王德平 秦鑄清

（西南科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 四川綿陽 621010）

“十四五”規(guī)劃提出要以推動高質(zhì)量發(fā)展為主題，著力提升發(fā)展質(zhì)量效益，加快建設(shè)數(shù)字經(jīng)濟、打造數(shù)字經(jīng)濟新優(yōu)勢。宏觀經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長是高質(zhì)量發(fā)展的重要內(nèi)容。隨著數(shù)字經(jīng)濟在我國經(jīng)濟體量中的占比不斷提升，產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈以及價值鏈正在進行重構(gòu)，我國經(jīng)濟發(fā)展也在經(jīng)歷質(zhì)量變革、效率變革和動力變革。數(shù)字經(jīng)濟成為新形勢下我國能否在關(guān)鍵核心技術(shù)領(lǐng)域取得重要突破、在日漸激烈的國際競爭中搶占先機的關(guān)鍵因素。由于數(shù)字經(jīng)濟具有外部性和零邊際成本的特征，其內(nèi)在的技術(shù)屬性和數(shù)據(jù)要素不僅能夠為創(chuàng)新活動提供平臺和動力、促進資源高效率配置，還能夠突破區(qū)域間的物理邊界實現(xiàn)生產(chǎn)要素的自由流動，是促進區(qū)域融合創(chuàng)新發(fā)展的重要依托。但在經(jīng)驗證據(jù)層面，數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長是否具有空間溢出效應(yīng)？該效應(yīng)是否具有區(qū)域異質(zhì)性？技術(shù)創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率在數(shù)字經(jīng)濟促進經(jīng)濟增長的過程中發(fā)揮了怎樣的作用？這些問題仍然有待進一步探索。本文以我國省際面板數(shù)據(jù)為例證，運用空間計量經(jīng)濟學(xué)等方法，試圖回答上述問題。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

數(shù)字經(jīng)濟的概念在近幾年已得到豐富和完善，G20峰會對其進行了較為權(quán)威的定義，許多學(xué)者相繼從不同角度對數(shù)字經(jīng)濟進行了解讀。左鵬飛[1]從經(jīng)濟活動、技術(shù)維度、投入產(chǎn)出、產(chǎn)品服務(wù)以及平臺視角對數(shù)字經(jīng)濟的內(nèi)涵進行了較為全面的闡釋。國外學(xué)者Ivanova等[2]則從生態(tài)系統(tǒng)的視角分析，認(rèn)為知識、創(chuàng)新、信息通信技術(shù)和轉(zhuǎn)化能力及其相互作用構(gòu)成了數(shù)字經(jīng)濟生態(tài)系統(tǒng)的要素，數(shù)字經(jīng)濟包括IT行業(yè)本身、企業(yè)之間的電子商務(wù)、商品和服務(wù)的數(shù)字交付，以及由IT支持的有形商品的零售銷售。Li Kai et.al[3]發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟對社會全方位的滲透已延伸至人際互動、經(jīng)濟環(huán)境、政府決策制定等方面，促進了就業(yè)并拉動了經(jīng)濟增長。數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的影響主要表現(xiàn)在：

