数字经济提升政府公共服务能力了吗※

内容提要：以数字经济赋能公共服务高质量发展是实现共同富裕的重要路径。基于2011-2019年中国285个地级市面板数据，采用双向固定效应模型对数字经济如何影响政府公共服务能力进行实证分析。结果表明：数字经济显著提升了政府公共服务能力，该结果在替换及增加变量、剔除重点城市及考虑内生性问题等一系列稳健性检验中仍然成立。数字经济在不同的空间地理位置、政策环境背景及人口流动方向下对政府公共服务能力存在异质性作用，对于中西部地区、“宽带中国”战略实施后及人口净流出城市的影响更为显著。机制分析发现，数字经济通过提高财政收入能力及降低财政纵向失衡促进了政府公共服务能力提升。进一步的门槛模型显示数字经济对政府公共服务能力的正向影响存在边际效应递减的非线性特征。以上研究为全面认识数字经济影响，促进公共服务能力提升提供了经验证据。

中国特色社会主义进入新时代以来，居民对教育、医疗及环保等领域的公共服务需求不断增加，如何解决人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾成为中国迈向新征程的重要主题。公共服务作为保障民生的组成部分，也是衡量社会富裕程度的关键指标，不仅关乎社会福利和公平正义，也对国民经济和社会发展具有深远影响，因此，提供高质量高水平的公共服务成为各级政府的重要职责和共同富裕的内在要求。近年来，随着公共服务体系的逐渐完善及财政投入的不断增加，中国公共服务建设取得显著成效，财政教育经费稳步增长，医疗卫生条件持续改善。然而，受经济发展水平、户籍管制程度及政府财政能力等因素制约，中国公共服务供给仍存在“重数量、轻质量、轻效果”的不充分问题及“重财力、轻服务、轻效益”的不均衡问题(缪小林等，2020)。2021年两会通过的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》强调“努力提升公共服务质量和水平，创新公共服务提供方式，完善公共服务政策保障体系”。在此背景下，如何健全公共服务体系、补齐公共服务短板、提升公共服务水平是社会各界亟需解决的重要问题，也是实现国家治理体系和治理能力现代化的迫切要求。

与此同时，以大数据、云计算及人工智能为代表的数字技术和数字经济迅速发展，成为推动经济高质量发展的重要引擎。数据显示，2020年中国数字经济规模为39.2万亿元，占GDP比重为38.6%，增速达到GDP的3倍以上(1)中国信息通信研究院：《中国数字经济发展白皮书(2021)》。。数字经济的泛化渗透与普及应用，不仅对经济发展、创新能力、就业创业及收入消费等诸多方面产生深远影响(赵涛等，2020；
李宗显和杨千帆，2021)，也给财政体系和公共服务带来了机遇和挑战。一方面，数字经济促进了产业结构转型升级和地区创新能力提升，有利于涵养税源及扩大税基，增加政府财政收入，推动财政健康可持续发展(邓达等，2021)。另一方面，数字经济改变了商业模式、交易形式和价值链条，加剧了税基侵蚀与利润转移，给税制优化、税源建设及税收征管造成了阻碍和冲击(李蕊和李水军，2020)。此外，数字技术在政务部门的应用及推广驱动了公共服务供给方式变革，改善了公共服务供需不匹配问题，促进了数字政府和数字治理的发展，有利于提升公共服务智慧化、普惠化和便捷化水平。那么，数字经济在推动经济增长和社会进步的同时，究竟对政府财政行为及公共服务能力产生怎样的影响？这种影响是否存在异质性？作用机制又是什么？本文尝试对上述问题进行深入研究。

从现有文献来看，公共服务作为政府弥补市场失灵、实现社会公平的重要工具，一直以来都是学者们关注的重点问题。公共服务是各级政府为满足社会公共需要，生产、提供和管理公共产品及特殊私人产品的活动、行为和过程，相关研究聚焦在以下三点。首先，关于公共服务的指标测度和差异分析，较为普遍的做法是使用综合评价法、熵值法、主成分分析法及层次分析法从多个维度测算公共服务水平(杨晓军和陈浩，2020)，并通过核密度与Dagum基尼系数等方法分析地区差异和演变趋势，研究发现无论是整体、省级或市域层面，公共服务总体差异均呈缓慢下降态势，但区域间、城乡间及群体间公共服务仍存在显著差距。其次，就公共服务的影响因素而言，涉及经济发展水平、财政制度安排、政府职能范围、相关法律法规、公共服务供给主体、政府管理规模及管理理念等，涵盖社会、经济、政治诸多方面。最后，关于公共服务的影响效应研究，作为政府宏观调控和资源配置的重要手段，良好的公共服务能够促进劳动力跨区域流动，重塑人口空间分布格局，提高流动人口居留意愿及市民化、城镇化水平，并通过要素积累和人口集聚释放红利，深化产业分工和技术进步，推动产业结构升级和经济高质量发展(胡彬等，2022)。

