數字化改革如何賦能經濟高質量發展

摘 要：數字化改革正深刻改變著傳統的生產關系，在經濟高質量發展中起著關鍵性作用。與傳統的技術治理模式和路徑不同，數字化改革是要建構一種以新興技術為支撐的治理形態。以國家級大數據綜合試驗區為準自然實驗，采用雙重差分模型，研究揭示數字化改革賦能經濟高質量發展的異質性特征。研究發現，數字化改革通過強化技術創新能力、優化技術資源配置、提升技術使用效率三條路徑，對經濟高質量發展產生積極的促進效應。從區域地理位置、營商環境和人力資本的差異來看，數字化改革帶來的經濟高質量發展效應在東部地區、營商環境相對差的地區和高水平人力資本地區表現較為明顯。此外，制度環境良好的地區，數字化改革對經濟高質量發展的促進效應尤為突出。

關鍵詞：數字化改革；大數據綜合試驗區；經濟高質量發展；雙重差分

文章編號：2095-5960（2024）02-0050-11；中圖分類號：F49；文獻標識碼：A

經濟高質量發展，已經成為一個國家和地區可持續競爭力的重要衡量指標，備受社會廣泛關注。隨著工業化和城市化進程加快，很多國家和地區經濟規模不斷增大。為了獲取更穩健的經濟基礎，各國和地區越來越強烈地期待經濟發展質量的提升。我國作為世界上經濟增長最快的經濟體之一，同許多發達國家一樣，當前的經濟發展焦點已經從追求規模擴張快速轉向對經濟結構的優化。^[1]高質量發展不僅是經濟結構的調整優化，更是一個長期的動態過程，深刻影響著國家未來的經濟發展路徑。^[2]究竟經濟高質量發展的關鍵驅動因素有哪些，不同地區之間是否存在發展差異，如何有效提升經濟高質量發展水平，都是我國推動高質量發展需要回答的關鍵問題。

當前，世界各個國家和地區愈加重視創新發展，紛紛加快數字化轉型，不斷推動社會生產方式的數字化改革。數字化改革在很多發達國家涌現出大批政策創新試驗，吸引了學術界的廣泛關注。我國在推進數字化改革過程中積極探索，其中設立國家級大數據綜合試驗區作為一項重要實踐，目的在于充分發揮數據的基礎資源和創新驅動優勢，推動形成以創新為關鍵引領和支撐的數字經濟，進而轉化為創新驅動發展的重要效能。^[3]如此一來，創新驅動發展作為高質量發展的重要特征，數字化改革必定會對經濟高質量發展產生影響，理清數字化改革對經濟高質量發展的內在作用機理，對于推動我國經濟高質量發展將大有裨益。

一、文獻綜述

經濟高質量發展涉及諸多方面，且內在關系復雜。傳統的發展經濟學認為，經濟增長和發展的好壞受自然資源、勞動、資本、技術、制度等眾多要素的影響，要推動經濟的可持續發展必須對各要素進行優化組合。許多學者認識到，經濟高質量發展涉及多方面的協調有序發展，是協同機制的共同作用。^[4]有學者基于綜合性因素的考慮，從經濟增長結構與經濟效率、生態環境、社會協調等方面構建了經濟高質量發展指標體系。^[5]也有學者結合創新、協調、綠色、開放、共享的新發展理念來理解經濟高質量發展。^[6]一般來說，經濟高質量發展是在經濟平穩運行狀態下的有序增長，具有一定的中高增長速度、持續穩定等基本特征。^[7]由此看出，經濟平穩運行是國家經濟健康的重要體現，運行越平穩，經濟發展的穩定性隨之增加，生產要素就會獲得更多有效配置與利用的機會，經濟發展質量水平自然越高。長遠來看，保持經濟增速相對穩定不僅避免經濟發展水平忽高忽低，還能將經濟運行維持在合理區間，為經濟高質量發展提供重要保障。^[8]

當前，世界正面臨一場深刻的數字化革命。一方面，數字技術的應用推動了知識生產方式的優化，促使創新成為常態，數字經濟則逐漸成為各國競相發展的經濟驅動力；^[9]另一方面，數字技術具有高度的創新融合性，拓寬技術新領域的同時延長原有舊技術的成長空間，既是對經濟資源的再利用，也是對創新經濟產業的二次生成。^[10]各類企業能在數字化創新網絡中實現資源的縱向延伸和橫向發展，同其他行業、地區、國家進行資源整合與價值互補，加快經濟產業的擴散，同時又因經濟發展需求不斷推動數字技術的迭代更新。數字化改革給社會、經濟、文化等帶來了顯著的正面影響。數據要素在市場中的賦能作用越來越強，尤其是在數字化改革的推動下各類要素開始煥發出強勁的經濟活力。^[11]

