網絡基礎設施建設與城市創新
——基于“寬帶中國”試點政策的準自然實驗

范紅忠 范樂怡 宋顏希

一 引 言

黨的十九大報告明確提出“發展數字經濟，建設網絡強國，促進實體經濟轉型升級”。黨的十九屆五中全會進一步指出“推動數字經濟和實體經濟深度融合”。近年來，大數據技術和數字經濟的迅速發展對經濟和社會產生了深遠的影響。2020年爆發的新冠肺炎疫情極大地沖擊了全球經濟的正常運行，數字經濟在嚴峻經濟形勢下充分發揮維護經濟和社會秩序的重要作用。中國信通院最新統計數據顯示，數字經濟對經濟的貢獻度在持續上升，2020年全球GDP同比下降4.4%左右，而數字經濟實現0.5%左右的逆勢增長，2020年中國數字經濟規模達到39.2萬億元，同比增長9.7%，大幅高于GDP的增速；從比重看，2020年數字經濟占GDP的比重較2019年的占比提升了2.4個百分點，達到38.6%。網絡信息技術和網絡基礎設施作為數字經濟深層次發展的支撐，必將在新一輪的科技和產業變革中承擔重要的推動角色，催化經濟結構的進一步轉型和升級(徐翔和趙墨非，2020)[1]。從全球范圍看，多個經濟體敏銳意識到網絡發展需要從國家層面進行頂層設計，并已迅速制定發展計劃以求在新時期搶占科技制高點。在網絡基礎設施方面，中國經過多年發展實現了服務質量和應用水平的優化，在寬帶產業支撐能力上也有所提升，但受限于經濟發展、教育和社會整體信息化水平，仍存在區域和城鄉發展不平衡等問題，具有較大發展空間(杜振華，2015)[2]。

縱觀現有研究，主要有三類文獻緊密圍繞網絡基礎設施建設的創新驅動效應展開研究。第一類文獻圍繞互聯網發展所帶來的社會經濟變革展開廣泛探討。隨著互聯網滲透率的不斷提高，互聯網發展帶動社會生活和經濟生產的發展，對經濟增長(李曉鐘和王歡，2020)[3]、國際貿易(沈國兵和袁征宇，2020)[4]和全要素生產率(郭家堂和駱品亮，2016)[5]等方面有著積極影響，為釋放經濟活力和驅動創新發展提供新動能。第二類文獻主要圍繞互聯網在宏觀和微觀層面的創新驅動效應展開探索。部分文獻從宏觀層面探討互聯網對創新的影響，張旭亮等(2017)[6]指出地區互聯網發展水平對區域創新產出具有直接作用，并且對鄰近區域存在空間溢出效應。韓先鋒等(2019)[7]進一步研究表明，產業的升級、人力資本的加速積累和金融業的發展都能間接促進互聯網對區域創新效率的提升作用。另有文獻從企業層面探討互聯網對創新的影響，Glavas和Mathews(2014)[8]的研究表明，企業的創新性和主動性均受到互聯網發展的正向影響。楊德明和劉泳文(2018)[9]在實證研究中顯示，互聯網的持續作用將激勵企業加大創新投入，進一步提升企業創新能力。第三類文獻是評估“寬帶中國”戰略的政策效果?，F有研究認為該戰略的實施對技術擴散(薛成等，2020)[10]、全要素生產率增長(劉傳明和馬青山，2020)[11]、產業結構升級(馬青山等，2021)[12]和勞動力就業(夏海波等，2021)[13]等具有顯著的正向作用。上述研究為本文探討“寬帶中國”試點政策與城市創新水平的關系提供了一定文獻支撐。網絡基礎設施建設是否能夠推動城市創新，進而成為中國經濟高質量的新動能和疫情后經濟復蘇的強勁驅動力？如果這一促進作用成立，那么其作用機制是怎樣的？這一作用表現出何種異質性特征？目前，能為上述問題提供直接經驗證據的研究鮮少。

本文和現有文獻相比，可能的邊際貢獻主要有：(1)區別于關注傳統基礎設施對創新影響的研究(王春楊等，2020[14]；何凌云和陶東杰，2020[15])，本文基于新型基礎設施(網絡基礎設施)建設視角，探討互聯網與城市創新水平的關系。(2)現有研究在互聯網指標的衡量上依賴于傳統互聯網技術指標，如互聯網普及率、互聯網規模、互聯網相關產出、企業網址郵箱或IT員工占比等(郭家堂和駱品亮，2016[5]；黃群慧等，2019[16]；沈國兵和袁征宇，2020[4])，使用這些指標進行研究難免存在一定的內生性問題，本文以“寬帶中國”試點作為準自然實驗，運用漸進雙重差分模型進行實證檢驗，有效緩解了實證策略可能存在的內生性問題。(3)本文試圖從信息化水平、數字金融和勞動力錯配三個角度識別網絡基礎設施影響城市創新的機制，并討論這一影響可能存在的異質性特征，為深刻認識網絡基礎設施的城市創新效應提供一定經驗證據。

