郭琳珊，陳小華，李 拓

（1.浙江工商大學 公共管理學院，浙江 杭州 310018；2.杭州師范大學 公共管理學院，浙江 杭州 311121）

0 引言

電子政務是運用信息通訊技術(shù)再造政府組織結(jié)構(gòu)和優(yōu)化工作流程，向公民和企業(yè)提供高效、便捷的“一站式”公共服務。自1999年“政府上網(wǎng)工程”實施以來，中國電子政務建設進入了“黃金歲月”，當前正處于推進“互聯(lián)網(wǎng)+政務服務”的創(chuàng)新發(fā)展階段，實現(xiàn)由“業(yè)務上網(wǎng)”到“服務上網(wǎng)”的重大轉(zhuǎn)變［1］。與此同時，我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，經(jīng)濟增速下降，經(jīng)濟發(fā)展面臨速度變化、結(jié)構(gòu)優(yōu)化等諸多難題。為了解決這一難題，黨的十九屆六中全會明確提出要重視科技創(chuàng)新，以此引領產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，帶動經(jīng)濟高質(zhì)量增長。由此可見，推動創(chuàng)新已經(jīng)成為當前經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必然要求，而政府推行的電子政務是推動地區(qū)創(chuàng)新的重要途徑。因此，研究電子政務對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響是一個重要議題。

近年來，學者圍繞電子政務所產(chǎn)生的效應展開了大量研究，具體而言可以分為兩類：第一類關注電子政務對政府自身運作、政府服務供給等傳統(tǒng)領域的影響，如馮朝睿和徐宏宇［2］研究了電子政務的服務效率；張龍鵬等［3］分析了在線政務服務對公共服務滿意度的影響；張軍和倪星［4］評估了電子政務的清廉效應；李燕和朱春奎［5］研究了電子政務建設對政府信任的影響；馬亮和劉柳［6］分析了電子政務績效和公民使用之間的關系。第二類研究關注到了電子政務推行所產(chǎn)生的溢出效應，如徐霞和蔡熙乾［7］研究了電子政務對企業(yè)投資效率的影響；曹旋和任維德［8］探討了電子政務對科技創(chuàng)新的影響，認為電子政務能夠優(yōu)化科技治理體系進而提升地區(qū)創(chuàng)新水平?？傮w而言，已有研究關注到了電子政務推行所產(chǎn)生的效應，但是鮮有運用量化方法探討電子政務建設對地區(qū)創(chuàng)新溢出效應的實證研究。

文章將2011年9月國務院辦公廳發(fā)布的《關于開展依托電子政務平臺加強縣級政府政務公開和政務服務試點工作意見的通知》（以下簡稱電子政務試點政策）視為一個外生沖擊，以浙江省縣級市為研究對象，利用2005—2018年的數(shù)據(jù)，采用合成控制法實證檢驗了電子政務與地區(qū)創(chuàng)新之間的關系，得出了電子政務試點政策能夠顯著提升地區(qū)創(chuàng)新水平的結(jié)論。在此基礎上，探討如何進一步深化電子政務建設，以充分釋放其外部效能的具體路徑。

文章余下部分結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是文獻綜述，詳細回顧了已有研究，明確研究的邊際貢獻；第二部分是研究設計，闡述研究方法的選擇與研究變量的選?。坏谌糠质菍嵶C結(jié)果，分析電子政務與地區(qū)創(chuàng)新水平之間的因果關系以及結(jié)論的穩(wěn)健性；第四部分是結(jié)論與政策建議。

1 文獻綜述

電子政務是在信息社會背景下借助計算機、互聯(lián)網(wǎng)等電子技術(shù)促進政府信息共享與業(yè)務協(xié)同，為社會提供“一站式”服務的一種新型政府形態(tài)［9］，其目標是打造精簡、廉潔、高效的政府運作模式［10］。電子政務的應用是推動經(jīng)濟社會發(fā)展的重要手段，關于其建設效應的研究主要集中在以下兩個方面：

