网络基础设施建设与城市创新——基于“宽带中国”试点政策的准自然实验

范红忠 范乐怡 宋颜希

一 引 言

党的十九大报告明确提出“发展数字经济，建设网络强国，促进实体经济转型升级”。党的十九届五中全会进一步指出“推动数字经济和实体经济深度融合”。近年来，大数据技术和数字经济的迅速发展对经济和社会产生了深远的影响。2020年爆发的新冠肺炎疫情极大地冲击了全球经济的正常运行，数字经济在严峻经济形势下充分发挥维护经济和社会秩序的重要作用。中国信通院最新统计数据显示，数字经济对经济的贡献度在持续上升，2020年全球GDP同比下降4.4%左右，而数字经济实现0.5%左右的逆势增长，2020年中国数字经济规模达到39.2万亿元，同比增长9.7%，大幅高于GDP的增速；从比重看，2020年数字经济占GDP的比重较2019年的占比提升了2.4个百分点，达到38.6%。网络信息技术和网络基础设施作为数字经济深层次发展的支撑，必将在新一轮的科技和产业变革中承担重要的推动角色，催化经济结构的进一步转型和升级(徐翔和赵墨非，2020)[1]。从全球范围看，多个经济体敏锐意识到网络发展需要从国家层面进行顶层设计，并已迅速制定发展计划以求在新时期抢占科技制高点。在网络基础设施方面，中国经过多年发展实现了服务质量和应用水平的优化，在宽带产业支撑能力上也有所提升，但受限于经济发展、教育和社会整体信息化水平，仍存在区域和城乡发展不平衡等问题，具有较大发展空间(杜振华，2015)[2]。

纵观现有研究，主要有三类文献紧密围绕网络基础设施建设的创新驱动效应展开研究。第一类文献围绕互联网发展所带来的社会经济变革展开广泛探讨。随着互联网渗透率的不断提高，互联网发展带动社会生活和经济生产的发展，对经济增长(李晓钟和王欢，2020)[3]、国际贸易(沈国兵和袁征宇，2020)[4]和全要素生产率(郭家堂和骆品亮，2016)[5]等方面有着积极影响，为释放经济活力和驱动创新发展提供新动能。第二类文献主要围绕互联网在宏观和微观层面的创新驱动效应展开探索。部分文献从宏观层面探讨互联网对创新的影响，张旭亮等(2017)[6]指出地区互联网发展水平对区域创新产出具有直接作用，并且对邻近区域存在空间溢出效应。韩先锋等(2019)[7]进一步研究表明，产业的升级、人力资本的加速积累和金融业的发展都能间接促进互联网对区域创新效率的提升作用。另有文献从企业层面探讨互联网对创新的影响，Glavas和Mathews(2014)[8]的研究表明，企业的创新性和主动性均受到互联网发展的正向影响。杨德明和刘泳文(2018)[9]在实证研究中显示，互联网的持续作用将激励企业加大创新投入，进一步提升企业创新能力。第三类文献是评估“宽带中国”战略的政策效果。现有研究认为该战略的实施对技术扩散(薛成等，2020)[10]、全要素生产率增长(刘传明和马青山，2020)[11]、产业结构升级(马青山等，2021)[12]和劳动力就业(夏海波等，2021)[13]等具有显著的正向作用。上述研究为本文探讨“宽带中国”试点政策与城市创新水平的关系提供了一定文献支撑。网络基础设施建设是否能够推动城市创新，进而成为中国经济高质量的新动能和疫情后经济复苏的强劲驱动力？如果这一促进作用成立，那么其作用机制是怎样的？这一作用表现出何种异质性特征？目前，能为上述问题提供直接经验证据的研究鲜少。

本文和现有文献相比，可能的边际贡献主要有：(1)区别于关注传统基础设施对创新影响的研究(王春杨等，2020[14]；何凌云和陶东杰，2020[15])，本文基于新型基础设施(网络基础设施)建设视角，探讨互联网与城市创新水平的关系。(2)现有研究在互联网指标的衡量上依赖于传统互联网技术指标，如互联网普及率、互联网规模、互联网相关产出、企业网址邮箱或IT员工占比等(郭家堂和骆品亮，2016[5]；黄群慧等，2019[16]；沈国兵和袁征宇，2020[4])，使用这些指标进行研究难免存在一定的内生性问题，本文以“宽带中国”试点作为准自然实验，运用渐进双重差分模型进行实证检验，有效缓解了实证策略可能存在的内生性问题。(3)本文试图从信息化水平、数字金融和劳动力错配三个角度识别网络基础设施影响城市创新的机制，并讨论这一影响可能存在的异质性特征，为深刻认识网络基础设施的城市创新效应提供一定经验证据。