二 政策背景及研究假設

(一)政策背景

加速寬帶網絡發展已被納入全球多個國家的優先戰略部署領域，目的在于通過推動寬帶網絡發展緊隨全球新一輪信息化發展的步伐，助力信息化全面引領創新，重構國家核心競爭力。國家層面的政策引領對寬帶發展具有重要指導作用，聯合國在全球寬帶發展目標中提出，每個國家都應設有寬帶戰略或計劃，美歐亞非各國積極響應，如美國投入72億美元設立寬帶發展基金并希望以此實現經濟振興、“歐盟2020戰略”中包含寬帶發展這一重要環節、日本的IT戰略要求每年審查寬帶政策優先事項、南非擬投入超6000萬美元支持農村地區獲得通信服務和技術。據國際電信聯盟研究，寬帶基礎設施部署的目標被包含于全球88%的寬帶戰略或計劃中，固定寬帶和移動寬帶普及率在各國相應戰略的引導下得到顯著提高。

在此背景下，中國工信部和國家發改委分別于2014年、2015年和2016年分三批公告了117個“寬帶中國”示范城市(城市群)，旨在于2013—2020年重點圍繞寬帶網絡接入速度的提升、覆蓋范圍的擴大和應用的普及推廣等方面，推進落實創建工作。經歷了全面提速、推廣普及和優化升級三個發展階段后，我國“寬帶中國”戰略落實情況良好。根據工信部的調查數據，試點城市20M以上帶寬接入能力和固定寬帶普及率分別高出全國平均水平29.6%和25.8%，截至2020年底，寬帶用戶規模顯著擴大，由2013年的2.1億戶到上升至4.84億戶，寬帶普及水平顯著提升，固定寬帶家庭普及率由2013年的40%提高至96%，均超出戰略預期發展目標；同時，寬帶網絡能力實現跨越式發展，光纖網絡全面覆蓋城鄉，4G基站規模達575萬個，5G網絡也已實現重點城市覆蓋；寬帶信息應用大幅提升，電子商務交易額達37.21萬億元，為2013年的3.7倍，一些新興業態如軟件外包、云計算和物聯網等也發展迅速。伴隨著“中國制造2025”“網絡強國”“雙千兆”等國家戰略和行動計劃的推進，城市對網絡基礎設施建設與應用等將會提出更高的要求。

(二)機制分析

重新整合現存碎片知識是創新的一項重要來源(Arthur，2007)[17]，得益于信息技術的發展和廣泛應用，規范化和標準化的顯性知識可通過編碼化在較大空間范圍內傳播，非正式的、難以用語言和文字等進行規范化表達的隱性知識則由于信息交流渠道的便利化而擴大溢出，進而促進集成創新溢出(Varian，2010)[18]。城市在入選“寬帶中國”試點后致力于提升寬帶普及水平和寬帶網絡能力，并著力提高寬帶信息應用以服務經濟社會的發展，直接引致試點城市相較于非試點城市的信息化水平有了顯著的提高。一方面，信息流動是知識傳遞的關鍵(趙勇和白永秀，2009)[19]，信息化水平的提高使各部門間經濟活動的邊界性減弱，信息獲取成本降低，知識傳播力加強，進而提升創新資源的配置效率(羅能生和張雅莉，2017)[20]。另一方面，網絡基礎設施建設使寬帶應用水平大幅提升，移動互聯網廣泛滲透，創新主體之間進行溝通的成本降低且突破時空限制，同外界交換想法的效率提高，創新性思維的碰撞增加，進一步促進創新水平的提高(沈國兵和袁征宇，2020)[4]。綜上所述，網絡基礎設施建設引致的信息化水平提高，有效降低了創新活動中的信息獲取成本和溝通成本，從而促進創新水平的提高?；谏鲜龇治?，本文提出假設1。

假設1：網絡基礎設施建設通過提高信息化水平促進城市創新水平的提升。

創新活動收益不確定性較大，僅依靠內源性融資難以滿足創新主體在整個創新過程中尤其是前期巨大的資金需求(張杰等，2012)[21]，因此需要外源性融資作為資金缺口的補充。然而，傳統金融市場中的信息不對稱和逆向選擇問題制約了創新主體的外部融資行為(趙曉鴿等，2021)[22]。較為落后地區長期以來面臨著傳統金融服務供給不足的困境，而大數據、云計算以及移動互聯網等技術應用增加了數字金融普惠性的廣度和深度，實現金融服務的廣泛覆蓋?；ヂ摼W是數字金融服務的主要支撐，數字金融服務質量和服務覆蓋范圍的有效提高，離不開網絡基礎設施升級對網絡性能的改善。一方面，數字普惠金融拓寬中小微企業的融資渠道，有效地解決了企業“融資貴與融資難”的問題，緩解由融資約束問題帶來的對該類創新主體創新活動的抑制(周振江等，2021)[23]。另一方面，依托于信息技術的數字金融能夠低成本高效率地處理數據，緩解金融要素市場中信息不對稱問題，并通過促進金融創新和助力虛擬經濟發展，作為影子銀行對實體經濟和創新主體提供切實支持，進而增加創新活動發生的可能性(鄭萬騰，2021)[24]。此外，數字金融的發展有助于提升金融系統的基本服務功能，著眼于長期，更是有利于社會資金配置效率的提高(黃群慧等，2019)[16]，激發創新主體的活力。綜上所述，網絡基礎設施建設推動數字金融的發展，通過提高金融服務的可獲得性和便利性，緩解了創新主體的融資約束問題，從而促進城市創新水平的提高?；谏鲜龇治?，本文提出假設2。

