数字经济赋能长江经济带高质量发展研究

宋 帅

(西南政法大学,重庆 401120)

一、引言

推动长江经济带发展是关系国家发展全局的重大战略。 2023 年10 月12 日,习近平总书记在江西省南昌市主持召开的进一步推动长江经济带高质量发展座谈会上强调:“要完整、准确、全面贯彻新发展理念,坚持共抓大保护、不搞大开发,坚持生态优先、绿色发展,以科技创新为引领,统筹推进生态环境保护和经济社会发展,加强政策协同和工作协调,谋长远之势、行长久之策、建久安之基,进一步推动长江经济带高质量发展,更好支撑和服务中国式现代化。”①《习近平主持召开进一步推动长江经济带高质量发展座谈会强调 进一步推动长江经济带高质量发展 更好支撑和服务中国式现代化 李强 蔡奇 丁薛祥出席》,载《人民日报》2023 年10 月13 日,第1 版。面对长江经济带高质量发展从“量变”到“质变”转换的关键时期,以人工智能、大数据、云计算等为代表的新兴数字技术逐渐成为长江经济带高质量发展的引擎。 党的二十大报告提出,要“加快发展数字经济,促进数字经济和实体经济深度融合,打造具有国际竞争力的数字产业集群”。①习近平:《高举中国特色社会主义伟大旗帜 为全面建设社会主义国家而团结奋斗——在中国共产党第二十次全国代表大会上的报告(2022 年10 月16 日)》,人民出版社2022 年版,第30 页。《数字中国发展报告(2022)》显示,2022 年我国数字经济规模总量居世界第二,达50.2 万亿元,同比名义增长10.3%,占国内生产总值比重提升至41.5%。②参见国家互联网信息办公室发布的《数字中国发展报告(2022 年)》,载中华人民共和国国家互联网信息办公室官网,http:/ /www.cac.gov.cn/2023-05/22/c_1686402318492248.htm,2023 年11 月12 日访问。作为一种以数据为核心生产要素的新型经济形态,数字经济正通过数字产业化和产业数字化过程催生新产业、提高生产效率,为经济发展实现从“量的积累”到“质的飞跃”的转变持续注入新动能,对经济高质量发展具有极强的赋能效应。

既有研究已经从生产要素③See Ghasemaghaei M & Calic G,Does big data enhance firm innovation competency? The mediating role of data-driven insights,104 Journal of Business Research 69,70(2019).、产业④参见肖旭、戚聿东:《产业数字化转型的价值维度与理论逻辑》,载《改革》2019 年第8 期,第61-62 页。、微观个体⑤参见荆文君、孙宝文:《数字经济促进经济高质量发展:一个理论分析框架》,载《经济学家》2019 年第2 期,第68 页。等多个方面阐释了数字经济推动经济高质量发展的内在机理。 但值得注意的是,数字经济发展是由数据及其关联要素对生产函数重构所引发的经济全场域和自相关创造性破坏过程⑥参见郑江淮、周南:《数据要素驱动、数字化转型与新发展格局》,载《山东大学学报(哲学社会科学版)》2023 年第6 期,第93 页。,数据资本已成为生产力发展的关键要素,并逐渐演化成为新型的知识产权形式⑦参见刘雅君、张雅俊:《数据要素市场培育的制约因素及其突破路径》,载《改革》2023 年第9 期,第23-24 页。,知识产权保护水平对数字经济赋能高质量发展的效果至关重要。 同时,强化数字经济对高质量发展的赋能效果,也离不开“有为政府”的作用。 合理的数字经济战略规划可以提高数字化政府治理水平,进而促进高质量发展。 数字经济在提升产业结构、创新驱动和区域协同融通等方面对长江经济带高质量发展具有潜在的战略价值,这为探索数字经济与长江经济带高质量发展的融合路径提供了前所未有的机遇和挑战。 而在已有关于数字经济与高质量发展的研究中,鲜有研究考虑知识产权保护和政府治理在数字经济赋能经济高质量发展中的非线性作用。 因此,面对新时代长江经济带高质量发展的关键问题,本文尝试厘清数字经济与长江经济带高质量发展之间的内在作用机理,进一步探讨知识产权保护和政府治理在数字经济促进长江经济带高质量发展过程中的门槛效应,为数字经济赋能长江经济带高质量发展提供理论基础。

