财政投资、5G产业与经济增长

许启凡 邹甘娜 甘行琼

技术革命推动了新兴产业和主导部门的发展，通过产业机制又促进了宏观经济发展。5G不仅促进了通信行业自身创新与进步，而且利用其渗透性深刻影响着其他相关行业，形成具有鲜明智能特色的5G产业，成为现代经济增长的支柱之一。因此，各国政府均高度重视和积极推动5G产业的发展。早在2014年，韩国便确定了围绕5G的未来移动通信产业发展战略；2016年欧盟公布了5G行动计划；2017年美国在《美国国家安全战略》中将5G上升到国家安全的高度；2018年日本出台“后5G”战略，制定5G反超计划。2016年我国公布《“十三五”国家信息化规划》，积极推动5G发展。此后，各地区相关部门多次出台5G产业政策，以实现我国“2G跟随、3G突破、4G同步、5G引领”的宏伟目标。截至2020年6月，各地政府出台的5G相关政策文件已累计超过210个。产业政策有效反映了地方政府对产业的支持力度，且财政支持能够有效引导企业创新发展。地方政府对于5G产业的积极扶持究竟能够在多大程度上助力5G产业发展、促进经济增长呢？

鉴于现有研究较少涉及具有突破性进步的移动通信技术对经济增长的影响，本文从5G出发，构建了财政投资、5G产业与经济增长的理论模型。在此基础上，运用2018—2019年我国260个地级市的数据实证检验了5G产业与经济增长之间的关系以及财政投资在其中所起到的作用。与现有文献相比，本文的贡献主要体现在以下三个方面：第一，从通信技术发展的视角出发，以5G为基础，将5G产业纳入经济增长分析框架之中，丰富了ICT与经济增长关系的文献；第二，现有文献多从企业层面与宏观机制方面探讨ICT与经济增长之间的关系，本文的研究为居民消费这一微观机制提供了经验证据，对于扩大内需、推动国内大循环主体地位的形成具有重要的意义；第三，考察了财政投资对5G产业促进经济增长的效应。

一、理论模型与研究命题

2017年12月，习近平总书记在主持中央政治局第二次集体学习时指出，要构建以数据为关键要素的数字经济。形成具有生产力的数据要素，既要与新一代通信技术5G结合，又要与数据载体相结合。一方面，徐翔、赵墨非认为，只有充分接入网络、供其他部门分析使用的数据才能成为真正意义上的数据生产要素，有效助力生产活动。2019中国（深圳）IT领袖峰会也指出，要发挥数据的生产性作用，必须解决“数据孤岛”的难题，而5G有望缓解这一阻碍。5G作为具有突破性进步的通信技术，能够广泛赋能人工智能、云计算、物联网和移动终端等，充分挖掘和使用数据，为数据生产要素的形成与扩张注入新的动力。另一方面，由于5G主要表现为通信特征，数据要素的形成也需要借助一定的载体和其他新兴技术，进一步与实体经济相对接。数据生产要素对经济增长的贡献已经得到较多学者的认可，本文在此基础上，聚焦数据生产要素的增加过程，集中探讨5G和其他新兴技术扩大数据要素规模并促进经济增长的过程。

本文的理论建模与现有关于信息通信技术、数据和经济增长模型的不同之处在于：一方面，与Jones等、Farboodi等将数据直接作为生产要素纳入生产行为不同，本文关注的是数据生产要素的形成和扩张过程；另一方面，徐翔、赵墨非关注了数据生产要素的形成过程，但是其主要是将数据与信息通信技术进行区别，从微观企业积累的角度探讨。而本文则将数据与5G及其他技术联系起来，分析5G对数据生产要素的扩张及经济增长的作用。同时，还将财政对5G的投资纳入模型之中，分析财政投资在其中的作用。

（一）基本假设

假设一个经济系统主要包括最终产品生产部门、5G中间产品生产部门、其他技术中间产品生产部门、居民部门和政府部门。各部门的行为设定如下：

1.最终产品生产部门

一个竞争性的地区提供数据（D）、资本（K）、劳动（L）、5G中间产品（I）和其他技术中间产品（I）等五种生产要素。基于徐翔和赵墨非、严成樑的研究，本文将数据生产要素纳入最终产品生产。假定最终产出的生产函数为柯布—道格拉斯生产函数：

