[摘 要：文章基于2012—2021年長三角地區(qū)41個城市的面板數(shù)據(jù)，通過構建數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展綜合評價指標體系，實證分析了數(shù)字經(jīng)濟促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的效應及作用機制，并進一步構建空間杜賓模型研究其空間溢出效應。結果表明：數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展有顯著正向促進作用，且這種作用具有區(qū)域異質性，這一結論在穩(wěn)健性檢驗中通過替換被解釋變量、調整樣本期以及將“寬帶中國”政策試點作為準自然實驗后依然成立；機制檢驗顯示，進口貿易是數(shù)字經(jīng)濟助力經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要機制；空間杜賓模型研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟空間效應顯著，其可以通過空間溢出效應推動經(jīng)濟高質量發(fā)展。

關鍵詞：數(shù)字經(jīng)濟；進口貿易；高質量發(fā)展；寬帶中國

中圖分類號：F49；F752.61" " " 文獻標識碼：A 文章編號：1007-5097（2024）03-0012-11 ]

High-Quality Development Effects of the Digital Economy in the Yangtze River Delta：

From the Perspective of Import Trade

JIN Zehu，DENG Chao

（School of Economics，Anhui University，Hefei 230601，China）

Abstract：By creating a comprehensive evaluation index system of the digital economy and high-quality economic development，this paper empirically analyzes the effect and mechanism of the digital economy on promoting high-quality economic development based on panel data of 41 cities in the Yangtze River Delta from 2012 to 2021 and further constructs a spatial Durbin model to study its spatial spillover effect. The results show that the digital economy significantly contributes to high-quality economic development，and this effect has regional heterogeneity，which still holds in the robustness test by replacing the explanatory variables，adjusting the sample period and the \"Broadband China\" pilot policy as a quasi-natural experiment. Import trade is a significant mechanism for the digital economy to contribute to high-quality economic development，according to mechanism testing. By using the spatial Durbin model，the study finds that there is a significant spatial benefit and that the digital economy can promote high-quality economic development through the spatial spillover benefits.

Key words：digital economy；import trade；high-quality development；\"Broadband China\" pilot policy

一、引言及文獻綜述

黨的二十大報告指出，“高質量發(fā)展是全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務”。因此，“十四五”時期經(jīng)濟社會發(fā)展要堅持以推動高質量發(fā)展為主題。2022年12月，中共中央、國務院印發(fā)的《關于構建數(shù)據(jù)基礎制度更好發(fā)揮數(shù)據(jù)要素作用的意見》中將數(shù)據(jù)定義為新型生產要素，而數(shù)據(jù)作為數(shù)字經(jīng)濟的基礎，體現(xiàn)出國家對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的高度重視。隨著數(shù)字化進程的不斷推進，5G、人工智能、區(qū)塊鏈以及大數(shù)據(jù)等信息通訊技術（ICT）不斷發(fā)展與進步，數(shù)字經(jīng)濟已逐漸成為推動經(jīng)濟高質量發(fā)展的新動能。

從發(fā)展現(xiàn)狀看，作為數(shù)字經(jīng)濟相對發(fā)達區(qū)域，長三角地區(qū)已逐步成為全國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展新高地，數(shù)字經(jīng)濟新優(yōu)勢也成為推動長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的關鍵動力?！堕L三角數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展報告（2021）》顯示，2020年長三角數(shù)字經(jīng)濟總量達到10.83萬億元，在區(qū)域生產總值中數(shù)字經(jīng)濟規(guī)模占比約為44%，約占全國數(shù)字經(jīng)濟規(guī)模總量的28%，其中，產業(yè)數(shù)字化占比74%，數(shù)字產業(yè)化占比26%（1）。那么，數(shù)字經(jīng)濟是否促進了長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展？如果是，其背后的作用機制又是什么？對于這些問題，現(xiàn)有研究認為，數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用是多維復合的，具體可以從微觀、中觀和宏觀三個維度來構建數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的理論分析框架。微觀層面上，已有文獻主要聚焦于規(guī)模經(jīng)濟、范圍經(jīng)濟、長尾效應等方面。Acemoglu（1998）［1］指出，數(shù)字信息化技術發(fā)展能夠有效改善社會勞動就業(yè)環(huán)境，提供多樣化創(chuàng)業(yè)選擇，同時也能提高政府勞動力資源配置效率；江小涓（2017）［2］、丁志帆（2020）［3］的研究表明，隨著數(shù)字化發(fā)展，企業(yè)固定成本雖然提高，但邊際成本趨于零，這有利于企業(yè)實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，同時基于范圍經(jīng)濟考慮，企業(yè)加快創(chuàng)新步伐，新產品不斷推向市場，消費者選擇空間顯著增大，數(shù)字經(jīng)濟的長尾效應得到發(fā)揮。中觀層面上，已有研究則主要關注產業(yè)結構優(yōu)化升級對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。陳小輝等（2020）［4］利用省級層面數(shù)據(jù)研究數(shù)字經(jīng)濟對產業(yè)結構的影響，研究結果表明，數(shù)字經(jīng)濟可以融合滲透到各領域，對產業(yè)結構升級的影響具有邊際遞增效應，極大地推動數(shù)字產業(yè)化發(fā)展和產業(yè)數(shù)字化升級，成為推動經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要動力。宏觀層面上，已有研究則主要關注數(shù)字經(jīng)濟如何提高經(jīng)濟增長質量。荊文君和孫寶文（2019）［5］在梳理我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展特征的基礎上，從國家層面進一步探討數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系以及數(shù)字經(jīng)濟促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用機制，研究結果表明，數(shù)字經(jīng)濟具有一種類似亞當·斯密提出的自然增長模式，數(shù)字經(jīng)濟可以通過新的要素投入、新的要素配置效率以及新的全要素生產率三條路徑推動經(jīng)濟高質量發(fā)展；張騰等（2021）［6］利用省級層面數(shù)據(jù)進行研究，結果表明，數(shù)字經(jīng)濟能夠顯著促進我國經(jīng)濟高質量發(fā)展，并發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟可以通過全要素生產率推動我國經(jīng)濟高質量發(fā)展。