二、理论分析与研究假设

众多学者基于数字经济的技术属性或经济属性,从不同层次、不同视角展开了大量的研究,阐释了数字经济促进经济高质量发展的逻辑关系,研究结果表明,数字经济可以通过规模经济、范围经济、网络效应等,为经济高质量发展赋能。

具体而言,在微观层面,数字技术能够使企业在供给端改变成本结构、降低成本⑧参见江小涓、靳景:《数字技术提升经济效率:服务分工、产业协同和数实孪生》,载《管理世界》2022 年第12 期,第14 页。,在需求端提升消费规模和多样性,从而形成规模经济和范围经济①参见荆文君、刘倩、孙宝文:《数字技术赋能经济高质量发展:一种改进的“技术-经济”分析范式》,载《电子政务》2023 年第10期,第3-4 页。,为更高水平的供需平衡提质增效。 企业的数字化转型也提高了专业化分工水平,并在一定程度上促进了企业组织体系和商业模式的创新。②参见袁淳、肖土盛、耿春晓、盛誉:《数字化转型与企业分工:专业化还是纵向一体化》,载《中国工业经济》2021 年第9 期,第138页。如杜勇和娄靖(2022)研究发现:企业数字化转型能使交易成本下降、产能效率提升和创新产出增加,进而有效促进企业升级。③参见杜勇、娄靖:《数字化转型对企业升级的影响及溢出效应》,载《中南财经政法大学学报》2022 年第5 期,第120 页。在中观层面,数字经济不仅能推动数字技术实现产业化发展,还能重构产业组织模式,推动传统产业数字化、智能化转型,使传统产业高效稳步地转型升级。④参见丁志帆:《数字经济驱动经济高质量发展的机制研究:一个理论分析框架》,载《现代经济探讨》2020 年第1 期,第89 页。如韩振和韩凤芹(2023)认为,数字经济模糊了传统的产业边界,依托数字技术能促进产业融合,从而形成新业态、新模式以及新产业。⑤参见韩振、韩凤芹:《数字经济、财政分权与经济高质量发展——基于中国224 个城市面板数据的实证分析》,载《经济问题探索》2023 年第6 期,第12 页。王菡等(2023)学者发现,实现经济高质量发展在一定程度上是基于数字经济,其通过调整生产要素流向来引导产业结构变动,进而提高社会生产率。⑥参见王菡、吕本富、徐晓辰:《数字经济、产业结构与城市高质量发展——基于长江经济带的实证分析》,载《城市问题》2023 年第7 期,第75 页。同时,数字经济能有效促进产业绿色转型,解决碳排放污染等环境问题。⑦参见朱洁西、李俊江:《数字经济、技术创新与城市绿色经济效率——基于空间计量模型和中介效应的实证分析》,载《经济问题探索》2023 年第2 期,第68 页。在宏观层面,数字经济能改善要素配置效率,以及依托技术创新带来全要素生产率的提高,如荆文君和孙宝文(2023)运用索洛增长模型分析了数字经济如何从宏观产能、资源配置优化、全要素生产率提升三个层面为经济增长提供新动力。⑧参见荆文君、刘倩、孙宝文:《数字技术赋能经济高质量发展:一种改进的“技术-经济”分析范式》,载《电子政务》2023 年第10期,第5 页。任保平和何厚聪(2022)认为,新兴数字技术源源不断地注入包括生产、分配、交换、消费在内的各个经济活动环节,能促进科技创新成果向生产力有效转化,以创新驱动经济高质量发展。⑨参见任保平、何厚聪:《数字经济赋能高质量发展:理论逻辑、路径选择与政策取向》,载《财经科学》2022 年第4 期,第64-65 页。综上所述,本文提出假设H1。

