数字经济赋能城市发展质量：理论机制与实证检验

胡钰苓，刘成杰，谭君印，李虹桥

（1.兰州大学 经济学院，兰州 730000；2.重庆财经学院 经济学院，重庆 402160；3.重庆市工程管理有限公司，重庆 400023）

0 引言

当今世界百年变局与全球性挑战交织叠加，新一轮科技革命与产业变革持续演进，推动数字经济与实体经济融合发展持续深化，这不仅是贯彻新发展理念的内在要求，还是实现城市高质量发展目标的新引擎和关键驱动力。数字经济日益融入我国社会发展各领域全过程，正逐步成为重组要素资源、促进经济结构转型、改变全球竞争格局的核心力量。特别是全球新冠肺炎疫情暴发以来，以时空大数据为核心的数字经济表现出强有力的韧性，在抵御疫情冲击、恢复生产生活方面发挥了重要作用。因此，推动数字经济发展既是防范系统性风险的关键举措，又是推进数字成果与城市发展更好结合的有效途径。

数字经济的概念在1996年出版的《数字经济：智力互联时代的希望与风险》一书中被正式提出，引起了国内外学者对数字经济建设发展的广泛关注。Neal（1999）[1]认为数字经济是信息、计算机和通信技术的深度融合，引起了广泛的社会变革并创造出新的经济模式。Mueller 等（2017）[2]指出数字经济的核心应包含传统的信息通信技术产业与互联网经济。随着数字经济的内涵不断深化，2016 年G20 杭州峰会在《二十国集团数字经济发展与合作倡议》中将其定义为以数字技术为核心驱动力量的新型经济形态。基于数字经济发展的特点和内涵，更多学者从数字基础设施、数字生活应用、数字普惠金融等维度构建了数字经济发展综合水平的评价指标体系[3—5]，从实证角度为客观评价数字经济建设成效和明确数字经济发展方向提供了经验证据。基于数字经济、数字金融对经济高质量发展等方面的研究为本文提供了借鉴，其中，对于数字经济建设的经济增长效应，多数研究集中探讨数字经济发展对区域经济增长数量和质量的影响[6,7]；在创新创业方面，赵涛等（2020）[8]、温珺等（2020）[9]从企业和省级层面展开研究，发现数字经济有利于创新能力提升，同时，创业活跃度还在数字经济与经济高质量发展之间发挥了中介作用；在收入分配方面，罗小芳和王素素（2021）[10]、钟文等（2023）[11]在宏观和微观层面探讨了数字经济发展与居民收入、就业的理论机制。

总体而言，已有对数字经济影响城市发展质量的研究还存在以下不足：一是现有文献多集中于数字经济对经济增长、收入分配等方面的影响，鲜有研究从系统性视角出发，探讨数字经济与城市综合发展水平之间的理论逻辑和影响机制；二是大多数研究侧重于经济发展与经济效率的评价，少有研究基于协调、韧性等新型城市发展理念，全面构建城市发展质量的综合评价指标体系。因此，基于韧性和协调发展理念，本文首先构建城市发展质量评价指标体系；其次，采用2011—2020 年的城市面板数据，以数字经济和产业结构为门限变量，实证检验了数字经济对城市发展质量的非线性关系；再次，根据数字经济的发展特性，探讨了数字经济的集聚效应与技术效应，并检验了数字经济的空间溢出效应；最后，基于地区规模和城市特征，对不同定位城市下的异质性影响进行拓展性分析，为实现城市数字化转型和高质量发展提供相应的对策建议。

1 理论机制与研究假设

数字经济是一场由数字技术不断推动创新发展的社会经济革命，其具有高创新性、强渗透性和广覆盖性，能够发挥资源配置、社会融资、知识溢出、监督约束、技术创新和信息扩散的功能，实现城市经济、社会、生态等方面的发展[12]。在微观层面，数字网络信息平台依靠多重网络效应增加有效供需信息和完善价格机制，可以很好地匹配供需双方，提高资源匹配效率；在中观层面，数字经济不仅是新的经济增长点，还是改造传统产业的支点，主要以数字技术融合推动产业质量变革、效率变革和动力变革，从产业发展视角引领城市现代产业体系和生产方式加速数字化、网络化演进；在宏观层面，城市通过发展数字经济，以数字链接打破城市界限，有利于推动创新活动由地理空间集聚向数字空间集聚转变，在区域协同发展的基础之上带动城市之间各要素高效配置，推动创新要素和主体在数字空间整合重构，形成基于横向治理和创新协同的区域合作发展的新方式，从而提升区域综合竞争实力和强化城市群面对系统性风险的应急能力，实现区域整体发展质量的提升。据此提出假设1：