可以看出，已有研究文獻指出經濟高質量發展受人力資源、區位優勢、經濟結構以及社會形態等方面影響，指明了技術對經濟高質量發展產生的效應，但較少將技術納入一種整體性的治理形態進行研究。數字化改革并非簡單復制以往的技術治理模式，而是要建構一種以新興技術為支撐的治理形態。為此，本文以國家級大數據綜合試驗區建設為準自然實驗，通過構建雙重差分模型識別數字化改革對經濟高質量發展的影響效應，揭示數字化改革對經濟高質量發展提升作用的異質性特征，試圖回答國家級大數據綜合試驗區的建設如何更好地作用于經濟高質量發展。

二、理論基礎與研究假設

經濟學家熊彼特認為，運動和發展是經濟最根本的特質，這一過程存在著打破和恢復均衡的力量，這種內在力量被稱為“創新”^[12]。這里所指的創新，是對生產要素的重新組合。^[13]在生產函數中存在邊際報酬遞減規律，依靠傳統要素固定投入很難實現經濟可持續增長，需要技術的持續發展來實現經濟長期向好。^[14]數據的非競爭性、非排他性等特征，使得數據要素在經濟活動中出現規模收益遞增的非線性特征，數據對經濟增長的促進效應將不再受到邊際報酬遞減規律的限制。^[15]數字化改革實際上是一項技術創新治理行動，包括通過國家級大數據綜合試驗區的設立，進一步提高數據資源的高效挖掘和利用。數據與其他生產要素的深度融合，推動經濟質量提升。基于上述分析，本文提出假設：

H1：數字化改革能夠促進經濟高質量發展。

在熊彼特的研究基礎上，西方經濟學家開始對創新理論進行了深層次研究，最終形成了以技術變革為研究對象的技術創新理論。^[16]新古典學派把技術創新與自然資源、勞動、資本三要素并列，提出了技術創新是經濟持續增長的關鍵內生變量。^[17]他們得出結論：“只有存在技術進步，經濟才能持續增長。沒有技術進步，會出現資本積累報酬遞減”。也就是說，組織的技術創新能力對于經濟發展至關重要，能力越高則相應獲得更多的經濟增長。^[18]數字化改革給予城市新的發展機會，促使城市擁有了更多的財力、人力，從而激發城市的技術創新能力，帶動經濟的高質量發展。^[19]據此，本文提出以下研究假設：

H2：數字化改革通過提升技術創新能力賦能經濟高質量發展。

除了討論技術進步對經濟增長的作用之外，技術創新理論學派有學者提出技術進步可以推動經濟增長，其中技術進步主要體現在引入受過良好教育的研究人員、購置新型技術設備、投入預期技術研發的資金等方面。^[20]此外，該學派還有學者進一步將其歸納為關鍵技術資源配置。^[21]數字化改革意味著通過數據技術來改善傳統經濟環境，強化技術新資源的配置，以提升經濟運行效率，促進經濟高質量發展水平提升。^[22]基于此，本文提出以下研究假設：

H3：數字化改革通過優化技術資源配置賦能經濟高質量發展。

在技術創新理論的技術應用與推廣問題上，有學者通過模仿比率來表示新技術推廣的速度^[23]，研究發現新技術在部門內推廣速度快慢及其差異都會對經濟增長產生影響。^[24]經濟學家格里列希斯進一步提出技術擴散的“S形增長曲線”理論，以組織的技術使用效率為參考來解釋新技術在不同階段的擴散規律。^[25]不論是技術推廣還是技術擴散，都必須在技術使用效率的基礎上進行。可以說，技術使用效率代表一個地區的生產力水平，生產力水平的提高自然會推動區域內的經濟高質量發展。因此，本文提出以下研究假設：