H1:数字经济对长江经济带高质量发展有显著的促进作用。

随着数字经济变革,知识资本和创新已成为促进经济高质量发展的关键动能。⑩参见韩璐、陈松、梁玲玲:《数字经济、创新环境与城市创新能力》,载《科研管理》2021 年第4 期,第35 页。知识产权保护作为地区营商环境的核心构成部分,在一定程度上可以激发自主创新,促进知识溢出。⑪参见姜南、马艺闻、刘谦:《知识产权政策对数字经济的影响机制研究——来自知识产权示范城市的证据》,载《科学学与科学技术管理》2023 年第7 期,第94 页。在地方层面,有效的知识产权保护将吸引更多的创新者和投资者,提升数字经济对长江经济带高质量发展的赋能效果。 同时,有效的知识产权保护能增强企业间的信任,促进合作创新和知识共享,更好地发挥创新要素的知识溢出效应。⑫参见姜南、李鹏媛、欧忠辉:《知识产权保护、数字经济与区域创业活跃度》,载《中国软科学》2021 年第10 期,第173-174 页。当地区知识产权保护处于较高水平时,知识产权保护能帮助企业或组织克服外部性和信息不对称问题的制约,充分保障创新主体对创新成果的独占权,从而激发企业创新动力①参见肖振红、李炎:《产学研协同发展、知识产权保护与技术创新绩效——基于动态面板门限机理实证分析》,载《管理评论》2023年第6 期,第73 页。,更好地发挥数字经济对创新的促进作用,从而推动经济高质量发展。②参见程惠芳、陈超:《开放经济下知识资本与全要素生产率——国际经验与中国启示》,载《经济研究》2017 年第10 期,第21-23页。当地区知识产权保护处于较低水平时,难以形成对个人及企业创新成果的有效保护,进而可能导致大量模仿性或复制性创新的出现,侵权行为频发,降低创新积极性,不利于创新要素形成知识溢出效应③See Lerner,The Empirical Impact of Intellectual Property Rights on Innovation: Puzzles and Clues,99 American Economic Review 343,345(2009).,导致数字经济对经济高质量发展的赋能效果有限。 综上所述,本文提出假设H2。

H2:知识产权保护对数字经济赋能长江经济带高质量发展存在门槛效应。

由政府主导的数字化政策、企业规制、营商环境等要素均不同程度影响数字经济的发展。④参见欧阳日辉、刘健:《数字经济治理是国家治理体系重要内容》,载《国家治理》2017 年第46 期,第16-17 页。政府对数字经济的关注度和有效治理将决定数字经济对经济高质量发展的赋能效果,由于数字经济对外部信息具有不对称性和敏锐反应力,政府需及时转变治理思维,形成完善的数字经济时代治理体系,更好地为数字经济和经济高质量发展服务。⑤参见刘超、张庆雯、聂心容:《激励性政策规制推动中国数字经济高质量发展机制研究》,载《亚太经济》2023 年第5 期,第99 页。当政府治理处于较高水平时,会形成数字经济政策的适应性供给,为企业数字化转型提供良好的公共服务机制和营商环境,推动地区数字经济发展水平提升,还可在一定程度上建立创新要素自由流动的机制体制,促进区域创新生态系统的发展⑥参见陶长琪、丁煜:《数字经济政策如何影响制造业企业创新——基于适宜性供给的视角》,载《当代财经》2022 年第3 期,第17页。,同时对数字技术基础设施、科技研发、人才培训等领域做出战略性投资,以推动数字经济与长江经济带的高质量发展。 当政府治理处于较低水平时,可能会弱化企业信心,阻碍竞争性市场的建立和完善,从而抑制数字经济发展水平提升,对创新成果转化和经济高质量发展的作用有限。 综上所述,本文提出假设H3。

H3:政府治理对数字经济赋能长江经济带高质量发展存在门槛效应。

三、研究设计

(一)模型构建

为了验证数字经济对长江经济带高质量发展的作用,本文构建如下模型:

式(1)中Eqdit是被解释变量,表示城市i在t时期的经济高质量发展水平;Digit是核心解释变量,表示城市i在t时期的数字经济发展水平;Controlit为一系列控制变量。μi表示城市i不随时间变化的个体固定效应,δt为时间固定效应,εit为随机扰动项。