假设1：数字经济不仅能显著提升本地区城市发展质量，而且对邻近地区具有正向空间溢出效应。

数字经济对城市发展质量具有非线性影响，当数字经济发展到一定阶段后，其对城市发展质量的促进效应会显著增强。在最初的发展阶段，数字基础建设成本较高，但数字产业存在新兴产业的特征，因而其具有的高投入高产出的发展特性会提高市场准入门槛，这时仅有部分企业享受到数字经济红利，数字经济对城市发展质量的影响受到限制；当数字经济突破一定规模限制后，传统市场主体参与的边际成本会持续降低，而其边际收益却几何式增加[8]。一方面，快速增长的数字红利（特别是智能红利和创新红利）驱动城市运营者加快城市数字网络体系构建，支持企业充分运用数据信息作用于生产生活领域，不断提高城市智慧化、网络化建设水平。另一方面，“数实共生”有利于传统产业结构改造升级，同时，产业结构升级能对数字资源网络共享和溢出效应起到加持作用，进而数字经济对城市发展质量的溢出效应呈爆炸式增长。据此提出假设2：

假设2：数字经济对城市发展质量具有边际效应递增的非线性影响，且会受到产业结构升级的加持作用。

数字经济是以信息网络为载体、以技术创新为驱动的经济发展新业态，其具有天然的普惠性，可以实现城市创新、协调、绿色、开放和共享发展。在数字创新的原动力下，物联网、大数据、人工智能等数字技术不断迭代升级，有力地促进了数字型低碳、环保和能源技术的普遍进步。以节能减排为核心的绿色技术应用不仅有助于降低生产生活的污染废弃物产生和排放，从而提高城市生态环境质量，还能够激励企业对新型可持续能源的开发利用，采用电子清洁工艺不断革新产品服务创造方式，形成资源节约、环境保护的新发展模式，从而实现城市高质量发展。与此同时，随着数字经济产业的发展，各地政府在数字中国建设领域投资项目显著增加。特别地，城市数字产业孵化园区能不断促进研发资本、数字技术、高端人才和科技企业充分集聚，将有利于突破城市发展瓶颈，发挥数字经济的集聚效应。据此提出假设3：

假设3：数字经济能通过技术效应和集聚效应显著提升城市发展质量。

2 研究设计

2.1 模型设定

2.1.1 基准回归模型

根据理论分析，本文的基准面板回归模型设定如下：

其中，i为城市，t为时间，clit代表城市发展质量，delit表示数字经济发展水平，controlsit为相关控制变量，α表示常数项，μi和δt分别表示个体和时间异质性的截距项，εit是随机扰动项。

2.1.2 面板门限模型

为了验证数字经济对城市发展质量的非线性作用机制，本文构建了面板门限模型，该模型能将“外源性分组”替换为“内源性分组”，分析不同阶段门限变量在数字经济与城市发展质量之间的非线性关系。因此，构建的单一门限模型如下：

其中，qit表示数字经济和产业结构两个门限变量；D(·)表示指示函数，当qit≤γ时，delit的系数为β11；当qit＞γ时，delit的系数为β12，双重门限和三重门限模型由此推得。

2.1.3 机制检验模型

为进一步考察数字经济对城市发展质量的具体传导机制，本文以绿色技术创新和互联网集聚作为机制变量，检验数字经济是否能通过技术效应和集聚效应驱动城市发展质量的提高。在式（1）的基础上，进一步构建如下机制检验模型：

其中，Mit代表机制变量，其他变量与前文一致。

2.1.4 空间SDM模型

为了识别数字经济对城市发展质量的空间溢出效应，本文采用空间SDM 模型，进一步探讨数字经济影响城市发展质量的空间溢出效应。具体如下：

其中，W表示经济地理空间权重矩阵，W×clit、W×delit和W×controlsit分别为城市发展质量、数字经济和控制变量的空间滞后项。

2.2 变量选取

（1）被解释变量：城市发展质量（cl）。城市发展质量是一个发展中的多维包容性概念，它不仅包括经济社会、生态环境等城市实体系统的发展状况，还涵盖城市的综合竞争力和可持续发展潜力[13]。随着新型城镇化的发展，城市被赋予了更多功能和责任，比如公共基础设施的韧性建设能够抵御外生冲击和各种系统性风险。因此，本文将基础设施规模纳入测度范围，并参考刘成杰等（2021）[13]的做法，构建如表1 所示的城市发展质量评价指标体系，具体包括经济增长动能、社会服务功能、基础设施潜能和生态环境效能四个维度，共计16 个指标。最后采用熵值法来测算城市发展变量。