（一）經(jīng)濟增長的數(shù)量提升

從消費端看，數(shù)字經(jīng)濟刺激消費需求，引致新的消費模式和理念，降低消費者的搜尋成本，滿足消費者的差異化需求，推動國內(nèi)外市場的建設(shè)和擴張。劉斌等[4]從生產(chǎn)端進行研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)運用大數(shù)據(jù)、人工智能等技術(shù)，通過增加服務(wù)要素的投入和供給，能夠精準(zhǔn)定位消費者行為并對消費者進行畫像，有利于企業(yè)實施產(chǎn)品和服務(wù)的差異化策略，發(fā)揮長尾效應(yīng)，最終實現(xiàn)價值增值。李春發(fā)等[5]認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的融合，推動智能制造、智慧農(nóng)業(yè)的發(fā)展，不僅帶來了傳統(tǒng)企業(yè)產(chǎn)量上的增加，也使得企業(yè)開始關(guān)注產(chǎn)品的多樣化生產(chǎn)和產(chǎn)品質(zhì)量，有助于企業(yè)實現(xiàn)多樣化的范圍經(jīng)濟，創(chuàng)造出新的利潤來源。Chang[6]認(rèn)為借助網(wǎng)絡(luò)工具，數(shù)字經(jīng)濟降低了運輸費用等交易成本，降低了消費者在交易前的搜尋成本，減少了市場中和買賣雙方因信息不對稱等因素造成的摩擦。林光平等[7]提出，外生沖擊對一個區(qū)域的經(jīng)濟造成影響時會波及鄰近地區(qū)。數(shù)字經(jīng)濟具有極強的外部性，且邊際成本低，打破了地區(qū)間、城鄉(xiāng)間的壁壘，突破了產(chǎn)業(yè)之間的邊界，促進數(shù)據(jù)、信息、技術(shù)、資金、人才等資源要素的自由流動，因此，在研究數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的影響時需要將空間地理因素納入考量。在此基礎(chǔ)上，本文提出假設(shè)1：

H1：數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的正向空間影響效應(yīng)。

由于我國各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展存在一定差異和不平衡性，東部地區(qū)具有良好的技術(shù)、人力、信息等要素基礎(chǔ)和優(yōu)越的地理位置，不僅數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展起步早，且能及時捕獲國際數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展前沿的信號。而中、西部地區(qū)由于地理位置、意識觀念等原因，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展目前處于相對落后的地位。數(shù)字經(jīng)濟的出現(xiàn)既可能為中部、西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)帶來趕超的機會，實現(xiàn)質(zhì)的飛躍；又或許會引發(fā)張騫和吳曉飛[8]所描述的馬太效應(yīng)，加大我國區(qū)域間發(fā)展的差距和不平衡性?；诖?，本文提出假設(shè)2：

H2：數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性。

（二）創(chuàng)新驅(qū)動的中介作用

數(shù)字經(jīng)濟促進經(jīng)濟增長本質(zhì)上是由于數(shù)字經(jīng)濟內(nèi)部的技術(shù)屬性能夠引致創(chuàng)新，發(fā)揮創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的驅(qū)動作用。成都市發(fā)改委重大課題組[9]研究認(rèn)為，數(shù)字經(jīng)濟的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)體現(xiàn)在兩個方面，一是數(shù)字經(jīng)濟通過融入企業(yè)的研發(fā)設(shè)計、生產(chǎn)加工、銷售服務(wù)等過程，形成智能車間、無紙化實驗室、智慧物流，為創(chuàng)新活動提供高效的數(shù)字化環(huán)境；二是數(shù)字經(jīng)濟直接與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)融合，充分發(fā)揮知識溢出、技術(shù)溢出效應(yīng)，通過產(chǎn)業(yè)融合創(chuàng)新帶來新產(chǎn)品、新服務(wù)，并由本區(qū)域的創(chuàng)新活動進行擴散，引發(fā)、帶動周邊地區(qū)創(chuàng)新。嚴(yán)成樑和龔六堂[10]的綜述中闡明技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的作用可追溯至內(nèi)生增長理論和熊彼特創(chuàng)新理論，后者認(rèn)為內(nèi)生的研發(fā)和創(chuàng)新對推動技術(shù)進步和經(jīng)濟增長起決定性作用。在蘇治和徐淑丹[11]、李翔和鄧峰[12]等人的實證研究中，由技術(shù)創(chuàng)新引發(fā)的經(jīng)濟增長已得到廣泛認(rèn)可。綜上，技術(shù)創(chuàng)新在數(shù)字經(jīng)濟促進經(jīng)濟增長的過程中可能發(fā)揮了中介作用。因此，本文提出假設(shè)3：

