智慧城市建設能否促進數字經濟發(fā)展
——來自準自然實驗的經驗證據

○ 宮攀，袁炳順

（青島科技大學 經濟與管理學院，山東 青島 266061）

一、引言

《“十四五”數字經濟發(fā)展規(guī)劃》指出，數字經濟已成為推動我國經濟社會持續(xù)健康發(fā)展的重要動力，穩(wěn)步提升數字經濟競爭力和影響力成為我國明確發(fā)展思路、制定發(fā)展政策的重要落腳點。數字經濟是信息化建設推動下的經濟系統(tǒng)的統(tǒng)稱。數字經濟主要包括三部分內容：第一，新一代信息技術直接關聯產業(yè)，如計算機軟硬件生產及服務業(yè)、物聯網相關產業(yè)等；第二，新一代信息技術改造傳統(tǒng)產業(yè)，通過技術升級與替代產生的新的組織生產業(yè)態(tài)，如智慧農業(yè)、智能制造等；第三，在傳統(tǒng)產業(yè)基礎上經過信息技術滲透產生的衍生業(yè)態(tài)，如智慧旅游、數字文創(chuàng)等。根據發(fā)展方向的不同，又可以將數字經濟分為數字產業(yè)化與產業(yè)數字化兩個方向。數字產業(yè)化是將數據、信息、知識通過信息技術處理或商業(yè)模式運作轉化為可盈利的生產要素，并將這些生產要素實現產業(yè)化運營；產業(yè)數字化是運用新一代信息科學技術對產業(yè)進行信息化建設與改造，提高生產經營的信息化、智慧化程度，進而提高生產效率。因此，數字產業(yè)化和產業(yè)數字化都離不開信息技術的普及與應用。

當前，我國經濟增長方式與產業(yè)結構處于深刻變革中，知識密集型、技術密集型產業(yè)逐漸成為推動我國經濟發(fā)展的主要力量。隨著知識、數據與信息在產業(yè)內外不斷流動，現代產業(yè)對信息技術的依賴越來越強。信息基礎設施作為信息技術發(fā)揮作用的載體，其重要性日益凸顯。數字經濟產業(yè)資本技術密集、外部性強，對于信息技術的變化十分敏感，其創(chuàng)新效率與交易成本、管理效率密切相關。也就是說，一個城市數字經濟發(fā)展水平與當地信息基礎設施建設情況密切相關。信息基礎設施是技術創(chuàng)新的關鍵驅動力之一，能夠基于知識的創(chuàng)新[1]，形成開放式創(chuàng)新網絡，改變資源組合和分配方式，降低創(chuàng)新成本，促進數字經濟發(fā)展。一方面，信息基礎設施建設能夠完善企業(yè)內部組織結構，促進信息溝通，提高企業(yè)生產績效[2]；信息基礎設施建設能夠顯著提高城市創(chuàng)新水平[3-4]，而創(chuàng)新與當地數字經濟發(fā)展水平直接相關，能夠加快信息技術進步與普及應用，進而促進數字經濟相關產業(yè)的發(fā)展。另一方面，信息基礎設施的普及能夠逐步提高現代信息技術在傳統(tǒng)產業(yè)、居民生活中的滲透率，替代傳統(tǒng)生產技術，改變生產方式，提高生產效率，從而催生新的數字經濟業(yè)態(tài)，加快產業(yè)數字化進程，促進數字經濟發(fā)展。因此，國家提出要加快推進信息基礎設施建設，提高我國城市信息化、智慧化水平，推動智慧交通、智慧物流等產業(yè)體系發(fā)展。

早在2010年，我國政府即組織專家學者探討了我國建設智慧城市的可行性。2012年，首批智慧城市政策試點城市名單公布。2021年，《“十四五”數字經濟發(fā)展規(guī)劃》對智慧城市建設提出新的要求。2022年3月，《2022年新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點任務》提出進一步提高城鄉(xiāng)管理的智能化水平，推進政務服務智慧化，加快推動城鄉(xiāng)一體化進程。智慧城市作為新一代信息技術革命背景下智慧化的城市發(fā)展模式，能夠推進新型信息基礎設施建設，集成城市組成系統(tǒng)和服務，從而提升資源運用效率，促進數字經濟發(fā)展。因此，智慧城市建設能夠通過信息基礎設施建設與技術創(chuàng)新，促進城市數字經濟發(fā)展?；诖?，本文構建雙重差分模型實證分析智慧城市建設對城市數字經濟發(fā)展的影響，并進一步檢驗智慧城市建設效應的異質性。這一研究有利于檢驗新時代背景下智慧城市建設的實踐意義，為政策制定提供理論參考。