假設2：網絡基礎設施建設通過促進數字金融的發展推動城市創新水平的提升。

人力資本作為研發環節重要的投入要素之一，其合理有效的配置對創新具有驅動作用(李靜等，2017)[25]。然而，勞動力市場中存在的信息不對稱問題，導致勞動力與創新主體之間的配置不相適宜，勞動力錯配主要體現在兩個方面：一方面，勞動力市場的信息不對稱使求職者難以全面獲得匹配自身需求的就業信息，進而抑制創新人才的就業選擇；另一方面，創新主體尤其是知識技術密集型的高技術創新主體對高素質人力資本的需求無法得到充分滿足時，將致使其創新效率和質量的低下(李拓晨等，2021)[26]。網絡基礎設施建設帶來的高效信息共享與互聯在一定程度上克服了信息傳遞所需的空間距離和時間成本，降低勞動力供需雙方在勞動力市場上花費的搜尋成本，進而加強勞動力市場的流動性(Kuhn和Skuterud，2004)[27]。緩解勞動力市場存在的信息不對稱問題，一方面能夠提高創新人才的就業率和尋求工作的效率，另一方面能夠填補創新主體對創新人才的需求缺口，進而促進創新水平的提高。綜上所述，網絡基礎設施建設通過促進勞動力市場的信息流動，同時從供需兩側緩解了勞動力錯配，進一步推動城市創新。基于上述分析，本文提出假設3。

假設3：網絡基礎設施建設通過緩解勞動力錯配促進城市創新水平的提高。

三 研究設計

(一)模型設定

由于“寬帶中國”示范城市在推進過程中分批次逐步設立，故本文采取的是政策時點不一致的漸進DID方法而非傳統的DID方法，分別以試點的相應年份設立政策發生的時點。為避免估計結果被高估，本文將方案中城市群和僅以區縣為試點的樣本從處理組中刪除，再利用雙重差分法實證檢驗“寬帶中國”試點政策與城市創新水平的關系。構建的基準漸進DID模型如下：

Lninnoit=α0+α1Treatit×Postit+∑γjXit+μi+υt+λit

(1)

式(1)中，Lninnoit表示i城市在t年的創新水平；Treatit×Postit(DID)表示“寬帶中國”試點政策，視為網絡基礎設施建設的代理變量，其系數反映網絡基礎設施建設對城市創新水平的影響；Xit表示對城市創新有影響的控制變量集合，μi為個體固定效應，υt為時間固定效應，λit為隨機擾動項。

(二)變量說明

1.被解釋變量。本文被解釋變量為城市創新(Lninno)，目前相關研究中雖已廣泛使用專利數據衡量創新，但由于不同行業的專利數據缺乏橫向可比性，專利數量并不能真實反映其社會經濟價值，僅用專利數據衡量城市創新水平有失偏頗。有鑒于此，本文采用《中國城市和產業創新力報告》中測算的城市創新指數作為城市創新水平的衡量指標，并取對數處理。該報告測算的指數包含多個層面的技術創新能力，在宏觀層面涵蓋了國家、中觀層面涵蓋了城市和產業、微觀層面涵蓋了企業，通過將重新估算后的專利價值在城市層面加總以得到城市創新指數，有效解決了專利質量異質性問題。

2.解釋變量。本文的解釋變量為“寬帶中國”試點政策虛擬變量(DID)，將“寬帶中國”試點政策視為準自然實驗，作為網絡基礎設施建設的代理變量，Treat為是否為試點城市的虛擬變量，將試點城市設置為1，反之則設置為0；Post為政策是否實施的虛擬變量，即政策實施當年及以后設置為1，政策實施以前設置為0。其中，試點城市的確定依據為工信部網站公告的三批試點名單。

3.控制變量。參考相關研究(王春楊等，2020[14]；王嶠等，2021[28])，本文也對多個城市層面的特征變量進行控制。具體包括：(1)經濟發展(Lngdp)，經濟發展水平越高的城市越具有創新所需要的資源稟賦，且創新活動更多地發生在經濟發展水平更高的城市，采用GDP取對數后的值進行衡量；(2)產業結構(Ind)，第三產業知識密集度較高，創新活動更為活躍，采用第三產業增加值占GDP的比重衡量；(3)政府支持(Gov)，政府在科教方面的支出可以為創新提供制度和教育的支撐，在一定程度上對創新主體產生激勵作用，采用科教支出占財政支出的比重衡量；(4)人力資本(Labor)，新技術的研發創新和應用實現都需要人才驅動，創新人才之間的思想互動和知識溢出將促進創新的產生，采用普通高校在校學生人數占總人口比重衡量；(5)基礎設施建設(Facility)，基礎設施影響著創新資源要素的流動，采用人均道路面積衡量；(6)對外開放(Open)，外商投資是技術引進的重要渠道，但帶來的競爭和擠壓效應也可能抑制本土創新能力的提升，采用外商直接投資占GDP比重衡量。

