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数字新基建、金融资源配置与经济高质量发展

时间:2024-06-19

谭皓方,张守夫

(山西大学 马克思主义学院,山西 太原 030006)

一、引言及文献综述

自党的十八大以来,党中央深刻把握新一轮科技革命和产业变革趋势,高度重视推进数字经济发展,引导我国经济迈向高质量发展。作为推动经济高质量发展的有力抓手,数字新基建是应对新冠肺炎疫情冲击、促消费、稳增长的有效手段,更是构筑经济高质量发展之基础、谋取未来国际竞争优势的关键之举。2020年,中央政治局常务委员会会议强调,加快5G网络、数据中心等新型基础设施建设进度。这是继2019年两会政府工作报告以及2020年2月21日中央政治局会议后,党中央对以数字新基建推动经济高质量发展的进一步强调。伴随数字新基建的持续渗透与发展,金融科技呈现磅礴发展态势,借助技术有效地配置金融资源,为经济高质量发展注入金融活水。金融新基建作为数字新基建的重要组成部分,可以借助数字科技介入的程度,解决过去金融行业基础设施的改造升级问题。那么,在我国经济转向高质量发展、有序推进数字中国建设背景下,数字新基建通过何种途径促进经济高质量发展?金融资源配置在其中扮演何种角色?

已有研究文献主要考察经济高质量发展的影响因素、数字新基建对经济高质量发展的影响及驱动效应。梳理有关经济高质量发展的相关文献发现,土地政策匹配、(1)钟文,钟昌标,郑明贵:《土地政策匹配能否促进经济高质量发展:理论机制与经验证据》,载《农村经济》2022年第2期。金融资源配置与发展、(2)李梦雨,彭传旭,魏熙晔:《数字金融能否促进经济高质量发展——来自我国275个城市的经验证据》,载《金融监管研究》2021年第1期。人力资本、(3)吕祥伟,辛波:《人力资本促进经济高质量发展的空间效应及其溢出效应研究》,载《广东财经大学学报》2020年第4期。生态文明建设、(4)冯莉,曹霞:《破题生态文明建设,促进经济高质量发展》,载《江西师范大学学报(哲学社会科学版)》2018年第4期。企业家精神、(5)王文举,姚益家:《企业家精神、经济增长目标与经济高质量发展》,载《经济经纬》2021年第3期。投资水平、(6)孙培蕾,郭泽华:《经济高质量发展空间差异与影响因素分析》,载《统计与决策》2021年第16期。绿色全要素生产率和财政支出(7)高志刚,克甝:《中国沿边省区经济高质量发展水平比较研究》,载《经济纵横》2020年第2期。等因素均有利于促进经济高质量发展,而财政垂直失衡、(8)韦东明,顾乃华,魏嘉辉:《财政垂直失衡、公共支出偏向与经济高质量发展》,载《经济评论》2021年第2期。转移支付和雾霾污染不利于经济高质量发展。(9)吕炜,邵娇:《转移支付、税制结构与经济高质量发展——基于277个地级市数据的实证分析》,载《经济学家》2021年第11期。关于数字新基建对经济高质量发展的影响,旷爱萍和蒋晓澜(10)旷爱萍,蒋晓澜,常青:《“新基建”、创新质量和数字经济:基于中国省级数据实证研究》,载《现代管理科学》2021年第5期。发现新基建投入对经济发展具有积极影响,且呈现非线性动态递增及空间溢出特点。郭斌和杜曙光(11)郭斌,杜曙光:《新基建助力数字经济高质量发展:核心机理与政策创新》,载《经济体制改革》2021年第3期。提出应重视新基建区域协调和城乡融合发展,加快“软”基础设施建设进程,以此打造我国经济发展新优势。赵剑波(12)赵剑波:《新基建助力中国数字经济发展的机理与路径》,载《区域经济评论》2021年第2期。发现完善新基建能够促进数字产业发展,加速产业数字化转型,促生新发展动能。梳理上述文献发现,数字新基建在助推经济高质量发展过程中具有促进产业融合和空间溢出等作用。因此,国家可从数字政府改革和新基建投融资方面激发数字新基建对经济高质量发展的驱动作用。基于此,本文通过研究数字新基建对经济高质量发展的重要作用,同时针对金融资源配置对二者的关系进行分析,为强化数字新基建对经济高质量发展的驱动作用奠定理论经验支持。