通過以上文獻梳理，不難發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟能夠從不同層面推動經(jīng)濟高質量發(fā)展已成為共識，然而，數(shù)字經(jīng)濟主要通過何種路徑促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，已有研究并沒有提供一個統(tǒng)一的框架來回答這一問題。對此，本文結合數(shù)字經(jīng)濟特有屬性，從進口貿易視角構建理論分析框架并展開研究。從傳統(tǒng)對外貿易邏輯上看，長期以來，一國為了保護國內生產，對外貿易政策的選擇多偏向于重商主義時期提出的“獎出限入”，進口貿易也一直被認為是出口貿易的“附庸品”，發(fā)展進口貿易也是為了更好發(fā)揮出口貿易對經(jīng)濟增長的促進作用。我國已成為世界第二大經(jīng)濟體，在對外貿易方面，近30年均處于貿易順差狀態(tài)，外匯儲備不斷攀升，2021年中國貿易順差達6 764.3億美元，同比增長26.4%，創(chuàng)歷史新高（2）。然而，大量的貿易順差不僅會引發(fā)外匯超常增長、人民幣匯率升值，從而進一步降低我國國際競爭力，還會增加貿易摩擦。因此，傳統(tǒng)貿易中這種“獎出限入”的觀念應適時調整，可通過擴大進口貿易來促進對外貿易平衡和可持續(xù)發(fā)展，同時，擴大進口規(guī)模能夠滿足市場多樣化需求，從而優(yōu)化供給結構和激發(fā)國內消費市場活力。相較于對出口貿易的研究，目前學術界對進口貿易如何影響經(jīng)濟高質量發(fā)展進行了一定研究，但相關文獻在數(shù)量及深度上都有所欠缺。Herrerias和Orts（2013）［7］在研究中國進口貿易與經(jīng)濟增長時提出，不同于傳統(tǒng)出口貿易促進經(jīng)濟增長理論，進口貿易對經(jīng)濟增長的影響主要表現(xiàn)為長期效應，即進口貿易不僅有利于資本積累，還能提高勞動生產率；馬章良（2012）［8］基于中國進出口貿易的時間序列數(shù)據(jù)，測算外貿依存度、貢獻率和拉動率，并通過協(xié)整理論和格蘭杰因果關系檢驗方法研究中國進出口貿易對經(jīng)濟增長的影響，結果表明，進口貿易顯著促進經(jīng)濟增長。隨著更為深入的研究，一些學者將研究的重點轉移到進口貿易結構上，特別是服務貿易進口對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。戴翔和金碚（2013）［9］從總體、服務貿易進口分部門以及工業(yè)行業(yè)分組三個層面實證研究服務貿易進口技術含量對我國工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展方式的影響，研究結果顯示，服務貿易進口技術含量能夠顯著促進我國工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展方式的轉變；陳啟斐和劉志彪（2014）［10］構建了生產性服務進口的多邊模型，研究結果表明，生產性服務進口能夠推動我國制造業(yè)轉型升級，進一步細分行業(yè)研究顯示，金融性服務進口、商業(yè)性服務進口和研發(fā)性服務進口均能提升制造業(yè)生產效率；肖利平和謝丹陽（2016）［11］的研究表明，并不是所有的技術進口都能促進本國技術創(chuàng)新增長，對許多后進國家來說，引進國外先進技術是解決技術落后問題和技術創(chuàng)新增長的一個重要渠道，然而，國外技術創(chuàng)新對本國技術創(chuàng)新增長既有互補作用，也有替代作用，哪種作用占優(yōu)勢取決于不同地區(qū)技術吸收能力；陶愛萍和吳文韜（2020）［12］從供給側視角探究了進口貿易對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，認為各類貨物貿易進口和服務貿易進口能夠通過提升本國技術水平、改善環(huán)境質量、優(yōu)化市場制度、提高消費者福利水平等路徑推動經(jīng)濟高質量發(fā)展。

