數字經濟對實體企業創新持續性的影響研究

陳 英

（江西科技學院財經學院，江西 南昌 330098）

一、引言及文獻綜述

黨的二十大報告指出，“堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上，推進新型工業化”“加快發展數字經濟，促進數字經濟和實體經濟深度融合”。可以看出，充分利用數字經濟的技術研發成果，著力推動實體經濟創新發展成為中國現階段的工作重點。實體企業作為實體經濟發展的核心，是深度落實創新驅動戰略、助推實體經濟創新發展的主要參與主體，可依托數字經濟發展紅利，以數字技術為內核驅動力不斷提升自身創新持續性，最終實現技術追趕與超越、持續釋放增長動能。此過程中，如何有效發揮數字經濟的放大、倍增效應，驅動實體企業創新持續性提升，成為推動實體經濟高質量發展的重要議題。

從現有研究來看，學者對數字經濟的關注主要集中于數字經濟能夠顯著促進綠色技術創新[1]、釋放產業結構升級紅利[2]、推動經濟高質量發展[3]。對于數字經濟與企業創新的相關研究尚處于起步階段，研究文獻較少。董香書等(2022)認為，數字經濟能夠有效促進制造企業技術創新，且呈現出“邊際效應”，即非線性遞增特性[4]。李建等(2022)研究發現，數字經濟能夠從創新產出、創新投入與創新效率三方面促進企業創新能力提升[5]。雖然學者們針對數字經濟與企業創新的關系作出了開拓式研究，但大多僅從靜態視角考察數字經濟對企業創新的影響，也尚未關注到數字經濟在實體企業創新持續性提升方面的賦能效應。并且，數字經濟具有壓縮地理距離、突破時空限制的特性，可能會產生空間外溢效應，但已有研究卻忽略了這一點。

文章可能的邊際貢獻在于：第一，以動態積累視角為切入點，借助動態面板系統廣義矩估計模型檢驗數字經濟對實體企業創新持續性的影響，豐富相關領域實證證據；在此基礎上借助中介效應模型探究其作用機制，厘清實體企業創新持續性在數字經濟供給側的提升路徑，補充數字經濟功能領域研究。第二，借助空間杜賓模型考察數字經濟對實體企業創新持續性的空間溢出效應，擴大實體經濟創新發展的評估范圍，為打破時空限制和地理壁壘、推動實體企業跨區域創新發展提供了政策指導實踐與理論支撐。第三，以中國發布“寬帶中國”政策形成的準自然實驗為依據，利用雙重差分法進行穩健性檢驗，驗證實證結果可靠性。

二、研究假設提出

1. 數字經濟影響實體企業創新持續性的理論分析

創新持續性是實體企業保持市場核心競爭力的關鍵，可確保企業后續創新活動長久保持、效益持續增長和經營接續開展。數字經濟飛速發展，為數字產業化與產業數字化進程快速推進帶來有效技術支撐，促使實體企業創新持續性逐步提升。

第一，數字經濟可發揮技術創新效應，進而促進實體企業創新持續性提升。從構成來看，數字經濟所攜帶的技術并非單一技術種類，而是涵蓋了人工智能、互聯網、物聯網等多種技術的技術群落[6]。這促使數字經濟能夠在嵌入實體企業發展過程中產生技術創新效應，推動數字技術與新材料、認知科學等相融合進而產生新興技術，推動實體企業高質量創新，提升創新持續性。從市場來看，數字經濟所攜帶的數字技術能夠促進實體企業產品生產、服務與市場需求相匹配，促使實體企業從依賴于管理者的經驗式創新轉變為以數據為抓手的科學式創新。這能夠在一定程度上消除實體企業創新成果在投入商業化應用中的不確定性，反哺實體企業創新發展，提升創新持續性。

第二，數字經濟可發揮要素配置效應，有效提升實體企業創新持續性。一方面，數字經濟嵌入實體經濟過程中，能夠為實體企業帶來大量數字化知識、技術等創新要素，并通過數字技術嵌入實體企業生產、管理、銷售等全流程與各環節，助力企業實現智能化、數字化、創新化發展[7]。這能夠在加快實現實體企業短期和長期利潤增長目標的同時，為企業后續創新注入動力，提升實體企業創新持續性。另一方面，伴隨數字經濟縱深發展，消費市場的可預見性與可視化程度大幅提升。此過程中，實體企業可借助云計算、大數據等數字技術深度挖掘消費市場數字資料，進而優化企業創新決策，提升實體企業創新與消費市場匹配度，從消費端賦能實體企業創新持續性提升。由此，提出以下理論假設：