二、智慧城市建設影響數字經濟發(fā)展的相關研究綜述

本文關注的核心問題是智慧城市建設能否促進城市數字經濟發(fā)展，試圖從信息基礎設施建設的視角分析其作用機制。已有相關研究包括以下幾個方面：

一是智慧城市建設作為我國城鎮(zhèn)化的主要建設路徑，對于實現經濟高質量發(fā)展意義重大。當前研究普遍認為，隨著我國人口紅利消失，城鎮(zhèn)化已成為推動我國經濟社會發(fā)展的重要因素[5]。理論和實證研究表明，城鎮(zhèn)化有利于提高城市創(chuàng)新效率[6]、提升政府服務效率[7]、優(yōu)化消費結構[8]。智慧城市作為我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的戰(zhàn)略方向，自然具備城鎮(zhèn)化的效應。除此之外，智慧城市作為創(chuàng)新驅動、技術引領的新型城市發(fā)展形態(tài)，還有助于實現城市信息化，形成要素驅動型城市發(fā)展模式，促進經濟高質量發(fā)展。楊振華研究發(fā)現，智慧城市建設能夠顯著提高試點城市的經濟效率[9]。優(yōu)化資源配置、促進產業(yè)結構轉型升級以及發(fā)揮城市集聚經濟效益是智慧城市促進經濟發(fā)展的主要路徑[10]，信息技術的普及應用與技術創(chuàng)新突破同樣是促進經濟高質量發(fā)展的關鍵[11]。與上述研究結論不同的是，張治棟等認為，智慧城市建設雖然能夠顯著促進經濟發(fā)展，但難以改變經濟增長結構[12]。

二是有關數字經濟發(fā)展的研究。當前研究普遍認同數字經濟是信息技術進步、科學技術革新帶來的經濟發(fā)展模式的變革，少有研究者將數字經濟與城市信息化、信息基礎設施建設、科學技術創(chuàng)新等割裂開研究[13]。國內學者普遍認為，發(fā)展數字經濟必須依靠新一代信息技術的可持續(xù)發(fā)展與演化。而信息基礎設施建設能夠促進產業(yè)數據的開放應用，是信息技術滲透傳統(tǒng)產業(yè)、改造傳統(tǒng)產業(yè)、催生新興產業(yè)進而發(fā)展數字經濟的關鍵。侯瑞提出，信息基礎設施能夠促進創(chuàng)新，是推動數字經濟發(fā)展的發(fā)動機[14]。同時，城市信息化基礎水平對數字經濟發(fā)展的影響較大[15]，科技成果的轉化與應用同樣不可或缺[16]。此外，工資水平、外資依存度、人力資本等均能夠顯著影響數字經濟發(fā)展[17]。

智慧城市作為城市信息化發(fā)展的新階段，信息基礎設施建設與更新是其重要內容。盡管目前少有研究涉及智慧城市建設與數字經濟發(fā)展的關系，但信息基礎設施建設與數字經濟發(fā)展相關的研究能夠為這一研究提供參考。左鵬飛等研究發(fā)現，新型基礎設施建設與城鎮(zhèn)化的交互效應能夠持續(xù)促進城市信息化與工業(yè)化融合，提高產業(yè)信息化程度，促進數字經濟發(fā)展[18]。進一步分析信息基礎設施建設效應，張杰等發(fā)現，新型基礎設施建設能夠顯著提高城市創(chuàng)新水平[19]。湯志偉等認為，信息基礎設施建設與居民公共服務需求雖然能夠影響地方政府互聯網服務能力，但影響有限[20]。此外，顧雨辰等認為，互聯網的普及能夠顯著影響我國城鎮(zhèn)居民消費結構，促進消費結構升級，但這一效應在城鄉(xiāng)之間存在異質性[21]。因此，可以預期智慧城市建設能夠通過信息基礎設施建設在城市創(chuàng)新、政府治理與居民消費三方面產生政策效應，從而促進數字經濟發(fā)展。

三、智慧城市建設影響數字經濟發(fā)展的理論分析及研究假設

智慧城市建設涉及城市規(guī)劃、社會治理、政府服務等多個方面，全面具體地解析這些建設內容對數字經濟發(fā)展的影響較為困難。而信息基礎設施建設是智慧城市建設的先導工程，是深入建設智慧城市的基礎。因此本文以信息基礎設施建設為分析基礎，剖析智慧城市建設如何通過企業(yè)創(chuàng)新、政府治理和居民消費三條路徑影響數字經濟發(fā)展。智慧城市建設影響數字經濟發(fā)展的機制如圖1所示。