其中，0<α，β<1。假定最终产出使用的资本和劳动要素不变，∂Y（t）/∂D（t）>0，数据生产要素D（t）的增加对产出具有促进作用。接下来，本文主要刻画数据D（t）的扩张过程。数据D（t）由两类中间产品产出，函数形式为柯布—道格拉斯生产函数：

其中，I为5G中间产品，I为其他技术中间产品，0<ε<1。

2.两类中间产品生产部门

当前，我国5G产品的研发既有企业技术研发的自主性，又有国家政策的大力支持。因此，研发5G中间产品获得的收益现值为：

其中，π（v）是时点v中间产品获得的利润流，P（v）为中间产品的价格，单位产品的边际成本被标准化为1。G（v）是时点v政府对5G产品的研发投资，假定政府每期的研发投资额均等，即G（v）=G。e=［1/（v-t）］t∫r（ω）dω表示时点t和时点v之间的平均利润。

3.居民部门

假设代表性居民的效用函数为：

其中，θ>0。

4.政府部门

（二）均衡分析与研究命题

根据生产利润最大化，得到5G中间产品的需求量I和其他技术中间产品的需求量I分别为：

将（9）式和（10）式分别代入（4）式和（6）式，得到两类中间产品利润最大化问题分别为：

通过建立汉密尔顿函数，得到该问题关于价格的解为：

于是，5G中间产品和其他技术中间产品的利润表达式（4）和（6）可以改写成：

5G中间产品和其他技术中间产品的研发收益现值分别满足贝尔曼方程：

根据（15）—（19）式，得到：

满足市场出清和消费者效用最大化条件下，该经济体存在静态均衡。在平衡增长路径上，经济增长率g与消费增长率g相同。因此，根据式（20）和式（21），得到：

由于在数据扩张过程中，5G是数据生产要素增长的新动力，因而本文进一步进行情景假定，分析不考虑5G时的经济增长率。除数据产出的生产函数设定不同外，其他部门的设定均与前述一致。数据产出主要受到非5G中间产品的影响，生产函数为：

其中，0<ε<1。在这一情景设定下，与前述均衡分析过程相似，当不考虑5G在数据要素产出中的作用时，经济增长率g为：

比较考虑5G的经济增长率（22）式和不考虑5G的经济增长率（24）式可以发现，二者之差为：

此外，对（22）式的经济增长率关于5G中间产品进行求导也可以得到：

命题2：当5G产业研发成本处于上升阶段时，政府财政投资能够通过提高5G企业研发收益率来缓解5G研发成本对经济增长的负面影响，最大限度地发挥5G产业促进经济增长的效用。

二、指标选取与数据说明

（一）指标选取

本文采用我国260个地级市的GDP作为经济增长的衡量指标。在进行稳健性分析时，使用人均GDP作为经济增长的代理指标。

本文的核心解释变量包括5G产业规模和财政对5G产业的投资。

5G产业规模采用各地级市5G产业链所包含的企业数量来衡量。根据《5G产业发展白皮书》，5G产业链可以分为上、中、下游三个环节的产业。其中，上游产业主要包含5G网络建设的基础器件，如光模块、天线和射频等；中游产业为5G网络的主设备以及由电信、移动和联通三大运营商所提供的网络运行、维护服务；下游产业则涵盖了5G网络所有应用场景，具体包括5G智能手机、超高清视频、智能可穿戴设备、智慧林业、智慧工业和智慧城市等。图1（下页）展示了2018—2019年我国东部、东北、中部和西部地区5G产业规模及上、中、下游的具体情况。从时间上看，我国各地区的5G产业规模均有所上升。同时，东部地区的5G产业规模远大于其他地区，这与我国东部地区产业发展环境优异、区域创新能力较强等因素有关。在产业链分布上，不论是东部地区还是东北、中部和西部地区，5G下游企业的数量都远大于上游和中游。上、中游的企业主要属于技术研发型企业，以大型公司为主且进入门槛高，因而数量较少。下游企业主要是针对5G进行适配和应用的企业，反映了5G网络的应用场景，因而数量最多。此外，考虑到市场淘汰机制，为了能在市场竞争中立足，新进入的5G企业须拥有自身的独特性。将5G与不同行业结合，有利于新进企业快速建立自己独特的竞争优势，这使得5G企业数量的增加能够在一定程度上反映市场中5G的发展及其赋能广度的增加。因此，本文使用5G产业链所包括的企业数量来刻画各城市5G产业发展情况。在进行稳健性分析时，使用5G产业链的资产规模和销售规模来衡量5G产业规模。