假設H1：數字經濟能夠正向促進實體企業創新持續性提升。

2. 作用機制分析

數字經濟發展為實體企業創新活動開展帶來大量數據資源，能夠降低企業邊際成本，提升企業盈利能力。而高利潤能夠增加實體企業創新投入，促使企業持續創新。不僅如此，數字經濟發展還可提升實體企業市場競爭優勢和創新產出，改善原有“頭部企業占絕對優勢”的市場結構，助力企業創新持續性提升。

一方面，數字經濟發展有助于降低企業成本。數字經濟快速發展，大大降低了地理距離對產品、技術、服務提供的制約性，通過線上與線下協同高效配合，打通從研發到銷售的產品流通路徑，降低實體企業產品生產與運輸成本。并且，數字經濟發展促使實體企業傳統營銷方式逐步向數字營銷轉變，可有效提升營銷效率、降低經營成本。伴隨企業成本不斷降低，實體企業資金流動性與資源配置效率將會大幅提升，不僅能夠支撐企業保持創新投入，還可在一定程度上增加創新投入，緩解實體企業在產品改良、技術改進等方面的創新投入壓力[8]。

另一方面，數字經濟發展有助于優化市場結構。數字經濟憑借技術優勢廣泛參與到實體企業生產、分配、交換等全流程中，推動實體企業產品與服務價值鏈重構[9]，提升實體企業價值鏈參與度，優化市場結構。此背景下，實體企業能夠在激烈市場競爭中獲得更多數據要素并實現網絡效應、范圍經濟等效率優勢，繼而產生較強的創新激勵效應，為提升創新持續性帶來新動能。據此，提出以下理論假設：

假設H2a：數字經濟通過降低企業成本影響實體企業創新持續性。

假設H2b：數字經濟通過優化市場結構影響實體企業創新持續性。

三、研究設計

1. 模型設定

考慮到實體企業創新持續性的積累效應，借鑒余進韜等(2022)[10]的做法，構建如下動態面板模型展開實證分析：

其中，i代表實體企業；t代表年份；Suentit代表i企業t年的創新持續性；Suentit-1代表實體企業創新持續性滯后一期項；Deiit-1代表數字經濟，將數字經濟進行滯后一期處理，能夠在一定程度上降低雙向因果可能性；Controlit代表所選控制變量；λi與μt代表行業與時間固定效應；誤差擾動項以εit進行表示。

為檢驗數字經濟影響實體企業創新持續性的具體傳導路徑，以式(1)為基礎設置如下遞歸模型：

其中，Mit表示數字經濟影響實體企業創新持續性的機制變量，包括企業成本和市場結構。通過判斷α2、β1、γ2、γ3的顯著性并對其大小進行比較，能夠研判企業成本和市場結構是否為數字經濟影響實體企業創新持續性的中介傳導路徑。

2. 數據處理與變量選取

文章以2011—2021 年滬深A 股上市的制造業企業為研究對象，構建企業與地級及以上城市相匹配的面板數據集。為提升研究結果精準度，對樣本數據進行如下處理：剔除考察期內退市、被ST 以及新發IPO 的樣本企業；剔除考察期內財務數據不連續的樣本企業，以確保數據連貫性；對樣本數據進行上下1%縮尾處理，以避免極端數據對研究結果造成影響。樣本數據主要來源于Wind 數據庫、國泰安數據庫、數字中國指數報告、工業和信息化部發布的相關數據和研究報告、相關企業年報以及《中國城市統計年鑒》。對于個別缺失數據，采用混頻動態因子算法進行補充。

（1） 核心解釋變量

數字經濟(Dei)。現階段，關于數字經濟發展的大多文獻均停留于定性和描述階段，對數字經濟發展水平的測度大多從省級層面或全國層面著手。文章立足數字經濟發展報告，以數字經濟內涵為切入點，并借鑒王軍等(2021)[11]、周曉輝等(2021)[12]的研究，從數字產業化(Dind)、產業數字化(Indd)、數字經濟載體(Deco)三方面著手測度城市層面數字經濟發展水平，具體指標體系如表1 所示。為消除不同量綱的影響，以2011 年為基期，使用閾值法對指標數據進行標準化處理，最終使用熵權法測算得出數字經濟發展水平綜合指數以及三個子維度發展指數。

