“寬帶中國”戰略示范城市的虛擬變量，若城市i屬于“寬帶中國”示范政策城市則取值為1，否則為0；若時間t為實施“寬帶中國”示范政策后則取值為1，否則為0；兩者的交乘項表示實施“寬帶中國”戰略的虛擬變量。根據工業和信息化部公布的“寬帶中國”試點城市（城市群）名單，考慮到自治州與一些地級市樣本存在缺失值，故而將其剔除。通過與地級市匹配最終識別出109 個“寬帶中國”戰略實施城市作為“處理組”，其余175 個地級市作為“對照組”。

3.機制變量

（1）互聯網發展（internet）。參考黃群慧等（2019）［11］的做法，從互聯網普及率、移動互聯網用戶數、互聯網相關產出和互聯網相關從業人員四個維度構建互聯網綜合發展指數。具體計算過程中，先通過極差標準化的方法對四項指標進行無量綱化處理，再采用主成分分析法確定各級指標權重，最后依據權重綜合測算出互聯網綜合發展指數，表示互聯網發展水平。

（2）城市創新（innov）。技術創新產出通常能較為直接地反映出一個地區的創新水平，目前，已有研究較多以新產品銷售收入衡量，而該種衡量方式無法體現出科技創新過程中的知識創造功能，因此，本文參照卞元超等（2019）［30］的做法，采用地區專利授權數衡量城市創新水平。

（3）人才集聚（talent）。通常而言，城市擁有的勞動力人口普遍在受教育程度上高于農村地區，故而將城市勞動力人口視為高技能勞動者的代表，本文參照王晗等（2022）［31］的做法，采用城市就業人員數占城市總人口的比重衡量人才集聚程度。

4.控制變量

為降低因遺漏變量帶來的誤差，本文引入如下控制變量：①財政自主權（fin）采用財政預算內收入與財政預算內支出的比值衡量。②產業升級（upg）采用對三大產業占比分別賦值不同權重，并通過加權運算得出。③人口密度（pop）采用城市年末人口數量與行政面積的比值衡量。④科教人力資本（edu）采用城市科學研究、技術服務行業從業人員數的對數表示。⑤人均資本存量（cap）采用各城市的資本存量與城市年末人口總數的比值衡量。

（三）數據來源與描述性統計

本文選取2007—2020 年全國284 個地級及以上城市的面板數據作為研究樣本，所有數據均來自《中國城市統計年鑒》《中國省市經濟發展年鑒》《中國區域統計年鑒》以及各省市統計年鑒，部分缺失數據通過各地級市統計年鑒或統計公報獲得，其余缺失值采用線性插值法補全，主要變量的描述性統計見表2所列。

表2 主要變量的描述性統計

五、實證分析與檢驗

（一）基準模型估計結果分析

“寬帶中國”示范城市政策的實施對經濟高質量發展作用的實證結果見表3 所列。其中，第（1）列為僅控制個體固定效應后，“寬帶中國”示范城市政策對經濟高質量發展的平均影響，由回歸結果可知，“寬帶中國”戰略實施對經濟高質量發展的作用系數為0.079 2，且在1%的置信水平上正向顯著，第（2）列在第（1）列的基礎上加入控制變量，結果顯示回歸系數為0.010 2，且同在1%的置信水平上顯著為正，說明“寬帶中國”戰略實施可以顯著促進經濟高質量發展。由于“寬帶中國”戰略在2014—2016 年先后設立三批示范城市，為排除隨時間變化的影響因素，本文在控制個體的基礎上進一步控制時間，即采用雙向固定模型進行回歸，結果見第（3）（4）列，可以看出，無論是否加入控制變量，“寬帶中國”戰略政策對經濟高質量發展的作用力均顯著為正。由此表明，“寬帶中國”戰略引領的數字基礎設施水平提升有利于實現經濟高質量發展，H1得以驗證。

表3 基準回歸結果

（二）平行趨勢檢驗

利用多時點雙重差分模型（DID）評估政策時，需滿足平行趨勢檢驗，即需要檢驗在實施“寬帶中國”示范城市政策前，處理組與對照組的各城市經濟發展水平是否具有一致的變化趨勢。本文借鑒Jacobson 等（1992）［32］的做法，采用事件分析法進行平行趨勢檢驗，構建模型如下所示：