本文可能的邊際貢獻體現(xiàn)在：①當前，學術界關于數(shù)字經(jīng)濟影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的研究大多停留在國家層面，而本文聚焦于地區(qū)層面，選取長三角地區(qū)面板數(shù)據(jù)研究數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系；②通過對數(shù)字經(jīng)濟作用渠道的梳理，本文在理論分析基礎上進一步實證分析數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，豐富已有研究文獻；③在研究國際貿易對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響時，現(xiàn)有文獻多從出口貿易角度進行研究，而本文從進口貿易角度來研究數(shù)字經(jīng)濟影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的理論機制，并通過構建模型進行實證層面的檢驗，進而根據(jù)結論提出相關政策建議。

二、理論分析與研究假設

數(shù)字經(jīng)濟作為一種新的經(jīng)濟形態(tài)，能夠在創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享五個方面推動經(jīng)濟高質量發(fā)展［13］。一是提高創(chuàng)新水平。與數(shù)字經(jīng)濟密切相關的產業(yè)具有知識密度高、創(chuàng)新性強的特點，數(shù)字經(jīng)濟的高滲透性有利于傳統(tǒng)產業(yè)改造和升級，具體體現(xiàn)在新技術、新方法和新產品的開發(fā)和使用上，從而提高全要素生產率的創(chuàng)新屬性［14］。二是推動區(qū)域協(xié)調發(fā)展。數(shù)字經(jīng)濟可以更有效地利用不同地區(qū)資源的比較優(yōu)勢，促進資源要素高效流動，降低生產、運輸和交換環(huán)節(jié)的信息溝通成本，減少資源循環(huán)中的冗余環(huán)節(jié)，提高資源要素在不同地區(qū)之間的配置效率，有助于縮小各地區(qū)發(fā)展差距［15］。三是促進綠色發(fā)展。一方面，數(shù)字經(jīng)濟能夠促進企業(yè)轉型升級，使傳統(tǒng)高污染企業(yè)的發(fā)展受到限制，一定程度上改善環(huán)境質量；另一方面，數(shù)字經(jīng)濟能夠有效降低市場信息傳遞存在的時滯，進而提高企業(yè)生產效率、優(yōu)化資源配置、降低資源浪費、促進綠色發(fā)展［16］。四是提高對外開放水平。隨著數(shù)字技術不斷革新和數(shù)字經(jīng)濟不斷發(fā)展，電子商務逐漸成為提升對外開放水平的新興力量，電子商務作為數(shù)字經(jīng)濟的重要組成部分，使市場供需兩端能夠緊密對接，釋放更多潛在需求，擴大內需，有利于推動供給側結構性改革和構建高水平對外開放［17］。五是推動共享經(jīng)濟發(fā)展。隨著數(shù)字信息化技術的發(fā)展，數(shù)字經(jīng)濟使市場供需匹配更有效率，滿足多樣化需求的同時，也使更多市場主體能夠共享信息經(jīng)濟和知識經(jīng)濟發(fā)展帶來的紅利［18］?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僭O1。

H1：數(shù)字經(jīng)濟能夠顯著促進長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

相對于傳統(tǒng)跨境貿易，數(shù)字經(jīng)濟對進口貿易的推動作用主要通過降低進口貿易成本、提高進口貿易效率、激發(fā)技術誘導等三方面實現(xiàn)。降低進口貿易成本方面，首先，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠打破時空界限，有效降低運輸成本；其次，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠提高溝通效率，降低溝通成本；再次，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠更高效地匹配市場供需，降低搜索成本；最后，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠簡化通關程序，降低合規(guī)成本［19］。提高進口貿易效率方面，隨著數(shù)字技術在國際貿易領域的應用，在線快速匹配和減少商品流通環(huán)節(jié)，不僅提升貿易管理水平，也使貿易便利化程度快速上升，從而提高貿易的整體效率［20］。激發(fā)技術誘導方面，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展離不開數(shù)字技術進步，而技術進步又離不開創(chuàng)新。就我國而言，通過引進國外高附加值的信息技術和先進設備進行技術創(chuàng)新，一定程度上提升了我國的信息化技術水平［21］，相關研究也發(fā)現(xiàn)，我國的進口貿易使國內數(shù)字技術專利數(shù)量增長了30%［22］。

與此同時，進口貿易規(guī)模的擴大可以推動經(jīng)濟高質量發(fā)展。在傳統(tǒng)貨物貿易中，初級產品進口可緩解因資源稀缺帶來的國內壓力，中間產品進口能與加工貿易產品出口形成互補效應，資本產品進口加速了資本積累并有技術溢出效應，消費品進口滿足了國內額外的消費需求并有福利效應［23］。而在服務貿易上，技術性產品進口的技術溢出效應有助于提高進口地區(qū)的全要素生產率，使進口地區(qū)具有更廣闊的模仿和吸收彈性空間，能夠以更強的輻射方式產生技術進步［24］。如果進口的技術密集型資本產品有較高的技術和環(huán)境標準，那么在投入生產后就可以減少生產過程中的資源和環(huán)境負擔，有利于社會的可持續(xù)發(fā)展。此外，通過進口還能夠引進國外先進管理制度和管理理念，促進進口地區(qū)的管理制度和管理理念創(chuàng)新?；诖耍疚奶岢鲅芯考僭O2。