表1 城市发展质量评价指标体系

（2）解释变量与门限变量。①数字经济（del）：参考赵涛等（2020）[8]、郭峰等（2020）[14]的做法，从数字普惠金融、数字基础设施与数字产业发展三个方面对数字经济发展水平进行综合评价。具体而言：数字普惠金融从数字金融覆盖广度、数字金融使用深度和普惠金融数字化程度三个方面衡量，具体数据由北京大学数字金融研究中心测度；数字基础设施由互联网普及率和移动互联网用户水平表示，具体使用每百人互联网宽带用户数（户）和移动用户数（户）两个指标衡量；③数字产业发展由互联网行业从业指数和互联网产出水平表示，具体采用信息传输、计算机服务和软件业从业人员占比（%）以及人均电信业务收入（元）两个指标表征。最后采用AHP法测算出数字经济发展指数来综合衡量数字经济发展水平。②产业结构（ind）：产业结构演进是产业结构本身从低级到高级的变化趋势。本文用第三产业增加值与第二产业增加值之比来衡量一个城市的经济结构服务化的特征，将产业结构作为门限变量之一。

（3）控制变量：金融发展水平（fin）用金融机构年末贷存比表示，财政支出水平（lngov）用政府财政支出的对数表示，对外开放水平（trade）用进出口总额占GDP 的比重表示，资本存量水平（lncap）用人均资本存量的对数表示，经济发展水平（lngdp）用实际人均GDP的对数表示。

（4）机制变量：数字经济主要通过创新发展产生的技术效应和集聚效应来促进城市发展质量的提高。本文选取绿色技术创新（creat）和互联网产业集聚水平（net）作为中介变量，验证数字经济能否通过技术效应和集聚效应驱动城市发展质量的提高。①绿色技术创新。从产出角度来看，绿色发明专利申请数展现了较强的新颖性、创造性和绿色化，更能真实地反映绿色技术进步和“干中学”效应。因此，本文采用绿色发明专利申请量（件）作为绿色技术创新的代理变量。②互联网产业集聚水平。本文选用信息传输、计算机服务和软件业从业人员指标，运用区位熵测算互联网集聚指数[14]。具体的计算公式如下：

其中，netij为互联网集聚，χij为i城市j行业的从业人数，表示i城市的从业人数，表示j行业总的从业人数，表示全国总从业人数。

2.3 数据来源与描述性统计

原始数据主要来源于历年《中国城市统计年鉴》及各省份统计公报。其中，城市创新创业指数来源于北京大学开放研究数据平台；PM2.5浓度均值数据从哥伦比亚大学国际地球科学信息网络中心巴特尔研究所获得；地级市碳排放数据使用IPCC 2006 的计算方法得到。鉴于数据的可得性，剔除了数据缺失较多的地级市，最终获得的样本为278个地级市。变量描述性统计见表2。

表2 变量描述性统计

3 实证结果分析

3.1 基准回归分析

Hausman检验结果表明本文应选用固定效应模型，下页表3 报告了数字经济对城市发展质量的基准回归结果。可以发现，在表3列（1）、列（2）中，无论是否加入控制变量，数字经济（del）系数都在1%的水平上显著为正，说明数字经济发展能够显著提高城市发展质量，假设1得到验证。

表3 基准回归与工具变量估计结果

3.2 内生性检验

内生性问题可能导致基准回归结果有偏。本文借鉴赵涛等（2020）[8]的做法，采用历史固定电话数量（del_iv1）和历史邮局个数（del_iv2）两个工具变量来缓解可能存在的内生性问题。原因如下：一方面，数字经济发展水平与互联网、大数据等发展程度密切相关，而互联网发展的基础离不开传统通信技术。各城市历史上传统电信的基础设施极有可能影响到后续城市数字网络技术的使用；另一方面，历史邮电工具对现代城市发展质量的影响随着其使用频率的下降正在逐渐消失，在很大程度上也满足排他性假设。综上所述，本文采用1990 年每万人固定电话数量和每万人邮局个数作为数字经济发展水平的工具变量。工具变量回归结果见表3列（3）、列（4）。通过相关检验发现工具变量不存在不可识别和弱识别的问题，2SLS 的估计结果表明基准回归结果仍具有稳健性。