其中，digital 表示是否屬于“寬帶中國”示范城市的虛擬變量，k的取值范圍為-6≤k≤4，分別表示城市未列入“寬帶中國”示范城市前6 年、加入“寬帶中國”戰略示范城市當年以及實施“寬帶中國”戰略后4 年。其他變量定義與基準模型（1）一致。為避免共線性問題，本文選擇丟掉-1 期。如圖1平行趨勢檢驗所示，在受政策沖擊發生之前，“寬帶中國”戰略實施對經濟高質量發展的作用系數估計值較小且均不顯著，而在實施“寬帶中國”戰略當期及之后年份，其對經濟高質量發展的政策效果均表現為顯著正向促進作用，說明在實施“寬帶中國”戰略前，處理組與對照組之間不存在顯著的系統性差異，滿足平行趨勢檢驗條件，由此說明，本文采用多時點雙重差分（DID）模型評估“寬帶中國”戰略對經濟高質量發展的政策效果是有效的。

圖1 平行趨勢檢驗

（三）穩健性檢驗

1.傾向得分匹配差分法（PSM-DID）

在基準回歸中，直接選取“寬帶中國”示范城市作為處理組進行雙重差分回歸，可能會因樣本選取的非隨機性造成回歸結果出現偏差。為進一步檢驗上述結果的穩健性，本文利用傾向得分匹配差分（PSM-DID）的方法，修正可能因樣本選擇出現的偏差問題。為避免匹配后樣本量出現損失，選擇基準回歸中控制變量作為匹配變量，根據傾向得分匹配結果，按照1∶1近鄰匹配方法對處理組和對照組樣本進行逐年匹配，匹配后的控制變量在處理組與對照組之間的均值差異檢驗均是不顯著的，即滿足平衡性檢驗條件。利用匹配后的控制變量樣本再次進行雙重差分回歸，得到PSM-DID 模型的回歸結果見表4所列?？梢钥闯?，“寬帶中國”政策的虛擬變量對經濟高質量發展的作用系數仍顯著為正，與基準回歸結果基本一致，從而表明前文中所得結論具有穩健性。

表4 PSM-DID回歸估計結果

2.安慰劑檢驗

為排除其他隨機因素對回歸結果的影響，本文通過隨機抽取“寬帶中國”示范城市政策處理組的方式進行安慰劑檢驗。具體而言：在284個地級市中隨機抽取109 個城市作為受“寬帶中國”戰略政策影響的“偽處理組”，其余175 個城市作為“偽對照組”，且每次抽取時，隨機賦予政策實施年份，將上述隨機抽樣過程重復進行500次，并基于模型（1）進行雙重差分回歸，由此得到500 個“寬帶中國”戰略實施的虛假處理組估計系數。抽樣結果如圖2所示，可以看出隨機抽取的政策處理組估計得到的估計系數構成一條核密度曲線，該曲線在0處兩側呈現正態分布趨勢，“寬帶中國”示范城市實際政策處理組的估計系數也明顯異常于隨機抽樣檢驗的估計系數，且絕大多數p值大于0.1，即在置信水平10%以上不顯著，從反事實角度說明本文回歸結果并非偶然所得，上文研究結論是穩健的。

圖2 安慰劑檢驗

3.其他穩健性檢驗

（1）剔除直轄市樣本。由于本文使用地級市層面數據進行估計回歸，而北京、天津、上海、重慶四市的經濟發展水平較高，其數據值可能對實際回歸結果產生誤差影響。為保證回歸結果的可靠性，本文剔除四個直轄市樣本后重新進行回歸，結果見表5 中第（1）列?？梢钥闯?，在剔除直轄市樣本后，“寬帶中國”戰略政策對經濟高質量發展的回歸系數仍在1%的置信水平上顯著為正，由此表明本文結論具有穩健性。