二、理论分析与假设提出

(一)数字新基建与经济高质量发展

第一,数字新基建通过产业升级推动经济高质量发展。数字新基建主要借助新兴科学技术对传统产业进行改造,进而促进其转型升级。(13)张佩,王姣娥,马丽:《新基建助推区域协调发展的作用机制及优化对策》,载《区域经济评论》2021年第5期。在数字新基建支撑下,将云计算和互联网等新兴科学技术运用于传统行业产业,可以在一定程度上倒逼传统产业企业加大技术研发力度,创新“虚拟设计”等新兴产业发展模式,进而助推传统企业升级转型。此外,数字新基建本身具有的高附加值和技术等优势,能够有效放大资本以及劳动力等生产要素带来的产业协同与集聚效应,也可以在一定程度上进一步扩大市场自身优势,从而有效带动产业转移。总体而言,数字新基建可全面促进数字技术与实体经济联动发展,推动重点产业数字化转型,为传统产业数字化赋能,打造经济高质量发展新业态,为提高国民经济质量效益打下坚实基础。

第二,数字新基建通过推动城乡一体化发展促进经济高质量发展。相关研究表明,若想实现城乡一体化建设有两条路径:(14)王驰,曹劲松:《数字新型基础设施建设下的安全风险及其治理》,载《江苏社会科学》2021年第5期。一是加大公共服务领域基础设施建设力度。加大交通运输信息通信网络、医疗等公共事业和生活领域基础设施建设力度,借助高效率的市场交易和均等化公共服务进一步降低技术性市场分割风险。二是减少制度性市场分割。数字新基建能够借助信息技术大幅度提升信息传播效率和速度,循序渐进破除城乡市场分割局面。就宏观区域层面而言,数字新基建的磅礴发展会有效带动大数据和人工智能等新兴信息技术崛起,进而形成经济发展的新动力。就微观企业层面而言,数字新基建通过信息技术渗透到企业,不但可以有效提高企业信息共享程度,还可以拓展管理层决策能力,加快城乡市场一体化进度,统筹推进城乡市场经济协同发展。

第三,数字新基建通过提高区域治理能力推动经济高质量发展。数字新基建已成为我国建设现代化治理体系的重要支撑基础。其一,数字新基建可提升政府治理能力。在数字新基建的助力下,各地政府可以更为便利地获取并分析社会生活领域数据信息,并针对性精准做出管理决策,有效提高政府对社会的服务水平和治理能力。(15)杜传忠,张远:《“新基建”背景下数字金融的区域创新效应》,载《财经科学》2020年第5期。例如,数字新基建在应对新冠肺炎疫情时,借助各种数字化应用和平台实现远程办公和医疗,大数据准确掌握防疫物资的生产和供应等环节信息,有效推动防护用品的生产与分配,为经济高质量发展做出积极贡献。第二,数字新基建可有效提升区域组织间核心凝聚力。数字新基建可以将社会组织、学校、政府组织或私营机构凝聚在一起,构建命运共同体,最终共同行使公共权利和履行义务,提升区域治理能力,为经济高质量发展凝聚公共力量。据此,本文提出假设1:

H1:数字新基建有利于促进经济高质量发展。

(二)金融资源配置对数字新基建与经济高质量发展关系的调节作用

提升资源配置效率可优化金融资源使用,为数字新基建提供金额数量庞大的中长期金融资源支持。有效均衡金融资源配置、适度开展数字新基建投资部署可以为实现经济高质量发展夯实资金基础。其一,扩宽数字新基建融资渠道。金融机构可以采取相应措施提高数字新基建领域的无形资产评估能力,采取商业银行拓展知识产权等新型抵质押方式助力数字新基建相关企业发展。(16)李明,龙小燕:《政府与市场关系视角下我国新基建投融资路径选择》,载《地方财政研究》2021年第12期。同时扩大现有与数字新基建相关企业的担保基金,以便弥补企业融资缺陷,为夯实数字新建设基础设施建设、提升经济高质量发展水平奠定金融支撑。其二,数字新基建直接融资比例上升。金融机构可以借助证券融资等方式,帮助数字新基建相关企业以股票或者证券的方式进行融资,同时鼓励数字新基建相关企业使用股权融资的方式,充分发挥金融机构带来的融资便利。相关机构还助推较为成熟和竞争力较强的上市企业,构建“融资+融智”“融技+投资”“商行+投行”和“境内+境外”相结合的数字新基建金融服务体系,扎实推进我国经济高质量发展。基于上述理论,提出研究假设2:

H2:金融资源配置可以显著增强数字新基建对经济高质量发展的驱动作用。

三、数据来源与研究设计

(一)变量定义

1.被解释变量:经济高质量发展(economy)。参考龚新蜀等、(17)龚新蜀,李丹怡,赵贤:《新基建投资、产业融合能力与经济高质量发展》,载《价格理论与实践》2022年第4期。张震和刘雪梦(18)张震,刘雪梦:《新时代我国15个副省级城市经济高质量发展评价体系构建与测度》,载《经济问题探索》2019年第6期。的研究成果,将经济高质量发展划分为创新、协调、绿色、开放和共享五个维度,构建如下指标体系测度经济高质量发展水平。

2.解释变量:本文解释变量为数字新基建(infrastructure)。2020年4月,国家发改委将数字新基建分为三类,分别为信息基础设施、融合基础设施和创新基础设施。基于国家发改委关于数字新基建的划分方法及李海刚(19)李海刚:《数字新基建、空间溢出与经济高质量发展》,载《经济问题探索》2022年第6期。的研究思路,使用熵权法测算信息基础设施、融合基础设施和创新基础设施指数,最终相加得出数字新基建发展水平。

3.调节变量:本文调节变量为金融资源配置(resources)。参考郭华等(20)郭华,罗彤,张洋:《金融资源配置水平与经济高质量发展》,载《统计与决策》2021年第23期。的研究成果,从资金资源、工具资源和保障资源三个层面衡量金融资源配置,并借助熵权法计算所得。

4.控制变量:参考已有研究,(21)这方面的研究主要有姚凤阁,梁珈源,汪晓梅,等:《数字金融、数字普惠金融与区域经济高质量发展》,载《统计与决策》2022年第18期;任燕燕,王文悦,宋昊岳:《环境规制与经济高质量发展:联动关系与传递机制》,载《山东大学学报(哲学社会科学版)》2022年第5期;赵丽:《数字普惠金融、产业转型升级与经济高质量发展》,载《统计与决策》2022年第15期。选取如下变量作为控制变量:信息产业投资水平(information),使用计算机服务业、信息传输和软件业的固定资产投资总额表征。人力资本水平(manpower),使用平均受教育年限刻画。地方经济水平(place),采用地方人均GDP衡量。环境规制水平(environment),借助各省市工业污染治理投资额占工业增加值测算。政府干预程度(government),通过财政支出与GDP比值来衡量。

(二)实证模型

为有效验证假设H1和H2,借助郭檬楠等(22)郭檬楠,郭金花,杜亚光:《国家审计治理、数字经济赋能与绿色全要素生产率增长》,载《当代财经》2022年第5期。的研究方法,构建模型(1)和模型(2)。其中,模型(1)主要验证数字新基建对经济高质量发展的增长效应,模型(2)主要验证金融资源配置对二者的调节作用,模型如下所示:

economyi,t=α0+α1infrastructurei,t-1+∑kαkControlsk,i,t+Yeart+Areari+Yeart×Areari+εit,t

(1)

economyi,t=β0+β1infrastructurei,t-1+β2resourcesi,t+β3infrastructurei,t-1×resourcesi,t+∑kαkControlsk,i,t+Yeart+Areari+Yeart×Areari+εit,t

(2)

其中,ε表征随机扰动项,Controls和k分别代表控制变量组和控制变量数,i和t分别刻画省份和时间。剩余变量和上文一致。

(三)样本选取与数据来源

出于对数据的全面性和可得性考虑,选取2011—2020年中国30个省份(剔除港澳台和西藏地区)为样本数据。数据主要源于历年《中国统计年鉴》《中国金融年鉴》《中国固定资产投资统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国工业统计年鉴》以及各省份统计年鉴。同时,对各控制变量均取对数处理,以消除变量异方差影响。对于缺失年份数据,借助插值法补齐。

四、实证结果分析

(一)描述性统计

对核心解释变量展开描述性统计,发现经济高质量发展最小值和最大值分别为0.564和1.918,表明不同省份经济高质量发展水平具有较大差异;其中,经济高质量发展的中位数为1.093,这说明经济高质量发展水平整体较高,且已经超过半数省份实现经济高质量发展。数字新基建的最大值和最小值分别为1.788和-2.401,这可以看出不同省份数字新基建建设水平也有较大差异。金融资源配置的最大值和最小值分别为2.257和0.066,这同样说明不同省份金融资源配置水平也存有差异。

(二)基准回归结果

表3为各变量基准回归结果,依据表1列(1)可以知悉,在尚未增加控制变量时,数字新基建基准回归系数在1%的显著水平上显著为正;依据列(2)可以看出,即使在增加控制变量后,数字新基建的基准回归结果依然在5%的水平上显著,且回归系数为正,这表明数字新基建建设可以驱动经济高质量发展,由此假设H1成立。究其原因可能在于:数字新基建可以促进新旧动能的转换,有效助推传统产业结构数字化转型升级,驱动经济高质量发展。