H4：數字化改革通過提升技術使用效率賦能經濟高質量發展。

由于科學技術發展過程中充滿著不確定性和未知的可能性，需要為創新體系制定保障性制度。^[26]一方面，良好的制度環境不僅為數字化改革提供合法性支撐，還能助推經濟高質量發展。^[27]政府作為企業重要的外部制度主體，在區域經濟發展過程中發揮著關鍵作用，包括制定宏觀經濟政策、改進經濟體制等。^[28]同時制度環境作為一種穩定社會互動的結構，可以減少市場交易的不確定性。另一方面，在制度環境的加持下，技術創新能力會得到進一步激發，制度支配下的技術資源配置公平性和效率性也會得到保證。為準確考察數字化改革對經濟高質量發展的影響，本文選取制度環境作為調節變量，并提出以下研究假設：

H5：制度環境對數字化改革和經濟高質量發展的關系具有正向調節作用，即制度環境越完善，數字化改革和經濟高質量發展的關系越強。

三、研究設計

（一）模型設計

本文采取多期雙重差分模型來檢驗國家級大數據綜合試驗區設立對經濟高質量發展的影響效應，剔除了數據嚴重缺失的西藏地區，以我國30個省份作為研究樣本。其中，實驗組包括國家級大數據綜合試驗區8個試點，涉及10個省份，對照組則為余下20個省份，時間節點選取2010～2020年。構建雙重差分模型如下：

GTFP_it=α+β₁×did_it+β₂×X_it+Provence+year+ε_it （1）

上述公式中i代表省份，t代表年份；α為常數項；did_it為核心解釋變量，代表國家級大數據綜合試驗區設立的政策虛擬變量，β₁則為國家級大數據綜合試驗區設立的政策效果；GTFP_it為被解釋變量，即綠色全要素生產率；X_it為控制變量，β₂為系數；Provence和year代表省份和時間；ε_it為隨機干擾項。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為經濟高質量發展水平（GTFP）。采取 SBM-GML指數法測算綠色全要素生產率，使用計算后的綠色全要素生產率來測量經濟高質量發展水平，反映資源節約、環境保護和經濟增長三者關系的綜合指標，并且綠色全要素生產率納入了增加的期望產出和減少的非期望產出，與當前倡導的綠色理念不謀而合。^[29]其中，綠色全要素生產率的投入指標和產出指標如表1所示。另外，固定資本存量借鑒張軍提出的永續盤存法，以2010 年為基期進行計算，折舊率選取96％。固定資本存量計算公式如下：

K_it=K_it-1（1-δ_it）+I_it

其中，K_it為第i個省份t年的物資資本存量，I_it為第i個省份t年的固定資產投資形成總額。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量（did）是設置后的國家級大數據實驗區設立虛擬變量（Treat）與政策時間虛擬變量（Time）的交互項。其中，Treat中將實驗組省份設置為1，對照組省份設置為0；Time中將所屬實驗組的省份設立大數據綜合試驗區的當年及之后的年份取值為1，否則取值為0。最終得到二者的交互項，命名為did，按照計算結果，對于省份設立為國家級大數據綜合試驗區之后的年份取值為1，否則為0。

3.機制變量

結合技術創新理論及其發展，本文將機制變量劃分為技術創新能力（TIA）、技術資源規模（TRS）、技術使用效率（TUE）三個方面，分別采用人均專利授權量、高技術產業儀器和設備費用與Ramp;D經費內部支出的比值、技術市場成交額與每萬名Ramp;D人員當時量比值進行測量。

4.調節變量

本文選取制度環境作為調節變量。目前對制度環境的測量有兩種方式，主觀測量側重人們對制度環境變化的感覺，客觀測量則采用王小魯等構建的中國市場化指數。^[30]王小魯等開展的市場化指數研究在近年已形成中國市場化指數數據庫進行公開，系列指數已經通過進一步的技術銜接處理，使不同時間段的指數可跨年度比較。考慮上述原因，本文最終采用中國市場化指數數據庫中最新公布的各省份市場化指數，并取對數處理。

5.控制變量

本文選取地區政府干預、城鎮化水平、互聯網發展水平、產業結構高級化四個變量作為控制變量。其中，地區政府干預（GOV）用地方一般公共預算支出與地區生產總值比值計算，城鎮化水平（SID）采用城鎮人口與地區年末總人口比值進行計算，互聯網發展水平（INT）則選取互聯網寬帶接入用戶數與城鎮總人口之比進行計算，產業結構高級化（ISA）通過第三產業與第二產業的產值之間的比值進行計算。