二 政策背景及研究假设

(一)政策背景

加速宽带网络发展已被纳入全球多个国家的优先战略部署领域，目的在于通过推动宽带网络发展紧随全球新一轮信息化发展的步伐，助力信息化全面引领创新，重构国家核心竞争力。国家层面的政策引领对宽带发展具有重要指导作用，联合国在全球宽带发展目标中提出，每个国家都应设有宽带战略或计划，美欧亚非各国积极响应，如美国投入72亿美元设立宽带发展基金并希望以此实现经济振兴、“欧盟2020战略”中包含宽带发展这一重要环节、日本的IT战略要求每年审查宽带政策优先事项、南非拟投入超6000万美元支持农村地区获得通信服务和技术。据国际电信联盟研究，宽带基础设施部署的目标被包含于全球88%的宽带战略或计划中，固定宽带和移动宽带普及率在各国相应战略的引导下得到显著提高。

在此背景下，中国工信部和国家发改委分别于2014年、2015年和2016年分三批公告了117个“宽带中国”示范城市(城市群)，旨在于2013—2020年重点围绕宽带网络接入速度的提升、覆盖范围的扩大和应用的普及推广等方面，推进落实创建工作。经历了全面提速、推广普及和优化升级三个发展阶段后，我国“宽带中国”战略落实情况良好。根据工信部的调查数据，试点城市20M以上带宽接入能力和固定宽带普及率分别高出全国平均水平29.6%和25.8%，截至2020年底，宽带用户规模显著扩大，由2013年的2.1亿户到上升至4.84亿户，宽带普及水平显著提升，固定宽带家庭普及率由2013年的40%提高至96%，均超出战略预期发展目标；同时，宽带网络能力实现跨越式发展，光纤网络全面覆盖城乡，4G基站规模达575万个，5G网络也已实现重点城市覆盖；宽带信息应用大幅提升，电子商务交易额达37.21万亿元，为2013年的3.7倍，一些新兴业态如软件外包、云计算和物联网等也发展迅速。伴随着“中国制造2025”“网络强国”“双千兆”等国家战略和行动计划的推进，城市对网络基础设施建设与应用等将会提出更高的要求。

(二)机制分析

重新整合现存碎片知识是创新的一项重要来源(Arthur，2007)[17]，得益于信息技术的发展和广泛应用，规范化和标准化的显性知识可通过编码化在较大空间范围内传播，非正式的、难以用语言和文字等进行规范化表达的隐性知识则由于信息交流渠道的便利化而扩大溢出，进而促进集成创新溢出(Varian，2010)[18]。城市在入选“宽带中国”试点后致力于提升宽带普及水平和宽带网络能力，并着力提高宽带信息应用以服务经济社会的发展，直接引致试点城市相较于非试点城市的信息化水平有了显著的提高。一方面，信息流动是知识传递的关键(赵勇和白永秀，2009)[19]，信息化水平的提高使各部门间经济活动的边界性减弱，信息获取成本降低，知识传播力加强，进而提升创新资源的配置效率(罗能生和张雅莉，2017)[20]。另一方面，网络基础设施建设使宽带应用水平大幅提升，移动互联网广泛渗透，创新主体之间进行沟通的成本降低且突破时空限制，同外界交换想法的效率提高，创新性思维的碰撞增加，进一步促进创新水平的提高(沈国兵和袁征宇，2020)[4]。综上所述，网络基础设施建设引致的信息化水平提高，有效降低了创新活动中的信息获取成本和沟通成本，从而促进创新水平的提高。基于上述分析，本文提出假设1。

假设1：网络基础设施建设通过提高信息化水平促进城市创新水平的提升。

创新活动收益不确定性较大，仅依靠内源性融资难以满足创新主体在整个创新过程中尤其是前期巨大的资金需求(张杰等，2012)[21]，因此需要外源性融资作为资金缺口的补充。然而，传统金融市场中的信息不对称和逆向选择问题制约了创新主体的外部融资行为(赵晓鸽等，2021)[22]。较为落后地区长期以来面临着传统金融服务供给不足的困境，而大数据、云计算以及移动互联网等技术应用增加了数字金融普惠性的广度和深度，实现金融服务的广泛覆盖。互联网是数字金融服务的主要支撑，数字金融服务质量和服务覆盖范围的有效提高，离不开网络基础设施升级对网络性能的改善。一方面，数字普惠金融拓宽中小微企业的融资渠道，有效地解决了企业“融资贵与融资难”的问题，缓解由融资约束问题带来的对该类创新主体创新活动的抑制(周振江等，2021)[23]。另一方面，依托于信息技术的数字金融能够低成本高效率地处理数据，缓解金融要素市场中信息不对称问题，并通过促进金融创新和助力虚拟经济发展，作为影子银行对实体经济和创新主体提供切实支持，进而增加创新活动发生的可能性(郑万腾，2021)[24]。此外，数字金融的发展有助于提升金融系统的基本服务功能，着眼于长期，更是有利于社会资金配置效率的提高(黄群慧等，2019)[16]，激发创新主体的活力。综上所述，网络基础设施建设推动数字金融的发展，通过提高金融服务的可获得性和便利性，缓解了创新主体的融资约束问题，从而促进城市创新水平的提高。基于上述分析，本文提出假设2。