H3：技術(shù)創(chuàng)新在數(shù)字經(jīng)濟促進經(jīng)濟增長的過程中發(fā)揮中介作用。

（三）全要素生產(chǎn)率（TFP）的調(diào)節(jié)作用

全要素生產(chǎn)率（TFP）是除資本、勞動力等有形要素以外的技術(shù)和生產(chǎn)能力帶來的產(chǎn)出增加，包括技術(shù)進步、管理創(chuàng)新、組織優(yōu)化、專業(yè)化程度提升等內(nèi)容。王兵和劉光天[13]、張輝和丁匡達(dá)[14]等學(xué)者認(rèn)為全要素生產(chǎn)率的提升能夠促進經(jīng)濟增長，是經(jīng)濟增長的源泉。陳彬和孫才志[15]認(rèn)為全要素生產(chǎn)率是造成我國地區(qū)分異的主要原因，地區(qū)間不同要素的投入存在較大差別，導(dǎo)致經(jīng)濟發(fā)展綜合水平的不平衡性。范建雙和虞曉芬[16]在研究建筑業(yè)全要素生產(chǎn)率與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系時發(fā)現(xiàn)其基本符合我國東部、中部和西部地區(qū)的地域空間差異規(guī)律。楊瑾[17]的研究表明全要素生產(chǎn)率有效調(diào)節(jié)了能源價格與能源強度間的關(guān)系。全要素生產(chǎn)率一般可分解為技術(shù)效率、規(guī)模效率以及技術(shù)進步。根據(jù)前文的分析，數(shù)字經(jīng)濟具有顯著的技術(shù)屬性，但各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展可能存在異質(zhì)性，導(dǎo)致這種現(xiàn)象產(chǎn)生的原因一定程度上來自區(qū)域間技術(shù)進步、技術(shù)效率等的差異。余泳澤[18]認(rèn)為，東部地區(qū)的技術(shù)效率、規(guī)模效率等往往高于中西部地區(qū)，在數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展中具有良好的基礎(chǔ)和優(yōu)勢。因此，全要素生產(chǎn)率越高的地區(qū)往往數(shù)字經(jīng)濟的潛力越能有效發(fā)揮，對經(jīng)濟增長的促進作用越大。進一步地，本文提出假設(shè)4：

H4：全要素生產(chǎn)率在數(shù)字經(jīng)濟促進經(jīng)濟增長的過程中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)字經(jīng)濟評價指標(biāo)體系構(gòu)建

數(shù)字經(jīng)濟的核心特征在于數(shù)據(jù)和信息要素的投入與使用。

在參考許憲春和張美慧[19]的基礎(chǔ)上，鑒于數(shù)據(jù)可獲取性，本文從數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展、數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施、數(shù)字化商業(yè)應(yīng)用以及數(shù)字化媒體四個方面構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟評價指標(biāo)體系（表1）。

（二）變量說明與數(shù)據(jù)來源

本文的被解釋變量為區(qū)域經(jīng)濟增長（perGDP），以人均實際GDP度量，并用同年人均GDP指數(shù)對人均GDP進行平減得到，在消除價格波動之后使數(shù)據(jù)具有可比性。核心解釋變量為數(shù)字經(jīng)濟（digi），根據(jù)前文構(gòu)建的數(shù)字經(jīng)濟評價指標(biāo)體系以及改進的熵值法（具體計算過程見下文）計算得到的指標(biāo)權(quán)重（表1），測算得到數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的綜合指數(shù)。中介變量為技術(shù)創(chuàng)新（sq），采用專利申請受理量來表示。調(diào)節(jié)變量為全要素生產(chǎn)率（tfp），具體計算過程見下文。區(qū)域經(jīng)濟增長還會受到政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化水平[20]、交通基礎(chǔ)設(shè)施[21]、對外開放程度、社會保障[22]等諸多要素的影響。本文用政府財政支出與地區(qū)實際生產(chǎn)總值的比值來表示該地區(qū)政府干預(yù)的程度（gov），用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬康貐^(qū)城鎮(zhèn)化水平（urban），用地區(qū)鐵路營業(yè)里程度量交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)達(dá)程度（trans），用貨物進出口總額與地區(qū)實際生產(chǎn)總值的比值表示對外開放程度（open），并用社會保障和就業(yè)支出占公共財政預(yù)算支出的比重衡量社會保障支出（soc）。表2為各變量的描述性特征。