第一，探討電子政務建設對政府運行所產(chǎn)生的影響，主要集中在提升政府廉潔度和提高政府運行效率等方面。一是在政府廉潔方面，國內(nèi)學者普遍認為電子政務是抑制腐敗、提升政府廉潔度的重要手段，其作用機制主要是信息公開和技術(shù)規(guī)則：電子政務信息公開機制的建立，降低了公眾信息獲取成本，強化了部門間信息整合，通過提升政府透明度限制官員的自由裁量權(quán)，進而抑制腐敗［11-12］；電子政務中技術(shù)規(guī)則的運用，可以通過事先建立標準的方式實現(xiàn)權(quán)力運行流程的“剛性化”和“非人情化”，進而規(guī)范權(quán)力行使流程達到抑制腐敗的目的［13］。國外學者也強調(diào)了信息技術(shù)和制度質(zhì)量在電子政務抑制腐敗過程中所發(fā)揮的中介作用［14］。二是在政府運行效率方面，已有研究可以分為政府內(nèi)部效率和外部效率兩大視角。從內(nèi)部效率來看，研究者認為電子政務能夠延伸、增強政府工作人員的智力和體能［15］，再造政府業(yè)務流程，提升部門間的協(xié)同性，進而提升政府內(nèi)部運行效率［16］。從外部效率來看，電子政務的推行可以幫助政府更好把握公眾需求與態(tài)度偏好［17］，有效解決公眾“辦證多、辦事難、冤枉路、跑斷腿”等問題，提升政府外部服務效率［18］。此外，也有研究關注到電子政務在政府公信力、政民互動、回應性政府、行政減負等方面所能發(fā)揮的積極作用［19-22］。

第二，探討電子政務建設所產(chǎn)生的溢出效應，主要關注其在改善企業(yè)投資經(jīng)營、推動地區(qū)創(chuàng)新等方面的作用。電子政務與地區(qū)創(chuàng)新水平之間關系的研究包括直接推動和間接推動兩大類。一是電子政務可以直接推動地區(qū)創(chuàng)新水平提升，即電子政務的推行對軟硬件等基礎設施提出了更高要求，從而倒逼IT業(yè)加快技術(shù)升級與結(jié)構(gòu)調(diào)整，推動地區(qū)創(chuàng)新水平提高［23］。二是電子政務可以間接推動地區(qū)創(chuàng)新水平提升。這類研究主要從科技管理和營商環(huán)境兩個視角展開論述：（1）科技管理視角，電子政務通過提高科技管理部門服務能力［24］、優(yōu)化科技決策系統(tǒng)［25］、促進科技資源共享［26］，助力地區(qū)創(chuàng)新。（2）營商環(huán)境視角，一方面，電子政務建設通過縮減不必要的審批環(huán)節(jié)降低市場主體的制度性交易成本［27］、擴大電子監(jiān)察的覆蓋面以提高尋租活動的成本和風險，進而強化企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展導向［28］；另一方面，通過依托電子政務建設提升政府服務效能來優(yōu)化地區(qū)營商環(huán)境，能夠吸引更多的企業(yè)向該地區(qū)集聚［29］和促進企業(yè)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動［30］，進而提升地區(qū)的創(chuàng)新水平。

綜上所述，電子政務是當前我國政府改革的重要趨勢，學界圍繞其產(chǎn)生的效應展開了大量研究，但仍存在一定不足：第一，絕大多數(shù)研究側(cè)重于電子政務對政府自身運行及服務供給的影響，對于電子政務建設產(chǎn)生的溢出效應的研究較少；第二，在少量探討電子政務對地區(qū)創(chuàng)新溢出效應的研究中，均是通過理論闡述和案例分析等定性分析方式，缺乏基于客觀數(shù)據(jù)對這一觀點進行印證的量化研究。進一步來看，缺乏定量研究的原因考慮是由于二者之間的無偏因果關系難以識別，即一方面電子政務的推行可以提升地區(qū)創(chuàng)新水平，而另一方面創(chuàng)新水平又是影響電子政務建設的重要因素，二者之間存在雙向因果關系。