数字经济作为新兴热门话题，近几年受到各界广泛关注，相关研究主要包括以下三个方面。一是数字经济的内涵特征研究，自数字经济概念提出以来，学者从不同角度对其进行探索，如裴长洪等(2018)认为数字经济是通过数据信息及数据传送决定生产率高低的技术手段，具有规模经济、范围经济、交易成本下降及创造性毁灭等特征。二是数字经济的指标构建研究，包括北京大学数字金融研究中心发布的中国数字普惠金融指数和腾讯研究院发布的“互联网+”指数等直接指标，以及使用主成分分析法或熵值法从数字产业、数字创新、数字用户及数字平台活跃度等多个维度构造的数字经济综合指标(赵涛等，2020；
柏培文和张云，2021)。三是数字经济的影响效应研究，主要集中在经济高质量发展、制造业转型升级、城乡收入差距缩小、对外贸易投资提高、居民就业创业增加及地区创新水平提升等诸多方面(戚聿东等，2020；
王儒奇和陶士贵，2022)。

以上文献对数字经济和公共服务分别进行了大量研究，不仅丰富了二者内涵阐释及指标测度，也对公共服务的影响因素及数字经济的影响效应进行了广泛探讨，为后续研究提供了重要支撑。然而，目前鲜有文献涉及数字经济对公共服务的影响，少量相关研究也仅对二者关系进行定性分析和理论阐述，或从省级层面使用案例比较分析数字政府建设对互联网服务供给能力的影响，忽略了数字经济为地方财政体系和公共服务供给带来的机遇和挑战，未实证考察数字金融和信息技术的应用对公共服务数量和质量的影响，也未深入解答数字经济主要通过何种渠道影响政府公共服务能力。因此，在数字经济时代，全面探究数字经济对公共服务能力的影响机理及作用路径，不仅有助于理解地方政府行为决策，也有利于厘清地方公共服务供给的制约因素和内在逻辑，对于充分发挥数字经济优势，提升公共服务水平具有重要现实意义。

基于此，本文采用主成分分析法和熵值法对2011-2019年中国285个地级市的政府公共服务能力和数字经济发展水平进行测度，并将数字经济与公共服务纳入同一框架，在对其进行理论机制分析基础之上，实证探究数字经济对公共服务能力的直接影响、作用机制及非线性影响。与以往研究相比，本文可能的边际贡献体现在三个方面：第一，以城市层面数据作为研究样本，从数字经济这一关键视角出发，首次实证考察其对公共服务能力的影响，拓展了数字经济与公共服务的相关研究，对该领域已有文献进行了重要补充。第二，基于数字经济与政府行为及财政收支的关系，深刻剖析了数字经济影响公共服务的作用路径，揭示了数字经济通过提高财政收入能力及降低财政纵向失衡，进而促进政府公共服务能力提升的间接传导机制。第三，通过异质性分析和非线性门槛效应探讨不同空间地理位置、政策环境背景、人口流动方向以及数字经济发展水平下，数字经济对公共服务的影响是否存在显著差别，为发挥数字红利提升公共服务能力制定差异化配套政策提供了有益参考。

本文其他部分安排如下：第二部分是机理分析与研究假说；
第三部分是研究设计；
第四部分是实证分析；
第五部分是进一步分析；
第六部分是研究结论与政策启示。

公共服务供给作为政府引导要素合理流动的重要手段，其水平高低在很大程度上取决于地方政府财政收入能力及央地政府财政关系，而数字经济的应用带动了经济发展与社会进步，改变了生产、分配、交换及消费方式，对居民、企业及政府等主体行为产生了技术冲击，从而可能进一步影响地方财政收支及公共服务能力。所以，针对数字经济对公共服务能力的影响效应值得探究，本文将从直接影响、传导机制和非线性影响三个方面来分析二者的关系，并提出相应研究假说。