圖1 智慧城市建設通過企業(yè)創(chuàng)新、政府治理、居民消費影響數字經濟發(fā)展的機制

（一）智慧城市建設的創(chuàng)新效應

與數字經濟相關聯的產業(yè)是高風險、高外部性的知識密集型和技術密集型產業(yè)，其生產效率與企業(yè)創(chuàng)新水平、交易成本等密切相關。而信息基礎設施是提高企業(yè)創(chuàng)新水平、降低交易成本的重要因素。第一，信息基礎設施建設能夠完善企業(yè)組織結構，從而提高信息溝通效率，實現企業(yè)資源合理配置和生產流程優(yōu)化。第二，信息基礎設施建設能夠改變企業(yè)生產方式。信息基礎設施作為技術創(chuàng)新的關鍵驅動力之一，能夠促進基于知識的創(chuàng)新[22]，形成開放式創(chuàng)新網絡。一方面，信息基礎設施建設可以提升交流效率，減少市場摩擦，提升交易效率與品質；另一方面，信息基礎設施建設能夠促進通信技術進步，提高企業(yè)信息檢索效率，提高研發(fā)活動的目的性和針對性，從而提高企業(yè)創(chuàng)新效率，促進數字經濟產業(yè)發(fā)展。

（二）智慧城市建設的治理效應

智慧城市建設能夠通過信息基礎設施建設推動通信技術進步，促進政府信息化建設，實現政府服務的數字化、網絡化和精細化。一方面，智慧城市建設能夠通過數據整理和分析較為精確地感知特定區(qū)域內居民的特定需求，政府可以針對性地提供公共服務，從而提高政府公信力，為數字經濟發(fā)展積累優(yōu)勢。另一方面，數字經濟發(fā)展需要良好的市場環(huán)境，單一的行政手段難以真正激發(fā)區(qū)域數字經濟增長活力，優(yōu)秀的市場機制與活躍的市場主體才是數字經濟發(fā)展的動力源泉[14]。此外，政府對于新一代信息技術的需求能夠催生一批軟件研發(fā)、數據服務等生產服務性企業(yè)，激發(fā)新的數字經濟增長點；在智慧城市建設過程中，由于各行業(yè)之間的競爭等因素的作用，各地區(qū)政府會加大對行業(yè)的調控力度，提高資源配置效率，促使市場主體優(yōu)化生產要素結構，提高生產效率，推進數字經濟發(fā)展[23]。

（三）智慧城市建設的消費效應

互聯網變革著居民的消費行為、消費習慣和消費結構[24]。智慧城市建設作為互聯網大規(guī)模應用的集中表現，能夠推動消費驅動型經濟發(fā)展方式的形成[25]。第一，居民消費更趨于個性化和定制化。相較于線下消費，網上購物給消費者帶來更多的選擇空間，使得消費趨于個性化與多元化，其不僅能滿足消費者更高層次的消費需求，還能為數字經濟發(fā)展開拓消費市場和消費群體。第二，消費者主導地位凸顯。在信息技術推動下，消費者搜集獲取信息的能力增強，消費者的選擇范圍得以擴大，消費偏好體現得更加明顯；信息技術與互聯網應用能夠破解傳統(tǒng)實體消費難以解決的流動性約束問題，催生消費的提質增效。第三，優(yōu)化居民消費結構。信息社會的生產方式和信息流通為居民需求的實現提供了更多機會，企業(yè)能夠更加便捷地捕捉市場機會并銷售相關產品，居民同樣能夠獲取相較于線下消費更豐富的商品資源以滿足自身全面發(fā)展的需要，從而推動形成發(fā)展型消費模式及自我實現型消費模式。這一系列消費變革能夠擴大居民消費需求，促進生產消費循環(huán)，進而促進數字經濟發(fā)展。

（四）智慧城市建設效應的異質性

城市是智慧城市建設的主體，智慧城市建設的效果會因資源稟賦和城市特征不同產生差異[26]。城市之間的異質性主要體現為人口規(guī)模異質性和經濟規(guī)模異質性[27]。根據比較優(yōu)勢理論，經濟發(fā)達地區(qū)有更好的數字經濟發(fā)展基礎、健全的工業(yè)體系以及合理的產業(yè)結構，能夠為智慧城市建設提供更高水平的支持。一方面，智慧城市建設投資大、專業(yè)性強、回報周期長，需要堅實的經濟基礎作為支撐；另一方面，經濟發(fā)達地區(qū)能夠利用市場機制優(yōu)化資源配置，為智慧城市提供良好的建設環(huán)境。同時，馬太效應對我國區(qū)域經濟發(fā)展具有顯著影響，我國區(qū)域數字經濟發(fā)展水平的空間差異可能隨著時間推移趨于明顯。