假设2：网络基础设施建设通过促进数字金融的发展推动城市创新水平的提升。

人力资本作为研发环节重要的投入要素之一，其合理有效的配置对创新具有驱动作用(李静等，2017)[25]。然而，劳动力市场中存在的信息不对称问题，导致劳动力与创新主体之间的配置不相适宜，劳动力错配主要体现在两个方面：一方面，劳动力市场的信息不对称使求职者难以全面获得匹配自身需求的就业信息，进而抑制创新人才的就业选择；另一方面，创新主体尤其是知识技术密集型的高技术创新主体对高素质人力资本的需求无法得到充分满足时，将致使其创新效率和质量的低下(李拓晨等，2021)[26]。网络基础设施建设带来的高效信息共享与互联在一定程度上克服了信息传递所需的空间距离和时间成本，降低劳动力供需双方在劳动力市场上花费的搜寻成本，进而加强劳动力市场的流动性(Kuhn和Skuterud，2004)[27]。缓解劳动力市场存在的信息不对称问题，一方面能够提高创新人才的就业率和寻求工作的效率，另一方面能够填补创新主体对创新人才的需求缺口，进而促进创新水平的提高。综上所述，网络基础设施建设通过促进劳动力市场的信息流动，同时从供需两侧缓解了劳动力错配，进一步推动城市创新。基于上述分析，本文提出假设3。

假设3：网络基础设施建设通过缓解劳动力错配促进城市创新水平的提高。

三 研究设计

(一)模型设定

由于“宽带中国”示范城市在推进过程中分批次逐步设立，故本文采取的是政策时点不一致的渐进DID方法而非传统的DID方法，分别以试点的相应年份设立政策发生的时点。为避免估计结果被高估，本文将方案中城市群和仅以区县为试点的样本从处理组中删除，再利用双重差分法实证检验“宽带中国”试点政策与城市创新水平的关系。构建的基准渐进DID模型如下：

Lninnoit=α0+α1Treatit×Postit+∑γjXit+μi+υt+λit

(1)

式(1)中，Lninnoit表示i城市在t年的创新水平；Treatit×Postit(DID)表示“宽带中国”试点政策，视为网络基础设施建设的代理变量，其系数反映网络基础设施建设对城市创新水平的影响；Xit表示对城市创新有影响的控制变量集合，μi为个体固定效应，υt为时间固定效应，λit为随机扰动项。

(二)变量说明

1.被解释变量。本文被解释变量为城市创新(Lninno)，目前相关研究中虽已广泛使用专利数据衡量创新，但由于不同行业的专利数据缺乏横向可比性，专利数量并不能真实反映其社会经济价值，仅用专利数据衡量城市创新水平有失偏颇。有鉴于此，本文采用《中国城市和产业创新力报告》中测算的城市创新指数作为城市创新水平的衡量指标，并取对数处理。该报告测算的指数包含多个层面的技术创新能力，在宏观层面涵盖了国家、中观层面涵盖了城市和产业、微观层面涵盖了企业，通过将重新估算后的专利价值在城市层面加总以得到城市创新指数，有效解决了专利质量异质性问题。

2.解释变量。本文的解释变量为“宽带中国”试点政策虚拟变量(DID)，将“宽带中国”试点政策视为准自然实验，作为网络基础设施建设的代理变量，Treat为是否为试点城市的虚拟变量，将试点城市设置为1，反之则设置为0；Post为政策是否实施的虚拟变量，即政策实施当年及以后设置为1，政策实施以前设置为0。其中，试点城市的确定依据为工信部网站公告的三批试点名单。

3.控制变量。参考相关研究(王春杨等，2020[14]；王峤等，2021[28])，本文也对多个城市层面的特征变量进行控制。具体包括：(1)经济发展(Lngdp)，经济发展水平越高的城市越具有创新所需要的资源禀赋，且创新活动更多地发生在经济发展水平更高的城市，采用GDP取对数后的值进行衡量；(2)产业结构(Ind)，第三产业知识密集度较高，创新活动更为活跃，采用第三产业增加值占GDP的比重衡量；(3)政府支持(Gov)，政府在科教方面的支出可以为创新提供制度和教育的支撑，在一定程度上对创新主体产生激励作用，采用科教支出占财政支出的比重衡量；(4)人力资本(Labor)，新技术的研发创新和应用实现都需要人才驱动，创新人才之间的思想互动和知识溢出将促进创新的产生，采用普通高校在校学生人数占总人口比重衡量；(5)基础设施建设(Facility)，基础设施影响着创新资源要素的流动，采用人均道路面积衡量；(6)对外开放(Open)，外商投资是技术引进的重要渠道，但带来的竞争和挤压效应也可能抑制本土创新能力的提升，采用外商直接投资占GDP比重衡量。