表1 基准回归结果

根据列(3)和列(4)的基准回归结果可知,数字新基建与金融资源配置交乘项在5%的显著水平上为正,且系数为正,这也证明金融资源配置可以显著增强数字新基建对经济高质量发展的驱动作用,验证假设H2成立。

表1(续)

(三)稳健性检验

1.剔除直辖市样本数据。考虑到行政等级具有的特殊性会对回归结果产生影响,因此本文剔除北京市、天津市、上海市与重庆市四个直辖市的样本数据重新展开基准回归分析,最后发现基准回归结果保持不变(鉴于篇幅限制省略回归结果),证明上述检验具有稳健性。

2.替换测度经济高质量发展水平的研究方法。借助以下两种方法对经济高质量发展水平重新进行测算:其一,重新构建经济高质量发展指标体系进而计算经济高质量发展指数;其二,依托于索罗余值法对经济高质量发展指数重新计算,最终发现基准回归结果与上述结果几乎一致(结果略),这进一步证实上述结论的稳健性。

3.选取工具变量方法。选取数字新基建与金融资源配置两个变量中省份均值作为本文所选工具变量,同时分别采取两阶段最小二乘法(2SLS)和广义矩估计方法(GMM)对各变量展开内生性检验,具体检验结果如下(表2)。依据表2可以看出,所选工具变量均通过检验,基准回归结果未发生明显变化,验证了结果的稳健性。

表2 工具变量方法的回归结果

表2(续)

4.双重差分模型。依据数字新基建建设力度,设置实验分组虚拟变量,将数字新基建建设力度大于均值的省份划分为实验组,剩余省份则设置为控制组,同时设置实验分期为虚拟变量。因2018年中央经济工作会议重新定义了基础设施建设,故选取2018年作为实验分期,在2018年后取值设为1,2018年前取值为0。在上述条件基础上,进一步构建实验分组与实验分期的交乘项,以此代表数字新基建净效应。为有效规避因样本选择偏差引致的内生性问题,本文依托于倾向得分匹配方法(PSM)对所选省份数据展开1:1的最邻近匹配,同时使用PSM-DID模型检验其稳健性。基准回归结果如表3所示,其中列(1)、列(3)和列(2)、列(4)分别为借助模型(1)和(2)检测所得结果。根据列(1)和列(3)可以看出,数字新基建净效应的回归系数在1%的水平上显著为正,表明数字新基建可以显著驱动经济高质量发展;由表3列(2)和列(4)可知,数字新基建净效应与金融资源配置交乘项系数也在1%和5%的水平上显著为正,证明金融资源配置可以明显增强数字新基建对经济高质量发展的驱动作用,研究结论未发生改变。

表3 PSM-DID模型的基准回归结果

五、影响机制检验

(一)中介效应

为进一步考察数字新基建能否激发数字普惠金融和产业转型升级的驱动效应,进而促进经济高质量发展,本文将数字普惠金融(finance)和产业转型升级(industry)作为中介变量展开影响机制分析。参考覃朝晖和潘昱辰(23)覃朝晖,潘昱辰:《数字普惠金融促进乡村产业高质量发展的效应分析》,载《华南农业大学学报(社会科学版)》2022年第5期。的研究方法,数字普惠金融使用数字普惠金融覆盖广度、数字普惠金融使用深度和数字普惠金融数字化程度进行衡量测算;借鉴何凌云和张元梦(24)何凌云,张元梦:《新型消费如何促进产业结构升级——基于信息消费试点的准自然实验》,载《广东财经大学学报》2022年第5期。的研究方法,产业转型升级采用产业结构合理化指数和高级化指数来衡量。

为了验证数字普惠金融和产业转型升级的中介效应,构建如下中介效应模型:

PATHi,t=α0+α1infrastructurei,t-1+∑kαkControlsk,i,t+Yeart+Areari+Yeart×Areari+εit,t

(3)

economyi,t=β0+β1infrastructurei,t-1+β2PATHi,t+∑kαkControlsk,i,t+Yeart+Areari+Yeart×Areari+εit,t

(4)

其中,PATH代表中介变量,主要包括数字普惠金融和产业结构升级,其他变量如前文所示。

借助模型列(3)和列(4)展开回归分析(表4)。依据列(1)能够看出,数字新基建回归系数在5%水平上显著为正,说明数字新基建有利于促进数字普惠金融发展。同理由列(2)得出,数字普惠金融回归系数在1%水平上也显著为正,且数字新基建回归系数在统计结果上并不显著。Sobel检验结果P值为0.222,表明数字新基建可以通过提高数字普惠金融水平而促进经济高质量发展。

