数字经济、技术进步与西部地区经济增长

黄 婷

一、引言

随着人类社会步入数字化新时代，数字经济不仅是世界的主要发展方向，也被视为我国经济发展的“新引擎”。尤其是近年新冠肺炎疫情大肆蔓延，云计算、物联网等信息技术发挥了至关重要的作用。无论是全球各国疫情数据的实时更新，还是在线教育、在线娱乐、居家办公等，都离不开大数据和信息技术的助力〔1〕。2020年4月数据作为生产要素首次出现在中央文件中，体现了我国对以数据为基础的数字经济发展的高度重视。目前信息通信技术(ICT)经过长期发展已进入成熟期，5G、大数据、区块链等新一代信息技术与社会经济各产业不断融合发展。《中国互联网发展报告2021》指出，2020年我国数字经济规模占国内生产总值比重达38.6%，位居世界第二。数字技术不断成熟，带动数字经济飞速发展，一方面能够促进社会生产力的突破和飞跃，另一方面日益加深了区域之间的经济联系。未来，随着新型数字基础设施逐渐普及和完善，数字经济凭借其可突破地理空间限制的优势，将改写我国传统经济的运行模式，并通过对各行业、各领域数字化转型的强基赋能，为缩小东西部差距注入新动能。从现有文献看，数字经济主要通过提高效率与注入动力来促进经济增长。从提高效率方面看，数字经济一方面利用ICT产品降低价格以及对产业部门的生产升级改造，提升创新能力，实现技术进步和要素生产率提升〔2-3〕，还能通过加快数字化创新、技术创新速度以及推动产业结构升级，从而使一国经济从“数量增长”转向“质量增长”〔4〕。另一方面，数字经济有利于提升组织运行效率。数字经济通过转变传统交流模式，使得人们交流更加便捷。同时数字经济提高了传统经济智能化程度，使整个经济体系的运行效率得到提高〔5〕。数字经济不仅显著提升生产效率〔6〕，还能与传统产业融合扩大经济规模，推动形成规模经济〔7-8〕。从注入动力方面来看，数字经济能够渗透到传统产业，实现产业链的数字化改造和升级。在当前传统产业发展面临重重困难的情况下，数字经济凭借其对劳动力和资源等生产要素依赖性较小的特性，为经济发展注入强劲动力〔9〕。同时，数字经济能够形成新产业，催生新模式，并不断创造新的市场机会，从而推动技术创新，新技术与市场需求相契合，有利于企业打破自身资源和能力的限制实现超速增长〔10〕。总的来说，数字经济能够在产出达到最大化的条件下，使生产可能性曲线外移。学者们关于数字经济的研究，大多从理论层面分析数字经济影响经济增长的路径和作用机制，实证层面的研究则略显不足。既有研究更多从国家层面来研究数字经济对产业结构、实体经济或创业等的影响，鲜有区域层面研究数字经济发展的影响机制和效应，尤其针对西部欠发达地区。基于此，本文通过实证检验分析西部地区数字经济发展对经济增长的影响效应和作用路径，以期能够借助数字经济的发展机遇提高西部地区的经济水平，补充该领域的研究文献。

二、影响机制与研究假设

1.数字经济对经济增长的效应

数字经济发展能够改变传统经济增长范式，通过融合传统产业，推动经济增长。Antonio et al.研究发现信息通信技术方面的进展推动了欧洲发达经济体框架内国家的经济增长〔11〕。当前，我国数字经济在区域之间的发展不平衡问题较突出，东部地区的数字经济发展水平显著高于中西部地区〔12〕。数字金融作为数字经济的主要部分，不仅能够通过降低交易成本和提高金融服务的触达性来增加贷款〔13-14〕，还能够通过缓解流动性约束与便利支付显著促进居民消费〔15〕。王开科等也通过构建数字经济的五部门投入产出模型，发现数字经济能够显著提升我国生产效率，从而促进经济增长〔16〕。据此，提出假设1：

H1：数字经济发展对西部地区经济增长具有促进效应。

2.数字经济影响经济增长的路径

科学技术的进步是保障劳动生产率和经济增长的重要因素。技术进步不仅包括新的生产方法，也包括新的管理形式与生产组织形式〔17〕。技术进步使数字经济具有引领性，并能跨越空间距离障碍，促进各行各业发展〔18〕。数字经济还能够推动技术进步，新技术与市场需求相契合能够打破资源的限制，从而实现经济增长〔19〕。目前我国数字经济发展更多依赖以应用创新为主的市场驱动，技术领域的创新相对匮乏〔20〕。而数字经济有潜力突破关键技术瓶颈，培育新模式新业态以获得竞争主导权〔21〕。