表1 數(shù)字經(jīng)濟評價指標(biāo)體系

表2 變量描述性統(tǒng)計特征

鑒于近幾年我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展迅速，且相關(guān)指標(biāo)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)在2013年得到完善，本文選取2013-2019年我國30個省份（自治區(qū)、直轄市）的研究樣本（臺灣、香港、澳門統(tǒng)計口徑不一致，西藏缺失數(shù)據(jù)較多，因此剔除這四個地區(qū)），原始數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省（直轄市、自治區(qū)）統(tǒng)計年鑒，缺失數(shù)據(jù)用SPSS線性插值法和移動平均法補全。為了保持統(tǒng)計口徑的一致性，2013-2015年的貨物進出口總額按照當(dāng)年人民幣兌換美元的匯率折算成以人民幣為單位的金額。

（三）基準(zhǔn)模型構(gòu)建

常見的空間計量模型有空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。本文使用LM檢驗從其中選擇最優(yōu)模型。檢驗結(jié)果表明，相比空間自回歸模型，空間誤差模型更為適合，但該結(jié)果的顯著性水平不高。進一步地，通過Wald檢驗和LR檢驗可以確定空間杜賓模型能否退化為空間誤差模型和空間滯后模型。Wald檢驗和LR檢驗均通過1%顯著性水平的檢驗，所以空間杜賓模型更合適。此外，Hausman統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果為負(fù)值，絕對值較大且無P值，因此不拒絕原假設(shè)，隨機效應(yīng)模型更優(yōu)。綜上，隨機效應(yīng)的空間杜賓模型更適合本文的研究。對各變量取對數(shù)，構(gòu)建如下空間杜賓模型：

其中，W為n×n階空間權(quán)重矩陣，ρ為空間自回歸系數(shù)，λ為空間誤差系數(shù)，γ為各變量回歸系數(shù)，εit為隨機誤差項。Xit為各解釋變量和控制變量。本文采用常見的鄰近距離作為空間地理權(quán)重，即若省份i與省份j相鄰，則空間地理權(quán)重wij取1，反之取0。

（四）計算方法

1. 改進的熵值法

數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)的測算需要確定各評價指標(biāo)的權(quán)重，由于傳統(tǒng)的熵值法無法應(yīng)用于同時具有時間維度和截面維度的面板數(shù)據(jù)，因此借鑒陳治國[23]等，使用改進的熵值法計算各指標(biāo)權(quán)重，最終得到的各指標(biāo)權(quán)重如表 1最右列所示。

2. 全要素生產(chǎn)率的測算

分別以實際資本存量和從業(yè)人數(shù)為資本要素和勞動力要素投入，以地區(qū)實際生產(chǎn)總值為產(chǎn)出

（用同期地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)進行了平減），利用DEAP 2.1，基于DEA-Malmquist指數(shù)模型測算全要素生產(chǎn)率。實際資本存量采用永續(xù)盤存法進行計算，公式如下：

其中，Kit表示i省份第t年的實際資本存量，Kit-1表示i省份上一年的實際資本存量，Iit為用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減后的實際固定資產(chǎn)投資額，折舊率δit取9.6%。

三、結(jié)果與分析

（一）數(shù)字經(jīng)濟空間相關(guān)性分析

在測算我國各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)的基礎(chǔ)上，對其進行莫蘭指數(shù)的全局空間相關(guān)性分析和局部空間相關(guān)性分析，得到的結(jié)果表明各變量總體上均呈現(xiàn)顯著的空間相關(guān)性。根據(jù)數(shù)字經(jīng)濟空間相關(guān)性的莫蘭指數(shù)，繪制2013年和2019年局部莫蘭指數(shù)的散點圖（圖1和圖2），從而更直觀地分析我國省域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的空間關(guān)聯(lián)特征。