为进一步检验知识产权保护和政府治理的门槛效应,本文采用Hansen(1999)⑦SeeHansenBE,Thresholdeffectsinnon-dynamicpanels:Estimation,testing,andinference,93JournalofEconometrics345,350(1999).提出的面板门槛回归模型,构建双重门槛效应模型如下:

其中qit为门槛变量,γ为特定的门槛值,I(·)为示性函数。

(二)变量测度与说明

1.被解释变量

高质量发展(Eqd)。 目前,有较多学者使用绿色全要素生产率①参见赵巍、徐筱雯:《数字经济、空间效应与经济高质量发展——以长江经济带110 个城市为例》,载《华东经济管理》2023 年第8期,第44 页。、全员劳动生产率②参见孟猛猛、雷家骕、焦捷:《专利质量、知识产权保护与经济高质量发展》,载《科研管理》2021 年第1 期,第138 页。、全要素生产率③参见张微微、王曼青、王媛、李铭凯:《区域数字经济发展如何影响全要素生产率? ——基于创新效率的中介检验分析》,载《中国软科学》2023 年第1 期,第199 页。等单一变量作为衡量高质量发展水平的替代变量,但高质量发展是一个多维度、综合性的概念,绿色全要素生产率、全要素生产率等单一指标受限于测算波动性及维度单一性,并不能满足研究的需要。 本文结合城市层面数据的可得性和连续性,借鉴曾艺等学者(2019)、赵涛等学者(2020)的研究④参见曾艺、韩峰、刘俊峰:《生产性服务业集聚提升城市经济增长质量了吗?》,载《数量经济技术经济研究》2019 年第5 期,第87-88 页;赵涛、张智、梁上坤:《数字经济、创业活跃度与高质量发展——来自中国城市的经验证据》,载《管理世界》2020 年第10 期,第68-69 页。,构建了由产业结构、包容性TFP、技术创新、居民生活和生态环境 5 个二级指标,产业结构高级化、产业结构合理化、生产性服务业占比、包容性TFP 指数、创新指数、二氧化硫去除率、工业固废综合利用率、PM2.5、人均GDP、人均教育支出(元/人)、人均医院床位数(张/万人)11 个三级指标所构成的多维度评价体系(如表1 所示),对 2011 年至2021 年长江经济带108 个地级及以上城市进行测算,得到的高质量发展水平,记为Eqd。

表1 长江经济带高质量发展评价指标体系

2.解释变量

数字经济发展水平(Dig)。 已有大量研究从国家和省级层面,对数字经济发展水平、数字经济规模进行测度与实证分析,但数字经济的内涵界定尚未统一,测量口径也未达成一致。 本文结合城市层面数据的可得性和连续性,并借鉴黄群慧等学者(2019)的测度方法①参见黄群慧、余泳泽、张松林:《互联网发展与制造业生产率提升:内在机制与中国经验》,载《中国工业经济》2019 年第8 期,第13 页。,从移动互联网用户数、互联网相关产出、互联网相关从业人数、互联网普及率和数字金融普惠发展五个维度,分别选取每百人移动电话用户数、人均电信业务总量、信息传输、计算机服务和软件业从业人员占比、每百人互联网用户数、数字普惠金融指数五个三级指标,构建数字经济发展水平指标体系(如表2 所示),并通过熵权法得到的数字经济综合发展指数,记为Dig。

表2 长江经济带数字经济发展水平评价指标体系

表3 变量说明

3.控制变量

为缓解遗漏变量造成的估计偏误,借鉴已有文献的一般方法,选取如下影响各地区高质量发展水平差异的相关变量作为控制变量:经济发展(GDP),采用地区人均GDP 的对数值测算;人口规模(Pop),采用地区年末人口的对数值测算;资源禀赋(Ren),采用采矿业从业人员与年末总人口数之比测算;城镇化率(Urb),采用城镇常住人口占总人口的比值测算;研发投入(RD),采用地区R&D经费内部支出的对数值测算。

