后疫情時代下數字經濟帶動經濟發展的實證分析

賈 暉 郭亞楠 初 浩 葉乾霖

1（中國信息通信研究院產業與規劃研究所，北京 100191） 2（吉林大學管理學院，長春 130022）3（中國電子信息產業發展研究院信息化與軟件產業研究所，北京 100044）

引 言

當前，新一代信息技術迅猛發展，信息技術與科技發展帶來的產業變革正影響著全球。人類社會也隨之從農業革命、工業革命，邁入信息革命。數據作為新生產要素，在社會經濟發展中也扮演著重要的角色。數據價值的充分利用，數字技術與實體經濟融合發展，推動數字產業化、產業數字化轉型升級，也促進了經濟社會發展的躍升。然而，2019年底突如其來的一次全球性的重大突發公共衛生事件——新冠肺炎疫情，對我國乃至全球經濟都帶來了前所未有的嚴重沖擊。據世界衛生組織（WHO）數據顯示，截至2020年7月26日，全球共累計確診1617萬例，累計死亡64萬例。我國累計確診病例8.6萬例，累計死亡4659人[1]。為阻止疫情蔓延，世界各國均采取不同程度的人員隔離、流動控制和防控措施。這些防控措施能夠有效遏制病毒蔓延擴散，但同時也為人們正常生產生活、經濟發展和勞動市場帶來巨大影響。美國勞工部數據顯示，僅2020年7月12日至18日的1周內，美國首次申請失業救濟人數就達141.6萬人[2]。據我國統計局數據顯示，2020年第1季度，國內生產總值同比下降6.8%，全國工業產能利用率僅67.3%，人均可支配收入下降3.9%[3]。但同時，電子商務、在線教育、無人配送、線上辦公、遠程醫療、網絡消費、智能制造等新興數字產業卻展現出巨大的增長潛力和市場機遇。后疫情時代數字經濟如何促進我國經濟發展，又將帶來怎樣的影響與變革，成為當下討論的重要話題。

1 文獻回顧

對數字經濟的研究，最早可追溯至上世紀90年代。1995年，美國經濟學家唐·塔普斯科特在《數字經濟》中首先做了詮釋，認為數字經濟是在人類智慧網絡化的基礎上進行的新經濟模式。隨著個人電腦和互聯網技術的廣泛普及和商用，美國最早開始對數字經濟進行布局，從大數據、人工智能等方面推動數字經濟發展。隨后，世界主要國家的政府和學者，對信息技術帶來的經濟發展愈加重視，相繼發布了大量與數字經濟相關的政府報告、學術研究和相關政策。2009年，英國出臺了 《數字英國》計劃，致力于打造數字化國家，推動信息技術促進經濟發展成為可能。日本先后出臺 《e-Japan戰略》、 《U-Japan》、 《智能日本ICT戰略》等，希望發揮人工智能優勢，打造信息化、網絡化、智能化社會。德國實施 “工業4.0”，升級工業科技技術水平，推動企業數字化轉型。俄羅斯實施數字經濟規劃，發揮數字經濟新動能，提高工業生產效率。2009年，Choi等通過跟蹤207個國家1991～2000年間的經濟發展情況，發現網絡對經濟有推動增長的正向作用[4]。2016年，Hodrab等通過研究阿拉伯國家經濟發展數據，證實了互聯網對經濟提升有顯著作用[5]。G20發布的 《二十國集團數字經濟發展與合作倡議》，進一步對數字經濟加以界定，明確提出以使用數字化的知識和信息作為關鍵生產要素、以現代信息網絡作為重要載體、以信息通信技術的有效使用作為效率提升和經濟結構優化的重要推動力的一系列經濟活動。