因此，在梳理既有研究的基礎之上，界定文章的邊際貢獻如下：第一，相較于以往電子政務建設效應的研究多集中在政府運行層面而言，文章聚焦于電子政務建設的溢出效應，系統(tǒng)梳理了電子政務建設推動地區(qū)創(chuàng)新的理論路徑，呈現(xiàn)了電子政務溢出效應的釋放過程，回應了學術(shù)界和實務界對電子政務與地區(qū)創(chuàng)新之間關系研究的呼吁。第二，精準識別出了電子政務建設對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響。以往研究對二者之間關系的討論主要停留在理論層面上，認為電子政務建設能夠顯著提升地區(qū)創(chuàng)新水平，但缺乏實證經(jīng)驗。文章借助于縣級電子政務試點政策這一外生沖擊，基于浙江縣級層面的客觀數(shù)據(jù)，運用合成控制法解決了電子政務與地區(qū)創(chuàng)新水平之間的內(nèi)生性問題，首次識別出了電子政務對地區(qū)創(chuàng)新的無偏因果關系，為上述研究提供了寶貴的實踐證據(jù)。

2 研究設計

文章將2011年我國設立的縣級電子政務試點視為一項準自然實驗，以浙江省為例，按是否為試點地區(qū)將浙江省內(nèi)各縣區(qū)劃分為實驗組和控制組，并基于“反事實”的視角運用合成控制法，科學評價電子政務建設對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響。

2.1 合成控制法

合成控制法是公共政策量化研究中常用的方法之一，由Abadie和Gardeazabal最早提出，用于評估西班牙巴斯克地區(qū)恐怖活動的經(jīng)濟成本［31］。國內(nèi)對合成控制法的運用相對較晚，隨著對公共政策效果評價的需求愈發(fā)強烈，合成控制法的應用也逐漸增加［32］，目前主要用于經(jīng)濟與環(huán)境領域公共政策效應的評估，經(jīng)濟領域如行政區(qū)劃調(diào)整、自貿(mào)區(qū)試點對地區(qū)經(jīng)濟運行的影響［33-34］，房產(chǎn)稅試點對地區(qū)房價［35］的影響效應評估；環(huán)境領域如碳排放權(quán)交易政策、水環(huán)境區(qū)域補償政策的生態(tài)效應評估等［36-37］。合成控制法的原理是根據(jù)預測變量，對控制組中各樣本進行加權(quán)從而構(gòu)造出實驗組“反事實”的對照單元，通過對比實驗組和對照組之間的差異來評估政策效果，能夠有效避免主觀選擇偏差并解決內(nèi)生性問題，獲得無偏因果推斷。

具體來看，在研究中，假設能夠觀測到有J+1（J為控制組個體數(shù)）個縣級市在1，2，…，T（T為觀測總期數(shù)）期的情況，其中只有地區(qū)1（即試點區(qū)縣）在T0+1，…，T（T0為試點政策干預前的期數(shù)）期受到了電子政務試點政策的影響，且1≤T0

然而，現(xiàn)實中試點區(qū)縣在T0+1,…,T期沒有受到電子政務試點政策干預時的創(chuàng)新水平是無法觀測的，因此如何客觀估計試點區(qū)縣在T0+1,…,T期的反事實結(jié)果成為政策評估的關鍵?；诤铣煽刂品ǖ乃枷耄紤]構(gòu)造權(quán)重向量W=(ω2,…,ωJ+1)，其中所有權(quán)重非負且和為1，W的不同取值代表不同的合成控制組合。Abadie等［31］研究證明，假設存在一個J維權(quán)重列向量去加權(quán)凸組合J個控制地區(qū)，并使得該合成控制地區(qū)的可觀測協(xié)變量Zi、干預前結(jié)果變量均與地區(qū)1的相等，則該合成控制地區(qū)的不可觀測經(jīng)濟特征ui也將自動與地區(qū)1的相等［38］。那么，記為W*加權(quán)J個控制地區(qū)的結(jié)果變量得到的合成控制值，則間的距離將趨近于0，這意味著基于控制組合成出的地區(qū)1的相關變量特征足夠接近真實的地區(qū)1。對于最優(yōu)權(quán)重向量W*，可通過求解二次規(guī)劃問題得出。