綜上，本文提出如下研究假設：

H1. 智慧城市建設能夠通過信息基礎設施建設促進城市數字經濟發(fā)展。

H2a. 智慧城市建設能夠產生創(chuàng)新效應促進數字經濟發(fā)展。

H2b. 智慧城市建設能夠產生治理效應促進數字經濟發(fā)展。

H2c. 智慧城市建設能夠產生消費效應促進數字經濟發(fā)展。

H3. 智慧城市建設效應存在異質性。

四、智慧城建設影響數字經濟發(fā)展的研究設計與數據來源

（一）基準模型設定

傳統(tǒng)的政策評估方法難以解決內生性問題，而我國2012年智慧城市政策試點為解決這一問題提供了基礎。因此本文將以2012年智慧城市政策試點作為準自然試驗，設定基準回歸模型如下：

式（1）中，digitalit表示第i個城市t時期的數字經濟發(fā)展水平，X為相應模型的控制變量，ηt為時間固定效應，μi為個體固定效應，ε為擾動項；did為分組虛擬變量與時間虛擬變量交叉項，其系數α1表示智慧城市建設的凈效應。

由于城市發(fā)展的異質性，不同城市之間難以滿足時間效應一致的假定。傾向匹配得分法（PSM）通過計算各樣本的特征得分值，能夠盡可能保證實驗組與控制組的特征一致，但此方法涉及協(xié)變量選擇，難以避免內生性問題[28-29]。雙重差分法（DID）能夠較好地控制內生性問題，但難以避免樣本選擇偏差。因此，本文采取PSM-DID方法進行穩(wěn)健性檢驗，以更加精確地評估智慧城市建設效應[30]。模型設定如下：

（二）變量說明

被解釋變量：數字經濟發(fā)展水平。從數字經濟發(fā)展基礎、數字經濟產出、數字經濟發(fā)展?jié)摿θ齻€維度構建數字經濟發(fā)展指標體系（見表1）。首先通過極差標準化方法對基礎指標進行無量綱處理，其次通過熵值法計算各指標權重，最后計算各城市數字經濟發(fā)展水平。

表1 數字經濟發(fā)展水平指標體系

解釋變量：智慧城市政策試點（did）。將智慧城市政策試點看作準自然實驗，根據工信部網站公布的智慧城市試點名單，結合批復時間進行賦值。

控制變量：（1）經濟發(fā)展水平，采用人均GDP的對數形式表示；（2）產業(yè)結構水平，采用各城市第三產業(yè)產值占GDP的比重表示；（3）金融發(fā)展度，采用存貸款余額占GDP的比重表示；（4）市場開放度，采用當年實際利用外資占GDP的比重表示；（5）政府干預度，采用當年政府財政支出占GDP的比重表示；（6）從業(yè)人員結構，采用各城市信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)從業(yè)人員數表示；（7）工資水平，采用市轄區(qū)職工平均工資的對數形式表示。具體的變量及其計算方法如表2所示。

表2 數字經濟發(fā)展水平指標體系變量

（三）數據處理

由于部分指標如外商實際投資額在不同年份的統(tǒng)計口徑存在差異，且2018年數據缺失量較大，本文利用我國2008—2017年地級市面板數據進行研究。數據來源于2009—2018年《中國城市統(tǒng)計年鑒》及各城市統(tǒng)計公報，少數缺失數據通過插值法進行填補，最終得到2008—2017年我國225個地級市的平衡面板數據。數據具體處理方法如下：

第一，將2012年我國智慧城市政策試點視作準自然實驗，以2012年全國智慧城市政策試點城市為實驗組，試點城市同一省份內非試點城市作為對照組進行政策分析。同時，利用2013年與2014年試點城市進行穩(wěn)健性檢驗。第二，為更加準確地評估智慧城市建設效應，剔除僅有部分區(qū)市納入智慧城市政策試點清單的城市（例如在2012年智慧城市政策試點中，杭州市僅有部分區(qū)市納入試點）。第三，為延長政策評估區(qū)間，同時精確估計2012年智慧城市政策試點的凈效應，以2012年智慧城市政策試點城市為實驗組，在進行基本估計時剔除2013年與2014年智慧城市政策試點城市。