4.门槛变量

(1)知识产权保护(Ipp)。 本文借鉴姜南等学者(2021)②参见姜南、李鹏媛、欧忠辉:《知识产权保护、数字经济与区域创业活跃度》,载《中国软科学》2021 年第10 期,第175 页。、沈国兵等学者(2019)③参见沈国兵、徐源晗、沈彬朝:《知识产权保护、出口技术含量与中国企业出口市场多元化》,载《世界经济研究》2023 年第8 期,第21 页。的测量方法,利用每万人地区知识产权案件结案数量化知识产权保护水平,Ipp 值越高说明地区知识产权保护水平越高。

(2)政府治理(Gov)。 数字经济的发展会推动政府加强数字经济战略规划,政府对数字经济政策的适应性供给将反哺于数字经济的发展,数字经济战略的规划强度在一定程度上也体现了政府的治理水平,本文借鉴韦东明等学者(2023)④参见韦东明、徐扬、顾乃华:《数字经济驱动经济高质量发展》,载《科研管理》2023 年第9 期,第12 页。、陶长琪和丁煜(2022)⑤参见陶长琪、丁煜:《数字经济政策如何影响制造业企业创新——基于适宜性供给的视角》,载《当代财经》2022 年第3 期,第19页。、金灿阳等学者(2022)⑥参见金灿阳、徐蔼婷、邱可阳:《中国省域数字经济发展水平测度及其空间关联研究》,载《统计与信息论坛》2022 年第6 期,第13页。的研究,以地方政府工作报告中“数字经济”相关词频占比来衡量地方政府的治理水平,Gov 值越高说明地方政府治理水平越高。

(三)数据来源与描述性统计

本文选取2011 年至2021 年长江经济带11 个省份(含直辖市)108 个地级以上城市(除巢湖市、毕节市、铜仁市)展开研究,形成了1188 个“城市-年”的均衡面板观测。 研究使用的数据来自《中国城市统计年鉴》、部分地级市统计年报、北大法宝数据库等。 表4 是本文的描述性统计结果,结果显示:长江经济带高质量发展指数(Eqd)的均值为0.3168,最大值和最小值之间有较大差距,标准差为0.5037,呈现出“均值小,标准差大”的特点,表明长江经济带不同地区高质量发展水平差异较大。数字经济发展水平指数(Dig)、知识产权水平(Ipp)、政府治理水平(Gov)同样具有“均值小,标准差大”的特征。 从控制变量看,长江经济带不同地级市在经济发展水平(GDP)、人口规模(Pop)、资源禀赋(Ren)、城镇化率(Urb)和研发投入(RD)等方面,也存在明显的差异。

表4 描述性统计

四、实证研究与结果分析

(一)基准回归分析

基准回归结果如表5 所示,采取逐步回归的方式,第(1)列为只控制城市、年份固定效应的回归结果,解释变量的系数显著为正(β=1.350,p<0.001),表明数字经济发展水平对长江经济带高质量发展有显著的促进作用。 第(2)列至第(6)列在第(1)列的基础上逐步加入控制变量,数字经济发展水平的系数均显著为正。 这表明在严格的控制条件下,数字经济依然显著促进长江经济带高质量发展,假设H1 得到验证。

表5 数字经济对长江经济带高质量发展的影响

(二)稳健性检验

为验证实证结果的有效性,本文采用以下五种方法检验实证结果的稳健性:其一,剔除上海和重庆的样本。 由于直辖市政治地位和资源禀赋的独特性,可能与其他地区存在较大差异,导致实证模型估计参数有偏,在回归上剔除上海和重庆的样本,回归结果如表6 第(1)列所示。 其二,将所有变量进行双边1%缩尾处理,回归结果如表6 第(2)列所示。 其三,将控制变量滞后一期,回归结果如表6 第(3)列所示。 其四,将回归时间由2011 年至2021 年缩短年限至2013 年至2020 年,回归结果如表6 第(4)列所示。 其五,将固定效应模型调整为随机效应模型,回归结果如表6 第(5)列所示。 无论采取哪种方法,数字经济对长江经济带高质量发展均具有显著的正向影响,表明基准回归的结果是稳健的。