本文研究樣本為2005—2018年中國282個地級市的平衡面板數據，共計3948個觀測值，城市創新指數取自復旦大學產業發展研究中心研制的《中國城市和產業創新力報告》，其余城市特征變量數據來源于歷年《中國城市統計年鑒》。表1為主要變量的描述性統計結果。

表1 模型主要變量的描述性統計結果

四 實證分析

(一)基準回歸結果

表2報告了網絡基礎設施建設對城市創新影響的基準回歸結果。列(1)只有“是否實施‘寬帶中國’試點政策”的虛擬變量。列(2)在前一列的基礎上加入城市層面的經濟發展水平和產業結構等影響城市創新水平的控制變量，結果顯示回歸系數α1顯著為正。列(3)和列(4)分別加入城市固定效應和時間固定效應，列(5)進一步增加為雙向固定效應。五個模型的回歸結果基本一致，且回歸系數α1均顯著為正，一定程度上說明基準回歸結果具有穩健性。上述實證結果表明，“寬帶中國”試點政策顯著促進城市創新水平的提高，符合本文預期。以列(5)結果為主進行分析，DID系數為0.275，在1%的置信水平下顯著，系數大小表明“寬帶中國”試點城市創新水平相較于非試點城市高出27.5%，由此可見“寬帶中國”試點政策對城市創新有著較為顯著的促進作用。此外，模型中控制變量經濟發展(Lngdp)、產業結構(Ind)、政府支持(Gov)、人力資本(Labor)與城市創新之間為顯著正相關關系，對外開放(Open)與城市創新之間則表現為顯著負相關關系，這與目前中國仍然處于全球價值鏈低端的現狀有關，主要以代加工的方式切入全球價值鏈導致創新僅停留在工藝和產品方面，抑制了創新水平的躍遷。以上結果與已有研究結論相吻合，說明本文模型設置是合理的。

表2 “寬帶中國”試點對城市創新影響的基準回歸結果

(續上表)

(二)PSM-DID結果

“寬帶中國”試點城市與非試點城市間可能存在一定的系統性差異，為了解決處理組樣本和控制組樣本可能存在的自選擇問題，使處理組得以匹配到更合適的控制組樣本，本文運用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching)處理樣本，檢驗基準回歸模型的穩健性。為保證估計結果盡可能穩健，本文分別利用近鄰匹配和核匹配兩種方法為處理組城市篩選出配對城市。在進行PSM-DID估計前，利用標準化偏差進行平衡性假設檢驗，旨在對各控制變量的誤差削減情況進行觀察。表3為1：4近鄰匹配的平衡檢驗結果，匹配后的標準偏差值越小，說明處理組與控制組協變量差異越小，匹配質量越好。由表3結果可知，匹配后各協變量的標準偏誤均在10%以下，低于Rosenbaum和Rubin(1985)[29]給出標準偏差值小于20%的衡量標準，且t檢驗結果表明，處理組與控制組無系統差異這一原假設不能拒絕。

表3 平衡性假設檢驗(1)表3報告結果為近鄰匹配1：4的平衡性假設檢驗結果，其他匹配的效果差別較小，限于篇幅省略，作者備索。

(續上表)

表4列(1)—列(5)依次報告了PSM-DID匹配中的近鄰匹配1：4、近鄰匹配1：3、近鄰匹配1：2、近鄰匹配1：1和核匹配后使用DID估計的結果。從結果中看出，在樣本選擇偏差通過傾向得分匹配法消除后，DID系數在1%、5%的水平下顯著為正。PSM-DID估計結果與前文DID估計結論無明顯差異，進一步表明本文實證結論是穩健的，網絡基礎設施建設促進了城市創新水平的提高。

表4 PSM-DID估計結果

(三)穩健性檢驗

1.動態效應檢驗

本文采用雙重差分方法進行分析的一個重要前提假設是“寬帶中國”試點城市和非試點城市滿足平行趨勢假設，即如果不存在“寬帶中國”試點政策的沖擊，那么處理組和控制組在該政策實施之前具有相同的發展趨勢。如果二者之間的創新水平發展趨勢在試點政策前就存在系統性差異，則必然會對本文結論產生影響。因此，本文采用事件研究法進行平行趨勢檢驗，參考劉傳明和馬青山(2020)[11]、Beck et al.(2010)[30]的做法，構建如下動態效應模型：

(2)