（四）描述性統(tǒng)計與平行趨勢檢驗

由表3可知，各變量標準差較小，適合進行實證檢驗分析。由表3分組描述性統(tǒng)計結果來看，實驗組數字經濟發(fā)展水平明顯高于控制組數字經濟發(fā)展水平，其余變量不存在顯著差異，基本符合平行趨勢假設，但是否滿足平行趨勢假設仍需進行嚴格的檢驗。由表4可知實驗組與控制組數字經濟發(fā)展水平變化趨勢。隨時間推移，實驗組與控制組的均值與中值均顯著提升，說明數字經濟發(fā)展水平會隨時間推移自然提升。但是在接受政策沖擊后實驗組數字經濟發(fā)展水平提升幅度遠大于控制組，說明除時間因素外，還有其他因素影響數字經濟發(fā)展，其他因素很可能來自智慧城市建設效應。

表3 數字經濟發(fā)展水平指標體系變量描述性統(tǒng)計

表4 試點城市與非試點城市數字經濟發(fā)展水平的差異性檢驗

進一步利用事件研究法檢驗平行趨勢假設。以2008年為基期，對政策試點實行前3年與政策試點實行后5年的政策系數進行回歸分析（見表5）。由表5可知，無論是否加入控制變量，回歸結果均具有穩(wěn)健性。在政策試點實行前的3年中，各系數在1%的顯著性水平上大多表現為不顯著，而在政策試點實行當年及之后5年中，各系數均至少在5%水平上顯著，說明啟動智慧城市政策試點當年及后幾年均促進了數字經濟發(fā)展，平行趨勢假設成立。從回歸系數看，在政策試點實行當年及之后幾年內，回歸系數總體越來越大，說明智慧城市建設對數字經濟發(fā)展的影響具有動態(tài)效應，且隨時間推移越來越明顯。由圖2可知，在智慧城市政策試點實行之前，智慧城市政策系數均不顯著，政策試點實行后系數全部顯著且系數值隨時間推移越來越大，進一步說明研究通過了平行趨勢檢驗，適合運用雙重差分法進行政策評估。

表5 動態(tài)DID模型估計結果

圖2 平行趨勢檢驗

五、智慧城市建設促進數字經濟發(fā)展的實證分析

（一）基準回歸分析

表6表明，無論是否加入控制變量，智慧城市政策系數穩(wěn)健，均在5%水平上顯著為正。

表6 DID基準模型估計結果

在考慮控制變量及時間效應與個體效應的情況下，試點城市數字經濟發(fā)展水平能夠在政策實行后提高1. 62%，說明智慧城市建設能夠顯著促進數字經濟發(fā)展。這一結論不僅具有統(tǒng)計顯著性，還具有經濟顯著性，假設H1得證?？刂谱兞繉底纸洕挠绊懸泊篌w符合預期。經濟發(fā)展水平沒有通過顯著性檢驗，說明經濟基礎不是影響數字經濟發(fā)展水平的決定性因素，這與劉剛等的研究結論[31]一致。政府干預對數字經濟的影響系數在1%的水平上顯著為負，表明隨著政府干預程度的提高，企業(yè)創(chuàng)新和市場發(fā)展會受到抑制，進而導致資源配置不均、利用效率降低、經濟發(fā)展活力不足，不利于數字經濟發(fā)展。金融發(fā)展對數字經濟的影響系數在5%水平上顯著為正，說明金融發(fā)展水平提高能夠促進數字經濟發(fā)展。金融市場的發(fā)展完善能夠促進資金流動，激勵投資行為，鼓勵企業(yè)進行創(chuàng)新和資本投入。另外，消費是推動數字經濟發(fā)展的重要動力，完備的金融體系能夠為數字交易提供堅實的基礎和保障，進而刺激消費需求，促進數字經濟發(fā)展。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. PSM-DID檢驗

由表7可知，在運用PSM-DID方法估計后，智慧城市政策試點的影響系數仍然在5%的水平上顯著為正，且系數值與前文估計結果沒有顯著差異，說明結論穩(wěn)健。

表7 PSM-DID回歸結果

2. 反事實檢驗

為排除隨機因素影響，進一步運用反事實方法檢驗安慰劑效應[32]。在2009—2012年隨機選擇一年作為智慧城市試點年份，運用雙重差分模型重新估計政策效應。若交互項系數不顯著，說明提前智慧城市政策試點不會促進數字經濟發(fā)展，即從反事實的角度證明智慧城市建設促進了數字經濟發(fā)展；反之，若提前政策試點后交互項仍舊顯著，說明數字經濟發(fā)展可能由其他因素推動，與智慧城市建設無關。因此，分別選擇2009年、2010年、2011年為模擬政策時間點進行反事實檢驗，進一步則嘗試改變政策試點的時間窗口進行回歸檢驗（見表8）。表8回歸結果顯示，在人為設定的不同政策時點及政策時間區(qū)間，交互項系數均不顯著，說明確實是智慧城市建設促進了數字經濟發(fā)展，進一步證明了結論穩(wěn)健。