表6 稳健性检验

(三)内生性检验

由于数字经济与高质量发展之间可能存在互为因果、遗漏变量等内生性问题,导致实证模型的估计参数有偏。 因此,本文尝试利用工具变量法解决内生性问题。 历史邮电业务量长时间影响数字技术的发展和人们的使用习惯,进而影响数字经济的发展,但对现阶段高质量发展水平几乎没有影响,满足了工具变量外生性的要求。 为解决截面数据在面板数据中难以度量的问题,参考刘婧玲和陈艳莹(2023)①参见刘婧玲、陈艳莹:《数字技术发展、时空动态效应与区域碳排放》,载《科学学研究》2023 年第5 期,第848-849 页。、Nunnh 和 Qian(2014)②See Nunn N & Qian N,US Food Aid and Civil Conflict,104 American Economic Review 1630,1647(2014).的做法,将各年人均电信业务收入与1984 年邮电业务量的交互项作为数字经济发展水平的工具变量,并使用两阶段最小二乘回归模型(IV-2SLS)。 回归结果如表7 所示,数字经济(Dig)的回归系数依然显著为正,说明数字经济发展水平对长江经济带高质量发展有显著的促进作用。

表7 内生性检验:工具变量法

(四)异质性分析

1. 地区异质性

本文根据长江经济带的地理特点,将城市面板数据分为长江中下游区域和长江上游区域进行检验,结果如表8 所示。 数字经济对高质量发展的促进作用在长江上游更为显著,在长江中下游地区作用不明显。 长江上游地区大多属于西部地区,经济欠发达城市较多,这意味着数字经济发展具有较强的地理传统性,降低了经济活动的生产成本,这为广大欠发达地区推动经济发展创造了条件。

表8 地区异质性

2. 城市等级异质性

本文根据《2019 城市商业魅力排行榜》将长江经济带108 个城市分为一线、新一线、二线、三线、四线和五线城市,结果如表9 所示。 数字经济对高质量发展的驱动作用集中于三线、四线和五线城市,说明了数字经济对中小型城市具有显著的经济带动作用。

表9 城市等级异质性

(五)门槛效应检验

1. 知识产权保护的门槛效应

第一,门槛效应检验。 以知识产权保护(Ipp)为门槛变量,采用Bootstrap 重复抽样300 次,得到门槛效应检验结果如表10 所示。 由表10 可知,知识产权保护在1%的显著水平下通过了单一门槛检验,在10%显著水平下通过了双重门槛检验,说明知识产权保护(Ipp)存在双门槛效应。

表10 知识产权保护的门槛效应检验

第二,门槛值估计及LR 检验。 表11 披露了知识产权保护(Ipp)的门槛值估计结果,图1 为门槛回归的LR 函数图,反映了门槛值的回归及置信区间的分布结果。 结合表11 和图1 可知,知识产权保护(Ipp)的第一门槛值为0.0607,门槛值落在[0.0489,0.0648],第二门槛值为0.3648,门槛值落在[0.3214,0.3808],存在LR 检验值小于95%临界值的区间,即落在虚线下方。 综上所述,知识产权保护(Ipp)的门槛值是显著存在的。

图1 知识产权保护(Ipp)为门槛变量的LR 检验

表11 知识产权保护的门槛估计结果

第三,门槛面板回归分析。 门槛面板回归分析结果如表12 所示,当知识产权保护(Ipp)达到第一门槛值0.0607 之前,数字经济对长江经济带高质量发展的影响不显著;当跨过第一门槛时,数字经济对长江经济带高质量发展的影响在1%水平上显著(β=1.465,p<0.001);当跨过第二门槛值0.3648 时,数字经济对长江经济带高质量发展的影响系数增大(β=2.510,p<0.001),说明知识产权保护强度过低时,数字经济对长江经济带高质量发展的促进作用不明显。 随着知识产权保护的强度增大,数字经济对长江经济带高质量发展有明显的促进作用,尤其是达到一定强度后,促进作用显著增强。 假设H2 得到验证。

