数字基础设施建设、统一大市场与城市经济高质量发展

[摘要]数字基础设施建设和统一大市场是构建新发展格局的重要基石，在推动城市经济高质量发展方面的作用愈发凸显。以“宽带中国”试点政策的实施作为一项外生冲击，基于2009—2020年中国284座城市的面板数据，采用多期双重差分模型考察数字基础设施建设和统一大市场对城市经济高质量发展的影响。结果表明：数字基础设施建设和统一大市场对城市经济高质量发展都产生了显著的促进作用，且两者在驱动城市经济高质量发展中存在明显的替代关系，而这一作用关系在东部地区和大城市更为明显，对中西部地区和小城市的影响不显著。进一步研究发现，统一大市场是数字基础设施建设赋能城市经济高质量发展的重要途径之一，相较于中西部地区，统一大市场的中介作用在东部地区更加突出；就不同市场类型而言，商品统一大市场和资本品统一大市场在数字基础设施建设赋能城市经济高质量发展中的功效更强。基于此，应持续推进数字基础设施建设，深化流通体制机制改革，不断提高市场融合发展水平，充分释放数字基础设施建设和统一大市场对城市经济高质量发展的赋能效应。

[关键词]数字基础设施建设；统一大市场；经济高质量发展；替代效应；中介效应

一、 引言

党的十九大报告指出，“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期”1。党的二十大报告提出，“要加快构建新发展格局，着力推动高质量发展”2。党的二十届三中全会审议通过的《中共中央关于进一步全面深化改革、推进中国式现代化的决定》进一步强调，“高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务”3，标志着高质量发展已成为当前我国经济发展的主旋律。基础设施建设是国民经济基础性、先导性和引领性的产业，在推动经济增长、促进区域协调发展等方面扮演着重要的角色[1-2]。随着新一轮科技革命与数字经济的快速演进，以光纤通信、数据算力、移动互联网等“新基建”为代表的数字基础设施建设成为我国经济增长的重要引擎，其不仅可以带动经济“包容性”增长，还能够为全社会数字化转型提供底层支撑，推动构建现代产业体系，为经济发展赋能增效[3]。习近平总书记也强调，“要加快建设以5G网络、全国一体化数据中心体系、国家产业互联网等为抓手的高速泛在、天地一体、云网融合、智能敏捷、绿色低碳、安全可控的智能化综合性数字信息基础设施，打通经济社会发展的信息‘大动脉’”4，充分激发数字化转型对经济高质量发展的引领作用。

相较于传统基础设施建设，以“云网融合”为核心的数字基础设施建设能够极大地促进要素资源的有效整合，在疏通生产、分配、流通和消费各个环节的堵点上具有天然优势，是市场化改革的重要力量[4]。市场化改革的成效关乎经济高质量发展的水平与前进方向，尤其是在“双循环”新发展格局背景下，构建统一开放、竞争有序的全国大市场对打破区域小市场，消除地方保护主义，畅通要素流通，实现规模经济具有重要意义[5]。已有研究表明，数字基础设施建设具有较高的空间溢出效应，其可以通过降低区域间的信息不对称，促进资源跨地区整合，为加快构建全国统一大市场提供了新机遇[6]。且学者们从理论上论证了数字基础设施建设和统一大市场对经济高质量发展的必要性[7-8]，但仍存在以下两方面的局限：首先，现有研究关于统一大市场与经济高质量发展之间关系的实证分析相对较少，且已有研究主要集中在省域层面，关于统一大市场对城市经济高质量发展的实证研究仍相对匮乏。其次，已有文献鲜有关注数字基础设施建设和统一大市场在影响城市经济高质量发展过程中的作用关系。

基于此，本文的边际贡献主要体现在以下两个方面：第一，将数字基础设施建设、统一大市场与经济高质量发展纳入统一的分析框架中，从替代效应和中介效应的双重视角出发，就数字基础设施建设和统一大市场影响城市经济高质量发展的作用机理展开论述，丰富相关研究。第二，将市场构成细分为商品市场、资本品市场以及劳动力市场，剖析不同类型统一大市场在影响城市经济高质量中的作用效果，有助于深入理解不同要素市场发展现状，为推进全国统一大市场提供经验证据。