本文研究样本为2005—2018年中国282个地级市的平衡面板数据，共计3948个观测值，城市创新指数取自复旦大学产业发展研究中心研制的《中国城市和产业创新力报告》，其余城市特征变量数据来源于历年《中国城市统计年鉴》。表1为主要变量的描述性统计结果。

表1 模型主要变量的描述性统计结果

四 实证分析

(一)基准回归结果

表2报告了网络基础设施建设对城市创新影响的基准回归结果。列(1)只有“是否实施‘宽带中国’试点政策”的虚拟变量。列(2)在前一列的基础上加入城市层面的经济发展水平和产业结构等影响城市创新水平的控制变量，结果显示回归系数α1显著为正。列(3)和列(4)分别加入城市固定效应和时间固定效应，列(5)进一步增加为双向固定效应。五个模型的回归结果基本一致，且回归系数α1均显著为正，一定程度上说明基准回归结果具有稳健性。上述实证结果表明，“宽带中国”试点政策显著促进城市创新水平的提高，符合本文预期。以列(5)结果为主进行分析，DID系数为0.275，在1%的置信水平下显著，系数大小表明“宽带中国”试点城市创新水平相较于非试点城市高出27.5%，由此可见“宽带中国”试点政策对城市创新有着较为显著的促进作用。此外，模型中控制变量经济发展(Lngdp)、产业结构(Ind)、政府支持(Gov)、人力资本(Labor)与城市创新之间为显著正相关关系，对外开放(Open)与城市创新之间则表现为显著负相关关系，这与目前中国仍然处于全球价值链低端的现状有关，主要以代加工的方式切入全球价值链导致创新仅停留在工艺和产品方面，抑制了创新水平的跃迁。以上结果与已有研究结论相吻合，说明本文模型设置是合理的。

表2 “宽带中国”试点对城市创新影响的基准回归结果

(续上表)

(二)PSM-DID结果

“宽带中国”试点城市与非试点城市间可能存在一定的系统性差异，为了解决处理组样本和控制组样本可能存在的自选择问题，使处理组得以匹配到更合适的控制组样本，本文运用倾向得分匹配法(Propensity Score Matching)处理样本，检验基准回归模型的稳健性。为保证估计结果尽可能稳健，本文分别利用近邻匹配和核匹配两种方法为处理组城市筛选出配对城市。在进行PSM-DID估计前，利用标准化偏差进行平衡性假设检验，旨在对各控制变量的误差削减情况进行观察。表3为1：4近邻匹配的平衡检验结果，匹配后的标准偏差值越小，说明处理组与控制组协变量差异越小，匹配质量越好。由表3结果可知，匹配后各协变量的标准偏误均在10%以下，低于Rosenbaum和Rubin(1985)[29]给出标准偏差值小于20%的衡量标准，且t检验结果表明，处理组与控制组无系统差异这一原假设不能拒绝。

表3 平衡性假设检验(1)表3报告结果为近邻匹配1：4的平衡性假设检验结果，其他匹配的效果差别较小，限于篇幅省略，作者备索。

(续上表)

表4列(1)—列(5)依次报告了PSM-DID匹配中的近邻匹配1：4、近邻匹配1：3、近邻匹配1：2、近邻匹配1：1和核匹配后使用DID估计的结果。从结果中看出，在样本选择偏差通过倾向得分匹配法消除后，DID系数在1%、5%的水平下显著为正。PSM-DID估计结果与前文DID估计结论无明显差异，进一步表明本文实证结论是稳健的，网络基础设施建设促进了城市创新水平的提高。

表4 PSM-DID估计结果

(三)稳健性检验

1.动态效应检验

本文采用双重差分方法进行分析的一个重要前提假设是“宽带中国”试点城市和非试点城市满足平行趋势假设，即如果不存在“宽带中国”试点政策的冲击，那么处理组和控制组在该政策实施之前具有相同的发展趋势。如果二者之间的创新水平发展趋势在试点政策前就存在系统性差异，则必然会对本文结论产生影响。因此，本文采用事件研究法进行平行趋势检验，参考刘传明和马青山(2020)[11]、Beck et al.(2010)[30]的做法，构建如下动态效应模型：

(2)