据此，提出假设2：

H2：数字经济发展能够通过技术进步影响经济增长。

3.数字经济对经济增长的影响差异

由于各地区的信息技术水平、劳动力资源与政策制度等存在差异，将引起数字经济对各地区的影响产生差异。从空间布局上看，中部和东部地区的数字经济覆盖程度更广，数字经济的影响表现为“挤出效应”，而西部地区更多表现为“促进效应”〔22〕。而且，现实中金融发展水平较高的城市，数字经济对提升城市创新能力的赋能作用更为明显〔23〕。有学者也发现数字经济对中西部地区经济增长的拉动效应更加显著，且对城市化率较低地区的经济增长所产生的正向作用更大〔24〕。据此，提出假设3：

H3a：在金融发展水平较高的地区，数字经济对经济增长的积极影响更明显。

H3b：在城市化水平较低的地区，数字经济对经济增长的作用更明显。

三、研究设计

1.模型设定

(1)基准模型设定：

lnPGDPit=β0+β1lnDEit+βmXit+μi+εit

(1)

上述公式中，lnPGDP表示经济增长水平；lnDE代表数字经济发展水平；i表示地区；t表示年份；X表示控制变量；μi为个体效应；εit代表干扰项。

(2)中介效应模型设定。为进一步检验数字经济发展是否会通过影响技术进步间接影响经济增长，本文构建中介效应模型如下：

Ait=γ0+γ1lnDEit+γmXit+μi+εit

(2)

lnPGDPit=ω0+ω1lnDEit+ω2Ait+ωmXit+μi+εit

(3)

式(2)、(3)中，A代表技术进步，其他变量的定义与式(1)相同。

2.变量选择及说明

(1)数字经济发展水平的测度。当前，学者们从不同角度衡量数字经济的发展水平。有代表性的是许宪春和张美慧构建的数字经济发展水平的测度框架，将数字化赋权基础设施、数字化媒体、数字化交易以及数字经济交易产品纳入数字经济测度范畴〔25〕，还有学者将互联网发展和数字普惠金融纳入数字经济发展水平测度〔26〕。

参照已有文献，提出以数字化基础设施、数字产业化、产业数字化等五个维度测算数字经济发展水平(表1)，并通过赋权法得到西部各省数字经济发展水平综合指标。为便于后续实证分析，对最终处理的综合指标取对数，记为lnDE。

表1 数字经济发展水平指标体系

(2)区域经济增长水平的测度。根据对已有相关文献的系统梳理总结，使用人均实际GDP的对数值衡量经济增长水平，用lnPGDP表示。

(3)中介变量。在探究数字经济影响西部地区经济增长的路径机制过程中，引入技术进步作为中介变量。技术进步作为根本推动力，为数字经济发展提供保证〔27〕。借鉴王玉燕等使用Solow提出生产函数法的测量思路〔28〕，构建C-D生产函数为：

(4)

对式(4)左右两边取对数，处理后能够估算出α和β(β=1-α)的值，式(4)通过移项进一步可得：

(5)

上式中，Y为地区GDP，使用GDP平减指数折算为2011年不变价(指去除了不同年份的价格浮动因素后的GDP)；K为资本投入，用固定资产投资来表示，用构造的平减指数折算为2011年不变价；L用各省从业人员总数衡量。

(4)控制变量。除数字经济发展外，经济增长还会受到其他因素的干扰。为了避免其他因素对lnPGDP带来的影响，根据现有文献的研究结果，选取外商直接投资(FDI)、创新能力(INO)、政府干预(GI)、金融化水平(FD)、城市化水平(UR)以及产业结构(IS)作为控制变量，相应指标计算方法见表2。

表2 控制变量及指标说明

3.数据来源与描述统计

由于数据的可得性，未将西藏和新疆纳入研究中，以西部地区其余10个省(自治区、直辖市)作为研究对象(1)包括：陕西省、四川省、云南省、贵州省、广西壮族自治区、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区、重庆市以及内蒙古自治区。。数据主要来自相关年度《中国互联网发展报告》《中国统计年鉴》《数字普惠金融指数》(2)由北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团联合发布。以及EPS平台等相关数据库。文中涉及变量及描述性统计结果见表3。结果显示，数字经济发展水平(lnDE)、经济增长水平(lnPGDP)与金融发展水平(FD)的标准差较大，分别为0.66、0.352、0.39，表明数值波动较为明显，区域之间存在较明显的差异。