（三）數據來源

本文的原始數據主要來源于2011—2021年國家統計局公開發布的《中國統計年鑒》、年度省份數據以及各省份統計局發布的省份統計年鑒。針對部分樣本數據缺失，采用線性插補法進行補齊，最終形成本文的研究樣本數據，所涉及變量的具體測量指標見表2。

四、實證結果與分析

（一）描述性分析

本文中涉及變量的描述性統計結果如表3所示，包含變量的平均值、標準差、最大值、最小值等方面。據表可知，研究對象是我國30個省份，包括330個觀測值。每個變量的平均值、最大值以及最小值均處于相對合理的范圍，大部分變量的標準差小于其平均值，說明樣本數據比較平穩可靠。

（二）平行趨勢檢驗

為了判斷研究樣本是否滿足平行趨勢假設，需要檢驗國家級大數據綜合試驗區設立前實驗組與對照組的經濟高質量發展水平變化趨勢是否基本相同。本文選擇了大數據綜合試驗區設立的前后四年窗口期，置信區間設置為95%，所作平行趨勢檢驗結果如圖1所示。可以看出，實驗組與控制組在大數據綜合試驗區設立之前未出現顯著差異變化。這表明在該項政策實施之前，各省份在經濟高質量發展水平上無顯著差別，較好地滿足了平行趨勢假設。另外，從觀察時間節點可知，大數據綜合試驗區設立一年后，實驗組與控制組相較于政策實施前出現顯著差異，說明政策存在一定的滯后性。從整體動態效應來看，大數據綜合試驗區設立后的政策變量估計系數顯著為正且呈持續增長趨勢，表明大數據綜合試驗區政策效應較為穩定且持續性較強。

（三）基準回歸結果

上述平行趨勢檢驗表明國家級大數據綜合試驗區設立確實存在顯著的政策效應，可以繼續進一步基準回歸分析。基準回歸結果如表4所示，該表中第（1）列為僅控制省份固定效應和時間固定效應的結果，第（２）列至第（5）列則逐次加入控制變量，直至對本文中所選控制變量全部進行回歸。

從基準回歸結果來看，無論加入控制變量與否，核心解釋變量國家級大數據綜合試驗區（did）的估計系數在1%的水平上顯著且正向的結果都未發生變化，證實了國家級大數據綜合試驗區設立明顯積極作用于區域經濟發展，假設H1得到驗證。從控制變量的回歸結果來看，地區政府干預程度、產業結構高級化兩個變量的系數為正，但并不顯著，表明了其影響可能較小。互聯網發展水平估計系數為負且不顯著，這表明互聯網發展水平在提升城市經濟增長質量上未能發揮作用。究其原因，可能是當前我國互聯網發展在全國范圍內差異不大，互聯網在推動地區經濟發展中的作用差異已不再明顯。另外，城鎮化水平的系數為負且顯著，表明城鎮化水平越高，經濟高質量發展水平降低的可能性反而越高，也可理解為一些省份的城鎮化進程較快，卻缺乏經濟高質量發展的支柱產業。尤其是近年來全國范圍內城鎮化建設進程的加快，經濟高質量發展愈加難以同當地城鎮化發展相匹配。

（四）PSM-DID結果分析

為避免試驗區與非試驗區省份之間經濟增長質量可能存在的系統性差異，以及因差異導致的估計結果偏誤，本文采用傾向得分匹配方法（PSM-DID）來克服樣本的選擇性偏差及內生性問題。本文使用比例為1︰2最近鄰匹配后，共獲278個觀測值，隨即重新進行政策虛擬變量與控制變量的逐個回歸檢驗（見表5），政策效應仍然在1%水平上顯著。

為進一步檢驗PSM-DID的匹配效果，本文繪制出了傾向得分值概率分值密度函數圖，如圖2所示。圖2左側圖像為傾向得分匹配前，實驗組和控制組的傾向得分值相距較遠；右側圖像則是傾向得分匹配后的效果，實驗組和控制組之間的傾向得分值的概率密度分布相較于左側更為相近，表明了匹配后研究樣本效果較好。

此外，本文運用Logit方法對政策虛擬變量（did）關于控制變量（表征為協變量）進行回歸，在傾向匹配后得到相關分值，并對實驗組和控制組進行系統分配。隨后，本文對共同支撐假設進行了驗證，主要是查看其是否滿足該假設的條件。表6結果顯示，除政府參與程度（GOV）這一變量外，實驗組與控制組結果無顯著差異。整體來看，PSM-DID方法整體上呈現出一定的有效性，進一步驗證了研究結論的穩健性。

