重大突發公共事件下數字經濟對經濟韌性的影響研究

張曬春， 谷洪波

（湖南科技大學商學院，湖南 湘潭 411201）

一、引言

經濟社會發展不可避免地面臨諸如自然災害、事故災難、公共衛生及社會安全等重大突發公共事件的沖擊。各類外部風險事件的發生都將對經濟運行和社會秩序帶來重大影響，造成經濟的波動甚至持續下行。面對當今新冠疫情的全球大流行以及愈加復雜嚴峻的外部環境，經濟韌性水平成為衡量一個國家或一個地區經濟能否持續穩定發展的關鍵指標[1]，同時，經濟韌性也是區域經濟系統克服困難、抵抗風險、提升恢復力的重要基礎和保障。我國經濟雖在疫情沖擊下展現出了強大的韌性，但所受影響仍不容忽視。首先，從GDP 和產業發展角度來看，根據國家統計局數據，2020 年一季度GDP 同比下降6.8%，這是自國家統計局開始季度數據統計以來首次出現季度GDP 的負增長，所受沖擊遠超1997 年亞洲金融風暴和2008 年美國次貸危機帶來的影響。疫情下三次產業增加值指數均明顯下降，2020 年第一季度第一產業增加值指數下降了3.2%，第二產業增加值指數下降了9.6%，第三產業增加值指數下降了5.2%，第二產業降幅最大。其次，從就業和居民收入角度看，全國城鎮調查失業率從2020年1 月份的5.3%上升至2 月份的6.2%，直至9 月份才逐漸回落至5.4%。居民收入受疫情影響也是不可小覷，2020 年前兩季度居民人均可支配收入實際增長均為負，分別為-3.9%和-1.3%，第三季度才開始轉為小幅度的正向增長，可見疫情對居民收入的沖擊強度大、持續時間長。收入的下降和不樂觀的預期使微觀個體的消費和投資更加謹慎，這也間接影響經濟恢復的進程，經濟恢復緩慢又影響居民收入水平的提升[2]。最后，從拉動經濟的“三駕馬車”來看，消費、投資和出口均表現出一段時期的負增長，2020 年3 月統計的社會消費品零售總額同比下降了15.8%，4 月到7 月下降幅度逐漸縮小，至8 月恢復為正向增長。固定資產投資額（不含農戶）2 月累計下降24.5%，至9 月方才基本實現小幅增長。出口受疫情影響同樣嚴重，2020 年第一季度出口總值呈現較大幅度的下滑，分別為1 月下降2.9%，2 月下降17.2%，3 月下降6.6%。

此次重大突發公共事件對經濟造成嚴重影響的同時，也帶來了諸多新經濟和新業態的發展。在隔離防控措施下，居民的消費習慣和生活方式都有了較大改變，如教育、辦公、消費、娛樂，甚至部分醫療服務等日常活動均轉至線上進行，涌現了大量以數字技術為基礎的在線教育、線上辦公及互聯網醫療等新業態。數字經濟作為推動經濟發展的新引擎，在經濟面臨沖擊時提供了強有力的支撐，充分發揮了穩定器的作用。黨中央在“十四五”規劃中強調了要加快數字化發展，打造數字經濟新優勢。2020 年4 月在中國區域經濟50 人論壇關于新冠疫情對經濟影響的議題上，多位專家學者也表示要基于新基建，建立現代化產業鏈治理體系，持續實施創新驅動發展戰略，加快數字經濟發展[3]。可見發展數字經濟、實現數字科技賦能，是有效應對當下日益頻繁和難以預料的重大突發公共事件等外部沖擊的重要路徑，是提高區域經濟抗風險能力和不斷提升經濟韌性的重要切入點。