我國十分重視數字經濟發展，伴隨著政府和學者的關注，相繼出臺多項政策和報告推動數字經濟高質量發展。2001年，楊占生等在論述信息技術對經濟產生影響時提出，從工業革命的經濟學向信息革命的經濟學轉化即將成為現實[6]。2013年，《國務院關于促進信息消費擴大內需的若干意見》出臺，從增強信息產品、培育信息消費需求等方面支持信息領域新業態發展。2015年，發布 《國務院關于積極推進 “互聯網＋”行動的指導意見》，從多領域推動互聯網創新成果和經濟社會融合發展。2016年，出臺 《國家信息化發展戰略綱要》，把加快建設數字中國、大力發展信息經濟作為國家信息化工作的重中之重，將 “培育信息經濟，促進轉型發展”納入重點任務，標志著將信息經濟、數字經濟上升至國家戰略的高度。同年，《“十三五”國家信息化規劃》把構筑融合創新的信息經濟體系作為 “十三五”期間信息化發展的重大任務，加快新舊動能轉換。2019年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳出臺 《數字鄉村發展戰略綱要》，將發展農村數字經濟作為重點任務，加快推動 “三農”數字化發展，為鄉村振興賦能。中國信息通信研究院在 《中國數字經濟發展白皮書（2020年）》中，提出數字經濟“四化”框架，“四化”框架就是數字產業化和產業數字化重塑生產力、數字化治理引領生產關系深刻變革、數據價值化重構生產要素體系，處理好四者關系就能夠推動數字經濟快速發展。

2 新冠肺炎疫情對數字經濟發展的影響

2.1 數字經濟發展基本面分析

近幾年，我國大力推動數字經濟發展，成立了數字經濟發展試驗區，引領數字經濟穩步推進，助力經濟高質量發展。2019年，我國數字經濟增長規模擴大至35.8萬億元，占GDP比重36.2%，同時，數字經濟對GDP增長的貢獻率達67.7%，逐步成為國民經濟中增長的重要力量。北京、上海的數字經濟已成為本地區經濟發展中的核心力量，數字經濟占GDP比重超過50%；廣東、浙江、江蘇等數字經濟占GDP比重達40%以上。同時，全國產業結構持續優化升級，數字產業化穩步提升，產業數字化帶動產出增長的地位更加突出。2019年，我國數字產業化增加值規模達7.1萬億元，產業數字化增加值規模達28.8萬億元。其中，廣東、浙江、江蘇產業數字化增長值規模均超過2萬億元，為數字經濟發展提供持久動能。軟件和信息技術服務也呈現出向好增長態勢，全國軟件和信息技術服務業年收入達500萬元以上的企業超過4萬家，軟件業務累計達到7.2萬億元收入，信息技術服務實現4.3萬億元收入[7]。由此可見，我國信息技術服務正快速與產業融合，對拉動經濟發展和提高產出效率貢獻巨大作用。

在預算編制過程中，需考慮項目全生命周期預算，從業務到財務預算，涵蓋項目開發進度、收入、回款、成本、稅金、費用、投融資等業務，支持戰略測算。以全面的年度預算體系，資金、資源、信息和人力等方面，實現人、財、物的高度整合。通過預算與戰略銜接，實現戰略規劃、年度預算、滾動預算聯動，及時反饋戰略目標，支撐戰略落地。

2.2 疫情給數字經濟發展帶來的機遇

疫情短期內對經濟發展造成了沖擊，影響了產業數字化轉型進程。但從中長期發展來看，市場信心將重新回歸，數字經濟發展也將得到新的機遇。疫情期間，居家隔離促進了電子商務、遠程醫療、在線辦公等新模式新業態發展。在電子商務方面，盒馬鮮生、每日優鮮等保持菜肉蛋奶等食品產品穩定供應。在遠程醫療方面，疫情管控期間，平安好醫生在線監控咨詢累計訪問量達11.1億人次，入住微醫在線問診服務的從醫人員從1月的1500人增長至4月的5.5萬人，京東監控平臺日均接診10萬人次，通過線上 “醫＋藥”模式實現在線醫療服務[8]。在線上辦公方面，阿里巴巴的釘釘平臺僅2020年3月，月活躍用戶數達1.7億[9]。據麥肯錫 《快進中國：新冠疫情如何加快五大經濟趨勢》報告顯示，新冠肺炎疫情催生了新的數字經濟解決方案，培育了數字經濟發展環境，加快了中國消費者和企業的數字技術使用率。據調研，被訪問的人中約有55%在疫情高峰期過后仍將繼續通過網絡進行購物、教育和辦公。