（五）穩健性檢驗

為了確保前文分析結果穩健，排除混淆因素對研究結論產生的干擾，本文進行了穩健性檢驗操作，結果如表7所示。首先，更換被解釋變量。本文采用全要素生產率（TFP）這一指數來衡量區域經濟高質量發展水平。^[31]全要素生產率的計算采用DEA方法計算Malmquist指數，投入指標選取資本投入和勞動投入，分別用資本存量和就業人口總數進行計算，產出指標主要以實際GDP為經濟產出來衡量。更換被解釋變量為進行回歸后，從第（1）列可以看出，政策虛擬變量（did）系數為0.0956，在5%的水平下顯著。其次，進行政策時間滯后一期檢驗，以保證國家級大數據綜合試驗區政策的外生性。根據第（2）列的回歸結果，可以知道政策虛擬變量（did）系數為0.416，具有良好的正向顯著作用。再次，進行縮尾處理。本文對所有連續變量進行1％的縮尾處理，重新進行回歸分析。從第（3）列結果來看，政策虛擬變量（did）系數為0.335，表明政策變量（did）系數估計值在1%水平上都通過了顯著性檢驗。最后，考慮到本文所選的控制變量并不全面，決定加入遺漏控制變量“城市人口密度（CIT）”進行分析，第（4）列結果顯示政策虛擬變量（did）的系數為0.328，仍在1%的水平下顯著。從檢驗結果來看，研究結論仍然具有較好的穩健性。

五、進一步分析

（一）機制檢驗

通過上述分析，可以得到國家級大數據綜合試驗區設立有利于地區經濟高質量發展這一結論，為進一步檢驗機制變量在經濟高質量發展中產生作用，本文對以上三個變量進行中介效應分析。在模型（1）的基礎上，本文相應構建了中介效應模型，具體設定見模型（2）與模型（3）：

M_it=α+β₁×did_it+β₂×X_it+Provence+year+ε_it （2）

GTFP_it=α+β₁×did_it+β₂×X_it+β₃×M_it+Provence+year+ε_it （3）

其中，i為省份，t為年份，M為中介機制變量，表示本文中的為技術創新能力（TIA）、技術資源規模（TRS）、技術使用效率（TUE）。模型（2）中 did的系數β₁代表著機制變量的影響效應，判斷的關鍵在于did的估計系數β₁與中介變量M的估計系數β₃是否均為顯著，若二者均顯著則意味著確實存在中介效應，具如表8所示。

1.技術創新能力的機制效應

結合表8的檢驗結果可知，第（1）列為大數據綜合試驗區設立對技術創新能力的影響，顯示出的虛擬變量（did）的回歸系數為5.443，在1%的水平下顯著為正，表明國家級大數據綜合試驗區設立對技術創新能力有正向促進作用。第（2）列中試驗區虛擬變量（did）的回歸系數為 0.366，技術創新能力（TIA）的回歸系數為0.00893，均在1%的水平下顯著為正。這表明技術創新能力是大數據綜合試驗區政策試點助力經濟高質量發展的關鍵中介變量，該回歸結果驗證了假設H2。

2.技術資源配置的機制效應

表8中的第（3）列和第（4）列則說明了技術資源配置的中介效應是否存在。通過回歸數據可以看出，第（3）列政策虛擬變量（did）的系數為0.196，在5%的水平下顯著，表明國家級大數據綜合試驗區設立與技術資源配置顯著呈正相關，即國家級大數據綜合試驗區設立能夠優化技術資源配置的效率。同時，第（4）列中政策虛擬變量（did）的回歸系數為0.371，是在1%的水平下顯著為正，技術資源配置（TRS）的回歸系數為0.223，同樣在1%的水平下顯著為正，驗證了國家級大數據綜合試驗區政策存在通過技術資源配置的中介機制來促進經濟高質量發展的實際效應，即技術資源配置的中介效應確實存在，假設H3得到驗證。

3.技術使用效率的機制效應

技術使用效率的中介效應檢驗結果如表8中第（5）列和第（6）列所示。第（5）列顯示了政策變量（did）的系數為1.500，呈現出不顯著狀態。這說明了大數據綜合試驗區的設立在提升技術使用效率上作用較差，原因可能是數字化改革改善了地區的數據設備以及一系列配套基礎設施，但在相關人員的設備使用上仍有空缺。第（6）列中技術使用能力（TUE）的估計系數在10%水平下顯著，表明了大數據綜合試驗區的設立能通過技術使用效率這一中介變量對經濟高質量發展產生積極影響，其回歸結果可以驗證假設H4。