本文運用固定效應模型和中介效應模型探討數字經濟對經濟韌性的影響，著重回答以下問題：（1） 數字經濟的發展能否促進經濟韌性的提升？（2） 如果數字經濟的發展能促進經濟韌性的提升，那么是否存在間接影響？（3） 若存在間接影響，是否具有區域異質性？（4） 如何根據研究結論和我國經濟運行實際情況提出相應的政策建議？本文擬以數字經濟為切入點，同時以城鄉收入差距作為中介變量來論證數字經濟對經濟韌性的影響機制，從理論和實證的角度為發展數字經濟和提升經濟韌性提供科學依據。

二、文獻回顧

2016 年《G20 數字經濟發展與合作倡議》明確了數字經濟的定義，該定義從要素、載體和應用三個維度闡述了數字經濟的要點：以數字化信息和數據為核心要素、以網絡及其基礎設施為重要載體，最后將數字化技術應用于生產生活的各方面從而實現生產效率的提升和經濟結構的優化。大多關于數字經濟的已有研究，著重考察數字經濟的測度、影響因素及其對現代經濟的影響效應。在數字經濟的測度上，文獻多以構建綜合評價指標體系來測算數字經濟指數[4，5]。關于數字經濟的影響因素，研究表明經濟增長水平、對外開放水平、政府行為和產業結構水平等均對數字經濟發展有促進作用[6，7]。而更多的文獻則是從不同角度探討數字經濟對經濟發展的影響。李曉鐘[8]等認為數字經濟對城鄉收入差距的影響呈倒“U”型，并且人均收入水平越高、研發強度越大越有利于數字經濟促進城鄉收入差距的縮小；在對產業結構的影響方面，數字經濟的發展能夠顯著促進產業結構升級[9-11]；也有學者聚焦于中國經濟高質量發展，李宗顯[12]等研究發現數字經濟通過促進技術創新和提升要素配置效率有效推動了全要素生產率的提升。

已有關于經濟韌性的研究主要集中于經濟韌性的概念界定和測度上。有學者將經濟韌性定義為經濟系統有效應對外部干擾的能力[13]，并強調有韌性的經濟體在面對外部干擾和沖擊時能充分發揮自身的穩定性、恢復力和適應性[14-16]。其中“干擾和沖擊”不僅指經濟波動，也包括自然災害和重大突發公共衛生事件。關于經濟韌性的測度，學界主要有兩種方法即綜合指標測度法[17]和核心變量法[18，19]，其中綜合指標測度法是通過構建一攬子指標體系來對經濟韌性進行綜合測算，而核心變量法主要是通過GDP 或就業率的變化情況來反映地區經濟的抵抗力或恢復力。近年來也逐漸有學者開始關注經濟韌性的影響因素，當前多數文獻主要從經濟集聚[18]、產業發展[20-22]、創新投入和政策制度[23]等方面來進行實證分析和研究。趙春燕[18]等研究發現經濟集聚顯著促進了城市經濟韌性的提升，其中大城市和東部城市的經濟韌性受多樣化集聚的影響更為顯著，而專業化集聚對小城市經濟韌性提升效果更好。郭將[22]等認為產業相關多樣性對經濟韌性的影響會由于地區創新水平的差異表現出區域特征，高創新水平地區產業相關多樣性更能促進經濟韌性的提升。丁建軍[23]等對中國連片特困區的經濟韌性進行了測度和比較，發現越貧困的地區，經濟韌性的提升越依賴扶貧政策。

關于數字經濟對經濟韌性影響的研究，目前國內外相關成果都較少。Petrie&Marie[24]闡述了包容性的數字經濟對提升非洲經濟韌性的作用，認為數字經濟可通過釋放更多的商業、教育和衛生等就業機會來實現社會包容和增強社會資本，進而提升經濟韌性。朱金鶴[25]等認為數字經濟對城市經濟韌性具有顯著的提升作用，且人才資源發展潛力、經濟部門發展動力以及創新產出發展活力是數字經濟提升城市經濟韌性的中介機制。