表8 智慧城市建設政策試點促進數字經濟發(fā)展的反事實檢驗

3. 加入其他年份試點城市

為排除樣本選擇可能帶來的估計偏差，將2013年與2014年試點城市加入模型進行整體估計，以進一步檢驗結論穩(wěn)健性（見表9）。表9結果表明，智慧城市建設仍舊能夠顯著促進數字經濟發(fā)展，與基準回歸結果相比，系數符號和顯著性均無顯著差異，進一步證明結論穩(wěn)健。至此，經過一系列檢驗，本文有理由相信估算結果和結論是可靠的。

表9 三批智慧城市建設穩(wěn)健性檢驗

（三）異質性分析

首先，分析城市人口規(guī)模對智慧城市建設效應的影響。依據國家城市規(guī)模劃分標準將樣本城市劃分為小規(guī)模城市、中等規(guī)模城市和大規(guī)模城市，將大規(guī)模城市進一步劃分為Ⅰ型大城市、Ⅱ型大城市、特大城市及超大城市。由于樣本限制，小規(guī)模城市樣本量過小，僅列出中等規(guī)模及以上城市回歸結果（見表10）。由表10可知，智慧城市建設能夠在大型城市顯著促進數字經濟發(fā)展。同時，不同規(guī)模類型的大型城市智慧城市建設效應存在差異。原因可能在于Ⅱ型大城市規(guī)模更大，市場發(fā)育健全，市場開放度與金融發(fā)展度均高于Ⅰ型大城市，能夠為城市數字經濟發(fā)展提供更多支持；同時，人口與產業(yè)集聚使得Ⅱ型大城市集聚經濟效益更強，能夠降低企業(yè)溝通成本，提高企業(yè)研發(fā)與生產效率，有利于數字經濟發(fā)展。由特大城市及超大城市的回歸結果來看，特大城市及超大城市智慧城市建設效應不顯著，說明城市規(guī)模過大可能導致集聚經濟效益衰減，資源配置和利用效率降低，阻礙數字經濟發(fā)展；同時，特大城市及超大城市政府力量更強，政府干預度的提升在一定程度上阻礙數字經濟發(fā)展。

表10 城市人口規(guī)模影響智慧城市建設效應異質性的分析

其次，分析城市經濟規(guī)模對智慧城市建設效應的影響。分別選擇GDP總量、政府財政支出占GDP比重以及互聯網普及率表征城市經濟基礎、財政支持及物力基礎，首先將其分別進行二等分，然后進行回歸分析（見表11）。根據表11回歸結果，經濟基礎與財政支持力度較大的城市智慧城市建設效應更加明顯?？赡艿脑蚴?，在經濟基礎好、財政支持力度大的城市，集聚經濟效應凸顯，城市社會氛圍活躍，人力資本雄厚，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力增強，能夠迅速利用現代信息技術進行產業(yè)升級，提高資源配置和利用效率，提高經濟發(fā)展效率，促進數字經濟發(fā)展；同時，城市基礎設施建設和數據互通需要大量資金支持，更多的財政投入有利于智慧城市建設取得更好的效果。

表11 城市經濟規(guī)模影響智慧城市建設效應異質性的分析

只有低物力基礎的城市建設系數通過了5%水平上的顯著性檢驗?？赡艿脑蚴?，新一代信息基礎設施建設為欠發(fā)達地區(qū)提供了發(fā)展機會，引入了外來資金和先進信息技術。資金的引入能夠促進當地企業(yè)擴張，提高企業(yè)生產效率，促進企業(yè)發(fā)展。而先進技術的引入一方面直接改變了城市生產方式，為城市發(fā)展帶來變革；另一方面帶來了信息與知識，能夠產生外溢效應，提升當地勞動力素質。資本與技術的流入還能夠進一步吸引優(yōu)秀人才落戶，從而促進數字經濟發(fā)展。