表5 穩健性檢驗回歸結果

（2）剔除第二、三批試點城市樣本。工業和信息化部分別于2015年、2016年公布第二批和第三批“寬帶中國”示范城市名單，為盡可能準確評估“寬帶中國”戰略政策的實施效果，本文將第二、三批試點城市剔除，僅以第一批“寬帶中國”示范城市樣本進行雙重差分回歸，結果見表5 中第（2）列?？梢钥闯?，核心解釋變量digital的系數在1%水平上顯著為正，表明第一批“寬帶中國”示范城市政策的實施有利于經濟高質量發展，本文基準結果是可靠的。

（3）縮減樣本區間。本文樣本研究時間跨度為2007—2020 年，而“寬帶中國”示范城市名單最早于2014 年公布，隨后在2015 年、2016 年分別公布第二批、第三批名單，為排除遠離政策沖擊點的相關年份對估計結果造成的誤差影響，本文將樣本研究時間跨度縮減為2010—2018年，回歸結果見表5中第（3）列?？梢钥闯?，“寬帶中國”示范城市政策對經濟高質量發展的估計系數仍顯著為正，與基準模型所得結果保持一致。

（4）排除其他政策干擾。由于在樣本期間（2007—2020 年）內，部分地區還實施了智慧城市試點政策。智慧城市試點正式開始于2012 年，其中第一批試點城市名單包含90個地級市及部分縣級市，為保證評估結果的客觀性，本文剔除首批試點中僅包含某個縣、區、鎮的地級市，并在基準回歸模型中增加是否屬于“智慧城市政策試點名單”的虛擬變量，排除該政策對經濟發展的干擾影響，從而更好地識別“寬帶中國”戰略的政策效果，估計結果見表5 中第（4）列。結果顯示，“寬帶中國”示范城市的估計系數仍顯著為正，而智慧城市試點政策的估計系數不顯著，由此說明，經濟高質量發展水平提升是受“寬帶中國”戰略政策的作用影響，即研究結論再次得以驗證。

（5）多時點DID 異質性處理效應檢驗。Chaisemartin 和D′Haultfoeuille（2020）［33］、Goodman-Bacon（2021）［34］等學者研究發現，使用多時點DID評估政策效應時，可能會因為“異質性處理效應”（Heterogeneous Treatment Effects）的存在而出現潛在偏誤，造成“壞處理組”甚至負權重問題。因此，本文參照呂越等（2023）［35］的做法，選用Goodman-Bacon（2021）［34］的DID 估計量分解法并執行Goodman-Bacon 分解，根據分解結果發現，不合適的處理效應Later Treatment vs.Early Control 的權重為11.346%，而合適的處理效應Early Treatment vs.Later Control 的權重為88.654%，其中不合適的處理效應所占權重較小，且兩類DID 估計量均為正值，即處理效應為正，表明基準回歸中“寬帶中國”示范城市政策對經濟高質量發展的推動作用所存在的偏誤較小，由此可以認為，上文所得結論是穩健的。

（四）內生性問題：工具變量法

由于“寬帶中國”示范城市名單并非隨機選取的，這可能會造成“寬帶中國”戰略實施對經濟高質量發展的作用存在內生性問題的影響，為進一步識別“寬帶中國”試點城市的政策效果，本文參照劉傳明和馬青山（2020）［17］的做法，選取城市地形起伏度（即每個城市海拔的標準差）作為“寬帶中國”示范城市政策的工具變量，選取理由有兩點：其一，“寬帶中國”戰略在選取試點城市時，會考慮地形起伏度大小，地形起伏度較大的城市建設網絡基礎設施的成本較高，會導致寬帶網絡的信號質量下降，故而“寬帶中國”示范城市可能性較低，滿足相關性假設；其二，城市地形起伏度是一種天然形成的前定變量，不會對經濟發展產生影響，滿足外生性假設。由于城市地形起伏度是一種不隨時間變化的截面數據，故而引入城市地形起伏度與時間虛擬變量的交乘項作為工具變量，分別采用兩階段最小二乘法（2SLS）和廣義矩估計（GMM）進行估計，結果見表6所列?？梢钥闯?，兩種方法中工具變量第一階段的F統計值均遠大于10，從而排除弱工具變量的問題。由第二階段的估計結果可知，“寬帶中國”戰略政策對經濟高質量發展的作用力仍顯著為正，且與基準回歸結果相比，估計系數由0.006 2 提高至0.032 8，表明在減弱內生性造成的誤差影響后，數字基礎設施建設促進經濟高質量發展的作用程度有所提高，故而上文中所得結論具有較強的穩健性。