上述已有相關研究成果為本文的研究提供了很有價值的借鑒和啟示。但已有研究大多集中于經濟韌性的概念界定和測度方法，關于其影響因素的研究也鮮有文獻從數字經濟的角度進行論證。此外，城鄉收入差距過大一直是困擾我國經濟社會發展的一個重大問題。收入差距過大不利于經濟韌性的提升，而數字經濟由于其平臺化、數據化及普惠性等特點，對促進農民增收、縮小收入差距具有重要作用。因此，本文擬運用固定效應模型和中介效應模型考察數字經濟對經濟韌性的影響，且不同于朱金鶴[25]等的研究，本文從縮小城鄉收入差距的視角檢驗數字經濟對經濟韌性影響的中介機制，并進一步考察數字經濟對經濟韌性影響機制的區域異質性和經濟韌性提升的路徑依賴性，這將從理論和實證上豐富和完善數字經濟與經濟韌性之間關系的研究，并為發展數字經濟、提升經濟韌性提供科學有效的理論依據和政策參考。

三、理論分析

（一） 數字經濟對經濟韌性的直接影響

數字經濟作為一種新經濟形態，主要從以下幾個方面影響經濟韌性：一是數字經濟自身發展規模大，其自身發展能在一定程度上有效促進經濟增長，提升區域經濟的穩定性和抵抗力。中國信息通信研究院發布的《中國數字經濟發展白皮書（2021）》顯示，我國2020 年數字經濟的發展規模達39.2 萬億元，占GDP 的比重為38.6%，其中數字產業化及產業數字化規模分別為7.5 萬億元和31.7 萬億元，分別占GDP 的7.3%和31.2%。2020 年數字經濟同比名義增速是GDP 同比名義增速的3.2 倍多，由此可見，2020 年面對突發的新冠疫情的沖擊和全球經濟下行的壓力，數字經濟成為穩定經濟增長的重要支撐和關鍵動力[26]。二是數字經濟既能有效刺激消費需求，又能提升資源配置效率，使區域經濟具備更強的適應性和恢復力。一方面，與傳統消費方式相比，電子商務的發展大大降低了公眾購物的時間成本，也破除了空間限制，刺激了公眾非必需的消費欲望；另一方面，數字化技術的應用能夠為制造業企業節約大量人力和管理成本，實現資源和要素的合理配置并提高企業的生產和運行效率。三是數字經濟有助于推動經濟的包容性和創新性發展，激發經濟發展潛力。一方面，數字技術的廣泛運用有利于緩解低收入群體和貧困地區長期面臨的資源獲取劣勢，促進機會平等，實現包容性發展[24]；另一方面，數字經濟的信息和技術溢出能有效降低行業的進入門檻，增加行業中供給主體的數量、促進市場競爭[27]，有利于企業運營模式和產品技術研發的創新；同時，數字技術的應用降低了信息獲取的成本，促進了產業間的信息共享[28]，5G 時代的萬物互聯有助于實現產業間的融合發展和創新發展[29]。基于以上分析，提出假說1：

H1：數字經濟的發展能夠有效提升區域經濟韌性。

（二） 數字經濟對經濟韌性的間接影響

中國是一個農業大國，傳統“二元社會”長期以來造成了我國巨大的城鄉收入差距，而持續的較大的城鄉收入差距會影響經濟韌性的提升。第一，根據凱恩斯的消費理論，消費取決于收入，而邊際消費傾向則決定了收入中用于消費的比例。通常低收入人群擁有相對更高的邊際消費傾向，因此，收入差距的擴大會嚴重影響社會的消費水平進而抑制經濟韌性的提升。第二，持續的較大的收入差距是影響社會穩定發展的潛在因素，蘊含著很大的社會風險，易造成對經濟的沖擊。同時，收入差距越大，對低收入群體的轉移支付和用于社會維穩的資金就越多，對經濟的正常運行與發展也越不利[30]。