二、 研究假设

经济高质量发展的核心是指在生产要素投入一定的情况下，通过要素资源的有效配置实现更高的经济产出，进而以更低的环境成本更好地满足人民群众的多元化需求。为此，本文以“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念为引领，探讨数字基础设施建设和统一大市场对城市经济高质量发展的影响。

1. 数字基础设施建设与城市经济高质量发展

作为数字经济发展的底层支撑，数字基础设施建设能够降低数字技术使用的初始门槛，加快数字技术应用，驱动数实融合以赋能经济高质量发展。从创新层面来看，数字基础设施建设能够提高信息数据的可获得性，降低企业搜集信息的成本，驱动企业将更多的资源用于产品的创新研发[9]。同时，数字技术的应用提高了创新主体获取创新资源的便利性，不仅能够在普遍范围内提高劳动生产效率以加快技术进步[10]，产生的知识溢出和信息共享效应还能够对数字技术的发展产生正向反馈机制，形成数字技术发展和科技创新能力提升的良性循环。从协调层面来看，数字基础设施建设能够突破传统的物理距离制约，提高物流、信息流和资本流的跨区域流动速度，有效缓解“信息孤岛”引致的低效错配[11]，畅通经济大循环以促进区域经济协调发展。从绿色发展层面来看，数字技术的强扩散效应能够推动形成数字生态系统，引致的市场需求转变以及外部竞争压力会加速市场主体吸纳新知识与新技术的能力，助推企业技术创新与经营模式变革，这不仅能够促进战略新兴产业的诞生[12]，还能够加速传统高污染、高耗能产业的淘汰。此外，数字基础设施建设还能够提高对空气质量、河流水质的动态监测能力以提升地区绿色发展水平[13]。从对外开放层面来看，数字基础设施建设不仅能够吸引外商直接投资，还能够优化外商投资结构，从“质量”与“数量”两个方面推动城市对外开放水平提升[14]。从共享层面来看，数字技术发展革新了组织内部交流模式，使得政府治理呈现数字化、智能化、即时性和高效性等特征，赋予全体人民群众共享高质量公共服务的平台与机遇。基于以上分析，本文提出以下假设。

H1：数字基础设施建设有助于推动城市经济高质量发展。

2. 统一大市场构建与城市经济高质量发展

统一大市场与市场分割是一对对立的概念，市场分割是改革开放至今我国经济发展面临的重要问题之一[15]。短期来看，市场分割可能会保护本地企业的既得利益，但是从长期来看，市场分割会阻碍跨区域贸易交易，造成资源错配和价格扭曲。相较之下，统一大市场是逐步修复市场分割和畅通经济循环的过程，为地区经济高质量发展注入了新动能[16]。从创新层面来看，统一大市场通过变革市场运行机制和保障同等市场环境提高了市场竞争程度，企业迫于外部市场压力，会加大创新投入，通过提高产品技术竞争力获得更大的市场份额，企业创新能力进而得到有效提升。从协调层面来看，统一大市场能够通过促进要素的跨区域流动有效破除体制机制障碍，解决城乡发展失衡问题，进而弱化区域经济发展的不平衡不充分[17]。从绿色发展层面来看，统一大市场突破了传统的地理限制，促使地方政府在制定政策时避免过分追求个人政绩而忽视地区整体绿色发展。与此同时，统一大市场构建还能够通过加快绿色生产要素流动促进地区绿色全要素生产率提升[18]。从对外开放层面来看，统一大市场能够充分发挥资源比较优势，提高优势产业的全球竞争力，并且统一的外贸监管机制能够构建稳定的贸易环境，有助于促进高质量对外开放水平。从共享层面来看，统一大市场有利于人民群众共享发展成果，实现经济高质量和共同富裕融合发展。基于此，本文提出以下假设。