模型中pre表示城市在入选“宽带中国”政策试点前τ年取1，否则取0；current表示城市在入选“宽带中国”政策试点当年取1，否则取0；after表示城市在入选“宽带中国”政策试点后η年取1，否则取0。如果回归系数θτ没有通过显著性检验，说明“宽带中国”政策实施前处理组与控制组城市创新水平的增长没有系统性差异，满足平行趋势假设。θη反映政策效果的动态效应，其余符号含义与基准回归模型相同。图1为系数的估计结果，在政策实施年份前，网络基础设施建设对城市创新水平的影响并不显著，即在没有改变网络基础设施的条件下，处理组与控制组间的创新水平差异并不会随着时间推移发生显著变化，平行趋势假设成立。在政策实施1年以后，估计系数显著为正，表明网络基础设施建设虽然对城市创新水平促进作用存在一定的滞后性，但有着持续的正向影响。

图1 平行趋势检验

2.安慰剂检验

城市创新水平的差异也可能是受到某些和“宽带中国”无关的其他政策或随机因素的影响，从而导致估计存在偏误。本文对所有城市对应的虚拟变量Treat×Post的取值进行随机改变，同时保证数据分布不改变，以此构建虚假处理组和控制组，并基于基准回归模型进行1000次的模拟回归，观察系数均值是否接近0。如果回归系数均值显著为正，则说明城市创新水平的提升是由网络基础设施建设引起的这一结论并不可靠，意味着基准回归模型中可能遗漏了某些会对城市创新水平产生影响的因素；如果系数均值接近0，则说明城市创新受随机因素的影响不显著，由此反证得到网络基础设施建设对城市创新水平的促进作用显著。图2报告了1000次抽样回归系数的核密度图，随机处理后的回归系数均值为0.014，较之于基准回归结果十分接近0，标准差为0.072，表明城市创新受未观测因素的影响几乎可忽略，进一步说明“宽带中国”政策的施行地点以及执行时间对估计结果有重要影响，验证了网络基础设施建设对城市创新水平具有提升作用这一估计结果是稳健的。

图2 安慰剂检验

3.其他稳健性检验

(1)工具变量法。由于政策试点的选择并不完全随机，所以“宽带中国”仅能被视为一项准自然实验，为解决可能存在的双向因果和遗漏变量问题，本文使用工具变量法来缓解内生性问题。由于网络基础设施建设水平受城市宽带接入能力和互联网普及率等因素的影响，参考黄群慧等(2019)[16]的做法，选用历史上各城市1984年每百人固定电话数量(城市统计年鉴公布的最早年份)作为工具变量。一方面，宽带网络是传统通信技术不断发展的产物，某地网络技术应用水平会在使用习惯和技术水平等方面受到其历史电信基础设施的影响，即历史上固定电话普及率较高的城市也更可能是网络普及率较高的城市，满足工具变量的相关性条件。另一方面，在信息技术飞速发展和变革过程中，固定电话等传统电信工具对城市创新水平的影响逐渐式微，满足工具变量的排他性要求。截面形式的工具变量原始数据不能直接用于面板固定效应的计量分析，为此，借鉴Nuun和Qian(2014)[31]的做法，以各城市1984年每百人固定电话数量和时间趋势项交乘，作为“宽带中国”的工具变量。表5列(1)报告了二阶段最小二乘法(2SLS)第一阶段的估计结果，可以发现IV的系数在1%水平下显著为正，表明历史上固定电话普及率较高的城市更有可能成为“宽带中国”试点城市，验证了本文工具变量的相关性。列(2)二阶段最小二乘法第二阶段的估计结果表明，“宽带中国”试点政策的估计系数在1%水平下显著为正，对城市创新水平的促进作用仍然成立。Kleibergen-Paap rk LM统计量为32.962，拒绝了工具变量不可识别的原假设，Kleibergen-Paap rk Wald F统计量为38.76，拒绝是弱工具变量的原假设，上述检验结果表明本文工具变量选取的合理性。

(2)连续型变量的证据。考虑到“宽带中国”试点在各个城市的落实情况存在一定差距，为验证网络基础设施建设对城市创新水平影响的稳健性，将各城市4G基站数量作为网络基础设施建设的代理变量以提供连续型变量估计的证据，移动通信基站是网络基础设施建设的重要内容，与“宽带中国”试点政策的实践内容存在高度一致性。考虑到工信部于2013年底正式向各大运营商颁布4G牌照，参考孙伟增和郭冬梅(2021)[32]的研究，搜集整理2014—2018年各城市的4G基站数量，并取对数值以测度各城市的网络基础设施水平。表5列(3)为以4G基站数量作为解释变量的回归结果，其估计系数在1%水平下显著，进一步证明网络基础设施建设对城市创新水平的促进作用。

(3)广义精确匹配方法。为得到更为稳健的估计结果，本文使用广义精确匹配估计来进行稳健性检验。该方法一定程度上放松了PSM匹配的假设，进行匹配时不需要不同组数据满足共同支撑假设，而是依据原始数据的经验分布即可，从而反映政策评估效果的真实情况，得到更稳健的估计。表5列(4)为CEM-DID检验结果，结果显示在放松对PSM匹配的假设后，“宽带中国”试点政策仍然显著提升城市创新水平。