图1 2018—2019年我国5G产业发展情况

由于当前各地方政府并未公布对5G产业的直接投资额度、补贴额度和税费减免等，因而本文采用国有控股企业对5G产业链企业的投资来度量5G产业的财政投资规模。

内生性分析上，一方面，借鉴Henderson等、范子英等、文雁兵等的研究，使用外生于5G产业规模的夜间灯光亮度作为经济增长的代理指标；另一方面，使用工具变量法解决内生性问题。工具变量为地级市平均地理坡度。5G产业的基础是5G网络，而5G网络建设依赖于5G基站的建立。城市平均地理坡度的增加提升了5G信号基站塔的建设难度，对5G产业的发展具有一定阻碍作用，但城市平均地理坡度与经济增长之间无显著关系。

参考储德银等、王爱俭等的研究，本文还控制了其他相关的经济变量，主要包括：地级市行政区域面积；对外开放程度，具体由进出口总额占GDP比重作为其代理变量；产业结构，采用第二产业产值占GDP比重和第三产业产值占GDP比重刻画；政府干预程度，具体由财政支出占GDP比重作为其代理变量；金融化水平，具体由存贷款余额与GDP比值作为其代理变量；人力资本，具体以地级市在校学生的平均受教育年限作为其代理变量。此外，考虑到5G产业的通信与技术创新特征，为降低可能的遗漏变量导致的估计失真，本文还加入地区创新能力，具体由北京大学国家发展研究院发布的区域创新创业指数来衡量。该指数涵盖了新建企业进入、外来投资笔数、VC/PE投资数目、发明专利授权数目、实用新型专利公开数目、外观专利公开数目和商标授权数目七个子维度，能够比较全面地衡量地区创新发展能力；互联网规模，采用互联网宽带接入数量作为其代理指标；电信业规模，具体由电信业务收入占GDP比重作为其代理变量。

（二）数据来源与说明

本文各地级市5G产业规模原始数据来源于工商局等相关数据平台，并经过手工整理而成；财政对5G产业的投资规模根据原始数据与企查查相关数据匹配得到；地级市夜间灯光亮度数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）；地级市平均坡度数据参考封志明等的方法，利用ArcGIS软件提取得到；其余经济数据主要来源于《中国城市统计年鉴》、各省（市）统计年鉴、各地级市2018年和2019年国民经济和社会发展统计公报等。表1报告了主要变量的描述性统计，表2（下页）为各变量的具体定义。在研究中，本文还对主要指标进行了对数处理，如GDP、5G产业、财政投资、地区创新能力等。

表1 变量描述性统计

三、实证分析

（一）基本回归结果

根据理论模型分析，5G产业能够有效促进经济增长。基于此结论，本文使用样本数据进行实证检验。考虑到本文数据的时间区间为两年，与截面数据的特性较为接近，若是从城市层面进行固定效应分析将产生大量虚拟变量，损失较多信息，严重减少假设检验的自由度，所得到的结论可能出现较大偏差，因此，在进行回归分析时，从省级效应出发，进行了省级固定效应和时间固定效应双向固定效应的检验。具体回归结果如表3所示。其中，列（1）（2）为未进行双向固定效应的结果，列（3）（4）为时间和地区固定效应下的回归结果。列（1）—（4）显示，无论是否加入控制变量、是否考虑双向固定效应，5G产业FG的回归系数均为正，且通过显著性检验。这表明，5G产业发展促进了经济增长，从而验证了理论模型中命题1的结论。在控制相关经济变量的情况下，5G产业对于经济增长的促进作用为0.090，即5G产业规模每增加1%，经济增长0.09%。