H2：统一大市场构建有助于促进城市经济高质量发展。

3. 数字基础设施建设、统一大市场与城市经济高质量发展

前文从数字基础设施建设和统一大市场两个独立的视角分别探讨了它们对城市经济高质量发展的影响，那么在共同影响经济高质量发展的进程中二者之间又存在什么样的关系？

首先，本文认为数字基础设施建设和统一大市场在促进城市经济高质量中存在“替代关系”。已有文献表明，要素资源的高效配置有助于实现规模经济，是推动经济高质量发展的重要动力[19]，而数字基础设施建设水平越高的地区，其资源的优化配置能力越强，越利于驱动城cOg3YAHY4gIkR2xmuIgHiSUb62YgDHO59MG3Qgkqxy0=市经济高质量发展。与此同时，在数字经济时代，拥有先进技术和管理经验的公司倾向于向数字基础设施建设水平更高的地区集聚，通过技术扩散和知识溢出等途径推动该地区的经济高质量发展水平提升。因此，在数字基础设施建设水平较高的地区，数字基础设施建设因素对城市经济高质量发展的影响占据主导地位，而统一大市场对城市经济高质量发展的影响可能相对较弱；反之，如果地区数字基础设施建设水平较低，那么该地区资源整合的能力相对较差。为了实现规模经济效应，这些地区只能通过区域市场整合加强各地区之间的技术交流与合作，促进知识和技术的传播与扩散，城市经济高质量发展水平也会因此得到提升。因此，在数字基础设施建设水平较低的地区，统一大市场构建对城市经济高质量发展的影响相对较大。基于此，本文提出如下假设：

H3：数字基础设施建设和统一大市场在促进城市经济高质量发展方面存在替代关系，即数字基础设施建设水平越高，统一大市场对城市经济高质量发展的影响越低，而数字基础设施建设水平越低，统一大市场对城市经济高质量发展的影响越高。

其次，我们认为数字基础设施建设和统一大市场在促进城市经济高质量发展中还存在“中介关系”，即数字基础设施建设还能够通过促进统一大市场赋能城市经济高质量发展。一方面，数字基础设施建设通过提高信息数据的可获得性有效链接跨地区和跨部门的经济活动[20]，打破了因地理距离导致的市场分割，提高了市场联动性，进而推动了市场一体化进程。另一方面，数字基础设施建设能够将传统的物理空间形式转换为“云空间”形式，借助数字平台提高要素资源的动态匹配效率，降低要素资源的交易成本，推动统一大市场进程。同时，数字技术应用能够加速政府公共服务的数字化转型，提高政府治理效率，推动政府治理体系的统筹性和协调性，这一过程为落后地区经济主体享受高质量的政务服务提供了更大的便利，同样有利于加快统一大市场进程。基于以上分析，本文提出如下假设：

H4：统一大市场是数字基础设施建设赋能城市经济高质量发展的重要途径之一。

三、 研究设计

1. 模型构建

（1）多期双重差分模型

数字基础设施建设与“宽带中国”战略实施密切相关，且作为数字中国的技术支撑，“宽带中国”这一政策的实施同样有助于促进全国统一大市场的形成[21]。基于此，本文将“宽带中国”战略实施作为一项准自然实验，采用多期双重差分模型评估数字基础设施建设和统一大市场如何影响城市经济高质量发展这一现实问题。进一步，为了考察数字基础设施建设和统一大市场对城市经济高质量发展的共同影响，将两者的交乘项纳入到模型中，具体的模型设定如下：

[Yit=α0+α1Digdidit+α2LnIntegit+α3Digdidit×LnIntegit][+k=1βkControlikt+υi+ut+εit] （1）

其中，[Yit]表示第[t]年城市[i]的经济高质量发展水平；[Digdid]表示数字基础设施建设，采用“宽带中国”战略试点的虚拟变量表征，若某个城市[i]当年进入“宽带中国”试点名单，取值为1，反之则赋值为0；[Integ]表示统一大市场水平；[Digdidit×Integit]表示数字基础设施建设和统一大市场的交乘项，如果[α3<0]，表示在影响城市经济高质量发展方面，数字基础设施建设和统一大市场构建存在相互替代关系，反之，表示两者之间存在互补关系；[k]表示第[k]个控制变量，[Control]表示控制变量，[υi]表示个体固定效应，[ut]表示时间固定效应，[εit]为随机扰动项。

（2）中介效应模型

为检验H4，验证统一大市场在数字基础设施建设影响城市高质量发展中的作用机制，本文借鉴江艇[22]提出的中介效应分析建议，为克服原有中介效应模型可能存在的内生性缺陷，构建如下模型进行验证：