H2：數(shù)字經(jīng)濟可以通過進口貿易顯著促進長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間效應主要表現(xiàn)為兩個方面。一方面，數(shù)字經(jīng)濟中的溢出效應表現(xiàn)為促進要素的自由流動和減少信息的不對稱。數(shù)字技術發(fā)展使信息流動速度大大加快，增強了信息溢出效應。數(shù)字技術使各種生產要素的需求與供給準確匹配，并在市場原有基礎上完成要素分配，同時，數(shù)字經(jīng)濟中的信息溢出效應使生產要素能夠快速、準確地掌握可靠的優(yōu)勢信息，從而顯著提高生產要素的自我選擇能力，促進優(yōu)質生產要素自由分配，有助于區(qū)域協(xié)同發(fā)展。信息溢出效應還可以促進生產要素供需雙方的良性競爭滲透到企業(yè)生產經(jīng)營過程中，提高區(qū)域內產業(yè)發(fā)展活力，為區(qū)域經(jīng)濟高質量發(fā)展作出貢獻。與勞動力、土地、資本等傳統(tǒng)生產要素相比，數(shù)據(jù)具有高流動性，可克服傳統(tǒng)生產要素傳播的空間限制，促進區(qū)域間要素流動，有利于相鄰區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，表現(xiàn)為空間正效應［25］。另一方面，教育數(shù)字化發(fā)展對本地區(qū)和周邊地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展有重要促進作用。隨著數(shù)字信息化技術發(fā)展，教育與數(shù)字技術融合將深化和促進以在線教育為代表的教育數(shù)字化的發(fā)展和壯大，這將有助于實現(xiàn)教育資源共享和教育公平，縮小地區(qū)差距，提升本地區(qū)人力資本水平［26］。鑒于以上分析，本文提出研究假設3。

H3：數(shù)字經(jīng)濟可以通過空間溢出效應推動長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

三、研究設計與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構建

1. 基準回歸模型

為研究數(shù)字經(jīng)濟對長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，本文選取2012—2021年我國長三角地區(qū)41個城市的面板數(shù)據(jù)進行分析。對部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法進行補充和完善，最終得到410個有效觀測樣本。為檢驗上述研究假設，先構建數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的直接效應模型：

[Quait=α0+α1Deit+α2Zit+μi+δt+εit] （1）

其中：被解釋變量[Quait]為城市i在t年的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平；核心解釋變量[Deit]為城市i在t年的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平；[Zit]代表一系列控制變量；[μi]為城市固定效應；[δt]為年份固定效應；[εit]為隨機誤差項。

2. 中介效應模型

本文基于理論分析視角選取進口貿易來進行機制檢驗。為了驗證理論假設，本文參考溫忠麟等（2004）［27］的做法，構建以下三個模型：

[Quait=α0+α1Deit+α2Zit+μi+δt+εit] （2）

[Mit=β0+β1Deit+β2Zit+μi+δt+εit] （3）

[Quait=γ0+γ1Deit+γ2Mit+γ3Zit+μi+δt+εit] （4）

其中：[Mit]為中介變量，本文指進口貿易Imp；[α1]為核心解釋變量對被解釋變量影響的總效應系數(shù)；[β1]為核心解釋變量對中介變量影響的直接效應系數(shù)；[γ1]是核心解釋變量對被解釋變量影響的直接效應系數(shù)；[γ2]為中介變量對被解釋變量影響的直接效應系數(shù)，且滿足[α1=γ1+β1γ2]；其他變量含義與式（1）相同。

3. 空間溢出效應模型

為研究數(shù)字經(jīng)濟影響鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間溢出效應，在式（1）中引入被解釋變量、核心解釋變量及其他控制變量的空間滯后項，建立如下空間計量模型：

[Quait=γ0+ρWQuait+γ1Deit+σ1WDeit+σ2WXit+γ2Xit+μi+δt+εit] （5）

其中：[ρ]為空間自回歸系數(shù)；[W]為空間權重矩陣；[σ1]、[σ2]分別為數(shù)字經(jīng)濟和控制變量與空間滯后項的回歸系數(shù)。為提高實證結果的穩(wěn)健性，本文在空間權重矩陣的選擇上，選取經(jīng)濟距離矩陣W1進行回歸，同時以經(jīng)濟地理嵌套矩陣W2的回歸結果作為對比。

（二）變量選取與說明

1. 被解釋變量

本文被解釋變量為經(jīng)濟高質量發(fā)展（Qua）。依據(jù)經(jīng)濟高質量發(fā)展內涵，并借鑒鐘文等（2023）［28］、劉佳等（2021）［29］的研究，本文從創(chuàng)新發(fā)展、協(xié)調發(fā)展、綠色發(fā)展、開放發(fā)展、共享發(fā)展5個二級指標、15個三級指標構建長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展評價指標體系，通過計算各城市各年度的綜合評分得出經(jīng)濟高質量發(fā)展指數(shù)。