2.2 數(shù)據(jù)來源與變量說明

2.2.1 樣本選擇

以浙江省為例，探究縣級電子政務試點政策對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響，其原因如下：一是典型性，浙江省電子政務建設起步較早，是電子政務發(fā)展的先進省份，以浙江省為例能夠有效揭示電子政務建設所產(chǎn)生的效應，進而從中提煉出一般性的經(jīng)驗和認知；二是可行性，浙江省具有相當數(shù)量的、與實驗組的縣級市特征相近、未受到政策介入的縣級市作為控制組，符合合成控制法的使用要求，并且浙江省縣級市層面的相關數(shù)據(jù)易于獲取。依據(jù)電子政務試點政策文本，浙江省試點地區(qū)包括杭州市蕭山區(qū)、溫州市龍灣區(qū)、遂昌縣和永康市，在實際操作過程中，由于蕭山區(qū)、龍灣區(qū)、遂昌縣的數(shù)據(jù)難以獲取，故選定永康市（縣級市）為實驗組，將省內(nèi)其余19個縣級市作為控制組。此外，縣級電子政務試點政策頒布于2011年9月，考慮到政策作用時間，將2012年設置為政策實施第一年。因此，以2005—2018年共14年間浙江省20個縣級市政府的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗縣級電子政務試點政策對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響。

2.2.2 變量說明

被解釋變量是地區(qū)創(chuàng)新水平?，F(xiàn)有用來測度創(chuàng)新水平的指標眾多，綜合考慮地區(qū)當年創(chuàng)新活動反映的時效性、不同地區(qū)評審標準的可比性等方面因素，專利申請數(shù)是其中最有力的指標［39］，在國內(nèi)外學術(shù)研究中得到廣泛應用［40］。因此，地區(qū)創(chuàng)新水平指標測度借鑒徐向龍等［41］的做法，用地區(qū)每萬人專利申請數(shù)來衡量地區(qū)創(chuàng)新水平，數(shù)據(jù)來源于《浙江省統(tǒng)計年鑒》。

為提高估計結(jié)果的準確性，選取地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本水平、外商投資水平、人口規(guī)模這些會對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)生影響的因素作為預測變量，說明如下：第一，經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)更能夠承擔創(chuàng)新成本也更傾向于開展創(chuàng)新活動［42］，借鑒袁子馨等［43］的做法以人均GDP表征地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平；第二，人力資本水平一定程度上反映地區(qū)具有較強技能獲取與創(chuàng)新能力的高級勞動力比例，是地區(qū)創(chuàng)新投入的關鍵要素之一［44］，既有研究中通常用每萬人高等學校在校生數(shù)量表征人力資本水平［45］，但由于縣級市層面高等院校數(shù)量較少，數(shù)據(jù)缺失嚴重，此研究以每萬人中等學校在校學生數(shù)進行衡量；第三，外商投資既有物質(zhì)資源的直接輸入也有知識溢出效應產(chǎn)生的隱形資源，閆中曉等［46］和劉俊等［47］的研究中均強調(diào)了外商投資對地區(qū)創(chuàng)新水平的重要作用，借鑒葛翔宇等［48］的研究用外商實際投資額占GDP比重表征外商投資水平；第四，已有研究關注到人口規(guī)模對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響，研究表明，在一定限度內(nèi)地區(qū)人口規(guī)模越大，各類創(chuàng)新資源集聚與創(chuàng)新主體互動的機會越多，越有利于地區(qū)創(chuàng)新［49-50］，參考李健等［51］的研究以各地區(qū)年末人口數(shù)表征人口規(guī)模。以上數(shù)據(jù)均來自于《浙江省統(tǒng)計年鑒》。

3 實證研究

3.1 實證結(jié)果

基于浙江省永康市電子政務試點干預之前的各期數(shù)據(jù)，運用合成控制法計算得出各個控制組在合成控制組（合成永康市）中的最優(yōu)權(quán)重組合，如表1所示。

表1 合成永康市的城市權(quán)重

可以發(fā)現(xiàn)，實施電子政務試點政策之前的永康市，可以通過0.674個慈溪市和0.326個樂清市加權(quán)組合而成，其余縣級市被賦予的權(quán)重則為0。

基于上述控制組城市的最優(yōu)權(quán)重，可以構(gòu)造出“未實施電子政務試點的永康市”這一反事實的對照組——合成永康市。表2對比了在2012年電子政務試點政策干預之前真實永康市與合成永康市的基本情況。