模型中pre表示城市在入選“寬帶中國”政策試點前τ年取1，否則取0；current表示城市在入選“寬帶中國”政策試點當年取1，否則取0；after表示城市在入選“寬帶中國”政策試點后η年取1，否則取0。如果回歸系數θτ沒有通過顯著性檢驗，說明“寬帶中國”政策實施前處理組與控制組城市創新水平的增長沒有系統性差異，滿足平行趨勢假設。θη反映政策效果的動態效應，其余符號含義與基準回歸模型相同。圖1為系數的估計結果，在政策實施年份前，網絡基礎設施建設對城市創新水平的影響并不顯著，即在沒有改變網絡基礎設施的條件下，處理組與控制組間的創新水平差異并不會隨著時間推移發生顯著變化，平行趨勢假設成立。在政策實施1年以后，估計系數顯著為正，表明網絡基礎設施建設雖然對城市創新水平促進作用存在一定的滯后性，但有著持續的正向影響。

圖1 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

城市創新水平的差異也可能是受到某些和“寬帶中國”無關的其他政策或隨機因素的影響，從而導致估計存在偏誤。本文對所有城市對應的虛擬變量Treat×Post的取值進行隨機改變，同時保證數據分布不改變，以此構建虛假處理組和控制組，并基于基準回歸模型進行1000次的模擬回歸，觀察系數均值是否接近0。如果回歸系數均值顯著為正，則說明城市創新水平的提升是由網絡基礎設施建設引起的這一結論并不可靠，意味著基準回歸模型中可能遺漏了某些會對城市創新水平產生影響的因素；如果系數均值接近0，則說明城市創新受隨機因素的影響不顯著，由此反證得到網絡基礎設施建設對城市創新水平的促進作用顯著。圖2報告了1000次抽樣回歸系數的核密度圖，隨機處理后的回歸系數均值為0.014，較之于基準回歸結果十分接近0，標準差為0.072，表明城市創新受未觀測因素的影響幾乎可忽略，進一步說明“寬帶中國”政策的施行地點以及執行時間對估計結果有重要影響，驗證了網絡基礎設施建設對城市創新水平具有提升作用這一估計結果是穩健的。

圖2 安慰劑檢驗

3.其他穩健性檢驗

(1)工具變量法。由于政策試點的選擇并不完全隨機，所以“寬帶中國”僅能被視為一項準自然實驗，為解決可能存在的雙向因果和遺漏變量問題，本文使用工具變量法來緩解內生性問題。由于網絡基礎設施建設水平受城市寬帶接入能力和互聯網普及率等因素的影響，參考黃群慧等(2019)[16]的做法，選用歷史上各城市1984年每百人固定電話數量(城市統計年鑒公布的最早年份)作為工具變量。一方面，寬帶網絡是傳統通信技術不斷發展的產物，某地網絡技術應用水平會在使用習慣和技術水平等方面受到其歷史電信基礎設施的影響，即歷史上固定電話普及率較高的城市也更可能是網絡普及率較高的城市，滿足工具變量的相關性條件。另一方面，在信息技術飛速發展和變革過程中，固定電話等傳統電信工具對城市創新水平的影響逐漸式微，滿足工具變量的排他性要求。截面形式的工具變量原始數據不能直接用于面板固定效應的計量分析，為此，借鑒Nuun和Qian(2014)[31]的做法，以各城市1984年每百人固定電話數量和時間趨勢項交乘，作為“寬帶中國”的工具變量。表5列(1)報告了二階段最小二乘法(2SLS)第一階段的估計結果，可以發現IV的系數在1%水平下顯著為正，表明歷史上固定電話普及率較高的城市更有可能成為“寬帶中國”試點城市，驗證了本文工具變量的相關性。列(2)二階段最小二乘法第二階段的估計結果表明，“寬帶中國”試點政策的估計系數在1%水平下顯著為正，對城市創新水平的促進作用仍然成立。Kleibergen-Paap rk LM統計量為32.962，拒絕了工具變量不可識別的原假設，Kleibergen-Paap rk Wald F統計量為38.76，拒絕是弱工具變量的原假設，上述檢驗結果表明本文工具變量選取的合理性。

(2)連續型變量的證據?？紤]到“寬帶中國”試點在各個城市的落實情況存在一定差距，為驗證網絡基礎設施建設對城市創新水平影響的穩健性，將各城市4G基站數量作為網絡基礎設施建設的代理變量以提供連續型變量估計的證據，移動通信基站是網絡基礎設施建設的重要內容，與“寬帶中國”試點政策的實踐內容存在高度一致性?？紤]到工信部于2013年底正式向各大運營商頒布4G牌照，參考孫偉增和郭冬梅(2021)[32]的研究，搜集整理2014—2018年各城市的4G基站數量，并取對數值以測度各城市的網絡基礎設施水平。表5列(3)為以4G基站數量作為解釋變量的回歸結果，其估計系數在1%水平下顯著，進一步證明網絡基礎設施建設對城市創新水平的促進作用。

(3)廣義精確匹配方法。為得到更為穩健的估計結果，本文使用廣義精確匹配估計來進行穩健性檢驗。該方法一定程度上放松了PSM匹配的假設，進行匹配時不需要不同組數據滿足共同支撐假設，而是依據原始數據的經驗分布即可，從而反映政策評估效果的真實情況，得到更穩健的估計。表5列(4)為CEM-DID檢驗結果，結果顯示在放松對PSM匹配的假設后，“寬帶中國”試點政策仍然顯著提升城市創新水平。