1. 直接影响分析

数字经济对政府公共服务能力具有直接影响。首先，大数据、云计算等数字科技的高速发展与广泛应用促进了数字政府治理及在线政务服务的建设，能够通过信息通信等手段向公众提供高质量、低成本的公共服务，从而实现公共服务的均等化、标准化和智慧化供给。随着“互联网+政务服务”战略的实施，数字经济在政府治理、民生服务和社会发展等方面释放了巨大潜能，促进了在线教育、互联网医疗等信息化平台的发展，不仅提高了公共服务的供给效率和公平程度，还通过数字技术服务化、公共服务数字化及数字赋能效应化实现公共服务的高质量增长(夏杰长和王鹏飞，2021)。此外，数字经济时代公共服务的提供方式和参与主体具有多样性和灵活性，更加强调政府主导、多元参与的治理模式，有利于消除公共服务的行政壁垒，推进数据资源在不同地区、不同主体间的开放共享，为政府决策提供科学化、精准化依据，从而实现公共服务资源的均衡配置。

其次，数字金融的发展增强了经济部门的债务承受能力，缓解了政府增发债务的压力，降低了地方政府的融资成本、偿债规模及违约风险，提高了政府债务融资效率，抑制了地方隐形债务规模扩张，极大地改善了地方政府财政状况，从而影响了公共支出结构和公共服务规模(刘建民等，2021)。数字经济能够通过“成本节约效应”和“技术创新效应”优化资源配置，一是数字化信息平台的出现，降低了搜寻成本、生产成本和交易成本，提高了交易效率、协同效率和生产效率，从而有利于促进地方经济健康发展。二是数字经济具有信息传播和数据创造等优势，能推动知识技术和学习资源的“外溢性、共享性”发展，实现地方创新和技术进步(胡山和余泳泽，2022)。成本节约和技术创新有利于促进产业升级和经济发展，扩大地方税收规模和税收范围，降低政府融资成本和发债风险，推动财政健康可持续发展，为地方财政支出与公共服务供给提供充足的财力保障与税收支持。

最后，数字经济和信息技术的应用，降低了公共服务供需双方的信息不对称程度，提高了公众对于政府部门公共收支活动的监督力度，有利于增强政府财政透明度，优化财政支出结构，抑制政府官员腐败，促进公共服务供给水平提升。数字经济不仅能够优化就业环境和就业结构，提升劳动技能和工作效率，提高居民就业质量及工资收入(戚聿东等，2020)，也能通过降低交易成本、拓宽服务范围、破除时空限制等优势促进“大众创业”，提高社会创业活跃度和居民收入水平。居民就业规模和收入水平的提升能扩大个人所得税收入和政府财政收入，增强居民自我保障能力，提高居民福利水平，减轻政府社保负担与扶贫支出规模，从而有利于推动政府支出结构优化和公共服务质量提升。同时，数字技术与政府业务的深度融合，为公众参与监督管理社会活动提供了广泛渠道，有助于实现良性互动和精准服务，增强政务部门的财政透明度，提高公民的参与感和获得感，改善政府公共服务能力(王志刚，2020)。

基于上述分析，本文提出研究假说1：数字经济对提升政府公共服务能力具有显著正向促进作用。

2. 传导机制分析

根据数字经济对公共服务的直接影响分析，本文拟从财政规模和财政关系两个视角探究数字经济影响公共服务能力的作用渠道。一方面，数字经济能够增强财政收入能力，进而提升政府公共服务能力。数字经济主要通过以下三种途径增加地方财政收入：一是数字信息技术的应用促进了技术进步和资源优化，带动了居民就业和企业发展，提高了职工工资和企业利润，有助于扩宽地方总体税基和税源，在减税降费背景下能够增加所得税及增值税收入规模。二是数字经济推动了地方经济增长和产业转型升级，为地方财政可持续发展提供强劲动力，扩大了地方政府财政收入规模，有利于实现财政收入能力提升。三是数字经济尤其是数字金融能够降低金融服务门槛和信贷约束，实现支付方式便捷化和支付环境优化，提高居民消费水平，从而实现地方经济增长和政府收入提升(邓达等，2021)。进一步地，地方政府作为公共服务供给的重要主体，其财政收入能力是影响政府行为和支出决策的关键因素，也是提供公共服务的物质基础和财力保障，对公共服务供给水平高低产生直接影响。财政收入能力是政府获取相应财政资源以满足居民公共服务需求的能力，地方政府财政收入水平越高，地方政府财政收入能力越强，意味着地方政府可支配财力越多，地方政府有更充足的财政资源对当地居民的公共服务需求作出回应，从而为社会提供更多有益的、必需的公共产品和公共服务。也就是说，数字经济能够提高地方财政收入水平，完善地方财政自我“造血”功能，从而促进公共服务能力提升。