（2） 被解釋變量

實體企業創新持續性(Suent)。若企業保持持續性研發投入，其創新投資成本將會逐步降低，有利于增強創新成功概率和企業核心競爭力，提升未來收益。基于此，以創新投入為衡量標準，測度實體企業創新持續性。無形資產增量涵蓋除創新研發活動之外的其他創新活動，是衡量企業創新投入的重要指標。故文章以無形資產增量與企業初期總資產之比來進行衡量。

（3） 中介變量

企業成本和市場結構。首先，利用營業成本(Opecost)和融資成本(Fincost)衡量企業成本。其中，營業成本利用管理費用、營業成本之和占營業收入比重進行衡量；融資成本以財務費用占營業收入比重加以衡量。

其次，從勒納指數(Lerner)和行業集中度(Cr)兩個層面考察市場結構是否為數字經濟影響實體企業創新持續性的有效路徑。其中，勒納指數是指價格與實際成本的偏離率，鑒于企業邊際成本值無法獲取，文章參鑒唐要家等(2022)[13]研究，測算其近似值，計算公式為：（銷售額-管理費用-銷售費用-營業成本）/銷售額。行業集中度以行業中最大的前10 家企業所占市場份額之和進行計算。

（4） 控制變量

為降低遺漏變量偏誤，文章借鑒已有研究[14，15]，選取以下變量進行控制：企業規模(Size)，用企業總資產對數值表示；企業成長性(Grow)，以主營業務收入增長率衡量；杠桿率(Lever)，用負債總額與資產總額比值衡量；現金流比率(Cash)，借助“經營現金流/總資產”測度；企業年齡(Age)，用“當年年份—企業成立年份”表示；市場競爭(HHI)，以赫芬達爾指數衡量；股權集中度(Share)，借助前十大股東持股比例度量；董事會獨立性(Indep)，以“獨立董事人數/董事會總人數”衡量。

四、實證結果分析

1. 基準回歸結果分析

根據式(1)進行回歸。式(1)中解釋變量包括實體企業創新持續性的一階滯后項，可能存在內生性問題。為克服這一問題，利用SYS-GMM方法（系統廣義矩估計） 進行回歸。為精準選擇估計方法與提高回歸結果穩健性，表2 列(1)為SYS-GMM回歸結果，數字經濟的回歸系數為正，且在1%水平上顯著；AR(1)、AR(2)、Hansen 檢驗結果證明，變量通過了自相關檢驗和弱工具變量檢驗。這表明數字經濟是提升實體企業創新持續性的有效工具，證明假設H1 成立。表2 列(2)~列(4)分別列示了DIF-GMM、OLS、FE 的回歸結果。在進行估計方法變更之后，數字經濟對實體企業創新持續性的提升作用仍然顯著。在內生干擾假設存在的條件下，實體企業創新持續性滯后一階項的OLS、FE 回歸結果分別存在上偏、下偏效應，即其真實值介于上述結果之間。由列(3)、列(4)的結果可知，DIF-GMM 結果中數字經濟的回歸系數在OLS 與FE 估計值范圍之外，即結果存在偏誤；SYS-GMM 的系數在此范圍之內，即文章估計方法的選擇具有較高合理性。

進一步從三個子維度考察數字經濟對實體企業創新持續性的影響。為規避共線性問題，依次將上述三個子維度代入式(1)進行回歸估計，結果見表3 列(1)~列(3)。三個子維度對實體企業創新持續性的系數為正，均通過1%統計檢驗，表明數字經濟的三個子維度均能夠正向影響實體企業創新持續性。就系數大小而言，數字產業化對實體企業創新持續性的影響最大，數字經濟載體最小，產業數字化影響介于二者之間。因此，充分發揮數字經濟對實體企業創新的賦能效應，不僅要加快推進數字產業化進程，還應強化數字經濟載體建設，尤其是加快推進新型數字基礎設施建設，實現三個子維度的平衡發展。