表6 工具變量法的估計結果

（五）異質性檢驗

我國地區間經濟發展受資源數量、地理位置和歷史發展等因素影響存在不平衡現象，不同區位或等級城市在基礎設施、創新發展條件等各方面也存在差異性，使得“寬帶中國”示范城市戰略的政策效應具有異質性。在研究分析的基礎上，本文進一步探索“寬帶中國”示范城市政策引領的數字基礎設施建設對經濟高質量發展的影響可能存在城市區位與城市規模方面異質性作用。

1.城市區位異質性分析

本文從地理角度按照城市區位不同，將總樣本分為東部地區城市和中西部地區城市，分別進行回歸分析，結果見表7中第（1）（2）列?？梢钥闯?，“寬帶中國”示范城市政策對東部地區城市經濟高質量發展的作用力不顯著，而可以顯著促進中西部地區經濟高質量發展。這可能是因為東部地區城市綜合發展水平相對較高，在寬帶基礎設施建設與互聯網發展方面，較中西部已具有一定發展基礎，且東部地區城市因區位優勢，原本就有更為豐富的人力和物力資源，“寬帶中國”示范城市戰略帶來的數字基礎設施建設完善可能不再發揮顯著政策效應，從而表現為作用力不顯著。但對中西部地區而言，經濟發展水平相對較低，以“寬帶中國”戰略為引領的數字基礎設施建設可以提高資源配置效率，促進產業結構優化升級，同時，數字技術的應用為經濟發展質量的提升，注入了源源不斷的動力，因此，表現為中西部地區“寬帶中國”戰略的實施有利于經濟高質量發展。

表7 異質性檢驗回歸結果

2.城市規模異質性分析

為進一步驗證“寬帶中國”示范城市政策對經濟高質量發展的作用是否因城市規模不同而存在異質性效果，本文將總樣本城市劃分為大城市和中小城市，分別進行回歸分析，其中大城市樣本中包括大城市、特大城市與超大城市（2），回歸結果見表7 中第（3）（4）列?？梢钥闯?，對于大城市而言，“寬帶中國”示范城市政策對經濟高質量發展的作用力不顯著，而在中小城市地區，示范城市政策可以顯著促進經濟高質量發展。原因可能是，大城市地區的數字基礎設施建設水平和互聯網發展基礎較為完善，這已為經濟高質量發展營造了良好的網絡環境，故而實施“寬帶中國”示范城市政策的效果可能無法有效發揮，而中小城市地區的資源稟賦相對較弱，互聯網發展水平存在一定的局限性，“寬帶中國”示范城市政策引領的數字基礎設施建設的完善，可以有效彌補這一劣勢，從而為經濟高質量發展注入源源不斷的數字型動力。

六、進一步分析

基于現有文獻和理論分析，為驗證“寬帶中國”戰略政策賦能經濟高質量發展的作用機制，本文構建如下作用機制模型進行檢驗，模型設計如下所示：

其中：Mid為機制變量，表示互聯網發展（internet）、城市創新（innov）和人才集聚（talent）；controls表示控制變量，與基準模型中一致。若估計系數α1與β2均顯著時，則說明間接作用機制成立。進一步地，如果β1也顯著，且與α1×β2的符號一致，則說明機制變量具有部分間接效應，其對總效應的貢獻率為α1×β2/(α1×β2+β1)［36］。