綜上，智慧城市建設效應因城市人口規(guī)模、城市經濟規(guī)模不同存在異質性，假設H3得證。

六、智慧城市建設促進數字經濟發(fā)展的機制的實證分析

智慧城市能夠通過信息基礎設施建設產生創(chuàng)新效應、治理效應以及消費效應，促進數字經濟發(fā)展。

（一）創(chuàng)新效應

智慧城市建設能夠通過信息基礎設施建設提高企業(yè)互聯網應用水平。企業(yè)互聯網應用水平的提高一方面能夠促進產業(yè)內部的溝通交流，有利于知識創(chuàng)造和擴散以及新技術的普及與應用；另一方面能夠促進產業(yè)間合作交往與產業(yè)融合發(fā)展，進一步促進企業(yè)創(chuàng)新。借鑒周小敏等的方法[10]設計如下模型，計算智慧城市建設通過創(chuàng)新效應對數字經濟的促進作用：

式（3）中，cx為創(chuàng)新效應的代理變量，選擇中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數來表示[33]。

計算結果見表12。由表12可知，交乘項系數在5%水平上顯著為正，說明啟動智慧城市建設后，城市創(chuàng)新質量顯著提升，假設H2a得證。一方面，企業(yè)創(chuàng)新尤其是技術創(chuàng)新能夠滲透至傳統(tǒng)產業(yè)，優(yōu)化產業(yè)生產方式，加速組織變革，提高信息溝通效率，降低信息成本，提高企業(yè)要素配置效率，推動產業(yè)數字化。另一方面，創(chuàng)新技術的成果轉化能夠在一定程度上催生數字經濟相關產業(yè)，加快產業(yè)數據開放進程，提升數字信息產業(yè)化程度。假設H2a得證。

表12 智慧城市建設影響數字經濟發(fā)展的機制分析

（二）治理效應

智慧城市建設對數據和信息高效流動的要求能夠在推動地方政府進行數據搜集、整理、利用、維護等相關工作，提高政府治理能力的同時，派生軟件開發(fā)、數據服務等相關產業(yè)，直接促進數字經濟發(fā)展。此外，智慧城市建設還能夠通過提高政府治理能力間接促進數字經濟發(fā)展。設計如下模型，計算智慧城市建設通過治理效應對數字經濟發(fā)展的促進作用：

式（4）中，zl為治理效應的代理變量，借鑒萬永坤等[34]的做法，采用人均地方一般公共預算支出表示。

由表12可知，交乘項系數在5%水平上顯著為正，說明智慧城市建設能夠產生治理效應，從而促進數字經濟發(fā)展，假設H2b得證。智慧城市建設能夠通過信息基礎設施建設和更新帶動政府設備設施更新，推動智慧政府建設。政府能夠通過數據分析預測公共服務需求，大大提高政府公共服務效率和針對性。此外，在線服務平臺能夠簡化辦事流程，改善城市營商環(huán)境，吸引企業(yè)落戶，促進數字經濟發(fā)展。

（三）消費效應

互聯網和新一代信息技術推動的信息技術革命極大地推動了居民消費理念的個性化發(fā)展，改變了居民的消費結構，居民消費習慣、消費方式以及消費結構的變革進一步刺激了居民的消費需求。設計如下模型，計算智慧城市建設通過消費效應對數字經濟發(fā)展的促進作用：

式（5）中，xf為消費效應的代理變量，采用人均社會零售品消費總額表示[35]。社會消費品零售總額中除居民消費外，還有一部分是企業(yè)消費和政府消費，但這一部分消費被直接應用于居民和公共服務，總體來看仍舊屬于居民消費，因此不再精確細分。

由表12可知，交乘項系數在1%水平上顯著為正，消費效應對城市數字經濟發(fā)展的拉動作用約為0.94%，假設H2c得證。智慧城市建設能夠提高互聯網在居民生活中的滲透度，改變居民消費觀念。在消費方式上，互聯網的普及和應用能夠推動消費模式轉型，線上購物可以讓消費者獲得更多商品資訊，減少信息不對稱，有利于消費者篩選商品，發(fā)揮主動性。另外，線上消費克服了線下消費的流動性約束，能夠為消費者提供更豐富的商品品類，推動消費多樣化與個性化。線上消費也能夠反向作用于生產，促進商品生產、交易平臺、物流運輸等產業(yè)的發(fā)展。在消費結構上，互聯網的應用催生了消費提質增效，居民消費重點逐漸從生活必需品轉向服務性產品。消費結構的變化能夠進一步激發(fā)消費潛力，釋放市場需求，極大地發(fā)揮需求拉動作用，促進數字經濟發(fā)展。