(4)延长政策估计的时间区间。考虑到“宽带中国”试点政策实施效果可能存在一定的时滞性，且首批“宽带中国”试点城市在样本期内连续参与“宽带中国”试点政策4年，有利于政策试点效果的充分展现，故本文仅将2014年试点城市作为处理组，剔除掉2015年和2016年新增的试点，将渐进DID简化为传统DID进行稳健性检验。表5列(5)为仅考虑2014年试点城市的估计结果，结果显示在延长政策估计的时间区间后，“宽带中国”试点政策仍然提升城市创新水平。

表5 稳健性检验结果

(5)排除同期其他政策的干扰。考虑到在“宽带中国”试点政策期间内，政府还出台了一些其他可能会影响到城市创新水平的政策，因此在回归中对它们进行控制以考察政策效应估计是否会受到这些政策的影响。本文考察城市是否开通高铁、是否入选智慧城市和是否入选创新型城市的影响。现有研究认为，高铁开通可以引发人力资本的跨区迁移，通过改变和优化人力资本的空间分布进而重塑区域创新空间结构，从而提升沿线城市的创新水平(王春杨等，2020)[14]。城市产业结构可能会受智慧城市建设的影响而得到优化，同时受到积极影响的还有融资效率和信息化水平(何凌云和马青山，2021)[33]。创新型城市试点能够通过加强政府战略引领、促进人才集聚、激励企业投资和优化创新环境对城市创新产生积极影响(李政和杨思莹，2019)[34]。表5列(6)—列(8)分别为剔除高铁建设、智慧城市建设和创新型城市建设对城市创新水平影响后的估计结果，结果显示“宽带中国”试点政策对城市创新水平仍具有显著促进作用，本文基准回归结果的稳健性得到验证。

(四)机制检验结果

结合前文的实证分析和第二部分的理论分析，本文对网络基础设施建设通过提高信息化水平、促进数字金融发展和缓解劳动力错配以提升城市创新水平的机制进行检验，模型设定如下：

Mit=α0+α1Treatit×Postit+∑YjXit+μi+υt+λit

(3)

Lninnoit=β0+β1Treatit×Postit+β2Mit+∑YjXit+μi+υt+λit

(4)

其中，M为机制变量，其余符号与基准回归模型类似，三大机制变量分别是：信息化水平(inf)参考黄群慧等(2019)[16]的做法，采用信息化综合指数来度量，具体而言，选用每百人互联网用户数、IT从业人员占比、人均电信业务总量和每百人移动电话数这四个指标，再通过主成分分析降维得到综合指数；数字金融发展水平(dfi)用北大数字金融中心发布的数字普惠金融指数(郭峰等，2020)[35]来衡量，受限于数字普惠金融指数数据的可得性，此部分样本从2011年开始；劳动力错配程度(abstaul)采用要素价格绝对扭曲系数的倒数减1来衡量，详细测算方法参考白俊红和刘宇英(2018)[36]的研究。

表6列(1)和列(2)是信息化机制的检验结果，政策变量对信息化水平的影响显著为正，说明网络基础设施建设提高了城市的信息化水平，将政策变量和信息化水平纳入回归模型后，两者系数均显著为正，同时政策变量估计系数较基准回归系数出现明显下降，从0.275下降至0.239，说明网络基础设施建设通过提升信息化水平进而促进了城市创新。进一步地，本文计算得到信息化机制占总效应的比重为13.07%，Sobel检验Z值为6.201，在1%水平下显著，模型检验结果验证了提高信息化水平的作用机制，即假设1得到验证。表6列(3)和列(4)是数字金融机制的检验结果，政策变量对数字金融发展水平的影响显著为正，说明网络基础设施建设提高了城市的数字金融发展水平，将政策变量和数字金融发展水平纳入回归模型后，两者系数均显著为正，同时政策变量估计系数较基准回归系数出现明显下降，从0.275下降至0.108，说明网络基础设施建设通过提升数字金融发展水平进而促进了城市创新。进一步地，本文计算得到数字金融机制占总效应的比重为5.81%，Sobel检验Z值为2.767，在1%水平下显著，模型检验结果验证了促进数字金融发展的作用机制，即假设2得到验证。表6列(5)和列(6)是劳动力错配机制的检验结果，政策变量对劳动力错配水平的影响显著为负，这表明网络基础设施建设缓解了城市的劳动力错配，将政策变量和劳动力错配纳入回归模型后，两者系数均显著为正，同时政策变量估计系数较基准回归系数出现下降，从0.275下降至0.263，说明网络基础设施建设通过缓解劳动力错配进而促进了城市创新。进一步地，本文计算得到劳动力错配机制占总效应的比重为4.24%，Sobel检验Z值为3.523，在1%水平下显著，模型检验结果验证了缓解劳动力错配的作用机制，即假设3得到验证。