3.3 门限机制验证

为验证数字经济对城市发展质量的非线性门限效应，本文采用数字经济（del）和产业结构（ind）作为门限变量，并采用Bootstrap法重复抽样300次进行门限效应检验，从而确定残差平方和最小的门限估计值。由表4可知，数字经济和产业结构均存在双重门限，但三重门限未通过检验。因此，数字经济存在两个门限值，门限值分别为0.153和0.298；产业结构的两个门限值分别为0.629和1.354。

表4 门限变量检验结果

表5 是面板门限模型的回归结果。在行（1）中，数字经济对城市发展质量的促进作用存在双重门限效应且都显著为正，但弹性系数大小存在一定差异，在阶段1 至阶段3分别为0.320、0.270和0.309。可以看出数字经济与城市发展质量之间呈现非线性的“U”型关系，表明数字经济在拐点左侧对城市发展质量的促进作用将减弱，但在发展到一定水平时（跨过拐点后），会由边际递减逐渐变为边际递增效应。如行（2）所示，在以产业结构作为门限变量的情况下，三个阶段的回归系数均显著为正，且系数值在不断增大，说明数字经济对城市发展质量的促进作用不但受到本身发展阶段的影响，还受到产业结构产生的调节作用，且存在边际效应递增的特征，假设2得到验证。

表5 门限效应估计结果

3.4 传导机制检验

上述实证检验结果表明，数字经济能够显著提升城市发展质量。但是数字经济对城市发展质量具体的传导机制需进一步分析。为此，本文对式（3）和式（4）进行回归，得到的估计结果如表6 所示。列（1）、列（3）的结果显示，在阶段1中，数字经济对绿色技术创新和互联网集聚的影响都显著为正，表明数字经济不但能驱动绿色技术发展，而且可以提升互联网集聚水平。阶段2 的估计结果如列（2）、列（4）所示。可以发现，数字经济具有明显的技术效应和集聚效应，假设3 得到验证。可能的原因在于，一方面，数字经济发展的核心推动力在于技术创新，主要表现为数字经济能够通过驱动企业进行绿色技术创新，从而改造提升传统产业，不断提高能源资源利用效率，在供给侧引导绿色生产和低碳生活，以此助推城市发展质量的提升；另一方面，数字经济发展往往伴随着互联网产业的集聚。通过产业集聚效应，城市发展的业态模式能够发生根本性转变，运用“数字孪生”技术助力城市智慧和韧性建设，进而实现城市高质量发展。

表6 传导机制检验结果

3.5 空间溢出效应检验

数字经济发展能将地区信息资源充分汇聚和整合，有利于打破空间限制。因此在识别数字经济对城市发展质量的影响机制时，需要考虑数字经济对城市发展质量的空间溢出效应。同时，在进行参数估计之前，需要对空间计量模型进行相关检验。LM 和Wald 检验结果均表明本文应该采用空间杜宾模型（SDM），并且可将模型扩展为城市和年份的双向固定效应模型。数字经济对城市发展质量的空间杜宾模型MLE估计结果如表7所示。结果显示，数字经济和城市发展质量的空间滞后项均显著为正，初步表明数字经济对城市发展质量的影响存在显著的空间溢出效应。由于直接使用W×del的估计系数分析数字经济对城市发展质量的空间溢出效应会存在系统性偏差，因此需要将变量变化进行偏微分处理，将数字经济对城市发展质量影响的估计系数分解为直接效应和空间溢出效应，以此来进一步解释数字经济的溢出效应。可以发现，数字经济的直接效应、空间溢出效应和总效应的估计系数都显著为正，说明数字经济不但能有效促进城市发展质量水平的提高，还存在显著的正向空间溢出效应。与此同时，估计结果中直接效应的估计系数显著小于空间溢出效应，表明数字经济对周边地区综合发展水平的促进作用比本地区更显著。总而言之，数字经济对城市发展质量具有明显的正向影响，并对周围地区产生了“扩散效应”而非“虹吸效应”。

表7 空间计量模型估计结果

3.6 异质性分析

3.6.1 地区规模异质性

本文根据国家统计局的划分方法，将278个地级市划分为东部、中部和西部地区城市三组，探讨不同城市数字经济影响城市发展质量的地区差异性。表8 列（1）至列（3）结果显示，无论是东部、中部还是西部地区城市，数字经济对城市发展质量影响的估计系数都在1%的水平上显著为正，但作用效果表现为东部地区城市大于中部地区城市大于西部地区城市，这与东、中、西部地区城市的经济发展、产业结构和资源禀赋状况密切相关，也表明在数字经济建设方面东部地区仍领先于全国水平。与此同时，从城市规模差异性来看，参考《关于调整城市规模划分标准的通知》，将样本划分为特大城市、大城市和中等城市三组，并依次进行回归，得到估计结果见表8列（4）至列（6）。其中，数字经济在特大城市和大城市的估计系数显著为正，而在中等城市的估计系数并不显著，可能的原因如下：数字经济发展需要强大的经济实力、良好的基础设施和完善的金融发展水平，相较于中等城市，规模更大的城市拥有更好的营商环境，更容易留住高新技术人才，而在市场化程度更高的城市更能激发市场主体的创新创造活力，从而显著提升城市发展质量。

