新型信息基础设施对经济增长的影响研究

胡惠莹，杜 锐，梁 典

（重庆师范大学 经济与管理学院，重庆 401331）

0 引言

党的二十大报告指出，未来五年，经济高质量发展取得新突破，要优化基础设施布局、结构、功能和系统集成，构建现代化基础设施体系。在2035 年建成现代化经济体系，形成新发展格局，基本实现新型工业化、信息化、城镇化、农业现代化。

2020 年国家发展与改革委员会首次提出新型基础设施的范围，以信息技术为核心的新型信息基础设施方兴未艾，促进经济高质量发展。新型信息基础设施是新基建的重要组成部分，成为拉动经济转向高质量发展的重要动力。

长江经济带是重大国家战略发展区域，横跨东中西3 个地区。推动长江上中下游地区协调发展。2016 年3 月，中共中央政治局通过了《长江经济带发展规划纲要》，指出要努力构建全方位开放新格局，推动经济由沿海溯江而上梯度发展。然而新型信息基础设施是否能够促进长江经济带经济增长还有待确定，长江经济带的新型信息基础设施对经济增长是否存在区域异质性呢？这一系列问题还值得我们探讨。研究新技术投入对经济增长的作用，更有针对性地对新型信息基础建设进行投资，为新型信息基础设施投资提供相应对策具有重要意义。

1 文献综述

关于信息基础设施与经济增长关系的研究主要分为以下几个层面。一是信息基础设施建设促进经济增长。施炳展[1]基于双边双向网址链接数据，研究发现互联网通过增加出口概率、提升出口边际和降低出口价格来提高企业出口的价值量，证明了“互联网+”为社会带来正向作用。李坤望等[2]运用计量模型研究发现信息基础设施能够促进企业出口，并且信息化密度高的企业作用更大。黄群慧等[3]运用超边际与一般均衡分析方法研究发现互联网对制造业生产率具有显著的正向效应，并通过交易成本、 资源错配以及创新3 个内在因素影响制造业生产率。孙伟增和郭冬梅[4]信息基础设施显著提高对企业劳动力的需求和信息化水平，并且对不同性质企业的劳动力需求存在异质性。二是信息基础设施对经济增长的促进作用不稳定。赵培阳和鲁志国[5]通过空间计量和门槛效应模型发现中心城市和外围城市的信息基础设施对经济增长的空间溢出效应不同，前者是正向效应，后者是负向效应，总体来看呈正“V”态势。

学术界关于新型信息基础设施对经济增长影响展开了一系列讨论。从对外贸易角度来看， 钞小静等[6]认为新型数字基础设施能够促进对外贸易升级并且存在正向溢出效应，对不同时间和城市存在异质性。冯正强和于佳惠[7]认为信息基础设施投资显著促进了对外贸易规模扩大和技术提升，对不同技术水平的产品作用不同，高技术产品对贸易的正向作用显著而低技术产品不显著。从经济转型升级角度来看，胡明和邵学峰[8]认为新型信息基础设施建设对中国经济增长有显著的正向效应、促进产业结构升级。从企业升级角度来看，钞小静和薛志欣[9]认为企业升级是一个动态的过程，新型信息基础设施通过创新能力提升和人力资本结构优化等途径促进企业升级，并且对不同性质的企业促进作用不同。

综上所述，信息基础设施与经济增长的研究已颇为丰富，但主要集中在基础设施与经济发展之间关系和作用机制的研究，关于新型信息基础设施对经济增长的影响较为有限。相比以往研究，本文的贡献主要在于：第一，选取长江经济带作为研究对象，研究该区域的新型信息基础设施投资对经济增长的影响；第二，采用工具变量法解决潜在的内生性问题，对基准结果进行稳健性检验；第三，研究新型信息基础设施对经济增长的影响还相对较少，本文的研究结果为其他学者提供了一定的借鉴意义。

2 模型与数据

2.1 模型构建

为检验新型信息基础设施对经济增长的影响，建立基本模型如下：

2.2 变量说明

2.2.1 被解释变量

文章借鉴杨晓琰[10]、赵培阳和鲁志国[11]的做法以各地区人均GDP 表示经济增长，为了缩小数据的绝对数值，对人均GDP 取对数处理（）。

2.2.2 核心解释变量

核心解释变量新型信息基础设施。借鉴潘雅茹和顾亨达[12]的做法，用信息传输、软件和信息技术服务业表示新型信息基础设施，借鉴金戈[13]的做法采用信息传输、软件和信息技术服务业的新增固定资产资本存量表示新型信息基础设施投资。为了数据的平稳性，同样对数化处理（）