“寬帶中國”示范城市政策對經濟高質量發展的作用機制回歸結果見表8 所列。其中，第（1）列為“寬帶中國”政策直接影響經濟高質量發展的基準回歸結果。由第（2）列結果可知，“寬帶中國”政策對互聯網發展的作用系數為0.015 0，且通過1%的置信水平，即數字基礎設施建設有利于提升城市互聯網發展水平，進一步將“寬帶中國”戰略的虛擬變量與互聯網發展引入同一模型中進行估計，結果如第（3）列所示，“寬帶中國”示范城市政策的虛擬變量與互聯網發展對經濟高質量發展的作用系數均顯著為正，表明“寬帶中國”示范城市政策可通過提升城市互聯網發展水平方式釋放出部分間接效應，從而促進經濟高質量發展，進一步結合估計系數，計算出這一效應對總效應貢獻率約為26.25%。同理，表8 中列（4）與列（5）為城市創新作用機制的檢驗結果?？梢钥闯?，政策虛擬變量對城市創新的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明數字基礎設施建設能夠促進城市創新水平發展，基于列（5）回歸結果，進一步發現“寬帶中國”示范城市政策與城市創新對經濟高質量發展的作用系數均顯著為正，這表明數字基礎設施建設可以通過釋放城市創新這一間接效應作用于經濟高質量發展，且經計算城市創新的間接效應對總效應貢獻率約為14.95%。表8 中列（6）與列（7）為人才集聚作用機制的檢驗結果?？梢钥闯?，“寬帶中國”示范城市政策虛擬變量對人才集聚的回歸系數為0.017 8，且在1%的置信水平上顯著，說明數字基礎設施建設能夠促進人才集聚水平提升，進一步將兩者納入同一回歸模型中，發現數字基礎設施建設與人才集聚對經濟高質量發展的作用系數均顯著為正，即數字基礎設施建設可以通過釋放人才集聚效應間接作用于經濟高質量發展，且結合估計系數計算出人才集聚的間接效應對總效應貢獻率約為17.48%。綜上所述，數字基礎設施建設可通過釋放互聯網發展效應、城市創新效應和人才集聚效應推動經濟高質量發展，從而H2得以驗證。

表8 作用機制檢驗回歸結果

七、研究結論與政策啟示

高質量發展是質與量的統一［37］，面對新一代信息通信技術的崛起，本文基于2007—2020年284個地級及以上城市的面板數據，采用多時點雙重差分模型（DID）評估以“寬帶中國”戰略為核心的數字基礎設施建設對經濟高質量發展的政策影響。研究發現：“寬帶中國”戰略實施帶來的數字基礎設施水平提升能夠顯著促進經濟高質量發展，該結論在經過一系列穩健性檢驗及內生性檢驗后依然成立。在此基礎上，本文進一步通過機制檢驗發現，“寬帶中國”戰略引領的數字基礎設施建設可通過釋放互聯網發展效應、城市創新效應和人才集聚效應作用于經濟高質量發展。異質性分析發現，數字基礎設施水平的提升有利于中西部地區及中小城市規模的經濟高質量發展，而對東部地區及大城市地區的作用效果不顯著。

基于以上結論，本文得出如下政策啟示：第一，繼續深入貫徹落實“寬帶中國”戰略政策，擴大“寬帶中國”示范城市試點范圍及寬帶網絡覆蓋面積，尤其要加大對偏遠地區的新基建投資與支持力度，完善偏遠貧困地區數字網絡基礎設施建設，發揮以“寬帶中國”戰略為核心的數字基礎設施對經濟高質量發展的賦能作用；第二，堅持以互聯網為驅動力，充分利用互聯網核心技術，積極推進“互聯網+”戰略與“寬帶中國”戰略相融合，加強區域技術創新合作與交流，提高城市創新能力，以數字化網絡基礎設施建設推動互聯網發展與城市創新相結合，并利用大數據、云計算等新型信息技術吸引更多創新人才要素資源，實現人才資源的積累與集聚，為城市技術創新打造更加友好的互聯網環境，從而釋放對城市經濟高質量發展的驅動力；第三，重視我國東部地區與中西部地區之間、大城市與中小城市之間的經濟平衡發展，因地制宜地發揮基于“寬帶中國”戰略引領數字基礎設施建設與完善的異質性作用，釋放數字基礎設施建設帶來的互聯網發展效應和城市創新效應，并注重數字型高端人才的引進與儲備，以豐富的人力資本協同推動我國經濟效率提升，從而強化“寬帶中國”戰略賦能經濟高質量發展的作用效果。

注 釋：

（1）數據來源：2022年國務院發布《關于數字經濟發展情況的報告》（http：//www.gov.cn/xinwen/2022-11/28/content_5729249.htm）。

（2）根據2014 年國務院印發的《關于調整城市規模劃分標準的通知》中對城市規模等級的劃分，選用城區常住人口作為劃分城市規模的依據。