從生產效率改善(Ec)與技術進步(Tc)兩個層面，探析數字經濟對實體企業創新持續性的深層次影響作用。生產效率改善的表達式為：

技術進步的表達式為：

其中，K、L、E、Y、C分別表示資本、勞動、能源、期望產出和非期望產出，g表示方向向量。

觀察表3 列(4)和列(5)可知，數字經濟可正向影響生產效率改善和技術進步。這意味著數字經濟一方面能夠緩解實體企業創新資源錯配，改善企業生產效率；另一方面能夠加快數字技術向實體企業滲透與擴散，促進企業技術進步。從系數來看，數字經濟對實體企業技術進步的影響作用更大，原因在于數字經濟本身是以數字技術為依托，能夠在實體企業創新發展中提供強大助力。由此，充分釋放數字經濟推動實體企業創新發展的動能，應關注數字經濟的資源要素配置優化效應。同時，還需強化數字技術的升級與應用，在借助數字經濟紅利靶向引導實體企業資源配置優化的同時，借力數字技術夯實企業底層技術創新基礎，提升實體企業創新持續性。

2. 穩健性檢驗

（1） 內生性處理

盡管文章將數字經濟進行滯后一期處理，能夠在一定程度上緩解雙向因果關系導致的內生性問題，但仍然可能有遺漏變量偏誤。為確保檢驗結果可靠性，通過構建數字經濟工具變量和雙重差分法對內生性問題加以處理。

第一，構建工具變量。一方面，郵電數量等傳統電信業務數量伴隨互聯網發展日益減少，能夠滿足排他性條件要求；另一方面，互聯網發展以傳統電信業務為基礎，會受到傳統電信基礎設施影響。基于此，以地級及以上城市1984 年電話數量(Tra1)和郵局數量(Tra2)為指標。分別與各城市互聯網投資額(Dein)交乘，得到數字經濟的工具變量，結果如表4 所示。

表4 穩健性檢驗結果

表4 列(1)為第一階段估計結果，工具變量的影響系數為負，且通過了1%顯著性水平檢驗，意味著數字經濟與所選工具變量負相關，符合文章預期。列(2)為第二階段估計結果，數字經濟的影響系數顯著為正；從系數大小來看，變量系數變化程度微弱，說明在將內生性問題納入考量后，數字經濟仍然能夠正向影響實體企業創新持續性，即前文基準回歸結果穩健。表4 2SLS 估計的第一階段結果顯示，F 值遠大于10(95.3392)，Hansen 檢驗P 值大于0.1(0.9675)，證明工具變量選取合理，2SLS 回歸結果有效。最后，借助GMM-IV 法進行交叉檢驗，具體結果如表4 列(3)所示。可以發現，回歸系數仍然在1%水平上顯著為正，系數變化較為微弱，并通過了弱工具變量檢驗和自相關檢驗，再次表明工具變量有效和前文結果穩健。

第二，雙重差分法。2013 年8 月1 日，國務院印發《國務院關于印發“寬帶中國”戰略及實施方案的通知》 （以下簡稱“寬帶中國”政策），旨在以系統部署與戰略指引推動中國寬帶基礎設施快速發展。這一方案的實施為識別數字經濟與實體企業創新持續性二者關系奠定了堅實的政策基礎。“寬帶中國”政策指出，到2020 年，移動互聯網全面普及，寬帶應用深度融入生產生活；產業競爭力和技術創新達到國際先進水平。而數字經濟的發展水平和影響范圍依賴于互聯網基礎設施建設。在數字經濟發展水平較高地區，政策實施主要發揮平衡經濟發展的作用；在數字經濟發展水平較低地區，政策實施主要發揮補足地區信息技術設施建設短板的作用。“寬帶中國”政策對不同數字經濟發展水平的影響效果不同，故采取雙重差分法檢驗數字經濟對實體企業創新持續性的異質性影響。由于“寬帶中國”政策的正式實施時間為2014 年，以2014 年之前數字經濟發展水平的中位數將樣本劃分為數字經濟低水平組和數字經濟高水平組，作為處理組與對照組，構建雙重差分模型考察其對實體企業創新持續性的影響，具體模型如下：

其中，DECit表示i城市是否為處理組，處理組取值為1，反之取0；Postit為時間虛擬變量，2014 年與之后年份取值為1，其余年份取值為0。交叉項DECit×Postit的系數α1捕捉了“寬帶中國”政策對實體企業創新持續性的影響。表4 列(4)展示了雙重差分法的回歸結果，α1顯著且大于0，表明政策實施對實體企業創新持續性具有正向影響。