通過表2發(fā)現(xiàn)，真實永康與合成永康之間的差異相對較小，尤其是就因變量地區(qū)創(chuàng)新水平而言，如2010年真實永康的創(chuàng)新水平指標值即每萬人專利申請數(shù)為42.830，合成永康為41.130，這表明合成控制法可以較好地擬合出電子政務試點政策干預之前永康市的真實情況，可以用其來評估電子政務試點政策對于地區(qū)創(chuàng)新水平的影響。

基于2005—2018年浙江省20個縣級市的面板數(shù)據(jù)，運用合成控制法評估了縣級電子政務試點政策對于永康創(chuàng)新水平的影響，結(jié)果如圖1所示：

圖1 創(chuàng)新水平的變化趨勢：真實永康市與合成永康市

通過圖1可以發(fā)現(xiàn)，在2012年縣級電子政務試點政策發(fā)揮作用之前，合成永康較好地擬合出了真實永康創(chuàng)新水平的變動趨勢，二者之間變化路徑的差異相對較小，說明合成的永康較好地控制了未觀測到的混雜因素（包括隨時間變動的未觀測混雜因素）的影響。因此，如果永康市沒有實行電子政務試點政策的話，那么2012年之后永康創(chuàng)新水平的變化就可以用合成永康的變化進行擬合，而政策干預后二者之間的差異也就可以視為該政策的凈效應。

依據(jù)圖1，在2012年以前，真實永康與合成永康的創(chuàng)新水平基本保持相同趨勢，2010年前增速均較緩，在2010年接近于重合，在2010年后同時開始迅速增加，擬合永康增速略高于真實永康，二者變化趨勢基本相同；在2012年縣級電子政務試點政策發(fā)揮作用之后，二者開始呈現(xiàn)出明顯差異，真實永康創(chuàng)新水平逐年提升，在2018年達到頂峰，而合成永康在經(jīng)歷了短暫的1年上升期之后，開始逐年下降，直到2017年才又重新呈現(xiàn)出上升趨勢，二者之間創(chuàng)新水平的差距在不斷拉大。這表明，電子政務試點政策的實施，對于永康市創(chuàng)新水平有很強的帶動作用。

為了更直觀地將真實永康與合成永康創(chuàng)新水平之間的差異及其變化趨勢呈現(xiàn)出來，用真實永康的創(chuàng)新水平減去合成永康的創(chuàng)新水平，進而得到縣級電子政務試點政策對永康創(chuàng)新水平的凈效應，結(jié)果如圖2所示。

通過圖2可以發(fā)現(xiàn)，在2012年政策發(fā)揮作用之前，真實永康的創(chuàng)新水平與合成永康的創(chuàng)新水平之差不斷拉大，在2012年之前達到最低且為負；隨著2012年縣級電子政務試點政策的作用，在經(jīng)歷了一年的緩慢發(fā)展之后，二者之差迅速縮小并轉(zhuǎn)負為正，差異由2012年的最低值-31.57上升到2018年的55.86。這表明縣級電子政務試點政策有效提升了永康創(chuàng)新水平，且隨著年度不斷推移，帶動效應不斷增強。

圖2 縣級電子政務試點的政策效應：真實永康與合成永康的創(chuàng)新水平之差

3.2 穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 隨機置換檢驗（安慰劑檢驗）

前述研究結(jié)論表明，縣級電子政務試點政策使得永康創(chuàng)新水平相較于合成永康所擬合的潛在創(chuàng)新水平有了大幅度提升，但目前并不清楚這一政策效果在統(tǒng)計上是否顯著。因此，采用Abadie等［31］所提出的一種類似于置換檢驗的推斷方法來檢驗合成控制法最終得到的政策效應是否在統(tǒng)計上顯著，這實際上也是一種安慰劑檢驗。