圖1 2013年我國省域數(shù)字經(jīng)濟莫蘭指數(shù)散點圖

由圖1可知，2013年，我國大多數(shù)省份數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展聚集在圖中的第一象限和第三象限。北京、浙江等數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展較為領(lǐng)先的省市表現(xiàn)出高高（H-H）集聚的特征，而青海、甘肅等數(shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)的省份則表現(xiàn)出低低（L-L）集聚的現(xiàn)象。廣東作為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展領(lǐng)跑全國的省份，落在莫蘭指數(shù)散點圖的第四象限，即高值被低值包圍。由圖2可知，2019年，數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)的莫蘭指數(shù)從2013年的0.355降至0.304，且高高集聚和低低集聚的省市數(shù)量減少，說明各省相繼出臺數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，使得各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟表現(xiàn)出獨立發(fā)展的態(tài)勢，并逐漸由集聚走向擴散。

圖2 2019年我國省域數(shù)字經(jīng)濟莫蘭指數(shù)散點圖

（二）基準(zhǔn)結(jié)果分析

表3 的估計結(jié)果（1）-（6）分別為僅包含核心解釋變量及其空間滯后項的估計結(jié)果和依次納入控制變量的估計結(jié)果。估計結(jié)果（1）-（6）顯示，空間自回歸系數(shù)ρ均顯著為正，即各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟存在正向空間相關(guān)性，相鄰地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展對本地區(qū)具有空間溢出效應(yīng)。數(shù)字經(jīng)濟的系數(shù)在1%的顯著性水平下均為正，其空間滯后項系數(shù)均顯著為正，說明考慮區(qū)域間的空間相關(guān)性之后，數(shù)字經(jīng)濟能夠顯著促進區(qū)域經(jīng)濟增長，H1通過檢驗。加入控制變量之后，數(shù)字經(jīng)濟的系數(shù)仍然顯著為正，但系數(shù)稍有下降，因此不考慮控制變量將高估數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)。為了分析不同類別空間效應(yīng)的大小，對空間杜賓模型進行效應(yīng)分解。根據(jù)得到的結(jié)果，數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為正。由于數(shù)字經(jīng)濟具有空間溢出效應(yīng)，本地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展將帶動周邊地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展，通過溢出效應(yīng)反過來間接促進本地區(qū)經(jīng)濟增長[24]。本文中，該影響大小為0.226。在直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的共同作用下，數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長的總效應(yīng)為0.537。

表3 全樣本空間杜賓模型基準(zhǔn)估計結(jié)果

（三）地區(qū)異質(zhì)性、中介效應(yīng)以及調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

參考張志輝[25]，將樣本劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)以及西部地區(qū)，分樣本采用空間杜賓模型進行估計，估計結(jié)果見表4。東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟系數(shù)和空間滯后項均在1%的水平下顯著為正，因此，在東部地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)仍然成立。中部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的系數(shù)與預(yù)期相悖且不顯著，說明該區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)不明顯。一是因為中部地區(qū)受東部發(fā)達(dá)地區(qū)的虹吸效應(yīng)影響較大；二是由于當(dāng)前階段東部發(fā)達(dá)省市尚未充分發(fā)揮輻射效應(yīng)，對周邊數(shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)區(qū)域的帶動作用不明顯。

表4 空間杜賓模型再檢驗

西部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的系數(shù)在10%的水平下顯著為正。從上述分析可知，H2通過檢驗。