(3) 高架結構與地鐵車站沿縱向平行重疊設置，且高架結構以明挖地鐵車站結構為基礎，不再需要施工單獨的樁基和承臺，減少了施工工序；

3 數字經濟促進社會經濟發展的實證分析

3.1 變量選擇及數據來源

數字經濟與實體經濟融合發展，關鍵點有兩個方面，信息技術賦能和充分發揮作用是一方面，更關鍵的是要研究數字消費動因和影響因素，挖掘市場消費潛力，找準數字經濟發展動向。服務業數字經濟增加值占比逐年提升，2019年達到37.8%。電子商務、共享經濟等服務業數字領域發展迅速，2019年，我國網上零售額達8.5萬億，較2018年提升2.3%[7]。本文將影響數字經濟消費行為的元素歸納為城鎮居民人均可支配收入、城鄉收入差距、居民消費價格指數、商品價格指數、城鎮失業率、老年撫養比、網民和網址數、居民消費水平8個方面，數據的時間跨度為2005～2019年，主要來源為 《中國統計年鑒》和 《中國民政統計年鑒》。具體解釋說明如下：

（1）城鎮居民可支配收入（CZJMSR）。居民人均可支配收入對消費開支造成很大的影響，可支配收入增長，消費開支能力也隨之增長。

因子荷載矩陣計算是因子分析法的關鍵核心，其計算結果因計算方法的不同而存在不同差別，本文采取因子分析的方法提取因子，具體如表3所示。

（3）消費價格指數（CPI）。作為宏觀經濟指標，主要反映消費商品和價格服務波動情況。

1169 Relationship between blood pressure level and urinary micro-albumin and other influencing factors

（5）城鎮失業率（CZSYL）。就業率和失業率影響著收入和消費能力，失業率越高，收入就越低，消費支出就越低。

KMO檢驗與Bartlett球形檢驗的目的是：判別此類指標是否適用于因子分析模型。KMO檢驗主要應用在多元統計的因子分析，取值在0和1之間，越貼近1，說明相關性越強，越貼近0，說明相關性越弱。可以運用KMO檢驗多變量間簡單相關系數和偏相關系數的指標比對，其公式如下所示：

（6） 老年撫養比（LNFY）、 少年撫養比（SNFY）。這兩個變量體現了社會民生保障能力，一般情況下，老年撫養比和少年撫養比越高，說明社會養老、撫養兒童的能力越強，制度越完善，對消費支出有正向帶動作用。

眾所周知，科學研究不能沒有抽象。上述經典作家對時代劃分的四種思路，就是尺度不同的四種抽象。而只要細心比較就會發現，與前三種劃分思路相比，“五形態”說是最合理最適度的抽象。

（7） 網民數量（WM）、網站數量（WZ）。網民數量和網站數量作為網絡消費的基數，代表了互聯網普及、利用程度。一般情況下，網民和網站數量越多，說明普及范圍越廣，普及率越高，拉動的網絡消費就越多。

（4）商品價格指數（RPI）。作為宏觀經濟指標，商品的價格變動影響了消費開支能力的波動，價格大幅上漲或下調，會帶動消費開支隨之變動調整。

（8）居民消費水平（Y）。該項指標作為模型的因變量。

3.2 因子分析

（1）數據標準化處理

由于8項數據指標因子分析所涉及的定量、定性類別較多，不在相同維度下難以在量綱或數量級別方面直接進行使用和比對，于是，需要先對數據進行標準化處理，以消除此類數量級帶來的影響，處理公式如下所示：

（3）因子荷載矩陣計算

在科研護理過程中護理部門應針對課題的開展進行相應的監督、考評、進度的管理等,實現科研計劃的整體性、系統性及連續性,針對科研護理過程中科研護理人員現場的反應能力進行科研指導,收集護理人員反饋的信息,針對實施過程中存在的問題進行相應的分析、探究及討論,并提出針對性的解決對策,及時進行優化管理及改進,保證科研工作的順利進行[5]。護理應急處理過程中一旦接到突發事件報告之后應進行統一的規劃及應對,護理部門應及時發揮護理管理職能,進行統籌規劃、管理及協調,啟動相應的應急預案,積極與醫院內其它部門保持良好的溝通、協調及合作,為成功救治及控制疾病的蔓延奠定基礎。