(4)延長政策估計的時間區間。考慮到“寬帶中國”試點政策實施效果可能存在一定的時滯性，且首批“寬帶中國”試點城市在樣本期內連續參與“寬帶中國”試點政策4年，有利于政策試點效果的充分展現，故本文僅將2014年試點城市作為處理組，剔除掉2015年和2016年新增的試點，將漸進DID簡化為傳統DID進行穩健性檢驗。表5列(5)為僅考慮2014年試點城市的估計結果，結果顯示在延長政策估計的時間區間后，“寬帶中國”試點政策仍然提升城市創新水平。

表5 穩健性檢驗結果

(5)排除同期其他政策的干擾?？紤]到在“寬帶中國”試點政策期間內，政府還出臺了一些其他可能會影響到城市創新水平的政策，因此在回歸中對它們進行控制以考察政策效應估計是否會受到這些政策的影響。本文考察城市是否開通高鐵、是否入選智慧城市和是否入選創新型城市的影響?，F有研究認為，高鐵開通可以引發人力資本的跨區遷移，通過改變和優化人力資本的空間分布進而重塑區域創新空間結構，從而提升沿線城市的創新水平(王春楊等，2020)[14]。城市產業結構可能會受智慧城市建設的影響而得到優化，同時受到積極影響的還有融資效率和信息化水平(何凌云和馬青山，2021)[33]。創新型城市試點能夠通過加強政府戰略引領、促進人才集聚、激勵企業投資和優化創新環境對城市創新產生積極影響(李政和楊思瑩，2019)[34]。表5列(6)—列(8)分別為剔除高鐵建設、智慧城市建設和創新型城市建設對城市創新水平影響后的估計結果，結果顯示“寬帶中國”試點政策對城市創新水平仍具有顯著促進作用，本文基準回歸結果的穩健性得到驗證。

(四)機制檢驗結果

結合前文的實證分析和第二部分的理論分析，本文對網絡基礎設施建設通過提高信息化水平、促進數字金融發展和緩解勞動力錯配以提升城市創新水平的機制進行檢驗，模型設定如下：

Mit=α0+α1Treatit×Postit+∑YjXit+μi+υt+λit

(3)

Lninnoit=β0+β1Treatit×Postit+β2Mit+∑YjXit+μi+υt+λit

(4)

其中，M為機制變量，其余符號與基準回歸模型類似，三大機制變量分別是：信息化水平(inf)參考黃群慧等(2019)[16]的做法，采用信息化綜合指數來度量，具體而言，選用每百人互聯網用戶數、IT從業人員占比、人均電信業務總量和每百人移動電話數這四個指標，再通過主成分分析降維得到綜合指數；數字金融發展水平(dfi)用北大數字金融中心發布的數字普惠金融指數(郭峰等，2020)[35]來衡量，受限于數字普惠金融指數數據的可得性，此部分樣本從2011年開始；勞動力錯配程度(abstaul)采用要素價格絕對扭曲系數的倒數減1來衡量，詳細測算方法參考白俊紅和劉宇英(2018)[36]的研究。

表6列(1)和列(2)是信息化機制的檢驗結果，政策變量對信息化水平的影響顯著為正，說明網絡基礎設施建設提高了城市的信息化水平，將政策變量和信息化水平納入回歸模型后，兩者系數均顯著為正，同時政策變量估計系數較基準回歸系數出現明顯下降，從0.275下降至0.239，說明網絡基礎設施建設通過提升信息化水平進而促進了城市創新。進一步地，本文計算得到信息化機制占總效應的比重為13.07%，Sobel檢驗Z值為6.201，在1%水平下顯著，模型檢驗結果驗證了提高信息化水平的作用機制，即假設1得到驗證。表6列(3)和列(4)是數字金融機制的檢驗結果，政策變量對數字金融發展水平的影響顯著為正，說明網絡基礎設施建設提高了城市的數字金融發展水平，將政策變量和數字金融發展水平納入回歸模型后，兩者系數均顯著為正，同時政策變量估計系數較基準回歸系數出現明顯下降，從0.275下降至0.108，說明網絡基礎設施建設通過提升數字金融發展水平進而促進了城市創新。進一步地，本文計算得到數字金融機制占總效應的比重為5.81%，Sobel檢驗Z值為2.767，在1%水平下顯著，模型檢驗結果驗證了促進數字金融發展的作用機制，即假設2得到驗證。表6列(5)和列(6)是勞動力錯配機制的檢驗結果，政策變量對勞動力錯配水平的影響顯著為負，這表明網絡基礎設施建設緩解了城市的勞動力錯配，將政策變量和勞動力錯配納入回歸模型后，兩者系數均顯著為正，同時政策變量估計系數較基準回歸系數出現下降，從0.275下降至0.263，說明網絡基礎設施建設通過緩解勞動力錯配進而促進了城市創新。進一步地，本文計算得到勞動力錯配機制占總效應的比重為4.24%，Sobel檢驗Z值為3.523，在1%水平下顯著，模型檢驗結果驗證了緩解勞動力錯配的作用機制，即假設3得到驗證。