表6 机制检验结果

五 异质性分析

(一)创新水平异质性

经济发达和科教资源丰富的城市可能具备更高的创新水平，其科技创新相较于一般城市处于中期阶段甚至是成熟阶段(李政和杨思莹，2019)[34]。在数字经济时代，网络外部性的存在使得网络基础设施的发展不仅提高各部门自身的效率，而且逐渐弱化各部门间创新活动的边界性，致使信息获取成本下降，进而吸引越来越多的个体参与到创新活动中，真正形成万众创新的良好环境。伴随着网络基础设施与经济活动交互作用的不断深化，对城市创新的积极影响也可能表现出边际递增的特征。为了考察在不同创新水平下，网络基础设施的边际影响是否存在显著的结构性变化，本文参考田国强和李双建(2020)[37]的做法，选取10%、30%、50%、70%和90%水平共五个分位点，运用面板分位数回归方法对基准模型进行估计。表7报告了“宽带中国”试点政策实施对不同创新水平城市的影响。从中可以看到，在不同创新水平分位点上，DID的估计系数均在1%的水平下显著为正，进一步证实“宽带中国”试点政策实施对城市创新水平的促进作用，并且这一促进作用会随着创新水平分位点的提升而越来越强。这表明网络基础设施建设对城市创新水平的促进作用存在边际递增的特点，梅特卡夫定律在城市创新活动中仍然成立。

表7 创新水平的异质性

(二)创新类型异质性

在中国《专利法》指明的三类专利创造中，发明专利和实用新型专利侧重于在改进或创新产品的技术方案等方面做出贡献，创新主体为创造出新颖度和技术含量较高的发明专利和实用新型专利，面临着较高的信息搜寻成本与沟通成本，研发过程中更需要外部人力资本与融资渠道的支持。而外观设计专利通常仅为针对产品外观方面做出的新设计，其面临的信息搜寻成本与创新沉没成本均相对较低。有鉴于此，网络基础设施建设降低创新成本的积极影响对质量相对较高的发明专利与实用新型专利可能表现得更为明显。表8为“宽带中国”试点政策实施对不同类型专利数量的影响，当因变量为每万人发明专利授权数、每万人实用新型专利授权数时，DID的系数均在1%的水平下显著为正，而当因变量为每万人外观设计专利授权数时，DID的系数并不显著，这表明相较于技术含量和实用价值较低的外观设计专利，网络基础设施建设对创新质量更高的发明专利和实用新型专利的促进作用更强。可能的原因在于，网络基础设施建设提高了城市信息化水平，便于创新主体获取更高质量的创新要素，人力资源错配和融资约束问题的缓解也使得高质量创新得到更为充分的外部支持。

表8 创新类型的异质性

(续上表)

(三)城市特征异质性

从区位和行政等级差异的角度来看，我国东、中、西部地区以及不同行政等级的城市在经济规模、资源配置、要素占有、产业发展和科学技术等方面都存在较大差异，而这些资源禀赋是推动一个城市进行可持续创新的重要基础。改革开放以来，中国一直存在沿海地区优先发展的特征模式，因此相对于内陆地区，我国沿海城市发展较早，具备较好的信息化条件和网络基础设施赋能的技术优势。同时，从行政等级差异的视角看，中小等级的城市无论是在人才、资金还是信息资源的积累上都较难与高等级城市相媲美，难以充分发挥“宽带中国”战略形成的信息集聚效能来较大程度地促进城市创新水平提高。有鉴于此，本文用城市地理中心到海岸线的最短距离(Dis)来衡量不同城市的区位条件，同时构建行政等级虚拟变量(Lev)，将省会城市、副省级城市和“较大的市”这三类划定为高等级城市，赋值为1，其他城市赋值为0，以此表征行政等级差异，分别将两者代入基准模型进行差异化的回归检验。

从表9列(1)和列(2)的回归结果来看，列(1)交乘项的估计系数在1%水平下显著为负，说明随着离岸距离的增加，“宽带中国”试点政策对城市创新的正向作用逐步减小，即相比于中西部城市，我国东部城市网络基础设施建设对城市创新水平的提升效果更为明显。对此，本文认为一个可能的原因是，我国东部城市经济发展水平较高，城市规模较大且集聚效应显著，其创新资源能够较为充分地发挥网络基础设施带来的信息集聚优势，加之东部地区地形相对平坦且交通便利，网络基础设施的建设成本相对较低。然而，我国中西部地区自然地理条件的短板比较明显，进行网络基础设施建设需要更大的资金投入力度，所带来的经济价值可能偏低，并且中西部城市创新资源相对困乏，难以充分发挥网络基础设施建设对城市创新的赋能作用。列(2)交乘项的估计系数在1%水平下显著为正，说明行政等级越高，“宽带中国”试点政策对城市创新的促进效果越明显。可能的原因在于，目前我国城市发展的行政属性较强，行政等级更高的城市更容易获取信息化和数字化发展的各类资源，集中表现在生产要素相对较为丰富。在此类行政等级优势条件下，更能够发挥“宽带中国”试点政策产生的信息资源集聚效能，从而促进城市创新水平提升。