促進農民收入增長、縮小城鄉收入差距是提升經濟韌性、實現共同富裕的重要前提和基礎。數字經濟為實現農民增收、縮小城鄉收入差距提供了多種途徑：一是數字經濟可增加農業生產收入。第一，由于數字經濟能夠有效降低信息獲取門檻，緩解信息不對稱問題，有利于農民及時獲取市場最新信息從而合理調整生產策略，實現增收和減損；第二，數字技術與第一產業融合，可促進生產工具、生產流程和生產技術的智能化，有利于推動農業農村現代化，提高農村勞動生產率，降低生產成本，實現增產和增收；第三，電商平臺不僅為城市扶貧資源注入農村提供了新的通道，也促進了農村傳統產業的規模化和標準化，成為縮小城鄉收入差距的重要載體[31]。二是數字經濟可通過拓寬農村居民的就業渠道實現非農就業的收入增長。近年來智能手機的快速普及和互聯網的高觸達性極大地增加了農民接收信息的途徑，拓寬了農民的就業渠道，增加了非農就業收入。此外，數字技術與教育的融合降低了農民的知識獲取門檻，有利于促進農村勞動力工作技能的提升，進而匹配到薪資更高的職位。因此，本文提出假說2：

H2：數字經濟能夠通過縮小城鄉收入差距來提升經濟韌性。

四、研究設計

（一） 模型構建

根據數字經濟影響經濟韌性的理論分析和假設，構建模型如下：

式（1） 為數字經濟影響經濟韌性的基準模型，檢驗假說1，系數α1表示數字經濟對經濟韌性影響的總效應。模型（2） 和（3） 檢驗數字經濟對經濟韌性影響的中介機制，系數β1反映數字經濟對中介變量的影響程度，γ1表示數字經濟對經濟韌性影響的直接效應，β1和γ2的乘積β1γ2是數字經濟對經濟韌性影響的間接效應，直接效應和間接效應的加總即為總效應，即α1=γ1+β1γ2。模型中i、t 分別表示省份和年份，Resit表示經濟韌性指數，Digitalit表示數字經濟指數。IncGap 為中介變量，為了便于分析，用城鄉收入差距的倒數表示，該值越大則意味著城鄉收入差距越小。Controlsit為控制變量，選取地方政府財政分權（FinPow）、金融發展水平（FD）、基礎設施水平（Inf） 和地區國有工業企業占比（SOB）四個變量，σi為個體固定效應。

（二） 變量選取

被解釋變量：經濟韌性指數Res。本文借鑒H Yu[32]、白立敏[33]和齊昕[17]等人經濟韌性指標體系的構建思路，并基于前述經濟韌性的概念界定，結合數據的可獲得性，從經濟系統的穩定性、恢復力和發展潛力三個維度選取8 個指標對經濟韌性指數進行測算。選取人均GDP、失業率和出口額占GDP 比重來衡量經濟的穩定性；選取居民人均可支配收入、人均房地產開發投資和第二產業占比三個指標來反映區域經濟的恢復力；選取每十萬人口高等教育平均在校生數來衡量人力資本水平，以科教支出占一般財政預算支出的比重來衡量科教投入，用這兩個指標來綜合反映區域經濟的發展潛力。

核心解釋變量：數字經濟指數Digital。參考焦帥濤[7]等、李宗顯[12]等、劉軍[6]等數字經濟指標體系的構建思路，結合前述數字經濟的內涵，構建包含數字化基礎、數字化創新和數字化應用3 個一級指標、6 個二級指標和13 個三級指標的數字經濟指標體系。其中數字化基礎是指數字經濟發展的設施載體，包含固定端基礎和移動端基礎；數字化創新是指數字經濟發展的技術支撐，包含創新投入和創新產出；數字化應用是指數字經濟的應用途徑，主要包含數字交易和數字金融兩個方面。

中介變量：城鄉收入差距IncGap。由于城鄉收入差距擴大不利于經濟的均衡發展，故城鄉收入差距對經濟韌性的提升有抑制作用。本文使用城鄉收入差距的倒數即農村居民人均可支配收入與城鎮居民人均可支配收入的比值來表征收入差距。