另一方面，数字经济能够通过降低财政纵向失衡进而提升政府公共服务能力。1994年分税制改革对政府间财政关系进行调整，形成了“财权集中、事权下放”的财政纵向失衡状态，扩大了地方政府自有收入与支出责任之间的财力缺口(储德银等，2019)。虽然中央转移支付制度能够提高地方可支配财力，但却造成地方过度依赖转移支付、地方政府财政努力程度降低、财政支出结构扭曲及地方财政支出和人员规模膨胀等问题。同时，受“财政激励”和“政治激励”影响，地方政府积极进行债务融资，开辟土地财政等预算外收入，一定程度上也加剧了公共支出偏向，如何缓解财政纵向失衡造成的负面效应引起社会各界广泛关注。数字经济的发展为解决该问题提供了机遇，一是数字技术的应用促进了政府部门的政务规范和信息公开，增强了各级政府的财政透明度，使得中央转移支付在分配环节和执行程序等方面更加公正，弱化了财政资金在各级政府间流动造成的“财政滴漏”和资金滥用等问题。二是数字经济能够拓宽地方政府融资渠道，降低融资成本和投资风险，减小债务规模和发债压力，改善政府财政状况，推动地方经济发展和政府财力提升，有效降低财政纵向失衡程度。进一步地，作为制约政府行为的体制因素，财政纵向失衡对公共服务能力具有重要影响。财政纵向失衡的降低可以协调政府间财政关系，弱化地方对转移支付的依赖，矫正地方政府“重投资、轻民生”公共支出偏向，增加民生类公共产品的供给，提高政府公共服务能力(李兴文等，2021)。因此，适当降低财政纵向失衡程度能够有效改善地方政府财政状况，优化财政收支结构，从而对地区公共服务供给发挥积极作用。

基于上述分析，本文提出研究假说2：数字经济可以通过财政收入能力增加和财政纵向失衡下降两条机制间接影响政府公共服务能力。

3. 非线性影响分析

数字经济发展水平的提高为经济增长和社会进步带来机遇的同时，也给中国税收征管、市场竞争和居民就业等方面带来一些挑战。一是税收征管挑战。数字经济时代的交易模式具有隐秘性、高效性及虚拟性等特征，对传统税收征管体系和程序造成了冲击，使税收立法的基础从现实物质世界延伸至虚拟数字世界，难以简单判别纳税人、交易地点及交易性质，加大了税收征管难度和税源流失风险(李蕊和李水军，2020)。二是平台垄断问题。数字经济促进了数字平台企业的兴起，也导致了一系列平台治理和监管难题，平台企业合并现象激增，新型垄断行为不断涌现，加大了监管部门的反垄断执法难度，损害了市场良性竞争和消费者福利(熊鸿儒，2019)。三是就业替代效应。数字经济作为新一轮科技革命，能对劳动力就业市场带来巨大冲击，重塑劳动力就业结构，数字智能化发展进一步扩大了技术替代劳动力就业的范围，在一定程度上促进了自动化对人类体力的替代及人工智能对人类脑力的替代，减少了就业岗位和工资水平(Frey和Osborne，2017)。当数字经济发展到一定水平后引起的税收征管、平台垄断和就业替代问题，都是影响政府收支和社会治理的重要因素，也会对政府公共服务供给水平产生不利影响。

此外，根据Tiebout(1956)的“用脚投票”理论，人们通过对居住地区的选择表达对公共服务和税收组合的偏好，实现公共服务供求平衡和资源配置的帕累托最优状态，即公共服务在劳动力流动决策中具有重要作用。在数字经济发展的初始阶段，能够极大地提高政府公共服务能力，优质的公共服务水平会吸引大量人口流入并集聚本地，人口流动为人口流入城市经济增长提供动力的同时，在一定程度上也带来较大的拥挤成本和财政压力。随着数字经济的不断发展和公共服务水平的显著提高，人口流动给政府公共服务供给带来的压力逐渐凸显，导致地方政府难以负担人口激增而产生的公共支出，从而削弱了数字经济对公共服务的正向促进作用。也就是说，随着数字经济水平的逐渐提高，数字经济对公共服务能力的正向影响呈下降趋势。

基于上述分析，本文提出研究假说3：数字经济对政府公共服务能力的影响存在“边际效应递减”的非线性特征。

1. 模型构建

为分析数字经济发展水平对政府公共服务能力的影响，本文将政府公共服务能力作为被解释变量，数字经济作为核心解释变量，加入影响公共服务的相关控制变量构建双向固定效应模型进行回归分析，具体模型如式(1)所示：

pscit=α0+α1digit+α2Xit+μi+λt+εit

(1)

其中，下标i代表地级城市、t代表时间；
pscit为i城市在t年的公共服务能力；
digit为数字经济发展水平；
Xit表示一系列控制变量的集合；
α0为模型的截距项；
α1的系数大小及方向反映了数字经济对公共服务能力的影响程度；
μi代表城市固定效应；
λt代表时间固定效应；
εit为随机扰动项。