表1 描述統計量

續 表

（2）KMO檢驗與Bartlett球形檢驗

由圖2可知，鉛脫除率隨著CaO/Fe值的增大而整體呈下降趨勢。當CaO/Fe值小于0.33左右時，鉛脫除率隨著CaO/Fe值的增大而減小幅度較大。當CaO/Fe值大于0.33左右時，鉛脫除率隨著CaO/Fe值的增大，減小幅度變小。分析認為低CaO/Fe值減少了CaO對SiO2的反應消耗，有利于Pb的造渣脫除。生產實踐發現，CaO/Fe值過低會使渣流動性變差，易造成部分Fe3O4(熔點1 527 ℃)在沉淀池四周析出沉積，雖有利于熔池區掛渣保護，但會縮小熔池有效容積，同時易造成銅口燒偏，放銅帶渣、噴濺等。

其中，rij表示變量Xi和變量Xj間的相關系數，pij則代表變量Xi和變量Xj間的偏相關系數。

根據Kaise等統計專家提供的檢驗判斷標準，KMO≥0.5時，此待驗證指標可以開展因子分析；KMO＜0.5時，則說明不適合因子分析，需要擴展樣本量范圍。本文選擇標準化后的因變量ZCZJMSR、ZCX…ZWZ等進行相關性檢驗，結果如表2所示：

表2 KMO和Bartlett的檢驗

結果顯示KMO的值≥0.5，驗證變量間存在相關關系，可以適用于因子分析方法；Bartlett球形檢驗的結果，Sig.值＜0.05，表明此數據能夠用于因子分析。

其中，ZXi為變量Xi的標準化形式；E（Xi）表示變量Xi的均值，Var（Xi）表示變量Xi的方差。本文對變量Y、CPI、RPI、…、SEFY進行標準化處理后，處理結果見表1。

（2）城鄉收入差距（CX）。城鄉間收入水平的差別，導致了消費支出能力的不平衡、不均衡。一般情況下，居民收入越低，消費傾向越高，反之亦然。

表3 公因子方差

公因子方差說明的是從變量中提取的數據信息，一般情況下，大于0.5就說明可以被表達。表3中，除了少兒撫養比，其他變量的提取值均大于0.7。

成纖維細胞生長因子21(fibroblast growth factor，FGF-21)是成纖維細胞生長因子家族的新成員，主要在肝表達，其可以調節組織細胞糖脂代謝，具有與胰島素類似的作用，并可增加機體胰島素的敏感性，在一定范圍內改善胰島素抵抗但不導致低血糖發生[1]。然而，目前關于FGF-21在糖尿病發病中的生理作用尚未完全闡明。本研究旨在探討早發初診2型糖尿病(type 2 diabetes mellitus，T2DM)患者血漿FGF-21水平及其與糖脂代謝參數的關系。現報道如下。

累計方差貢獻率如表4所示，成份1的因子的方差貢獻率為84.530%，成份2的方差貢獻率達到9.977%，這兩個因子的累積方差貢獻率為94.507%，因此為了實現降維的作用，選取了2個公因子。

我們誰也不敢大聲歡呼，而是躡手躡腳，緩緩地挪到起點——龍尾，我小心地伸出手，任任喊：“一、二、三！”我輕輕一推，只聽“嘩啦啦啦”，“龍”飛起來了，多米諾骨牌就像在唱歌的潮水一般，后面的骨牌不斷往前推，前面的骨牌不斷倒下，真是太好看了，我和任任忍不住跳了起來。

從圖1因子分析碎石圖可以直觀看出，第1個因子和第2個因子連接線的形勢落差很大，展現的趨勢非常陡峭，其他因子連接的折線則展現得比較平緩，由此可見，第1個因子和第2個因子可以表示整體的方差。