表12 知识产权保护的门槛面板回归

2.政府治理的门槛效应

第一,门槛效应检验。 以政府治理(Gov)为门槛变量,采用Bootstrap 重复抽样300 次,得到门槛效应检验结果如表13 所示。 由表13 可知,政府治理在5%的显著水平下通过了单一门槛检验,没有通过双重门槛检验,说明政府治理(Gov)存在单门槛效应。

表13 政府治理的门槛效应检验

第二,门槛值估计及LR 检验。 表14 披露了政府治理(Gov)的门槛值估计结果,图2 为门槛回归的LR 函数图,反映了门槛值的回归及置信区间的分布结果。 结合表14 和图2 可知,政府治理(Gov)的门槛值为0.0012,门槛值落在[0.0011,0.0012],存在LR 检验值小于95%临界值的区间,即落在虚线下方。 综上所述,政府治理(Gov)的门槛值是显著存在的。

图2 政府治理(Gov)为门槛变量的LR 检验

表14 政府治理的门槛估计结果

第三,门槛面板回归分析。 门槛面板回归分析结果如表15 所示,当政府治理(Gov)达到门槛值0.0012 之前,数字经济对长江经济带高质量发展有显著的正向影响(β=1.370,p<0.001);当跨过门槛时,数字经济对长江经济带高质量发展的影响系数增大(β=2.460,p<0.001)。 这说明随着政府治理水平的增强,数字经济对长江经济带高质量发展有明显的促进作用,尤其是达到一定强度后,促进作用显著增强。 假设H3 得到验证。

表15 政府治理的门槛面板回归

五、结论与启示

利用2011 年至2021 年长江经济带108 个地级市的面板数据,在测度数字经济发展水平与长江经济带高质量发展水平的基础上,基于固定效应、知识产权保护和政府治理的门槛效应研究数字经济对长江经济带高质量发展的影响。 研究结果表明:(1)数字经济发展对长江经济带高质量发展有显著的促进作用,在长江经济带不同区域、不同等级的城市,其促进作用有所不同。 (2)知识产权保护和政府治理在数字经济与长江经济带高质量发展中有显著的门槛效应。 本文研究结论对完善区域经济理论,提升长江经济带高质量发展路径具有一定的理论意义,同时具有多重现实意义:

第一,进一步提升长江经济带的数字化水平,增强数字经济发展的内生动力。 一是要加快数字基础设施建设,提高网络覆盖率、速度和质量,为地区数字化水平提升提供基础保障;二是要加大数字人才培养和引进力度,提高数字技术研发和应用能力,通过形成强大的人力资本优势,进一步发挥创新要素的知识溢出效应;三是要加强数字资源开发和利用,提高数据采集、整合、分析和共享水平,加深数字经济与实体经济融合,提高生产效率和产品质量,同时还要加快数字文化建设和传播,提高社会文明程度和公民素养。

第二,加强知识产权保护,激发数字经济创新。 知识产权保护是数字经济发展的重要基础,可以保障创新主体的合法权益,激发创新活力和动力。 立法机关应该完善知识产权法律法规,执法部门应当加大知识产权执法力度,打击侵权行为,提高知识产权保护的效率和效果,尤其需要完善数据知识产权保护制度。 同时,政府应该加大对知识产权保护的宣传,提高社会对知识产权的认识和尊重,营造良好的创新环境。 此外,还应设立专门的知识产权法庭和仲裁机构,以提供高效的知识产权纠纷解决机制。

第三,强化政府治理,优化数字经济发展环境。 政府治理是数字经济发展的重要保障,可以协调各方利益,解决公共问题,提供公共服务,维护社会秩序。 政府应该加强自身能力建设,提高政府治理的水平和质量。 制定科学合理的数字经济发展规划,提供充足的激励性政策,提供必要的财政、税收、金融等政策措施,促进数字经济的健康发展。 同时充分听取各方意见和建议,平衡各方需求和利益,加强对数字经济的监督和指导,及时发现和解决问题,防范和化解风险。

第四,长江经济带可以通过建立数字经济生态系统,促进不同产业和领域的合作创新。 设立数字经济产业园区和创新中心,为企业提供资源和合作机会,将有助于数字经济和长江经济带协同进步和高质量发展。