依据表4中列(4)不难发现,数字新基建回归系数在回归结果中并不显著。观察可知,产业转型升级的回归系数在5%水平上显著为正,说明产业转型升级可以促进经济高质量发展。同时,Sobel检验结果中P值为0.511,表明不存在中介效应。

表4 中介效应回归结果

(二)数字政府改革的影响机制

随着国家对数字新基建的重视程度持续提升,数字新基建逐渐发展为数字政府治理改革的有力抓手。2019年,国务院总理李克强在中华人民共和国第十三届全国人民代表大会第二次会议上所作的《政府工作报告》首次提及:“加强新一代信息基础设施建设”。据此,本文考察数字政府改革对数字新基建、金融资源配置与经济高质量发展关系的影响。参考伦晓波和刘颜(25)伦晓波,刘颜:《数字政府、数字经济与绿色技术创新》,载《山西财经大学学报》2022年第4期。的研究方法,使用电子参与指数和在线服务指数两个指标衡量数字政府改革。指标数据来源于联合国经济和社会事务部发布的历年电子政务调查报告。但报告目前只公布了2003年、2004年、2005年、2008年、2010年、2012年、2014年、2016年、2018年和2020年的数据,因此选用线性插值法补充缺失年限数据。

借助模型(1)和(2)分别展开分组回归(表5)。由表5中列(3)可知,数字新基建回归系数的统计结果并不显著,说明数字政府改革可以显著增强数字新基建对经济高质量发展的驱动作用。根据列(2)看出,数字新基建与金融资源配置交乘项回归系数在统计结果上不显著,表明二者交乘项对经济高质量发展的驱动效应影响不大;由列(4)可知,数字新基建与金融资源配置交乘项回归系数在1%水平上显著为正。这证明数字政府改革没有影响金融资源配置对数字新基建与经济高质量发展关系的调节效应,但金融资源配置不能缓解未实施数字政府改革省份的消极效应,导致未实施数字政府改革省份的经济高质量发展水平有所下降。

表5 数字政府改革影响的回归结果

六、结论与政策建议

利用2011—2020年我国30个省份面板数据,实证检验数字新基建对经济高质量发展影响,以及金融资源配置的调节作用。研究发现:数字新基建有利于促进经济高质量发展,金融资源配置可以显著增强数字新基建对经济高质量发展的促进作用;数字新基建可以通过提高数字普惠金融能力和推动产业结构升级促进经济高质量发展;数字政府改革有利于增强数字新基建对经济高质量发展的促进效应,但对金融资源配置的调节效应无显著的增强作用。

根据上述结论,本文提出以下3点政策建议:

第一,实施数字新型基础设施建设工程,夯实经济高质量发展基座。一方面,加快推进工业互联网等新型工业基础设施建设,尤其是进一步加强工业互联网平台、大数据和云计算基础设施建设,完善超高速信息传输和通讯网络基础设施,推进共性技术平台建设。以此方式,助力战略性新兴产业稳步发展,全面激发产业活力,推动形成经济高质量发展新增长点。另一方面,加强国家制造业创新中心、国家重大科技基础设施、国家质量基础设施等建设,高度重视数据安全基础设施建设,超前布局面向未来的科技研发设施,加大基础研究设施投入,助力关键核心技术攻关,提升基础设施技术自主安全可控水平。

第二,加强数字政府治理,助推政府治理现代化。将数字新基建与数字政府发展相结合,可以在数字政务建设中进一步深化区块链、互联网及物联网等信息技术的运用,打造数字化应用平台,发挥数字技术在政府治理中的作用。此外,保障政务开放数据平台建设,积极推进政务信息融合共享,持续分析开发政务数据开放共享数据存储力度,对接商信、医疗等部门,充分发挥数字政府在驱动经济高质量发展中的引领作用。

第三,优化金融资源配置,促进经济高质量发展。一方面,金融机构需进一步加大传统产业进行技术改造与升级的信贷支持力度,提高企业中长期贷款占比,强化对先进制造业和战略性新兴产业的供应链金融支持。另一方面,金融机构应深化新一代信息技术应用,推进数字化金融平台、企业信用信息平台、金融综合服务平台的进一步完善,切实提高金融资源配置效率,更好地服务数字经济发展。此外,将数字技术深度嵌入金融领域方方面面,深化保险领域数字化改革,全方位推动经济高质量发展。

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