表6 機制檢驗結果

五 異質性分析

(一)創新水平異質性

經濟發達和科教資源豐富的城市可能具備更高的創新水平，其科技創新相較于一般城市處于中期階段甚至是成熟階段(李政和楊思瑩，2019)[34]。在數字經濟時代，網絡外部性的存在使得網絡基礎設施的發展不僅提高各部門自身的效率，而且逐漸弱化各部門間創新活動的邊界性，致使信息獲取成本下降，進而吸引越來越多的個體參與到創新活動中，真正形成萬眾創新的良好環境。伴隨著網絡基礎設施與經濟活動交互作用的不斷深化，對城市創新的積極影響也可能表現出邊際遞增的特征。為了考察在不同創新水平下，網絡基礎設施的邊際影響是否存在顯著的結構性變化，本文參考田國強和李雙建(2020)[37]的做法，選取10%、30%、50%、70%和90%水平共五個分位點，運用面板分位數回歸方法對基準模型進行估計。表7報告了“寬帶中國”試點政策實施對不同創新水平城市的影響。從中可以看到，在不同創新水平分位點上，DID的估計系數均在1%的水平下顯著為正，進一步證實“寬帶中國”試點政策實施對城市創新水平的促進作用，并且這一促進作用會隨著創新水平分位點的提升而越來越強。這表明網絡基礎設施建設對城市創新水平的促進作用存在邊際遞增的特點，梅特卡夫定律在城市創新活動中仍然成立。

表7 創新水平的異質性

(二)創新類型異質性

在中國《專利法》指明的三類專利創造中，發明專利和實用新型專利側重于在改進或創新產品的技術方案等方面做出貢獻，創新主體為創造出新穎度和技術含量較高的發明專利和實用新型專利，面臨著較高的信息搜尋成本與溝通成本，研發過程中更需要外部人力資本與融資渠道的支持。而外觀設計專利通常僅為針對產品外觀方面做出的新設計，其面臨的信息搜尋成本與創新沉沒成本均相對較低。有鑒于此，網絡基礎設施建設降低創新成本的積極影響對質量相對較高的發明專利與實用新型專利可能表現得更為明顯。表8為“寬帶中國”試點政策實施對不同類型專利數量的影響，當因變量為每萬人發明專利授權數、每萬人實用新型專利授權數時，DID的系數均在1%的水平下顯著為正，而當因變量為每萬人外觀設計專利授權數時，DID的系數并不顯著，這表明相較于技術含量和實用價值較低的外觀設計專利，網絡基礎設施建設對創新質量更高的發明專利和實用新型專利的促進作用更強?？赡艿脑蛟谟?，網絡基礎設施建設提高了城市信息化水平，便于創新主體獲取更高質量的創新要素，人力資源錯配和融資約束問題的緩解也使得高質量創新得到更為充分的外部支持。

表8 創新類型的異質性

(續上表)

(三)城市特征異質性

從區位和行政等級差異的角度來看，我國東、中、西部地區以及不同行政等級的城市在經濟規模、資源配置、要素占有、產業發展和科學技術等方面都存在較大差異，而這些資源稟賦是推動一個城市進行可持續創新的重要基礎。改革開放以來，中國一直存在沿海地區優先發展的特征模式，因此相對于內陸地區，我國沿海城市發展較早，具備較好的信息化條件和網絡基礎設施賦能的技術優勢。同時，從行政等級差異的視角看，中小等級的城市無論是在人才、資金還是信息資源的積累上都較難與高等級城市相媲美，難以充分發揮“寬帶中國”戰略形成的信息集聚效能來較大程度地促進城市創新水平提高。有鑒于此，本文用城市地理中心到海岸線的最短距離(Dis)來衡量不同城市的區位條件，同時構建行政等級虛擬變量(Lev)，將省會城市、副省級城市和“較大的市”這三類劃定為高等級城市，賦值為1，其他城市賦值為0，以此表征行政等級差異，分別將兩者代入基準模型進行差異化的回歸檢驗。

從表9列(1)和列(2)的回歸結果來看，列(1)交乘項的估計系數在1%水平下顯著為負，說明隨著離岸距離的增加，“寬帶中國”試點政策對城市創新的正向作用逐步減小，即相比于中西部城市，我國東部城市網絡基礎設施建設對城市創新水平的提升效果更為明顯。對此，本文認為一個可能的原因是，我國東部城市經濟發展水平較高，城市規模較大且集聚效應顯著，其創新資源能夠較為充分地發揮網絡基礎設施帶來的信息集聚優勢，加之東部地區地形相對平坦且交通便利，網絡基礎設施的建設成本相對較低。然而，我國中西部地區自然地理條件的短板比較明顯，進行網絡基礎設施建設需要更大的資金投入力度，所帶來的經濟價值可能偏低，并且中西部城市創新資源相對困乏，難以充分發揮網絡基礎設施建設對城市創新的賦能作用。列(2)交乘項的估計系數在1%水平下顯著為正，說明行政等級越高，“寬帶中國”試點政策對城市創新的促進效果越明顯。可能的原因在于，目前我國城市發展的行政屬性較強，行政等級更高的城市更容易獲取信息化和數字化發展的各類資源，集中表現在生產要素相對較為豐富。在此類行政等級優勢條件下，更能夠發揮“寬帶中國”試點政策產生的信息資源集聚效能，從而促進城市創新水平提升。