第一步，检验数字基础设施建设对统一大市场的影响。

[LnIntegit=γ0+γ1Digdidit+k=1βkControlikt+υi+ut+εit] （2）

第二步，检验统一大市场对城市经济高质量发展的影响，进而作为相关性检验的证据。

[Yit=η0+η1LnIntegit+k=1βkControlikt+υi+ut+εit] （3）

上式中，[Integ]表示统一大市场水平， [γ1]测度数字基础设施建设对统一大市场的影响，[η1]衡量统一大市场对城市经济高质量发展的影响，其余变量的含义同式（1）。

2. 变量测度与数据说明

（1）被解释变量

经济高质量发展（[Y]）。本文借鉴钞小静等[23]的研究，分别从条件禀赋、居民生活水平、经济结构、创新能力、经济效率和生态环境六个方面构建多维综合评价体系衡量城市经济高质量发展水平，并采用主成分分析法对城市经济经济高质量发展综合评价体系各指标进行赋权，最后采用线性加权法计算得到中国城市经济高质量发展指数值。城市经济高质量发展综合评价指标体系如表1所示。

（2）核心解释变量

数字基础设施建设（[Digdid]）。采用“宽带中国”战略试点的政策虚拟变量进行表征，将“宽带中国”试点城市作为实验组，非试点城市作为控制组，即“宽带中国”战略试点当年及之后年度的实验组赋值为1，试点之前年度的实验组赋值为0，控制组样本赋值为0。

统一大市场（[Integ]）。综合市场按照产品类型可以划分为商品市场、资本品市场和劳动力市场，为剖析不同产品类型统一大市场对城市经济高质量发展的影响，本文借鉴郭鹏飞等[24]的研究采用价格指数法分别测算商品市场一体化指数1（[MInteg]）、资本品市场一体化指数2（[CInteg]）与劳动力市场一体化指数3（[LInteg]），进一步对以上三个指数取均值得到综合市场一体化指数，以表征统一大市场水平。

（3）控制变量

本文在城市层面选取如下五个特征因素作为控制变量，具体包括：财政分权度（[Finadp]），使用财政预算收入与财政预算支出的比值衡量；人口密度（[LnRkmd]），使用各城市总人口与行政区面积比值的对数值表示；政府创新偏好（[Pre]），使用教育和科技总支出占财政支出的比重进行测算；金融发展水平（[Fin]），使用各城市年末金融机构存贷款余额占GDP的比重表示；外商直接投资强度（[Fdi]），使用实际外商直接投资额占GDP的比重来反映。

（4）数据说明

变量的基础数据主要来自《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》以及wind数据库。部分缺失的数据通过各省的统计年鉴以及各城市的国民经济和社会发展统计公报进行补充，最终得到2009—2020年284座城市的面板数据，其中加入“宽带中国”战略的试点城市共108个，非试点城市176个。所有的价格变量均进行了平减处理，变量的统计性描述见表2。

四、 实证结果分析

1. 基准回归分析

本文首先使用普通最小二乘法估计基准回归模型，结果如表3所示。为了便于比较，本文分别汇报了采用混合最小二乘法（POLS）、固定效应（FE）和随机效应（RE）的估计结果。Breusch-Pagan LM检验显示拒绝了不存在个体随机效应的原假设，说明采用随机效应比混合OLS更合适，进一步，Hausman检验拒绝了解释变量与个体效应不相关的原假设，应采用固定效应。为此，本文主要探讨固定效应模型的回归结果，列（3）显示数字75541da1df38eef594e10ebb7bc0dcbbd815cda0a5ecd1de19adab19b7e55811基础设施建设的估计系数为0.024，在1%的水平上显著，说明以“宽带中国”战略实施为代表的数字基础设施建设能够促进城市经济高质量发展水平提升，H1得到初步验证。统一大市场的估计系数显著为正，即统一大市场构建有利于城市经济高质量发展，H2也得到初步验证。此外，数字基础设施建设和统一大市场交互项（[Digdid×Integ]）的估计系数为-0.016，通过了5%的显著性水平。这一结果表明：数字基础设施建设水平较高，统一大市场对城市经济高质量发展的影响越小，反之，数字基础设施建设水平较低，则统一大市场对城市经济高质量发展的影响越大，即两者在促进城市经济高质量发展方面存在替代关系。进一步，考虑到由遗漏变量带来的内生性问题，本文将财政分权度（[Finadp]）、人口密度（[LnRkmd]）、政府创新偏好（[Pre]）、金融发展水平（[Fin]）以及外商直接投资强度（[Fdi]）等城市特征变量纳入到基准模型中进行回归分析，结果见表3第（4）列。数字基础设施建设和统一大市场的估计系数显著为正，且两者交互项（[Digdid×Integ]）的估计系数仍显著为负。与此同时，混合效应（POLS）和随机效应（RE）的估计结果同样显示数字基础设施建设和统一大市场构建不仅能够促进城市经济高质量发展，且两者之间存在替代关系。前置假设H3得到了验证。