（二）稳健性检验

1.变换被解释变量

在基本回归中，本文使用地区生产总值来衡量地区经济发展水平。为进一步验证结论的稳健性，本文还使用地区人均生产总值作为经济增长的代理变量。表4列（1）汇报了相关回归结果。由列（1）可见，在更换经济增长代理指标后，5G产业的回归系数仍然为正，且通过显著性检验，表明5G产业发展有助于促进经济增长。

2.采用不同的解释变量

本文进一步从不同的视角出发，分别采用5G产业链的资产规模和销售规模来衡量5G产业规模，以检验基本结果的稳健性。表4列（2）（3）汇报了相关结果。其中，列（2）为使用5G产业链资产规模作为核心解释变量的回归结果，列（3）为使用5G产业链销售规模作为核心解释变量的回归结果。可以发现，在改变度量方式的情况下，5G产业仍然对经济增长具有明显的促进效应，说明本文结论较为稳健。

表2变量定义

（三）内生性讨论

5G产业在促进经济增长的同时，经济发展水平也可能反作用于5G产业，影响5G产业发展，从而产生互为因果的内生性问题，使得估计结果出现偏差。因此，本文从两个角度出发以试图解决该内生性问题：一方面，本文使用了外生于5G产业发展的夜间灯光亮度数据来衡量经济增长。地区夜间灯光亮度并不会直接作用于5G产业，因而不会产生互为因果的问题，能够在一定程度上帮助我们估计出5G产业对经济增长的净效应。另一方面，本文还以地级市平均坡度作为5G产业的工具变量，使用二阶段最小二乘法进一步解决内生性问题。表5汇报了相关结果。其中，列（1）展示了使用夜间灯光亮度DN作为经济增长代理指标的回归结果。在控制相关经济变量的情况下，5G产业对经济增长的贡献为0.305，且通过显著性检验。列（2）（3）展示了利用地级市平均坡度Slope作为5G产业工具变量的回归结果。列（2）汇报了二阶段最小二乘法的第一阶段回归结果。可以发现，地级市平均坡度Slope的系数为负，表明平均坡度的增加对5G产业发展具有抑制作用。同时，第一阶段回归结果F统计量为62.60，远大于10，综合来看，可以认为不存在弱工具变量的问题。由列（3）可知，在工具变量回归下，5G产业FG对经济增长的效应为0.796，大于基本回归中的系数0.090。这表明，在不考虑5G产业与经济增长之间的双向影响时，容易低估5G产业对经济增长的促进作用。在考虑内生性后，5G产业发展对经济增长仍然具有显著促进作用，这也进一步佐证了本文结论较为稳健。

表3基本回归结果

（四）机制分析

1.5G产业通过消费促进经济增长的机制分析

表4稳健性检验

表5考虑内生性的回归

2.5G产业通过产业结构转型促进经济增长的机制分析

推动产业结构转型升级是促进经济高质量发展的重要途径。既有文献主要从两个维度衡量产业结构升级：一是产业结构合理化，二是产业结构高度化，如干春晖等、甘行琼等。产业结构合理化侧重于衡量经济资源在产业内部及产业之间的合理配置和有效利用；产业结构高度化则重点关注技术进步和技术创新所带来的产业整体素质和效率的提升，表现在不同产业之间的比例关系中二、三产业产值比重的增加。一方面，产业结构升级推动了落后产业转型，提高了各产业对于资源的利用效率，构成经济增长的驱动力；另一方面，产业结构升级促使生产要素从传统低效率生产部门向新兴高效率生产部门流动，提高了社会整体生产率，拉动了经济增长。