表8 地区规模异质性检验结果

3.6.2 城市特征异质性

为了深入探讨数字经济对城市发展质量的特征异质性影响，本文将表1城市发展质量评价指标体系中的经济增长动能、社会服务功能、基础设施潜能和生态环境效能四个维度作为划分依据，采取年均值三等分法，把278 个样本城市划分成经济增长高动能城市和低动能城市、社会服务高功能城市和低功能城市、基础设施高潜能城市和低潜能城市以及生态环境高效能城市和低效能城市。分组之后的估计结果如表9所示。

表9 城市特征异质性检验结果

在经济增长方面，数字经济对城市发展质量的影响具有显著差异。在高动能城市显著为正，而在低动能城市为负且不显著，说明高动能城市能为数字经济发展提供资金技术支持，从而给城市发展质量带来技术性变革。在社会服务方面，高功能城市的数字经济估计系数明显大于低功能城市，并且在1%的水平上显著，表明高功能城市能提供适宜的居住环境，更能吸引信息技术人才落户，为城市发展提供人才支持和创新活力。在基础设施方面，无论高潜能城市还是低潜能城市，数字经济对城市发展质量的影响都在1%的水平上显著为正，这与全样本的估计基本一致，表明数字经济不仅能在基础设施较好的城市中起到明显的促进作用，而且在基础设施薄弱的城市也能通过数字经济建设来提升城市质量。不难理解，随着数字经济的发展，现有条件难以满足人们对数字网络服务日益增加的需求，低潜能城市只需要合理地进行城市数字网络体系规划，对数字城市经济合理布局，积极对接“宽带中国”战略，提供合适的数字化服务，便能取得有效进展。在生态环境方面，高效能城市的估计系数大于低效能城市，但并不明显。可能是因为重环境污染城市往往伴随着重工业，样本期内以牺牲环境为代价的城市仍能通过数字经济建设来提高城市发展质量。

4 结论与建议

本文以2011—2020年中国278个地级市为研究样本，在分析数字经济对城市发展质量的作用机理基础上，采用面板门限模型、机制检验模型、空间杜宾模型等检验了数字经济对城市发展质量的影响及其作用机制。得出以下结论：（1）数字经济对城市发展质量具有直接影响，并在工具变量的检验下仍然成立。（2）数字经济对城市发展质量的影响呈现非线性变化趋势，发展到一定阶段会由边际效应递减转变为边际效应递增，且在产业结构为门限变量的情况下，该效应会进一步强化。（3）数字经济建设能通过技术效应和集聚效应促进城市发展质量的提升。（4）城市高质量发展中数字经济具有显著的空间溢出效应，且比直接效应更加显著。（5）数字经济对城市发展质量的影响在地区规模和城市特征上具有显著异质性。在地区规模方面，东部地区城市和大型城市相对中部、西部地区城市和中等城市而言的促进效应更为明显；在城市特征方面，经济发展、社会服务和生态环境较好的城市正向作用更加明显。

为充分发挥数字经济的多重效应，本文提出以下建议：第一，政府应强化顶层设计，发挥数字经济赋能城市发展质量的多路径作用。在数字技术方面，应加大对科研机构的财政支持力度，促进数字技术研发（特别是软件技术）及成果转化；在数字平台方面，着力构建智慧政务公共服务平台和工业大数据维护系统，不断提升政府管理和企业经营效率；在数字金融方面，通过创新数字融资方式强化数字金融对数字产业的信贷支持力度。第二，增强大型城市的辐射带动力度，以中心城市为重点，提高区域分工协作能力。推动城市之间数字资源开放共享，形成区域产业互动、联合应急和污染共治的协同机制，从而促进区域各要素资源合理配置，提升城市发展质量。第三，明确数字经济差异化发展战略。一是大型城市应发挥自身在数字资源、技术、人才等多个方面的优势，健全数字治理和应急管理体系，促进数字经济与智慧城市融合发展；二是以“新基建”为契机，促进东、中、西部地区的数据流通与资源共享，着力打造区域联动的数字合作发展模式，提高数字经济发展的协调性。