地方政府提供公共基礎設施的能力受到地方政府財政自主權的影響，地方財政自主權較高的城市，其面臨的財政預算約束相對較小，更能夠引導地方相關資金投向網絡基礎設施建設、研發與產業化，持續推進網絡基礎設施建設與應用，從而充分發揮網絡基礎設施建設帶來的信息化優勢，在網絡基礎設施推廣過程中具備較強的供給能力。同時，由于各地商品經濟發展情況和外部環境條件存在差異，產品市場發育程度也存在異質性。較高的產品市場發育水平能使新產品信息傳遞更為高效，有效提高創新成功的概率和成功后的收益(戴魁早和劉友金，2013)[38]，從而激勵創新主體針對新產品需求信息進行創新活動，使“寬帶中國”試點政策對城市創新的積極影響更具備相適應的主觀能動性，發揮更大的創新效能。本文使用地方財政收入與地方財政支出的比值衡量財政自主權(Fd)，用樊綱市場化指數中“產品市場發育得分”分項來衡量產品市場發育程度(Market)，分別將兩者與政策變量的交乘項代入基準回歸模型。

具體結果見表9列(3)和列(4)。列(3)交乘項的估計系數顯著為正，這說明財政自主權越高，“寬帶中國”試點政策對城市創新的促進作用越大。原因在于網絡基礎設施建設中需要充分發揮政府戰略引領作用，“寬帶中國”戰略重點聚焦于推進區域網絡基礎設施協調發展、彌補區域間以及城鄉間互聯網絡的發展短板、提高我國互聯網的普及率、為產業升級和居民幸福生活提供信息支持。“寬帶中國”戰略構圖涵蓋眾多建設和研發內容，財政需求較大，低財政自主權的城市將面臨相對較大的財政壓力，具有高財政自主權的城市則能更好落實網絡基礎設施建設，進一步激發城市創新活力。列(4)交乘項的估計系數顯著為正，說明產品市場發育程度良好的城市能更好地激勵創新，進而發揮“寬帶中國”試點政策的知識效應。原因在于產品市場發育更良好的城市具有更完善的市場功能，通過逐步將寬帶接入網業務向市場開放，引導多方資源主動參與到“寬帶中國”戰略工作中，有利于政府引導與市場調節相結合，通過市場化的手段推動形成更加健康、可持續的發展格局。

表9 城市特征的異質性

六 研究結論與政策啟示

本文基于2005—2018年中國282個城市的面板數據，利用漸進雙重差分法檢驗網絡基礎設施建設對城市創新水平的影響。結果顯示：網絡基礎設施建設對城市創新水平具有顯著促進作用，在經過安慰劑檢驗、工具變量法、廣義精確匹配方法、延長政策估計的時間區間和排除同期其他政策等一系列穩健性檢驗后，該結論仍然成立。機制檢驗結果表明，網絡基礎設施建設通過提升信息化水平、促進數字金融發展及緩解勞動力錯配等途徑提高城市創新水平。進一步研究發現，網絡基礎設施建設對城市創新水平的影響因創新類型、創新水平和城市特征的不同而存在差異，具體表現為：網絡基礎設施建設顯著提升城市發明專利、實用新型專利的數量，而對外觀設計專利的促進作用并不顯著；隨著創新水平分位點的提升，網絡基礎設施建設對城市創新水平的促進作用也越來越強；在沿海地區、高行政等級城市、財政自主權較高和產品市場發育程度較高的城市，網絡基礎設施建設對城市創新水平的促進作用更大。

本文研究結論對建設網絡基礎設施和激發城市創新活力的啟示為：(1)應繼續推進寬帶網絡覆蓋范圍、服務質量、技術水平和應用能力等方面的全面優化升級，深化落實“寬帶中國”戰略，拓展寬帶在振興和發展經濟中的應用，在信息技術的助力下充分改造和提升傳統產業，培育新市場新業態，激發創新活力。(2)充分利用網絡基礎設施建設帶來的信息化和數字金融優勢，在產業數字化和數字產業化的大潮中把握機遇，加快推進新型基礎設施建設。推動數字經濟發展，不僅要繼續加強信息通信技術，更要著力推進該技術和經濟社會各領域的融合，促進產業結構升級、創新創業等經濟高質量發展驅動力的形成，在數字經濟深刻重塑世界經濟的時代，搶占未來全球經濟增長制高點。(3)探索網絡基礎設施建設促進城市創新的多維路徑，由于“寬帶中國”試點城市在提高城市創新水平中呈現出異質性特征，網絡基礎設施建設工作應充分結合各城市地理區位、行政等級和資源稟賦等情況，因地制宜地開展建設工作，推動區域均衡發展。同時，應制定與城市相適宜的政策提升財政自主權和產品市場發育程度，充分釋放網絡基礎設施建設為城市帶來的創新潛力。