為了進一步分析技術(shù)創(chuàng)新在數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響過程中是否存在中介效應(yīng)，在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上，引入中介變量技術(shù)創(chuàng)新（lnsq），構(gòu)建中介效應(yīng)模型，估計結(jié)果見表 4。然后，在基準(zhǔn)模型中引入調(diào)節(jié)變量全要素生產(chǎn)率（lntfp）以及數(shù)字經(jīng)濟與全要素生產(chǎn)率的交互項interact，建立調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，估計結(jié)果見表4。表4的中介效應(yīng)第一列表明數(shù)字經(jīng)濟對技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為正，數(shù)字經(jīng)濟存在創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)。由中介效應(yīng)第二列可知數(shù)字經(jīng)濟lndigi和技術(shù)創(chuàng)新lnsq的系數(shù)均顯著為正，中介效應(yīng)成立，H3通過檢驗。調(diào)節(jié)效應(yīng)一列的交互項interact系數(shù)在10%的水平下顯著為正，可知H4通過檢驗，TFP越高的地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的促進作用越明顯。

為了保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文以人均實際GDP差額的絕對值取倒數(shù)度量兩地間的經(jīng)濟距離，得到的經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣，對基準(zhǔn)模型、中介效應(yīng)、調(diào)節(jié)效應(yīng)以及地區(qū)異質(zhì)性進行了再檢驗，結(jié)果表明核心變量系數(shù)符號及顯著性無實質(zhì)性變化，本文的結(jié)論穩(wěn)健。

結(jié)語

本文首先對數(shù)字經(jīng)濟影響區(qū)域經(jīng)濟增長、技術(shù)創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率在其中發(fā)揮的作用進行了理論分析，構(gòu)建了數(shù)字經(jīng)濟綜合指標(biāo)評價體系，然后以我國省域面板數(shù)據(jù)為研究樣本，運用改進的熵值法測算了我國省域數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)，建立空間杜賓模型，實證檢驗了數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)，并探究了技術(shù)創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率在該效應(yīng)中發(fā)揮的作用，得出以下結(jié)論：1. 空間相關(guān)性是數(shù)字經(jīng)濟促進經(jīng)濟增長過程中的重要因素。2. 數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著，數(shù)字經(jīng)濟能夠顯著促進區(qū)域經(jīng)濟增長。3. 數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)呈現(xiàn)東部和西部顯著、中部不顯著的特征，東部發(fā)達(dá)省市尚未充分輻射、帶動周邊數(shù)字經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)區(qū)域的發(fā)展。4. 技術(shù)創(chuàng)新在數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響中起完全中介作用。5. 全要素生產(chǎn)率正向調(diào)節(jié)了數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。

針對上述結(jié)論，為了更好地發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用，本文提出如下對策建議：1. 積極發(fā)展電信業(yè)、互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)、信息技術(shù)服務(wù)業(yè)等ICT基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和人工智能、大數(shù)據(jù)、云計算等新興數(shù)字產(chǎn)業(yè)，促進數(shù)字經(jīng)濟與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)融合創(chuàng)新。2. 發(fā)揮東部發(fā)達(dá)省市對中部地區(qū)的示范、輻射和帶動作用；西部積極向東部沿海地區(qū)、粵港澳大灣區(qū)以及北京、天津等地學(xué)習(xí)，放眼國際。3. 加大研發(fā)補貼、稅收優(yōu)惠等創(chuàng)新激勵，鼓勵創(chuàng)新主體從事基礎(chǔ)研究活動，突破關(guān)鍵核心技術(shù)，從而通過技術(shù)創(chuàng)新激發(fā)數(shù)字經(jīng)濟的賦能效應(yīng)；合理配置資源要素的投入，提高全要素生產(chǎn)率，釋放數(shù)字經(jīng)濟的潛力。

最后，感謝西南科技大學(xué)行業(yè)特色研究項目“新時代行業(yè)特色高校治理模式與創(chuàng)新發(fā)展研究”（項目編號：20sxb049）；四川省農(nóng)村發(fā)展研究中心資助項目“基于種養(yǎng)循環(huán)的農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展路徑研究”（項目編號：CR1704）的資助。