表6消费机制的检验

ICT产业为产业结构转型升级注入动力。ICT与传统产业的融合，不仅能够有效促使第一产业向第二、第三产业转移，推动产业之间横向变迁，优化产业结构，而且能够助力第一、第二产业内部的纵深发展。作为新一代ICT产业，5G产业一方面促进了ICT产业自身的进步与扩张，推动其成为产业体系主导部门，加快产业结构高度化进程；另一方面，对于传统ICT产业来说，5G产业又有质的飞跃。传统ICT产业赋能其他产业的广度与深度有限，而5G产业的特点在于万物互联，能够将移动通信技术应用于更多传统ICT无法赋能的产业（如农业、旅游业等），提高各类产业对于生产要素的使用效率，进一步促进产业结构合理化。基于上述分析，5G产业能够推动产业结构转型升级，而产业结构转型升级是经济增长的动力之一。因此，本文利用中介效应模型进一步检验5G产业—产业结构升级—经济增长这一机制。表7（下页）为使用产业结构合理化SR和产业结构高度化SH作为机制变量进行回归分析的结果。

在产业结构合理化方面，表7列（2）显示5G产业的系数为负，且通过显著性检验，表明5G产业对产业结构合理化SR具有促进作用，5G产业规模每增加1%，产业结构合理化指数提高0.148%，这验证了5G产业—产业结构升级这一带动经济增长的子路径；列（3）显示产业结构合理化指标SR回归系数为负，且通过显著性检验，表明产业结构合理化有利于拉动经济增长。对比列（1）与列（3）的5G产业回归系数可以发现，在未加入机制变量产业结构合理化时，5G产业对经济增长的边际效应为0.090；加入产业结构合理化后，5G产业的回归系数减少至0.087。综合来看，这表明存在部分中介效应，验证了5G产业—产业结构升级—经济增长这一机制。

在产业结构高度化方面，表7列（4）显示5G产业对产业结构高度化无显著影响，列（5）显示产业结构高度化对经济增长无显著影响，这表明不存在中介效应，即产业结构高度化不是5G产业促进经济增长的机制。根据温忠麟等的检验方法，我们进一步使用Sobel检验发现，Sobel检验的P值为0.10，十分接近显著性水平的最大临界值，表明Sobel检验显示可能存在中介效应。由于目前学术界对于使用Sobel检验中介效应的结果存在质疑，更倾向于采用Bootstrap法，因本文再次使用Bootstrap法进行检验。表8（下页）汇报了Bootstrap法抽样1 000次的结果。其中，间接效应的置信区间包括0，表明不存在中介效应，与分步回归的结论一致。

表8 Bootstrap抽样检验结果

为什么产业结构高度化不是5G产业促进经济增长的传导机制呢？可能的原因是产业结构高度化的通用评判标准存在一定缺陷，难以有效考察产业结构转型的具体情况。刘伟等也发现了这个问题，并优化了产业结构高度化衡量指标，使其能够反映劳动生产率，但这又与产业结构合理化指标有交叉，并且指标计算结果反映的仍然是第三产业产值的主导性地位对经济增长的作用。干春晖等利用第三产业产值占比作为产业结构高度化的量化指标研究发现，产业结构高度化与经济增长之间的关系表现出较大的不确定性。这给了我们一个启示，即将第三产业产值占比作为产业结构高度化的核心指标容易错误估算产业结构优化情况，难以厘清产业比例关系的变迁是否与地区实际情况和经济发展要求相适应。

（五）5G产业财政投资的调节效应分析

1.调节效应的基本回归结果

根据理论分析得到的研究命题2，5G产业促进经济增长的效应受到财政投资的影响。本文使用调节效应模型，检验财政投资在其中的作用。表9为调节效应的回归结果，FG*Fiscal为调节变量。列（4）的回归结果显示，该调节变量对经济增长具有正向影响，且通过显著性检验。这表明，在控制其他经济变量的情况下，5G产业促进经济增长的效应受到财政投资的正向影响，财政投资每增加1%，这种促进效应提高0.013个单位，验证了命题2。这也从另一个角度证实了当前我国5G产业研发成本正处于上升时期，财政对于5G产业的投资能够有效帮助5G产业链企业降低成本，促进5G产业快速发展，为我国争取国际移动通信领域的话语权作出积极贡献。