2.2.3 控制变量

为了数据的可获得性和准确性，文章参考杨晓琰[10]、黄书雷等[14]、冯正强和于佳惠[7]学者的做法, 以城镇化水平（）、第二产业占比（）、地方政府财政支持度（）和经济开放水平（）作为控制变量。其中，用城镇人口除以总人口表示，用第二产业除以地区生产总值表示，用政府一般预算支出除以地区生产总值表示，用进出口总额除以地区生产总值表示。

2.3 数据处理

各变量数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》、国泰安数据库、EPS 数据库、中经网数据库和各省市统计年鉴等。少数缺失数据用SPSS26 软件进行平滑化处理。

3 实证结果

3.1 基准回归

从表1 第1 列为混合回归（OLS）结果，可以看出，新型信息基础设施对经济增长有正向效应，并且在1% 的水平上显著。新型信息基础设施投资每增加一个单位，经济增长将增加0.0631个单位。初步回归结果表明应加强新型信息基础设施投资促进经济增长。

表1 新型信息基础设施投资与经济增长的关系

3.2 稳健性检验

为使基准回归结果的可靠性和稳健性，从缩尾法和工具变量法对基准回归结果进行稳健性检验。

第一，缩尾法。在1% 的水平上对所有变量进行双边缩尾处理，减少极值对回归结果的影响。表1 中第2 列为缩尾处理后的回归结果，新型信息基础设施投资对经济增长的影响在1% 的水平上显著为正，并且回归系数为0.1860，与基准回归系数相比略微增大，表明基准回归结果具有一定的稳健性。

第二，工具变量法。找到合适的工具变量对解决内生性问题极为重要，文章把核心解释变量的一期和二期作为工具变量纳入模型中，以解决潜在的内生性问题，并运用两阶段最小二乘法(2SLS) 进行回归。首先，进行豪斯曼检验确定是否存在内生性问题，表1 中第3 列的豪斯曼检验的p 值为0.0000，表明选取的工具变量为内生解释变量；其次，过度识别检验的p 值为0.2203，表明本文选取的工具变量均外生；最后，检验是否存在弱工具变量问题，表1 中第4 列有限信息最大似然法LIML 与2LSL 回归结果基本一致，表明工具变量有效。表1 中第3 列新型信息基础设施投资对经济增长有显著的促进作用，表明基准回归结果具有一定的可靠性。

3.3 异质性分析

用分位数回归法进行异质性分析，分别在0.25,0.5,0.75 和 0.9 分位点上对模型进行回归，回归结果如表2 所示，并画出分位数回归结果以观察其变化趋势如图1 所示。新型信息基础设施投资的估计系数在0.25、0.5、0.75、0.9 分位点上逐渐递增，从0.1363 递增到0.1584，但是都比整体的回归系数0.1853 低，说明随着新型信息基础设施投资逐渐加大，对经济增长的促进作用逐渐增强。

表2 异质性分析

4 结论与建议

文章实证研究了长江经济带11 个省市的新型信息基础设施对经济增长的影响，得出以下结论：首先，基准回归结果表明，新型信息基础设施投资能显著促进经济增长；其次，通过缩尾处理和工具变量法对基准结果进行稳健性检验，都表明基准回归结果具有一定的可靠性；最后，运用分位数回归法进行异质性分析，结果表明新型信息基础设施投资水平越高，对经济增长的促进作用越大。基于上述结论，提出以下建议。

第一，加强新型信息基础设施投资。从总体来看，在 2003-2020 年间，新型信息基础设施投资对经济增长有显著的正向效应，并且分位数回归结果表明新型信息基础设施投资水平越高，对经济增长的促进作用就越大。因此，政府部门应及时调整投资方向和力度，加强新型信息技术创新性研究，掌握新型信息基础设施核心技术，降低进入新型信息基础设施门槛，给予更多企业为技术创新做贡献的机会，从而促进经济增长。

第二，构建公平的市场体系，精准施策。对于传统信息基础设施较为完善的地区，应加大数字化、高技术的建设，加强市场监督管理，实现新型信息基础设施转型升级。对于传统基础设施相对不完善、市场发展环境较差的地区，应建立激励机制，提高财政补贴，减小区域差异，实现长江上中下游协调发展。