首先，假設電子政務試點政策對個體并不會產(chǎn)生因果影響，即設置原假設為“縣級電子政務試點政策對地區(qū)創(chuàng)新水平?jīng)]有顯著影響”。其次，將實際上受到政策干預的永康也納入控制組之中，隨后再從控制組中隨機抽選出一個城市作為偽實驗組，再利用合成控制法估計縣級電子政務試點政策對于偽實驗組創(chuàng)新水平的影響，從而能夠分別得到上述20個城市的政策效應。最后，將上述所有城市結(jié)果進行比較，以得出該政策效果是否顯著的結(jié)論，結(jié)果如圖3所示。

圖3 隨機置換檢驗：永康與其他縣級市

在圖3中，加粗的黑色實線與圖2相同，表示縣級電子政務試點政策干預之后對永康創(chuàng)新水平的影響；而淺色的虛線則代表將其他19個縣級市作為偽干預個體并用合成控制法估計所得到的偽政策效應。可以通過對所評估的永康市縣級電子政務試點政策效應在上述分布中所處的位置進行穩(wěn)健性檢驗：即如果永康市處于分布的頂端位置，則可以拒絕原假設，表明縣級電子政務試點政策對于永康市的創(chuàng)新水平有顯著的提升；如果其處于分布的中間位置，則表明在上述縣級市中，隨機抽取一個城市樣本作為干預組進行估計都能夠得到顯著的政策效果，也即事實上并沒有受到縣級電子政務試點政策干預的城市也出現(xiàn)了顯著的創(chuàng)新水平提升效應，此時就無法拒絕原假設，表明永康市的試點并沒有取得顯著的政策效應。通過圖3可以發(fā)現(xiàn)，在政策實施之前尤其是2010年前，永康創(chuàng)新水平在所有地區(qū)中處于中間位置，臨近2012年時其創(chuàng)新水平最低；但在2012年政策作用之后，其創(chuàng)新水平迅速提升，到2018年已經(jīng)明顯處于所有地區(qū)中的最頂端。出現(xiàn)如此現(xiàn)象的概率為1/20，即真實永康與合成永康樣本的創(chuàng)新水平之間出現(xiàn)如此差異的概率僅為5%。因此，我們至少可以在5%的顯著性水平下拒絕縣級電子政務試點政策對于地區(qū)創(chuàng)新水平?jīng)]有顯著影響的原假設，即電子政務試點政策有效提升了永康創(chuàng)新水平這一結(jié)論是穩(wěn)健的。

3.2.2 基于雙重差分法的穩(wěn)健性檢驗

雙重差分法（Difference in Difference，DID）同樣是公共政策評價的常用方法，能夠有效消除經(jīng)濟個體同時受到如時間、宏觀經(jīng)濟和隨機干擾等因素的影響，從而反映出政策的凈效應。為了進一步驗證研究結(jié)論的科學性和穩(wěn)健性，此處借鑒已有學者做法用其對縣級電子政務試點政策對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響進行評估，從而對合成控制法估計結(jié)果的穩(wěn)健性進行檢驗?；诖?，構(gòu)建雙向固定效應模型進行雙重差分檢驗，模型如下：

在式（2）中，下標i、t分別表示縣級市和時間，innovation為被解釋變量，表示地區(qū)創(chuàng)新水平即每萬人專利申請數(shù)。treatedit和timeit都是虛擬變量，其中，treatedit=1（實驗組）代表屬于縣級電子政務試點政策覆蓋的縣級市，treatedit=0（對照組）表示不在試點范圍內(nèi)的縣級市；timeit=1表示年份在縣級電子政務試點政策干預范圍期間，即年份大于或等于2012年，timeit=0表示年份在縣級電子政務試點政策干預前，年份小于2012年。treatedit×timeit為核心解釋變量，其系數(shù)回歸值α1度量了縣級電子政務試點政策對于試點地區(qū)創(chuàng)新水平增長的凈效應，若α1>0，說明縣級電子政務試點政策的確帶動了試點地區(qū)的創(chuàng)新水平，反之，則存在不利影響。Xit為控制變量集合，與合成控制法保持一致，包括地區(qū)人口規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本水平、外商投資水平，Di表示各縣級市的個體固定效應，Dt表示時間固定效應，εit為隨機擾動項。