（二）異質性檢驗

1.區域差異分析

我國疆土遼闊，各省份存在天然的地理資源稟賦差異，而地理位置的差異可能會導致經濟發展水平存在較大差異，尤其以東西部地區差異為主。本文按照東、中西部劃分標準將研究樣本分為兩組，東部地區標記為1，中西部地區標記為2，隨后進行分樣本回歸，回歸結果如表9中的第（1）列區域差異所示，展示了東部地區和中西部地區兩個組的回歸情況。從回歸結果可以看出，東部地區的回歸系數為0.362，中西部地區的回歸系數為0.274，兩個地區均在1%的水平下顯著，表明了大數據綜合試驗區的設立對于東部地區、中西部地區省份的經濟高質量發展均有增強作用。從數值來看，在東部地區的大數據綜合試驗區設立具有更強的經濟發展促進作用。究其原因，一方面，相對于東部地區，中西部地區的市場化水平、基礎設備設施等相對較差，其經濟高質量發展的上升空間有限；另一方面，由于數字化新興技術通常具有高度靈活性，對當地原有經濟發展水平的依賴性較高，在一定程度上可以克服時間與地域空間的限制。因此，東部地區能夠利用國家級大數據綜合試驗區建設的機會，加強支柱型產業的改造和轉型升級，進而推動經濟高質量發展，而中西部地區主要利用后發優勢提升其經濟發展水平。

2.營商環境差異分析

本文借鑒王小魯市場指數中減少政府對企業的干預指數來判斷各省份的營商環境。具體來看，以政策實施前一年的減少政府對企業的干預指數的中位數3.675為劃分標準，指數大于3.675的省份認為是營商環境較好的省份，標記為1，指數小于3.675的省份則認為是營商環境較差的省份，標記為2，并進行相應的分組回歸，回歸結果如表9中第（2）列營商環境差異所示。回歸結果顯示，營商環境較差的省份回歸系數為0.427，而營商環境較好的省份回歸系數為0.292，在兩類地區都有顯著的正向促進作用。值得注意的是，對于營商環境相對較好的地區，數字化改革對經濟高質量發展的效應反而不如營商環境相對較差的地區作用強烈。之所以出現這個結果，主要是由于現實情境中營商環境較差的地區存在較低的市場化水平，只能依靠政府力量來提升。對于這些地區來說，大數據綜合試驗區是極為寶貴的發展機遇，地方政府會千方百計抓住發展機會，加之自身經濟發展潛力空間大，自然會推動本地區經濟發展水平的顯著提升。而在營商環境較好的地區，經濟發展更多是依靠市場配置的決定性作用發揮，數字化改革更多起到資源配置的優化作用，其效應就會不如營商環境較差的地區那么強烈。

3.人力資本差異分析

人力資本作為一個地區人口教育文化程度的重要體現，對一個區域發展潛力和可持續發展能力起著決定性作用。人力資本的判斷是以計算出來的地區人均教育年限為標準，本文按照各省份的人力水平計算出人均教育年限。以政策實施前一年來取值，中位數計算所得結果為9.042。根據中位數，將樣本中的省份低于中位數水平標記為1，高于中位數水平的標記為2，進行分組回歸。回歸結果如表9中第（3）列所示，兩組地區系數均在1%的水平下顯著，說明大數據綜合試驗區的設立對于兩組地區的經濟高質量發展都有促進作用。從系數值可以看出，國家級大數據綜合試驗區的設立在人力資本較高的環境下更容易對經濟高質量發展產生積極影響。大數據綜合試驗區作為國家發展戰略的先行試點政策，需要擁有一定規模的人才支撐。人力資本較高的地區，擁有人才規模大、層次高，作用效應相對明顯。而人力資本水平較低的地區盡管也存在顯著效應，但這些地區在人才數量、質量等方面支撐受限較大，這種作用效應相對弱些。