地方政府提供公共基础设施的能力受到地方政府财政自主权的影响，地方财政自主权较高的城市，其面临的财政预算约束相对较小，更能够引导地方相关资金投向网络基础设施建设、研发与产业化，持续推进网络基础设施建设与应用，从而充分发挥网络基础设施建设带来的信息化优势，在网络基础设施推广过程中具备较强的供给能力。同时，由于各地商品经济发展情况和外部环境条件存在差异，产品市场发育程度也存在异质性。较高的产品市场发育水平能使新产品信息传递更为高效，有效提高创新成功的概率和成功后的收益(戴魁早和刘友金，2013)[38]，从而激励创新主体针对新产品需求信息进行创新活动，使“宽带中国”试点政策对城市创新的积极影响更具备相适应的主观能动性，发挥更大的创新效能。本文使用地方财政收入与地方财政支出的比值衡量财政自主权(Fd)，用樊纲市场化指数中“产品市场发育得分”分项来衡量产品市场发育程度(Market)，分别将两者与政策变量的交乘项代入基准回归模型。

具体结果见表9列(3)和列(4)。列(3)交乘项的估计系数显著为正，这说明财政自主权越高，“宽带中国”试点政策对城市创新的促进作用越大。原因在于网络基础设施建设中需要充分发挥政府战略引领作用，“宽带中国”战略重点聚焦于推进区域网络基础设施协调发展、弥补区域间以及城乡间互联网络的发展短板、提高我国互联网的普及率、为产业升级和居民幸福生活提供信息支持。“宽带中国”战略构图涵盖众多建设和研发内容，财政需求较大，低财政自主权的城市将面临相对较大的财政压力，具有高财政自主权的城市则能更好落实网络基础设施建设，进一步激发城市创新活力。列(4)交乘项的估计系数显著为正，说明产品市场发育程度良好的城市能更好地激励创新，进而发挥“宽带中国”试点政策的知识效应。原因在于产品市场发育更良好的城市具有更完善的市场功能，通过逐步将宽带接入网业务向市场开放，引导多方资源主动参与到“宽带中国”战略工作中，有利于政府引导与市场调节相结合，通过市场化的手段推动形成更加健康、可持续的发展格局。

表9 城市特征的异质性

六 研究结论与政策启示

本文基于2005—2018年中国282个城市的面板数据，利用渐进双重差分法检验网络基础设施建设对城市创新水平的影响。结果显示：网络基础设施建设对城市创新水平具有显著促进作用，在经过安慰剂检验、工具变量法、广义精确匹配方法、延长政策估计的时间区间和排除同期其他政策等一系列稳健性检验后，该结论仍然成立。机制检验结果表明，网络基础设施建设通过提升信息化水平、促进数字金融发展及缓解劳动力错配等途径提高城市创新水平。进一步研究发现，网络基础设施建设对城市创新水平的影响因创新类型、创新水平和城市特征的不同而存在差异，具体表现为：网络基础设施建设显著提升城市发明专利、实用新型专利的数量，而对外观设计专利的促进作用并不显著；随着创新水平分位点的提升，网络基础设施建设对城市创新水平的促进作用也越来越强；在沿海地区、高行政等级城市、财政自主权较高和产品市场发育程度较高的城市，网络基础设施建设对城市创新水平的促进作用更大。

本文研究结论对建设网络基础设施和激发城市创新活力的启示为：(1)应继续推进宽带网络覆盖范围、服务质量、技术水平和应用能力等方面的全面优化升级，深化落实“宽带中国”战略，拓展宽带在振兴和发展经济中的应用，在信息技术的助力下充分改造和提升传统产业，培育新市场新业态，激发创新活力。(2)充分利用网络基础设施建设带来的信息化和数字金融优势，在产业数字化和数字产业化的大潮中把握机遇，加快推进新型基础设施建设。推动数字经济发展，不仅要继续加强信息通信技术，更要着力推进该技术和经济社会各领域的融合，促进产业结构升级、创新创业等经济高质量发展驱动力的形成，在数字经济深刻重塑世界经济的时代，抢占未来全球经济增长制高点。(3)探索网络基础设施建设促进城市创新的多维路径，由于“宽带中国”试点城市在提高城市创新水平中呈现出异质性特征，网络基础设施建设工作应充分结合各城市地理区位、行政等级和资源禀赋等情况，因地制宜地开展建设工作，推动区域均衡发展。同时，应制定与城市相适宜的政策提升财政自主权和产品市场发育程度，充分释放网络基础设施建设为城市带来的创新潜力。