控制變量。本文選擇了省級政府財政分權（FinPow）、金融發展水平（FD）、城市基礎設施水平（Inf） 和地區國有工業企業數量占比（SOB） 等四個變量。其中財政分權用各省財政收入與全國財政收入之比衡量，金融發展水平用金融業增加值占GDP 的比重來衡量，城市基礎設施水平用城市人均道路面積衡量，國有工業企業占比等于地區國有控股工業企業數量與地區規模以上工業企業數量之比。

以上所有變量，除了經濟韌性指數和數字經濟指數，其他變量均做了取對數處理。主要變量的描述性統計見表1。

表1 變量描述性統計

（三） 指數測度方法與數據來源

1.指數測度方法。本文采用熵值法對數字經濟指數和經濟韌性指數進行測度。熵值法可以根據指標變異程度的大小來確定指標的客觀權重，其計算方法如下：

對各項指標的數據進行標準化處理，公式為：

由于本文是對面板數據的指標進行賦權，因此對歸一化和信息熵的計算做了如下調整：

其中Xij表示省份i 的j 指標數據，t 表示時期。數字經濟綜合指標體系及其指標賦權結果見表2；經濟韌性綜合指標體系及其指標賦權結果見表3。

表2 數字經濟綜合指標體系及權重

表3 經濟韌性指數綜合指標體系及權重

2.數據來源。本文基于2015—2019 年全國30個省（市、自治區） （因數據可得性原因，西藏自治區暫未考察） 的數據對數字經濟指數和經濟韌性指數進行測算，數字普惠金融指數來自北京大學數字金融研究中心，其他數據來自2016—2020 年《中國統計年鑒》和國家統計局。

五、實證結果分析

（一） 基準回歸

在回歸之前先對各變量進行如下檢驗：首先進行多重共線性檢驗，結果顯示各變量的方差膨脹因子（VIF） 最大值不超過10，因此可排除多重共線性的影響；其次，對年度虛擬變量的聯合顯著性進行檢驗，檢驗結果不拒絕“無時間效應”的原假設，因此本文暫不考慮時間效應；最后，Hausman 檢驗的結果顯示P 值小于0.001，但“V_b-V_B”非正定，借鑒陳小輝[9]等的做法，先選用固定效應模型進行基準回歸，然后采用隨機效應模型進行穩健性檢驗。基于以上檢驗，本文運用個體固定效應模型進行估計，同時采用聚類穩健標準誤修正異方差，利用逐步檢驗回歸系數法檢驗前文假設。回歸結果見表4。

表4 中，（1） 列為數字經濟對經濟韌性影響的回歸結果，（2） 列和（3） 列為數字經濟對經濟韌性影響的中介機制檢驗結果。（1） 列的回歸結果顯示數字經濟在1%的顯著性水平下促進了經濟韌性的提升，驗證了假設H1。（2） 列的回歸結果顯示數字經濟的回歸系數在1%的顯著性水平下為正，即數字經濟能夠顯著縮小城鄉收入差距，又根據（3）列，經濟韌性對于城鄉收入差距的回歸系數也通過1%顯著性水平的檢驗，表明縮小城鄉收入差距有利于促進經濟韌性的提升，因此，數字經濟通過縮小城鄉收入差距提升了經濟韌性，驗證了假設H2。因此，數字經濟的發展不僅能直接促進經濟韌性的提升，還能通過縮小城鄉收入差距來提升經濟韌性。

表4 數字經濟發展對經濟韌性影響的回歸結果

控制變量中，財政分權對經濟韌性有顯著的抑制作用。由于不同地區的經濟發展存在較大差異，因而，地方政府的財政收入也就存在明顯的差距，縮小地方政府的財政分權，讓部分財政收入由中央統一進行宏觀調撥，有利于實現區域經濟的平衡發展，縮小地區發展差距，提升經濟韌性。此外，金融發展對經濟韌性存在顯著的抑制效應，可能的原因在于金融業沒有充分地服務于實體經濟。實體經濟是經濟發展的基礎，金融業“脫實向虛”的現象容易增加經濟發展中的系統性風險，不利于提升經濟韌性。基礎設施是一切發展的基石，所謂“要想富，先修路”，完善的基礎設施有利于各項經濟社會活動的開展，對經濟韌性的提升有著基礎性的作用。