具體經(jīng)濟高質量發(fā)展評價指標體系見表1所列。

對于經(jīng)濟高質量發(fā)展的測度，本文采用目前應用較多的熵權法，其根據(jù)各項指標值的變異性大小來確定客觀權重，能有效避免因人為因素產生的偏差，相較于主觀賦值法，熵權法客觀性更強。因此，需要對每個指標進行客觀量化，確定每個指標的權重，然后計算出綜合得分。詳細步驟如下：

（1）數(shù)據(jù)標準化。為消除不同指標的量綱和數(shù)量級影響，需要對各指標進行無量綱化處理。由于各項指標中存在正向指標和負向指標，本文采用極差變換法進行數(shù)據(jù)標準化處理，構建式（6）、式（7）。式（6）、式（7）中，[xij]為第i個城市第j年經(jīng)濟高質量發(fā)展指標數(shù)據(jù)，[Xij]為標準化處理后的[xij]。

正向指標：

[Xij=xij-min xijmax xij-min xij] （6）

負向指標：

[Xij=max xij-xijmax xij-min xij] （7）

（2）熵值計算。分別計算第i個城市第j年經(jīng)濟高質量發(fā)展評價指標值的比重和指標信息熵。

[pij=xij∑ni=1xij] （8）

[ej=-1ln n∑ni=1pij ln pij] （9）

（3）計算信息熵冗余度。

[gj=1-ej]" （10）

（4）計算評價指標的權重[Wj]。

[Wj=gj∑mj=1gj] （11）

（5）采用多目標線性加權函數(shù)法計算各年份經(jīng)濟高質量發(fā)展綜合指數(shù)[Mj]。

[Mj=∑mj=1WjXij] （12）

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為數(shù)字經(jīng)濟（De）。當前，由于數(shù)字經(jīng)濟仍處于技術創(chuàng)新初中期階段［30］，學術界對數(shù)字經(jīng)濟的測算尚未形成統(tǒng)一標準，可借鑒的參考文獻較少，因此，要對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平進行全面準確測度較困難。本文借鑒趙濤等（2020）［31］的做法，首先選取互聯(lián)網(wǎng)相關產出、互聯(lián)網(wǎng)普及率、移動互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)相關從業(yè)人員數(shù)、數(shù)字金融普惠發(fā)展、產業(yè)數(shù)字化、數(shù)字產業(yè)化、數(shù)字政府等指標衡量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展，然后采用熵權法對選取的指標進行標準化處理，最后通過測算得到數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)。

具體數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價指標體系見表2所列。

3. 控制變量

為全面研究數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，本文借鑒李史恒和屈小娥（2022）［32］的研究，選取6個控制變量：經(jīng)濟發(fā)展水平（ln GDP），用區(qū)域人均GDP的對數(shù)來表示；城鎮(zhèn)化水平（Urban），用城鎮(zhèn)人口密度的對數(shù)來表示；政府干預度（Gov），用地方財政一般預算內收入與支出之比來表示；社會消費水平（Soc），用社會消費品零售總額與地區(qū)生產總值GDP之比來表示；金融業(yè)發(fā)展水平（Fin），用年末金融機構存款余額與地區(qū)生產總值GDP之比來表示；科研水平（Tep），用從事科學研究、技術研發(fā)人數(shù)與地區(qū)期末從業(yè)人員總數(shù)之比來表示。

4. 中介變量

本文中介變量為進口貿易（Imp）。受地級市貿易數(shù)據(jù)獲得性的限制，本文側重于用進口貿易規(guī)模來進行研究，選取各城市進口貿易額作為中介變量進行機制檢驗，以此探究數(shù)字經(jīng)濟是否會通過進口貿易這一渠道間接影響經(jīng)濟高質量發(fā)展。同時，為統(tǒng)一量綱，降低變量異方差造成的影響，本文采用進口貿易額取對數(shù)來衡量進口貿易水平。

（三）數(shù)據(jù)來源與變量描述性統(tǒng)計

本文選取2012—2021年長三角地區(qū)41個城市的均衡面板數(shù)據(jù)展開研究，研究數(shù)據(jù)除數(shù)字普惠金融指數(shù)來源于北京大學數(shù)字金融研究中心外，其他數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》、部分地級市統(tǒng)計年報、中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS）及國家知識產權局。本文變量描述性統(tǒng)計結果見表3所列。其中，經(jīng)濟高質量發(fā)展指數(shù)的最小值為0.168，最大值為0.727，表明不同地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展水平存在一定差異。此外，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的均值為0.421，最小值為0.111，最大值為0.997，說明各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差異。從控制變量上看，各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平（ln GDP）、城鎮(zhèn)化水平（Urban）、政府干預度（Gov）、社會消費水平（Soc）、金融業(yè)發(fā)展水平（Fin）和科研水平（Tep）差距也比較明顯。