2. 稳健性检验

（1）平行趋势检验

满足平行趋势假设是使用双重差分模型的一个重要前提。本文借鉴张国建等[25]的研究，采用事件研究法检验政策实施的动态效应，结果如图1所示。可以看出，“宽带中国”战略试点政策实施之前，实验组城市与对照组城市的经济高质量发展水平差异不显著，而在“宽带中国”战略实施之后，实验组与对照组的城市经济高质量发展水平差距逐渐凸显，说明该战略实施对城市经济高质量发展的影响系数随时间呈现明显扩大趋势，满足平行趋势假设。

（2）安慰剂检验

在满足平行趋势检验后，仍须考虑由其他政策或遗漏变量导致的回归偏误，本文通过随机抽选实验组与对照组进行安慰剂检验，通过反事实方法确认数字基础设施建设对促进城市经济高质量发展的稳健性，结果如图2所示。可以看出城市经济高质量发展水平估计系数分布在0左右，且P值基本均大于0.1，说明基准回归结果未受到其他因素的影响，安慰剂检验通过。

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图1 平行趋势检验结果

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图2 安慰剂检验结果

（3）PSM-DID检验

考虑到样本选择偏差导致的内生性问题，本文进一步使用PSM-DID方法进行稳健性检验。在具体应用时，根据控制变量对实验组和控制组进行样本匹配，在倾向得分匹配的基础上采用双重差分模型重新进行回归，结果见表4列（1）。数字基础设施建设、统一大市场以及两者交互项的估计系数分别为0.022、0.007和-0.015，均在5%的水平上显著。

（4）Heckman两阶段检验

为缓解样本自选择偏误可能导致的内生性问题，本文采用Heckman两阶段方法进行稳健性检验。首先，构建“宽带中国”战略政策试点决定因素模型，采用Probit回归模型进行估计，计算逆米尔斯比；其次，将逆米尔斯比加入基础回归模型中进行估计，结果见表4列（2），数字基础设施建设和统一大市场能够促进城市经济高质量发展，且两者之间存在替代关系。

（5）虚拟变量法

借鉴Moser等[26]的研究，本文通过设置省份固定效应、省份和时间趋势交互固定效应缓解由于外部环境变化可能对估计结果造成的影响。结果见表4列（3）和至列（4）。结果显示在控制外部环境变化后，模型的主要结论并未发生改变。

（6）剔除异常样本点的影响

为避免异常样本值对回归结果造成的影响，本文对主要连续变量进行1%水平上的缩尾处理，结果见表4列（5），相较于基准回归，核心解释变量的估计系数和显著性未发生明显变迁。

（7）工具变量法

进一步，本文借鉴赵涛等[27]的研究，构造城市层面1984年的每万人电话用户机数量与上一年全国互联网用户数的交互项作为数字基础设施建设的工具变量，进行2SLS回归分析，结果见表4列（6）。数字基础设施建设和统一大市场能够共同促进城市经济高质量发展，且两者之间存在明显的替代关系。