依據透射式GaN光電陰極量子效率公式,分析了電子擴散長度LD對陰極光電發射性能的影響,理論上指出了漸變Al1-xGaxN緩沖層結構可以明顯改善GaN外延材料生長界面的晶格質量,提升透射式GaN光電陰極的光譜響應,并用實驗測試結果證實了此分析的合理性與正確性。

表4 解釋的總方差

圖1 因子分析碎石圖

表5 旋轉成分矩陣

表5是旋轉成分矩陣，從表中可看出，第1列里，城鎮居民人均收入（CZJMSR）系數為0.807，網民數量（WM）的系數為0.687，網站數量為0.722，具有較大載荷。于是第1個因子歸結為可支配收入和電商環境；第2列里，零售商品價格指數（RPI）和居民消費價格指數（CPI）的系數分別是0.767和0.699，于是第2因子歸結為價格。

通過研究分析，上述因子結果基本可表達我國數字經濟中數字消費的情況。

（4）計算因子得分

在完成上述步驟后，因子得以基本確定。參照成分得分系數矩陣，可計算出與經濟變量數字相對應的因子得分情況，再用原始變量替代主成分因子的線性方程表示，得到因子得分函數，如表6所示。

表6 成分得分系數矩陣

從表可得出，2個公共因子和各指標間的線性關系情況。

3.3 回歸分析

回歸分析法是分析變量關系相互依賴情況的統計方法。通過描述變量間的變動情況，展現兩個或多個解釋變量（第1主成分得分，第2主成分得分）對被解釋變量的影響程度。而主成分得分是由相應的因子得分乘以相應的方差的算術平方根得出，將被解釋變量（ZY），解釋變量（第1主成分得分，第2主成分得分）進行回歸，結果如表7所示。

表7 回歸結果

因此，可以得到以下結果：

用前2個成分的系數向量組成的矩陣和主成分回歸系數向量估計，得出結果矩陣：

（1）池塘養殖模式。全市池塘養殖大多數采用精養模式，魚塘基礎設施建設較完備，養殖產量較高。一般采取專養、套養等集約化養殖方式。

基于上述結果，得出自變量回歸方程：

從回歸結果來看，除城鄉收入差距（CX）外，其余自變量均對居民消費水平呈正向促進作用。居民家庭消費指數（CPI）、商品價格指數（RPI）、城鎮居民人均收入（CZJMSR）、城鄉收入差距（CX）、城鎮失業率（CZSYL）、網民人數（WM）、網站數量（WZ）、老年撫養率（LNFY）、少兒撫養率（SE?FY）等變量每提升1%，會使我國消費者消費水平分別上升 0.112%、0.09%、0.139%、0.201%、0.143%、0.122%、0.168%和 0.039%。網民數量和網站數量會對數字消費支出產生正向影響體現了數字化服務的重要性。后疫情時代，無接觸服務等數字化服務開辟了服務經濟新空間，服務數字化將成為我國經濟發展重要的新增長點。

4 結 語

穩定持續的經濟增長，不僅需要短期應急性政策的維穩，更需要釋放數字紅利，挖掘內生需求，培育經濟長期穩定發展動力。本文通過梳理總結數字經濟概念及政策，分析數字經濟發展的基本態勢以及新冠肺炎疫情對經濟發展帶來的影響，通過因子分析和回歸分析模型，揭示疫情沖擊后的數字經濟發展機遇，實證疫情拉動我國數字經濟發展。研究發現，突發性疫情對我國市場轉變和政府治理能力提升帶來了更高的需求，為數字經濟發展帶來了眾多機遇，推動數字產業化和產業數字化發展，將有效對沖疫情給經濟社會帶來的沖擊。在后疫情時代，我們要緊緊把握數字經濟發展的機遇，進一步完善數字經濟戰略規劃和政策措施，構建數字經濟市場體系，優化升級人工智能、物聯網、工業互聯網等新型基礎設施建設。持續深化數字技術在一、二、三產業以及社會領域的應用發展，不斷衍生新模式、新業態、新產業，壯大經濟高質量發展動能。