進一步地，將Postit替換為年份虛擬變量，進行平行趨勢假設檢驗。結果表明，在實施“寬帶中國”政策之前，Postit=0 的原假設成立，滿足平行趨勢假設。

文章進一步虛構政策時間，將政策實施時間提前到2012 年進行安慰劑檢驗，如表4 列(5)所示。可以看出，若政策實施時間為2012 年，交互項系數不顯著，表明前文檢驗結果穩健。

（2） 替換變量

首先，縮小樣本范圍。直轄市的人口數量、行政級別和經濟規模與其他地級城市存在較大差異，故予以剔除并重新估計，數字經濟的系數仍然通過1%顯著性檢驗，且大于0，表明結論穩健性較強。其次，變量截尾處理。對樣本數據進行5%截尾處理后重新估計，結果與前文基準回歸結果基本一致。最后，替換核心解釋變量估計方法。前文對數字經濟發展水平的衡量方法是熵權法，此處以主成分分析法為替代方法，重新測度數字經濟發展水平，檢驗數字經濟對實體企業創新持續性的影響。結果與前文基本一致，證明前文結果具有較高穩健性。限于篇幅，未列示相關檢驗結果。

3. 機制檢驗

（1） 企業成本的中介效應

將營業成本與融資成本依次代入式(2)、式(3)進行回歸，結果如表5 所示。列(1)和列(3)結果顯示，數字經濟均能夠顯著降低企業成本，表明數字經濟的發展能夠有效降低實體企業經營發展的成本。列(2)和列(4)結果顯示，中介變量企業成本對實體企業創新持續性的影響系數顯著為負，數字經濟的系數顯著為正，且小于基準回歸結果，表明企業成本在數字經濟影響實體企業創新持續性中發揮了部分中介作用。此外，文章進一步采用Sobel 檢驗方法驗證中介效應穩健性。Sobel 檢驗結果顯示，Sobel Z 指數通過了1%統計檢驗，證實了假設H2a 成立。企業成本的中介效應表明，數字經濟能夠顯著降低企業成本，進而提升實體企業創新持續性。

表5 機制檢驗：企業成本的中介效應

（2） 市場結構的中介效應

將勒納指數與行業集中度依次代入式(2)和式(3)進行回歸，結果如表6 所示。列(1)和列(2)結果顯示，數字經濟發展有助于降低勒納指數，糾偏價格與實際成本的偏離程度。伴隨勒納指數降低，實體企業創新持續性得以顯著提升；同時，數字經濟的系數顯著為正且小于基準回歸結果，表明勒納指數在數字經濟與實體企業創新持續性之間發揮部分中介作用。列(3)和列(4)結果顯示，行業集中度在數字經濟影響實體企業創新持續性過程中也發揮了部分中介作用。除此之外，Sobel 檢驗結果顯示，Sobel Z 指數通過了1%統計檢驗，驗證了假設H2b 的存在性。市場結構的中介效應表明，數字經濟有助于促進市場結構合理化發展，打破市場壟斷，進而提升實體企業創新持續性。

4. 區域異質性

中國幅員遼闊，地區之間經濟發展水平、地理區位、資源稟賦均存在較大差異，可能導致數字經濟的影響存在異質性。因此，文章將全樣本所在區域劃分為東部、中部、西部與東北地區四大區域，探討數字經濟對實體企業創新持續性的差異化影響（限于篇幅，結果未列示）。結果顯示，西部與東北地區數字經濟的影響系數均為正，且分別通過1%和5%統計檢驗；中部與東部地區的影響系數為正，但僅通過10%顯著性檢驗。影響系數大小，表明西部與東北地區數字經濟的影響效應明顯強于中部與東部地區。原因可能在于，中部、東部地區擁有相對成熟且完善的傳統經濟基礎，區域內實體企業創新水平亦較為領先，因此該區域內數字經濟賦能實體企業創新持續性提升所釋放的邊際效應相對較小。從這一角度來看，以數字經濟賦能實體企業創新發展，對于中部與東部地區而言更像是“錦上添花”，對于西部與東北地區而言更像是“雪中送炭”。由此看來，數字經濟能夠成為西部與東北地區實體企業創新發展的后發優勢，繼而發揮縮小區域間實體企業創新差距的包容性作用。