（三）調節效應分析

為檢驗制度環境在數字化改革對賦能經濟高質量發展中的作用，本文構建了政策虛擬變量（did）與制度環境（SE）交互項，分別進行全樣本的回歸以及在異質性檢驗基礎上進行分組回歸。從表10可以看出，全樣本回歸后SE×did的系數為0.0371，在1%的水平下顯著，驗證了本文的研究假設H5。也就是說，在制度環境較好的地方，國家級大數據綜合試驗區對經濟高質量發展的促進作用更為有效。從區域差異、營商環境差異、人力資本差異的調節效應回歸結果來看，出現了超于單一機制下的顯著效應，表明數字化改革在良好的制度環境下更能對經濟高質量發展發揮積極顯著的作用。

六、結論與研究啟示

本文以國家級大數據綜合試驗區的設立為切入點，利用多期雙重差分（DID）模型，研究了數字化改革對經濟高質量發展的作用。研究發現，數字化改革對于推動區域經濟高質量發展具有顯著效應，且呈持續增強態勢。PSM-DID分析及穩健性檢驗進一步驗證了該結論的可靠性。具體來說，數字化改革主要通過強化技術創新能力、優化技術資源配置、提升技術使用效率三條路徑，對經濟高質量發展產生積極的推動作用。異質性分析發現，數字化改革對經濟高質量發展效應在東部省份、營商環境相對較差、人力水平較高的地區表現出更優異的驅動效果。調節效應檢驗進一步表明，制度環境越好，數字化改革對經濟高質量發展的效應越強。結合上述結論，本文得出以下政策啟示：

第一，持續深化國家級大數據綜合試驗區建設，充分發揮數字化改革的政策引領作用。數字化改革是助推經濟高質量發展的有效途徑之一，各地區應加快數據要素與市場彌合的深度和廣度，通過技術創新融合進一步推動地區經濟高質量發展水平的提升。此外，要加強對國家級大數據綜合試驗區建設經驗的總結，進一步鼓勵和引導各地區開展因地制宜的區域數字化發展戰略規劃，通過提升政策執行的包容性和靈活性促進數字化改革賦能經濟高質量發展的倍增效應。

第二，持續探索大數據綜合試驗區助推經濟高質量發展的實踐路徑。一方面，對于有基礎條件的地方，要大力推動全面的、深度的數字化轉型，通過數字化改革來強化地區數字治理能力，充分挖掘由此帶來的數字發展優勢。另一方面，要充分利用網絡平臺的優勢，以提升數字技術能力為核心，通過“線上學習+線下實踐”相結合的模式，打破區域間的技術隔閡，著力提升技術設備的使用效益。此外，還應推動大數據與農業、工業以及服務業的深度融合，構筑數字經濟發展的基礎，不斷助推經濟高質量發展。

第三，持續推進數字化基礎設施建設，大力發展新基建，努力培養數字創新人才。數字化基礎設施是高質量發展的重要支撐，需要不斷補足中西部地區數字化發展的基礎短板。同時，數字經濟發展作為高質量發展的重要特征，也需要大量的數字創新人才支撐。尤其是人才規模小、高等教育發展水平低的地區，要在數字創新人才的“引”“ 培”“留”上下功夫，創新探索超常規的政策機制，著力補齊人才短板，充分發揮人才在數字化改革賦能經濟高質量發展中的積極作用。

參考文獻：

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How can digital reform empower high-quality economic development？

A quasi-natural experiment based on the National Big Data Comprehensive Pilot Zone

DUAN Zhongxian， TENG Renyu

（School of Public Administration， Guizhou University， Guiyang ，Guizhou 550025， China）

Abstract：Digital reform is profoundly changing the traditional relations of production and plays a key role in high-quality economic development. Different from the traditional technology governance mode and path， digital reform is to construct a governance form supported by emerging technologies. Taking the national-level comprehensive big data pilot area as a quasi-natural experiment， the study reveals the heterogeneous characteristics of digital reforms empowering high-quality economic development by adopting a double-difference model. It is found that digital reform has a positive facilitating effect on economic high-quality development through three paths： strengthening technological innovation capability， optimizing technological resource allocation， and enhancing the efficiency of technological use. In terms of differences in regional geographic location， business environment and human capital， the effect of high-quality economic development brought by digital reform is more obvious in the eastern region， regions with relatively poor business environment and regions with high levels of human capital. In addition， the promotion effect of digital reform on high-quality economic development is particularly prominent in regions with good institutional environments.

Key words：digital reform; big data comprehensive pilot zone; high-quality economic development; double difference

責任編輯：吳錦丹