2.财政投资调节效应的微观作用机理

根据（31）式，财政投资的调节效应作用机理在于提高5G企业收益率。为了检验此结论，本文将5G企业的利润总额（Profit）和资产收益率（ROA）作为被解释变量、财政对5G企业的投资（Inv）作为解释变量进行实证分析。控制变量方面，由于5G企业大部分属于非上市企业，考虑到企业信息可得性，同时参考范子英等和刘冲等的研究，在企业层面加入企业年龄（Age）和资产负债率（Lev）作为控制变量；在城市层面加入GDP、对外贸易（Trade）、产业结构（Third）和电信业发展水平（Intindex）作为控制变量。其中，利润总额进行了对数化处理，资产收益率由净利润/总资产衡量，资产负债率由负债/资产衡量，对外贸易由进出口总额与GDP比值衡量，产业结构由第三产业与GDP比值衡量，电信业发展水平由电信业务收入与GDP比值衡量。表10（下页）汇报了财政投资与5G企业收益的回归结果。可以发现，不论是否加入地级市层面的控制变量，财政投资对5G企业收益率均有促进作用，且通过显著性检验。其中，列（1）（2）为使用利润总额（Profit）得到的回归结果。根据列（2），在控制相关变量的情况下，财政投资每增加1%，5G企业利润增加0.385%。列（3）（4）为使用资产收益率（ROA）得到的回归结果。根据列（4），在控制相关变量的情况下，财政投资每增加1%，5G企业资产收益率提高0.011个单位。

表7产业结构转型机制的检验

表9财政投资调节效应的回归结果

四、结论与政策建议

经济增长是每一个时代永恒的命题。以5G产业为代表的新一代信息通信技术产业有望为经济体提供新的动力支撑。本文构建了包含财政投资与5G产业在内的内生经济增长模型，利用2018—2019年我国260个地级市的相关数据实证检验了5G产业与经济增长的关系以及财政投资在其中的作用。研究发现，5G产业发展对经济增长具有显著促进作用；5G产业还能够通过释放以移动手机为中心辐射圈的消费活力促进经济增长，推动国内大循环的形成；提高产业结构合理化程度是5G产业拉动经济增长的又一重要机制，而产业结构高度化并无此效应。此外，通过调节效应分析发现，财政投资能够有效助力5G产业促进经济增长。

表10财政投资调节效应的微观作用机制检验

基于上述研究结论，提出如下政策建议：

第一，提高我国技术自主创新能力。在外部不确定性增强的情况下，我国应进一步提高5G产业自主研发水平，减少对于国外技术的依赖，加快推进技术核心零部件国产化。其一，加快各地区新兴产业园区建设，为5G等高新技术产业发展提供更加便捷的基础设施，促进技术共享，推进5G建设进程。其二，注重5G产业上、中、下游的协调发展，激发上游企业技术研发的积极性，稳定下游企业应用场景建设的预期与信心，促进终端规模的扩张。同时，还要充分发挥5G中游产业在畅通5G产业链中的重要地位，培育好5G网络运营商的中介角色，加快5G全面商用。其三，坚持企业主体地位，培育5G产业链龙头企业，发挥领军企业的牵引作用，通过技术指导、生产零部件外包等形式带动我国中小型5G企业发展。

第二，加大财政对5G产业的支持力度。在5G产业发展初期，政府应加大对5G产业的研发支持，通过国有资产直接注资、给予税收优惠等多种支持措施，降低5G产业成本，激发5G产业活力。同时，财政对于5G产业的投资还应兼顾其整体发展水平和上、中、下游产业之间的平衡发展，制定差异化投资策略。

第三，精确定位市场需求。当前，我国消费潜力巨大。在促进内需、释放消费潜力方面，建议5G产业链相关企业以提供高品质科技产品为中心，改进现有4G智能手机、研发5G手机和智能可穿戴设备等，同时利用5G开发个性化智能应用，满足人们的高品质生产、生活需求。

第四，各行业应当积极利用5G推动产业结构转型升级。一方面，传统产业应注重利用5G改良生产方式，如医疗行业、零售行业、制造业等，形成智慧医疗、5G+汽车、工业互联网等；另一方面，要加快推进5G与人工智能、大数据分析、云计算等新兴技术的融合，促进生产力发展。Reform