四、實證結果及分析

（一）直接效應分析

數(shù)字經(jīng)濟影響長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的基準回歸結果見表4所列。其中，模型（1）為不考慮控制變量，僅從數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響進行回歸的結果，數(shù)字經(jīng)濟De的回歸系數(shù)為0.784，在1%的水平上顯著為正；模型（2）為加入6個控制變量后得到的回歸結果，數(shù)字經(jīng)濟De的回歸系數(shù)為0.730。結果表明，無論是否引入控制變量，數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟對長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展具有顯著促進作用，驗證了H1。在控制變量方面，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（ln GDP）的回歸系數(shù)為0.071，且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明經(jīng)濟總量增長的同時顯著促進了城市經(jīng)濟高質量發(fā)展；城鎮(zhèn)化水平（Urban）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明城市規(guī)模擴張的同時，帶來了經(jīng)濟的集聚效應，對提高居民收入水平和經(jīng)濟高質量發(fā)展具有顯著促進作用；政府干預度（Gov）未能通過10%水平的顯著性檢驗，說明政府干預未對經(jīng)濟高質量發(fā)展產生推動作用，潛在的原因可能是，政府的干預行為存在一定的時滯性，需要在滯后期后才能形成“V”型翹尾效應；社會消費水平（Soc）未能通過10%水平的顯著性檢驗，說明社會消費并未對經(jīng)濟高質量發(fā)展產生顯著促進作用，可能的原因是，在消費結構中，中等層次和低層次消費所占比重較大，這部分消費雖然能提高經(jīng)濟增長總量，但對經(jīng)濟發(fā)展“質”的層面作用不明顯；金融業(yè)發(fā)展水平（Fin）同樣未能通過10%水平的顯著性檢驗，說明金融資本市場的發(fā)展未能顯著促進地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展，可能是由于金融機構為了降低風險傾向于縮小信貸業(yè)務，加之金融創(chuàng)新思維相對薄弱，導致金融行業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率仍然較低，沒有起到優(yōu)化資源配置的作用，難以推動本地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展；科研水平（Tep）通過了1%水平的顯著性檢驗，新古典理論認為，技術進步對經(jīng)濟增長具有重要影響作用，本研究也表明技術進步顯著促進地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

（二）機制效應分析

機制檢驗結果見表5所列。其中，模型（1）中核心解釋變量De對被解釋變量Qua的回歸系數(shù)[α1]為0.730，在1%的水平上顯著為正；模型（2）中核心解釋變量De對中介變量Imp的回歸系數(shù)[β1]為5.419，在1%的水平上顯著為正；模型（3）核心解釋變量De對被解釋變量Qua的回歸系數(shù)[γ1]為0.638，在1%的水平上顯著為正，并且中介變量Imp對被解釋變量Qua的回歸系數(shù)[γ2]為0.017，也在1%的水平上顯著為正?？梢姡琜β1]、[γ1]以及[γ2]均顯著，[β1][γ2]與[γ1]同號，且模型（3）中核心解釋變量De對被解釋變量Qua的回歸系數(shù)相較于模型（1）有所下降，說明進口貿易是數(shù)字經(jīng)濟促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用機制，中介效應顯著，即數(shù)字經(jīng)濟通過進口貿易這一中介變量顯著促進長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展，驗證了H2。這一研究結論與徐光耀（2007）［33］根據(jù)我國進口貿易數(shù)據(jù)展開實證研究得到的結論一致?；诖私Y論，長三角地區(qū)在對外貿易戰(zhàn)略的選擇上需要進一步調整，重新認識進口貿易與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系，重視進口貿易對經(jīng)濟高質量發(fā)展的促進作用。

（三）空間溢出效應分析

1. 空間相關性檢驗

在回歸前，先檢驗長三角地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展是否具有空間相關性，檢驗結果見表6所列。由表6可知，長三角地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展的Moran's I指數(shù)雖有波動，但均在1%的水平上顯著為正，表明數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展呈顯著正相關性，具體表現(xiàn)為高水平城市集聚，且空間依賴性較為穩(wěn)定。因此，選擇空間計量模型是合理的。

2. 空間計量模型選擇

在進行回歸前，要依次進行LM檢驗、Hausman檢驗、LR檢驗和Wald檢驗。首先，LM檢驗、LR檢驗和Wald檢驗結果表明，空間杜賓模型（SDM）拒絕退化為空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）的原假設，故本文選擇空間杜賓模型（SDM）；其次，Hausman檢驗結果表明應選取固定效應模型，因此，本文最終確定采用時間空間雙重固定效應的空間杜賓模型（SDM）；最后，本文還列出雙重固定效應的空間滯后模型（SAR）的回歸結果，以此對比回歸結果的穩(wěn)健性。