五、進一步分析：數字經濟的空間溢出效應

數字經濟的發展帶動了區域間實體經濟空間重組，加快了資本、技術等要素資源的跨區域流動，形成人才流動效應與技術溢出效應。這一角度而言，數字經濟影響實體企業創新持續性的作用效果可能存在空間外溢效應，為此，文章進一步采用空間計量模型，考察數字經濟影響過程的空間溢出效應。

首先，選擇空間權重矩陣。構建經濟距離空間權重矩陣和地理經濟特征空間權重矩陣，考察數字經濟對實體企業創新持續性的影響。

其次，檢驗空間相關性。借助莫蘭指數考察數字經濟對實體企業創新持續性影響的空間依賴性。結果顯示，數字經濟與實體企業創新持續性的莫蘭指數均為正，且通過了至少10%的顯著性水平檢驗。表明數字經濟與實體企業創新持續性均存在空間自相關性。

最后，模型選擇。通過LM、Hausman 及LR 檢驗，以雙重固定效應的空間杜賓模型進行回歸分析。具體模型設定如下：

其中，W表示空間權重矩陣；ρ、φ、η 表示空間回歸系數；WSuentit、WDeiit、WControlit分別表示實體企業創新持續性、數字經濟以及控制變量的空間滯后項。

文章借助偏微分方程，將數字經濟影響實體企業創新持續性的總效應進行分解，以直接和間接效應刻畫二者的邊際效應關系（見表7）。直接效應與間接效應系數均大于0，且通過了顯著性水平檢驗，表明數字經濟不僅能夠對本區域內實體企業創新持續性產生積極影響，還能夠打破時空限制，帶動鄰近區域實體企業創新持續性提升。對比發現，地理經濟特征權重矩陣具有更強的空間溢出效應，進一步說明數字經經濟能夠通過增強區域間實體企業創新聯動性、壓縮地理距離形成外溢效應，有效推動實體企業創新持續性提升。

表7 空間計量模型回歸結果

六、結論與政策建議

文章以2011—2021 年滬深A 股上市的制造業企業為研究對象，并與地級及以上城市數字經濟發展水平進行匹配，構建面板數據集，實證研究數字經濟與實體企業創新持續性的關系。結果表明：一是數字經濟能夠顯著正向影響實體企業創新持續性，該結論在一系列穩健性檢驗后依然成立。二是從數字經濟的細分維度來看，各維度對實體企業創新持續性的影響依次為：數字產業化＞產業數字化＞數字經濟載體；從實體企業創新持續性的分解結果來看，數字經濟基于技術進步的影響作用優于生產效率改善；從區域異質性來看，數字經濟對西部與東北地區實體企業創新持續性的影響效應更強。三是數字經濟與實體企業創新持續性的作用傳導路徑有企業成本與市場結構兩條。四是數字經濟可促進本區域內實體企業創新持續性提升，還可輻射帶動鄰近區域實體企業創新持續性提升。

上述結論揭示了數字經濟賦能企業創新持續性提升的內在機理，為實體企業創新發展提供了新思路。為進一步發揮數字經濟的企業創新效應，文章提出以下幾點建議：首先，完善數字經濟治理體系，建立數字經濟賦能實體企業創新的保障機制。中國應探索建立與數字經濟可持續、高質量發展相匹配的治理方式，借助大數據平臺，構建立體化、多層次、全方位監管體系，實現全領域全鏈條監管，為數字經濟賦能實體企業創新發展提供跨業務、跨部門、跨地域、跨層級的協同管理和服務，有效提升企業創新持續性。其次，盤活數據要素資源，充分釋放數字經濟紅利。相關部門與企業應加快推動數據開放、共享與利用，聯合構建全國統一的數據要素管理系統，引導數據要素跨區域、跨企業、跨領域流動，打通要素流通渠道，盤活企業數據資源，釋放數字經濟紅利，為企業創新持續性提升提供新動能。最后，健全數字新型基礎設施，為數字經濟賦能實體企業創新發展奠定基礎。作為數字經濟發展的載體，數字新型基礎設施在數字經濟賦能實體企業創新發展中發揮著基礎支撐作用。中國需加快鋪設數據中心、云計算中心、5G 基站等關鍵基礎設施，探索多元主體共參共建的市場主體投資模式，完善網絡類數字基礎設施，夯實數字經濟賦能實體企業創新持續性提升的基礎。