3. 异质性检验

本文从区域特征差异和城市等级差异考察数字基础设施建设和统一大市场对城市经济高质量发展“替代效应”的异质性。首先，将全样本划分为东部地区和中西部地区两个分样本进行回归分析，结果见表5列（1）至列（2）。对东部地区而言，数字基础设施建设和统一大市场的估计系数均显著为正，且二者交互项的估计系数为-0.026，在5%的水平上显著。对于中西部地区而言，基础设施建设和统一大市场交互项的估计系数为-0.006，但是在统计水平上不显著，说明数字基础设施建设和统一大市场对东部地区城市经济高质量发展的替代关系更明显。其次，参照国家统计局的划分标准，将北京、上海、广州、深圳等70个城市视为大城市1，其他城市视为小城市，探讨城市等级差异带来的异质性影响，结果见表5列（3）和列（4）。同理相较于小城市，数字基础设施建设和统一大市场对大城市经济高质量发展的替代效应更强，可能的原因是受益于“大城市偏好”型经济政策的影响，这些大城市的数字基础设施建设更为完善，经济相对发达，且作为数字经济发展的先行示范区，大城市能够有效吸引优质生产要素集聚，进而在促进城市经济高质量发展中占据主导位置，统一大市场对促进城市经济高质量发展的功效可能变弱。对小城市而言，其数字基础设施建设和市场分割现象更为严重，两者对促进城市经济高质量发展的替代关系不明显。

表5 “替代效应”的异质性回归结果

[变量 东部地区 中西部地区 大城市 小城市 （1） （2） （3） （4） [Digdid] 0.039**

（2.280） 0.010**

（2.270） 0.038***

（2.920） 0.0009

（0.190） [Integ] 0.0269**

（2.230） 0.001

（0.360） 0.0321***

（3.180） 0.0006

（0.440） [Digdid×LnInteg] -0.0261**

（-2.030） -0.006

（-1.560） -0.0247*

（-1.910） -0.0004

（-0.100） [Finadp] 0.0234

（1.160） 0.0226***

（5.470） 0.038**

（2.530） 0.0264***

（4.730） [LnRkmd] 0.0317*

（1.760） -0.0144*

（-1.960） 0.0369

（1.000） -0.00746*

（-1.750） [Pre] 0.223

（1.620） 0.0560***

（5.120） 0.226**

（2.140） 0.0377**

（2.600） [Fin] -0.001

（-0.210） 0.0019***

（6.860） -0.0035

（-0.860） 0.0019***

（5.400） [Fdi] 0.036

（0.760） -0.0138

（-1.410） 0.0273

（0.540） 0.0013

（0.110） [_Cons] -0.158

（-1.100） 0.259***

（5.590） 0.041

（0.160） 0.103***

（4.250） 城市固定效应 控制 控制 控制 控制 时间固定效应 控制 控制 控制 控制 [obs] 1200 2208 828 2580 [R2] 0.537 0.847 0.849 0.885 ]

注：由于大理市相关数据缺失，因此大城市样本仅包含69个城市的数据

4. 机制识别检验

表6报告了统一大市场在数字基础设施建设影响城市经济高质量发展中的作用机制检验结果。列（1）是以统一大市场为被解释变量的回归结果，数字基础设施建设的估计系数为0.093，在1%的水平上显著，说明数字基础设施建设能够促进统一大市场进程。列（2）是以城市经济高质量发展为被解释变量的回归结果，统一大市场的估计系数为0.035，通过了1%的显著性水平，表明统一大市场有助于促进城市经济高质量发展，即数字基础设施建设能够通过促进统一大市场赋能城市经济高质量发展。前置H4得到验证。同时，考虑到不同区位特征差异下的市场分割存在一定差异，将全样本划分为东部和中西部两个分样本进行回归分析，结果见表6列（3）至列（6）。结果显示，统一大市场对东部地区城市经济高质量的影响更显著，但是对中西部地区城市经济高质量发展的效果不明显，即相较于中西部地区，统一大市场在东部地区的中介作用更突出。可能的原因是中西部地区经济发展水平相对较弱，处于保护本地战略性企业发展的需求，可能存在人为设置贸易壁垒的动机，制约了统一大市场对城市经济高质量发展的作用效果。

进一步，本文将综合市场划分为商品市场、资本品市场以及劳动力市场，考察不同市场类型统一大市场对城市经济高质量发展的作用效果，结果见表7。可以看出，当商品统一大市场和资本品统一大市场作为被解释变量时，数字基础设施建设的估计系数均显著为正，说明数字基础设施建设有助于促进商品市场和资本品市场的一体化发展，当劳动力统一大市场作为被解释变量时，数字基础设施建设的估计系数为-0.012，在统计水平上不显著，说明数字基础设施建设lmuC8Jl4/p0j40ONSKP5HGzhnv7x8R3ae5Wi2leE9JU=未能有效推进劳动力统一大市场进程，这一现象可能的原因是相较于商品市场和资本品市场，劳动力流动不仅会依赖基础设施的影响，还与福利待遇、房价、医疗保障、教育等多方面的因素息息相关，进而使得数字基础设施建设对劳动力统一大市场进程的功效未能充分显现。进一步，列（2）、列（4）和列（6）列显示，商品统一大市场和资本品统一大市场能够显著促进城市经济高质量发展，但是劳动力统一大市场对城市经济高质量发展的正向效应不明显，即相较于劳动力统一大市场，商品统一大市场与资本品统一大市场的作用机制更明显。