3. 空間杜賓模型（SDM）回歸結果分析

SDM回歸結果見表7所列。在經(jīng)濟距離權重矩陣以及地理經(jīng)濟嵌套權重矩陣的空間杜賓模型（SDM）回歸結果中，經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間自回歸系數(shù)以及數(shù)字經(jīng)濟的空間滯后項系數(shù)均顯著為正，空間滯后模型（SAR）的回歸結果同樣顯示經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間自回歸系數(shù)顯著為正，以上兩種模型的回歸結果均表明，長三角地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有顯著的空間溢出效應。鑒于空間計量模型的參數(shù)估計不能直接反映長三角地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的邊際影響，本文借鑒Lesage和Pace（2009）［34］提出的偏微分法，對解釋變量的空間效應進行分解，以此分析各解釋變量的直接效應、間接效應和總效應。表7結果表明，數(shù)字經(jīng)濟的直接效應、間接效應和總效應都顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展不僅能推動本地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展，而且空間溢出效應顯著。這一研究結論與張騰等（2021）［6］采用我國省級層面數(shù)據(jù)進行實證研究得到的結果一致。由此，H3得到驗證。

（四）進一步拓展：區(qū)域異質性分析

由于各地區(qū)資源稟賦存在差異，區(qū)域間數(shù)字經(jīng)濟和經(jīng)濟高質量發(fā)展水平均存在明顯的異質性特征，因此，數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響也會存在區(qū)域異質性。本文將長三角地區(qū)41個城市按照三省一市（安徽省、江蘇省、浙江省和上海市）進行劃分，以此來進一步研究不同區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。在進行異質性檢驗前，先對長三角地區(qū)三省一市的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟高質量發(fā)展水平進行描述性統(tǒng)計說明，結果見表8所列。其中，浙江省數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平均值為0.578，高于其他區(qū)域；而上海市經(jīng)濟高質量發(fā)展水平最高，為0.603；安徽省數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟高質量發(fā)展水平均低于其他區(qū)域。上述結果為研究長三角地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的區(qū)域異質性檢驗奠定了基礎。

區(qū)域異質性檢驗的回歸結果見表9所列。由于上海市為時間序列數(shù)據(jù)，與其他三省的面板數(shù)據(jù)不具有可比性，因此，本文將蘇州和嘉興合并到上海市，組成滬蘇嘉面板數(shù)據(jù)。模型（1）、模型（3）和模型（4）表明數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有顯著促進作用，并且滬蘇嘉數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的促進作用高于其他區(qū)域，而安徽省數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用并不顯著。從表9可以看出，長三角地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響具有區(qū)域異質性，產生這種結果的原因可能在于：首先，江蘇省、浙江省和上海市相較于安徽省加入長三角城市群的時間節(jié)點更早，要素可以在更大范圍自由流動和高效配置；其次，江蘇省、浙江省和上海市的信息基礎設施相較于安徽省更為完善，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展起步更早，數(shù)字經(jīng)濟的紅利釋放更充分。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）替換被解釋變量

為檢驗基準回歸結果的穩(wěn)健性，本文將被解釋變量替換為主成分分析法測算的經(jīng)濟高質量發(fā)展指數(shù)，并對模型（1）重新進行回歸，結果見表10所列。模型（1）結果表明，核心解釋變量的回歸系數(shù)為2.161，在1%的顯著性水平上為正，且其他變量的回歸結果與基準回歸結果基本一致，說明基準回歸結果是穩(wěn)健的。

（二）調整樣本期

由于數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展在不同時期表現(xiàn)的特征具有一定差異，2015年以前數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展處于“服務之聲”階段，2015年以后數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展處于“流量競爭”階段。因此，本文借鑒楊文溥（2022）［35］的處理方法，選取2015—2021年的數(shù)據(jù)對式（1）再次進行回歸，結果見表10所列。其中，模型（2）的回歸結果表明，核心解釋變量的回歸系數(shù)為0.452，并且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明基準回歸結論較為穩(wěn)健。

（三）外生沖擊檢驗

1. 政策背景和多期雙重差分模型（DID）設定

2013年8月，國務院印發(fā)了《關于印發(fā)“寬帶中國”戰(zhàn)略及實施方案的通知》。據(jù)此，“寬帶中國”上升為國家戰(zhàn)略，我國開始逐步分階段推進數(shù)字信息基礎設施建設。截至目前，長三角地區(qū)41個城市中有18個城市分別于2014年（上海市、南京市、蘇州市、鎮(zhèn)江市、金華市、蕪湖市、安慶市）、2015年（揚州市、嘉興市、合肥市、銅陵市）和2016年（無錫市、泰州市、南通市、杭州市、宿州市、黃山市、馬鞍山市）被工業(yè)和信息化部遴選為“寬帶中國”示范點。由于示范點是分批設立的，為研究“寬帶中國”政策試點是否促進長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展，本文構建多期雙重差分模型：

[Quait=α0+α1DIDit+α2Zit+μi+δt+εit] （13）

其中，[DIDit]為“寬帶中國”虛擬變量，表示城市i在t年被選為示范點，若被納入“寬帶中國”示范點，則作為處理組取1，否則作為控制組取0；其余變量與式（1）相同。

2. 基準回歸結果

在進行基準回歸分析前，本文對雙重差分法估計是否有效進行了平行趨勢檢驗，如圖1所示。

檢驗結果表明，平行趨勢通過了雙重差分模型的重要前提假設，全樣本回歸結果見表11所列。模型（1）和模型（4）分別為不加控制變量和加入控制變量的城市-年份雙固定效應；模型（2）和模型（3）分別為加入了控制變量的城市固定效應和年份固定效應。上述回歸結果均表明DID估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，即“寬帶中國”試點對長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展有顯著促進作用。