七、結論與建議

本文主要研究結論如下：

第一，智慧城市建設能夠在樣本期內顯著促進城市數字經濟發(fā)展。試點城市數字經濟發(fā)展水平能夠在政策實施后顯著提升1. 62%。在經過PSM-DID檢驗、反事實檢驗等一系列穩(wěn)健性檢驗后，政策系數值與顯著性結果、基準回歸結果基本一致，估計結果具有穩(wěn)健性。

第二，智慧城市建設效應具有異質性。其中，大型城市相較于中小型城市和特大城市更能享受智慧城市政策紅利。經濟發(fā)展水平高、財政支持力度大的城市能夠通過智慧城市建設顯著促進數字經濟發(fā)展，但基礎設施薄弱的城市同樣能夠通過智慧城市建設彌補地區(qū)差距，促進數字經濟發(fā)展。

第三，智慧城市建設能夠通過信息基礎設施建設產生創(chuàng)新效應、治理效應、消費效應，從而促進數字經濟發(fā)展。其效應系數均至少在5%水平上顯著為正，其中消費效應對城市數字經濟發(fā)展的拉動作用最顯著。

基于上述研究結論，本文提出如下建議：

第一，為持續(xù)釋放智慧城市建設紅利，政府應持續(xù)推進信息基礎設施建設與更新。信息基礎設施建設與更新是智慧城市建設的核心內容，也是智慧城市建設發(fā)揮效應的依托。因此，應當高度重視信息基礎設施建設工作，統(tǒng)籌推進智慧城市建設。一方面，充分發(fā)揮國家戰(zhàn)略及國家政策的引導作用，加強新一代信息基礎設施建設，拓寬新一代信息基礎設施覆蓋范圍，讓更多地區(qū)享受政策紅利。另一方面，加大資源投入，加快5G技術的研發(fā)與應用，鼓勵科技創(chuàng)新和技術研發(fā)，打造世界領先的創(chuàng)新高地。同時，各城市應當根據城市實際發(fā)展情況，合理安排信息基礎設施的建設與更新。對于經濟發(fā)達、基礎設施建設較好的城市，要結合城市創(chuàng)新水平與技術應用潛力，有序推進信息基礎設施更新；對于基礎設施相對薄弱的地區(qū)，要緊抓新一代信息技術革命發(fā)展機遇，積極開展信息基礎設施建設工作，努力縮小地區(qū)差距，實現共同發(fā)展。

第二，制定智慧城市建設方案應因地制宜。我國地域遼闊，城市發(fā)展水平不一，智慧城市建設效應存在異質性。各城市應當結合自身發(fā)展優(yōu)勢，因地制宜探索智慧城市發(fā)展路徑，有序推進智慧城市建設。大城市和經濟發(fā)達城市應充分利用資源稟賦優(yōu)勢，提高資源利用效率，發(fā)揮產業(yè)集聚效應和人力資本優(yōu)勢，積極推動企業(yè)創(chuàng)新和技術進步，促進創(chuàng)新成果轉化與科學技術應用，打造更加高效的經濟體系。小城市和欠發(fā)達地區(qū)應該明確城市發(fā)展特點，挖掘自身優(yōu)勢，實事求是地進行智慧城市建設。一方面，要緊抓經濟轉型機遇，立足新一代信息基礎設施建設，不斷加強基礎設施的智慧化改造，提高城市智慧化水平；另一方面，大力引進優(yōu)秀專業(yè)人才，提高城市人力資本水平，為城市可持續(xù)發(fā)展積累優(yōu)勢。國家層面應注意目標引導以及反饋調整，持續(xù)推進戰(zhàn)略規(guī)劃與標準制定工作，給予城市發(fā)展自由度的同時防止城市建設亂象發(fā)生。

第三，把握智慧城市建設重點領域，激發(fā)數字經濟增長活力。智慧城市建設是一項長期系統(tǒng)性建設工程，牽扯城市發(fā)展與建設的方方面面，但是資源的稀缺性決定了在智慧城市建設過程中無法做到面面俱到。因此，地方政府應當抓住主要矛盾，理清需求，實現重點突破以及可持續(xù)發(fā)展。具體做法包括：首先，完善創(chuàng)新激勵政策和人才引進措施，充分發(fā)揮企業(yè)的創(chuàng)新主體作用，提高城市創(chuàng)新水平；其次，加強政府云平臺建設，改革城市治理模式，提高行政效能，建設智慧政府；最后，深入推進供給側結構性改革，通過新一代信息技術淘汰落后產能，優(yōu)化產業(yè)結構，提高生產效率，滿足居民消費需求，發(fā)揮消費對于數字經濟發(fā)展的基礎性帶動作用。