五、 结论与政策建议

本文以2009—2020年中国284座地级市为研究样本，采用多期双重差分模型，实证检验了数字基础设施建设和统一大市场对城市经济高质量发展的影响。研究结果显示：第一，数字基础设施建设和统一大市场都显著促进城市经济高质量发展，且两者在促进城市经济高质量发展中存在替代关系，通过安慰剂检验、PSM-DID检验以及Heckman两阶段检验等方法论证了这一结论的稳健性。第二，相较于中西部地区和小城市，数字基础设施建设和统一大市场在东部地区和大城市的经济高质量发展中的替代关系更明显。第三，数字基础设施建设能够通过促进统一大市场赋能城市经济高质量发展，且相较于中西部地区，统一大市场的作用机制在东部地区更为明显。此外，在三类细分市场中，商品统一大市场与资本品统一大市场在数字基础设施建设赋能城市经济高质量发展中的作用效果更强。

在研究结论的基础上，本文提出如下政策建议：

第一，以“数字中国”战略发展为目标，持续推进“宽带中国”试点城市的扩容与增质。一方面，政府相关部门应采取积极的财政政策提高区域数字基础设施建设水平，尤其是要增强中西部地区5G基站、人工智能以及大数据分析等数字基础设施建设，为地区产业数字化转型与数字化产业发展构筑完备的基础条件。另一方面，通过数字基础设施建设突破传统物理距离的限制，鼓励企业和高科技人才进行多方位的交流与合作，加快推进知识和技术的空间传播效率，推动大中小城市之间的协同创新，不断释放数字经济发展带来的经济增长红利。

第二，要进一步加强市场化改革，不断提高市场融合发展水平。一方面，政府应加强顶层设计，深化流通体制改革，构建多元化的市场化主体以及良性互动的、监管严格的市场运行体系，减弱地方保护主义和市场分割壁垒，提高生产要素跨区域配置效率，为推动全国统一大市场提供基础性前提。另一方面，要借助数字基础设施建设构建全国统一的市场服务体系，加快信息数据共享水平，提高在线业务办理以及问题处置的即时性和高效性，依法保障各类市场主体享受均等化的公共服务，为推动经济高质量发展赋能增效。

第三，针对不同地区和市场，采取差异化的政策措施。一方面，鉴于中西部地区的市场分割程度相对较高，统一大市场的传导作用相对较弱，有必要充分发挥地区资源比较优势，在承接东部地区产业转移的同时，引导本地产业积极融入国内外市场，提高区域市场一体化水平。另一方面，要加强户籍制度改革，构建更加灵活便利的劳动力流动政策和体制机制，完善就业信息和咨询服务平台建设，加快劳动力跨区域流动速度。此外，还应进一步优化社会公共服务以及教育、医疗和住房保障体系，全面推进劳动力技能培养制度，减少劳动力流动的潜在风险，为构建劳动力统一大市场提供制度和法律保障。

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基金项目：山西省高等学校哲学社会科学研究项目“数字经济对城市经济高质量发展“后发优势”的影响研究”（项目编号：2023W096）；中国商业统计学会规划重大课题“数字经济驱动现代化产业体系发展的机理、效应与路径优化研究”（项目编号：2023STZA04）；山西省科技战略研究专项重点项目“山西省十大重点专业镇科技创新发展战略研究”（项目编号：202304031401010）。

作者简介：张少华，男，博士，太原科技大学经济与管理学院讲师，研究方向为宏观经济计量分析；任悦，女，中共中央党校（国家行政学院）经济学教研部博士研究生，研究方向为宏观经济政策分析。

（收稿日期：2024-06-07 责任编辑：苏子宠）