表3 描述性分析

4.内生性处理与工具变量

数字经济的发展一定程度上也会受到经济增长水平的影响，两者之间可能存在内生性问题。本文将采用工具变量法来解决这一问题，借鉴黄群慧等选择历史固定电话数与邮局数作为工具变量的研究思路〔29〕，以实施西部大开发战略的年份为基准，选择2000年西部地区各省的每百人拥有的固定电话数(IV1)与人均邮电业务量(IV2)为工具变量。由于这一历史数据为截面数据，通过依次与各省年份互联网普及率相乘进行交互处理形成面板数据。

四、实证检验及结果分析

1.基准回归分析

基准模型中，本文采用不同计量方法估算数字经济对经济增长的影响效应。首先运用固定效应模型、OLS回归和分位数回归考察数字经济发展与西部地区经济增长之间的关系，回归结果见表4。结果均表明：数字经济发展显著促进了西部地区经济增长，H1得以验证。列(4)至列(6)为25%、50%、75%三个分位点上的回归结果，展示出数字经济在不同分位点上促进西部地区经济增长的影响效应。结果显示数字经济在任一分位点上对经济增长的影响都是正向显著的，也说明数字经济对西部地区经济增长存在显著推动作用，进一步证实了H1。但是随着分位点的提高，lnDE的回归系数逐渐下降，从25%分位点的0.202下降到75%分位点的0.120，表明数字经济发展带来的增长效应与分位点呈负相关。换言之，数字经济产生的增长效应在不同区域之间确实存在差异性。比较而言，数字经济为经济发展水平较低地区带来的增长效应比经济发展水平较高的省份更大。

表4 基准回归结果

在控制变量方面，GI、UR在三个分位点上显著促进西部地区经济增长水平的提高，这说明政府的财政支出对西部地区的资源配置优化作用显著。同时由于城市化水平提升引起的劳动力流动，能够促进经济增长；FD、IS则会显著阻碍经济增长，可能是由于近几年第三产业占比逐步增大，导致产业结构过度服务化，挤压实体经济增长；而FDI只在25%分位点上显著，这可能缘于西部地区的外商直接投资很小，因此对经济增长的影响较小，从而造成其估计系数不显著的现象；INO则在50%分位点显著，在25%和75%分位点以及固定效应上均不显著。

2.中介效应检验

以技术进步作为中介变量进行Sobel检验，结果如表5所示。数字经济影响西部地区经济增长过程中，Sobel检验中的Z统计量为2.225，大于5%显著性水平上的临界值，同时P值为0.026，小于0.05，说明技术进步在数字经济促进经济增长的过程中存在中介效应。表5中，直接效应为0.244，间接效应为0.054，从而总效应为0.298，计算得出中介效应在总效应中的占比为18.04%。

表5 基于Sobel方法的中介效应

Sobel检验假定a*b服从正态分布，为放宽这种假设，进一步采用Bootstrap法考察数字经济是否能够通过技术进步间接作用经济增长。结果如表6所示，间接效应和直接效应的置信区间均为正，说明技术进步确为数字经济影响经济增长的中介变量，并且结果所得数值与Sobel检验的数值相同。两种检验方法结果均表明存在中介效应，数字经济能够通过技术进步促进经济增长，H2得以验证。

表6 基于Bootstrap方法的中介效应

3.异质性分析

借鉴已有文献，以中位数为参考，将城市化水平和金融化水平分别划分为两组，其中包括高城市化水平(中位数以上)、低城市化水平(中位数以下)以及高金融化水平、低金融化水平，并将西部10省(自治区、直辖市)分组样本分别进行固定效应回归，得到结果如表7。

表7 异质性检验

对城市化率的分组回归结果列(2)、列(3)显示，在西部地区，城市化水平相对较低的如云南、贵州、甘肃，数字经济发展对区域经济增长的影响越大，H3a得以验证，进一步说明数字经济具有普惠共享的特性〔30〕。对金融化率的分组回归结果列(4)、列(5)显示，数字经济发展对金融化水平越高的地区如重庆等产生更大的促进效应，H3b得以验证，说明了构建高水平资本市场对于提升地区经济增长的重要性〔31〕。