依據(jù)模型（2），以永康市為實驗組，其余19個縣級市為對照組，以2005—2018年20個縣級市共280個樣本進行回歸，其結(jié)果如表3所示：

表3 雙重差分回歸結(jié)果

表3匯報了基于式（2）的回歸結(jié)果。依據(jù)表3，在控制了地區(qū)人口規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展水平、外商投資水平、人力資本水平以及時間和地區(qū)效應的影響之后，縣級電子政務試點政策對地區(qū)創(chuàng)新水平的估計系數(shù)顯著為正，系數(shù)估計值為23.428 5，至少在1%的水平上顯著。上述回歸結(jié)果表明，當以每萬人專利申請數(shù)為標準時，縣級電子政務試點政策實施后實驗組地區(qū)創(chuàng)新水平明顯高于對照組，因此可以認為縣級電子政務試點政策顯著提升了地區(qū)創(chuàng)新水平，進一步驗證了前述結(jié)論的穩(wěn)健性。

綜合上述分析，在以永康市為例開展評估時，縣級電子政務試點政策的實施有效提升了地區(qū)創(chuàng)新水平，這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

創(chuàng)新是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必然要求，電子政務作為當前政府改革的主流，承擔著帶動地區(qū)創(chuàng)新的重要使命。文章結(jié)合國家縣級電子政務試點政策這一準自然實驗，基于浙江省20個縣級市2005—2018年的面板數(shù)據(jù)，運用合成控制法評估了電子政務建設對地區(qū)創(chuàng)新水平的影響。結(jié)果表明：電子政務試點政策對浙江縣級市的創(chuàng)新水平有顯著促進作用，在試點政策實施之后，永康市的創(chuàng)新水平相較于潛在水平每年平均增長了12.49，且這一結(jié)論具有穩(wěn)健性，支持了我們理論層面上的討論。

4.2 政策啟示

研究結(jié)論為電子政務對地區(qū)創(chuàng)新的影響帶來了新理解，提供了新證據(jù)?；谘芯堪l(fā)現(xiàn)，提出以下政策啟示：

第一，高度重視數(shù)字政府建設。數(shù)字政府是電子政務發(fā)展的新階段，基于電子政務對地區(qū)創(chuàng)新所產(chǎn)生的正外部性，未來應高度重視政府數(shù)字化轉(zhuǎn)型［52］。一方面，要強化對數(shù)字政府建設的關注，投入更多的注意力，注重電子政務的迭代升級；另一方面，適當強化對數(shù)字政府建設的資金投入和人才培養(yǎng)，為地區(qū)創(chuàng)新效能的釋放奠定基礎。

第二，改進“互聯(lián)網(wǎng)+政務服務”水平。優(yōu)化政務服務是電子政務效能釋放的重要路徑。地方政府在推進“互聯(lián)網(wǎng)+政務服務”過程中，一方面，可以將科技創(chuàng)新相關事項作為特色服務來打造，通過在網(wǎng)上提供流程更便捷、時間更靈活的服務方式，不斷提高科技服務效率，讓科研人員將時間和精力花在研發(fā)創(chuàng)新過程中；另一方面，不斷拓寬網(wǎng)上辦事服務的廣度和深度，拓展數(shù)字政務平臺的應用場景，通過不斷擴大網(wǎng)上服務的范圍持續(xù)壓縮各部門的設租空間，以此來促進企業(yè)經(jīng)營策略的轉(zhuǎn)變，釋放電子政務對地區(qū)創(chuàng)新的帶動效應。

第三，深化電子政務建設過程中的信息公開。信息公開在電子政務推動地區(qū)創(chuàng)新過程中扮演重要的角色。地方政府在具體建設過程中，一方面，要借助于數(shù)字政務平臺不斷強化創(chuàng)新領域的信息公開水平，如通過短信形式精準推送相關信息至企業(yè)端，由被動公開轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃庸_，通過提高信息公開水平提高信息利用效率，為研發(fā)、創(chuàng)新活動的開展提供有利的信息支撐；另一方面，要借助數(shù)字政務平臺提供信息依法申請公開的一站式服務，針對企業(yè)、公眾的信息公開申請建立起包含申請?zhí)峤?、受理、處理、反饋的完整業(yè)務閉環(huán)，確保每一個信息公開申請都能夠得到有效、及時的回應，以提升電子政務建設的創(chuàng)新效能。