3. 緩解非觀測因素影響的安慰劑檢驗

事實上，采用雙重差分模型來研究政策效果會受到一些難以觀測因素的影響，從而使研究結果產生一定偏差。因此，本文采用間接性安慰劑檢驗來緩解非觀測因素的影響。具體做法為：從長三角地區(qū)41個城市中隨機抽取18個城市作為虛擬處理組，并對所選的每個城市給予一個年份，視為“寬帶中國”試點時間，對該過程重復500次，并觀察產生的500個“寬帶中國”的估計系數(shù)和相應的p值分布情況，安慰劑檢驗結果如圖2所示。可以發(fā)現(xiàn)，“寬帶中國”的估計系數(shù)大多在0左右且近似于正態(tài)分布，p值大多數(shù)高于0.1，說明其他難以觀測或不可控因素并不會產生顯著影響，“寬帶中國”政策依然是促進長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要因素。

六、研究結論與啟示

本文從理論層面系統(tǒng)梳理了數(shù)字經(jīng)濟影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的直接作用機制與間接渠道機制，并基于2012—2021年長三角地區(qū)41個城市面板數(shù)據(jù)，在測算數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)和經(jīng)濟高質量發(fā)展指數(shù)基礎上，運用面板固定效應模型、中介效應模型、空間計量模型以及雙重差分模型進行多維度實證分析。研究結論如下：第一，數(shù)字經(jīng)濟正成為經(jīng)濟增長的關鍵動力，能夠顯著促進長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展，并且這種促進作用具有區(qū)域異質性，從實證結果看，通過替換被解釋變量、調整樣本期以及“寬帶中國”政策試點進行穩(wěn)健性檢驗，結論依然成立；第二，渠道檢驗結果表明，數(shù)字經(jīng)濟能夠通過進口貿易推動長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展；第三，長三角地區(qū)城市數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展具有空間溢出效應，即某一城市數(shù)字經(jīng)濟會促進鄰近城市經(jīng)濟高質量發(fā)展。

為了充分發(fā)揮數(shù)字價值，推動長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展，根據(jù)本文研究結論，得出以下啟示：

第一，要把握好“十四五”規(guī)劃中系統(tǒng)布局新型基礎設施的機遇，大力發(fā)展5G、人工智能、工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)等高新技術產業(yè)，推進長三角地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟基礎設施建設，完善產業(yè)鏈條、優(yōu)化產業(yè)結構和促進企業(yè)數(shù)字化轉型。各地政府要抓住數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展機遇，不斷加大科技創(chuàng)新投入，調動高校、科研機構和大型科技企業(yè)的科研能力，突破數(shù)字領域關鍵核心技術，提升自主創(chuàng)新能力，加快科技驅動制造業(yè)轉型升級。在數(shù)字技術框架下，要在各種模塊有機結合的基礎上，提供高效率、高技術的服務，為長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展創(chuàng)造新條件。

第二，要繼續(xù)擴大進口規(guī)模，不斷提高長三角地區(qū)對外開放水平。首先，要進一步降低進口關稅和制度性成本，落實進口便利化政策，簡化進口貨物通關手續(xù)，提升進口貨物通關效率；其次，要優(yōu)化進口貿易結構，提升進口貿易產品質量，尤其是要擴大先進技術、高新技術設備的服務貿易和貨物貿易進口，通過進口技術溢出效應提升自身創(chuàng)新能力；最后，要充分發(fā)揮進口貿易平臺作用，數(shù)字經(jīng)濟能夠為進口貿易提供更加便利化的數(shù)字平臺，提升貿易效率和質量，進而為長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展注入新動力。

第三，要加強長三角地區(qū)城市之間數(shù)字信息化服務的聯(lián)系與合作，共享“數(shù)字紅利”，構建區(qū)域協(xié)同發(fā)展機制。通過設備共享、經(jīng)濟和技術交流，構建區(qū)域一體化協(xié)同發(fā)展體系，探索數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間溢出效應。數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有正向空間溢出效應，其輻射和牽引效應可以帶動周邊地區(qū)共同發(fā)展。因此，要充分重視數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展中的區(qū)域差異所產生的空間溢出效應，消除生產要素流動障礙，確保各生產要素有序流動，為長三角地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展營造公平和穩(wěn)定的環(huán)境。要充分利用數(shù)字化信息資源要素的靈活性和滲透性，發(fā)揮城市間互動作用下的溢出效應，扎實推進長三角地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

注 釋：

（1）資料來源于中國信息通信研究院和浙江清華長三角研究院聯(lián)合發(fā)布的《長三角數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展報告（2021）》。

（2）資料來源于中國海關總署發(fā)布的2021年外貿進出口數(shù)據(jù)（http：//www.customs.gov.cn/customs/302249/zfxxgk/2799825/302274/302275/4122124/index.html）。

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［責任編輯：陳春香］