4.内生性问题

数字经济发展与经济增长二者可能存在的内生性问题，影响经济增长的变量较多，选择的控制变量难免存在遗漏。借鉴黄群慧等运用工具变量的做法来缓解可能存在的内生性问题〔32〕。表8结果表明，在考虑了内生性之后，数字经济显著促进经济增长的效应仍然成立，回归系数在5%的水平下显著。

表8 工具变量结果

5.稳健性检验

为确保结论的可靠性和准确性，本文采用以下方法进一步检验模型的稳健性：

(1)替换核心解释变量与被解释变量。前文分析所使用的核心解释变量是西部地区10省(自治区、直辖市)数字经济发展水平的对数值(lnDE)，解释变量为人均GDP，下文将之替换为各省数字经济发展水平/100(DE)与实际GDP的对数值(lnGDP)来表示。回归结果显示(表9)，替换变量后，数字经济对经济增长的影响仍显著为正，说明本文上述的实证结果是稳健的。

表9 稳健性检验

(2)替换中介变量。对于技术进步的衡量，除了使用索洛残差法进行间接测算外，还有部分学者采用专利申请量或专利授权量来表征。借鉴白俊红和卞元超的方法，利用发明专利、实用新型专利和外观设计专利三种专利的授权数量，根据专利技术属性，对其分别赋予0.5、0.3和0.2的权重，采用加权平均值作为地区专利授权量〔33〕，并以每万人平均专利授权量来表示技术进步水平(TP)。再次利用Bootstrap法对数字经济、替换的技术进步水平与经济增长三个变量进行中介效应分析，结果显示直接效应与间接效应均存在且显著为正，进一步证明前文的中介效应结果是稳健的，见表10。

表10 基于Bootstrap方法的中介效应

五、研究结论及政策建议

“十四五”时期，稳定经济增长，缓解我国区域发展不平衡，实现经济高质量发展，是宏观经济管理工作的重中之重。本文通过构建回归模型，探究数字经济对经济增长的影响效应，通过Sobel和Bootstrap模型检验“数字经济—技术进步—经济增长”的传导机制，还考察数字经济在不同发展水平下对经济增长的推动作用是否存在异质性。研究结果表明：第一，现阶段数字经济已经成为拉动西部地区经济增长的新载体和新动能，发展数字经济将有助于缩小我国区域之间经济发展的差距；第二，在数字经济影响经济增长的过程中，技术进步作为完全中介变量起作用；第三，在低城市化水平和高金融化水平的省份中，数字经济的促进作用表现得更强。为更好促进西部地区数字经济发展，建议如下：

第一，加快推进新基建，完善新一代数字基础设施建设。西部地区需要加快推进新基建，为数字经济的发展提供支撑条件，并发挥其稳投资、稳增长的功能，培育经济发展的新引擎。一方面，把握新基建发展机遇，将“十四五”规划中提出的系统布局新型基础设施，加快5G、工业互联网等作为重点工作。另一方面，要加快建设高可靠、大容量的大数据中心。借助可再生资源丰富、气候适宜等优势条件，加快成渝、内蒙古、贵州、宁夏、甘肃建设算力网络国家枢纽节点和数据中心集群。

第二，加强数字人才培养，助推数字技术进步。西部地区数字经济具有巨大发展空间，应以建设“东数西算”工程为契机，大力加强数字人才建设。通过完善、优化数字人才政策，吸引数字技术人才。以高层次平台为载体，加快建设高素质、优结构的数字技术人才队伍。加强东西部地区联动，构建东、西部地区数字技术人才交流体系。同时，推进前沿技术在学科教育中的研发与应用，深化政府、高校与企业之间合作，确保数字人才供应链稳定，推动形成产业链、创新链、人才链的统一。

第三，发挥城镇化增长潜力，推进数字金融基础建设。一方面，加强城乡之间互联互通，整合、利用信息资源，引导城市中信息、技术、人才等资源流向乡村。同时，因地制宜，集约化推进西部地区城镇化发展，突出中心城市的带动引领作用，释放数字经济对经济增长的驱动效应。另一方面，建立覆盖欠发达地区的宽带网络等基础性通信设施，建设新一代金融数据中心和金融场景化的创新技术应用，引导金融机构数字化转型，利用数字技术降低人力成本和交易成本，增加金融产品的多样性，满足欠发达地区人民对金融服务的需求。同时，结合自身资源禀赋，利用数字经济普惠共享的特点，抓住高效发展新机遇。