（二） 穩健性檢驗

1.內生性討論。計量模型設定中難以避免地會出現遺漏變量，當遺漏變量與解釋變量相關時，則會導致內生性問題。同時，經濟韌性水平高也有利于數字經濟的發展，故數字經濟與經濟韌性之間可能存在逆向因果關系。為解決遺漏變量和逆向因果引起的內生性偏誤，本文借鑒趙濤[5]等和李宗顯[12]等的方法，結合數據可得性，采用1989 年省級層面每百人擁有電話數量作為數字經濟的工具變量來解決內生性問題。選用該工具變量的合理性在于：第一，在互聯網普及之前，電話機使用較多的地區擁有相對更完善的通信基礎設施和知識技術儲備，為后期數字經濟的發展奠定了基礎，滿足了與解釋變量相關的內生性要求；第二，由于數字技術更新迭代速度快，傳統的通信工具逐漸被替代，故所選工具變量對當前經濟韌性和遺漏變量的影響微乎其微，滿足了外生性要求。將全國互聯網普及率滯后一期與工具變量進行交乘，構造面板工具變量進行估計，結果見表5。估計結果顯示不可識別檢驗的Kleibergen-Paap rk LM 統計量P 值為0.000，強烈拒絕不可識別的原假設。弱工具變量檢驗的Kleibergen-Paap rk Wald F 統計量的值大于Stock and Yogo（2005） 弱識別檢驗10%水平上的臨界值16.38，拒絕存在弱工具變量的原假設，證明所選的工具變量是合理有效的。此外，解釋變量內生性檢驗的χ2（1）統計量為9.586，其P 值為0.002，可認為解釋變量是內生的。表5 的回歸結果顯示在考慮了內生性問題后數字經濟依然在1%水平下顯著提高了經濟韌性，說明基準回歸是穩健的。

2.經濟韌性提升路徑依賴檢驗。為檢驗經濟韌性是否受到上一期韌性水平的影響，本文將被解釋變量經濟韌性的一階滯后項納入模型，采用差分GMM 進行檢驗，模型如下。

檢驗結果顯示AR（2）P 值為0.700，說明擾動項不存在二階自相關，Hansen 檢驗的P 值為0.337，通過了過度識別檢驗。估計結果表明經濟韌性的一階滯后項在1%的水平下為正，說明經濟韌性的提升存在一定的路徑依賴，當期經濟韌性的提升在一定程度上依賴于上一期的韌性水平。原因可能在于韌性水平高的地區具有更高的經濟穩定性、恢復力和發展潛力，經濟系統更加健康完善，更有利于下一期經濟韌性水平的提升。此外，回歸結果顯示數字經濟依然對經濟韌性具有顯著的促進作用，且通過5%顯著性水平的檢驗，與前文結論一致，證明基準回歸和假設H1 是穩健的。具體回歸結果見表6。

表6 經濟韌性路徑依賴檢驗

3.異常值處理。為排除基準回歸結果可能受到的樣本異常值的影響，對連續變量在1 百分位和99百分位進行縮尾處理，表7 中（1）~（3） 列報告了對縮尾處理后的數據進行面板回歸的結果。由表7 的回歸結果看出，（1） 列和（3） 列中，數字經濟的回歸系數為正且均通過了1%顯著性水平的檢驗，說明基準回歸結果是穩健的，進一步驗證了假設H1，即數字經濟顯著提高了經濟韌性；（2） 列中數字經濟的回歸系數在1%的顯著性水平下為正，且（3）列中城鄉收入差距的倒數與經濟韌性在1%的顯著性水平下正相關，驗證了城鄉收入差距的中介效應，即假設H2 成立。以上回歸結果與基準回歸基本一致，證明前述結論穩健。

4.采用隨機效應RE 對假設進行檢驗，結果見表7 的（4）~（6） 列，數字經濟顯著提升了經濟韌性，并且城鄉收入差距發揮了部分中介效應，與基準回歸基本一致。

表7 縮尾處理與RE 估計的穩健性檢驗

5.區域異質性檢驗。考慮到經濟韌性和數字經濟的發展存在地區差異，此處將所研究的30 個省（市、自治區） 劃分為東部和中西部地區，探究數字經濟影響經濟韌性的區域異質性。回歸結果見表8，無論是東部地區還是中西部地區，數字經濟發展均在1%的顯著性水平下提高了經濟韌性，進一步驗證了假說H1。此外，東部地區和中西部地區的城鄉收入差距均顯著發揮了中介效應，即數字經濟能夠通過縮小城鄉收入差距來提升經濟韌性，驗證了假設H2。其中，中西部地區的中介效應程度為10.6%，東部地區則為3.6%。相比之下，東部地區的數字經濟更發達，城鄉收入差距也相對較小，數字技術對經濟運行的滲透更全面深入，因此，東部地區數字經濟對經濟韌性的提升主要體現為直接效應。中西部地區的數字經濟相對落后，不足以支撐經濟韌性的全面提升，但中西部地區的城鄉收入差距更大，數字經濟對均衡城鄉收入分配具有相對更大的作用空間，故可以通過縮小收入差距來提升經濟韌性，因此中介效應程度更大。

表8 區域異質性檢驗

六、結論與政策建議

（一） 研究結論

面對重大突發公共事件等各類外部風險事件的沖擊與持續影響，數字經濟的發展為區域經濟韌性的提升提供了有力的支撐，是推動我國經濟持續穩定和高質量發展的新引擎。基于此，本文運用2015—2019 年我國30 個省（市、自治區） 的面板數據，采用固定效應模型和中介效應模型實證檢驗了數字經濟對經濟韌性的影響及作用機制，得出結論：

1.數字經濟對經濟韌性的提升具有顯著的促進作用，在考慮了內生性、極端值等問題后，該結論依舊成立。

2.城鄉收入差距發揮了部分中介效應，即數字經濟能夠通過縮小城鄉收入差距來提升經濟韌性。

3.經濟韌性的提升具有一定程度的路徑依賴，即上一期的經濟韌性水平對當期經濟韌性的提升具有顯著的正向影響。

4.數字經濟對經濟韌性影響的中介效應具有區域異質性，城鄉收入差距發揮的中介效應程度在東部地區約為3.6%，在中西部地區約為10.6%。

（二） 政策建議

基于以上結論，本文提出以下政策建議。

1.緊扣創新驅動發展戰略，夯實數字經濟技術基礎。數字經濟的發展離不開前沿科技的支撐，而當前中國依然有部分核心科技面臨“卡脖子”問題，政府應加大對研發型創新企業的政策支持，激發企業加大科技創新和增加研發投入的動力，穩固數字經濟的發展基礎。此外，人才是科技創新發展的關鍵要素，政府應高度重視高端科研人才流往國外的問題，對高校、研究所以及研究型企業進行積極引導，緩解科研人員的競爭壓力，創造良好的科研環境，吸引人才回流。

2.順應數字經濟發展潮流，加強數字技術與產業的融合發展。數字經濟在數字產業化和產業數字化上都有利于傳統產業的轉型升級和資源的優化配置，因此應深化數字技術對經濟的滲透，將數字技術廣泛和深度應用于各行各業，積極打造數字中國；應充分發揮數字化知識和技術的溢出效應，加強數字經濟對經濟韌性的作用效果。

3.加大中西部欠發達地區新型基礎設施建設投入，加強數字經濟對低收入群體的輻射。當數字經濟的發展跨越了“倒U 型”的拐點，數字經濟就能夠顯著縮小城鄉收入差距，農村居民也能享受“數字紅利”[8]。因此，應加大新基建和數字教育的投入，尤其是深化中西部欠發達地區數字技術與教育的融合，縮小“數字鴻溝”，充分發揮數字經濟的減貧效應。