此外，为探讨数字经济对政府公共服务能力的影响机制，本文借鉴范子英等(2016)的研究方法，在基准回归验证数字经济对公共服务存在显著影响的基础上，将模型(1)中的被解释变量公共服务能力替换成财政收入能力(rev)与财政纵向失衡(vfi)两个机制变量依次进行回归分析。若数字经济显著影响机制变量，则证明数字经济可通过该机制影响政府公共服务能力，反之，说明该变量不是数字经济影响公共服务的作用机制。具体模型如式(2)和(3)所示：

revit=β0+β1digit+β2Xit+μi+λt+εit

(2)

vfiit=γ0+γ1digit+γ2Xit+μi+λt+εit

(3)

最后，为探究数字经济对政府公共服务能力是否存在非线性影响，本文使用Hansen(1999)的面板门槛模型，以核心解释变量数字经济digit作为门槛变量，在基准模型基础之上构造单门槛模型如式(4)所示：

pscit=ρ0+ρ1digit×I(digit≤θ)+ρ2digit×I(digit>θ)+ρ3Xit+μi+λt+εit

(4)

其中，θ为待估门槛值，可将研究样本划分成两个区间，不同区间数字经济的回归系数存在显著差异。I(·)为示性函数，在满足括号内的条件时取值为1，反之，取值为0。除上述单门槛模型之外，还可调整门槛值个数将模型扩展为多重门槛模型。

2. 变量选取

(1) 被解释变量(psc)。本文的被解释变量是政府公共服务能力。由于地方政府的公共服务供给能力在很大程度上决定了所提供的公共产品与公共服务的规模。因此，本文的政府公共服务能力具体是指地方政府的公共服务供给能力，公共服务数量越多、质量越高，公共服务能力就越强。为了全面反映地级市政府公共服务的供给情况，本文借鉴韩峰和李玉双(2019)的做法，基于城市层面数据的可获得性，按照科学系统的原则从文化教育、医疗卫生及基础设施三个维度构建政府公共服务综合指标体系，并使用时序全局主成分分析方法对政府公共服务能力进行测算评价。其中，文化教育维度包括每万人普通小学及中学学校数、普通小学师生比和普通中学师生比；
医疗卫生维度包括每万人医生数、每万人医院床位数和每万人医院、卫生院数；
基础设施维度包括每万人拥有的公共交通汽车数量、人均绿地面积、居民人均生活用水量和人均液化石油气使用量。以上指标通过了KMO检验和Bartlett’s球形检验，表明政府公共服务能力的基础指标适合进行主成分分析(2)限于篇幅，全局主成分分析的具体过程未详细列出，备索。。

(2) 核心解释变量(dig)。本文的核心解释变量是数字经济发展程度。数字经济涉及数字技术、信息科技及数字金融等诸多方面，涵盖互联网发展和普惠金融等多个维度，故本文参考赵涛等(2020)的方法，构建包括百人互联网宽带接入用户数、计算机服务和软件从业人员占从业人员之比、人均电信业务总量、每百人移动电话用户数及中国数字普惠金融指数五个基础指标的数字经济综合评价体系，使用熵值赋权法对极值化处理后的数据确定指标权重，并通过线性加权求和法计算得到各地级市数字经济发展指数。

(3) 机制变量。本文的机制变量包括财政收入能力(rev)和财政纵向失衡(vfi)。其中，财政收入能力不仅是地方政府获取收入的能力，也是地方政府履行公共职责、提供公共服务的财力保障，为了准确表示该机制变量，本文参考郭健等(2021)的方法，使用人均政府财政收入水平的对数值表示，当人均财政收入水平提高时，政府财政收入能力也得到提升；
财政纵向失衡作为中国式财政分权的重要特征，是指央地政府事权与支出责任错配所导致的地方政府财政收支存在非对称缺口的现象(储德银等，2019)。关于财政纵向失衡的指标构建，国内外相关研究较为丰富且尚未达成共识，鉴于Eyraud 和Lusinyan(2013)提出的指标测算方法涉及财政收入分权、支出分权及收支缺口率，更能突出中国式财政纵向失衡产生的体制诱因和典型表现，且该方法目前在国内使用较为广泛，具有较高的研究认可度和数据可得性。因此，本文也采用该指标度量财政纵向失衡，即“财政纵向失衡=1-(财政收入分权/财政支出分权)*(1-财政收支缺口率)”(3)其中，财政收入分权=人均地级市财政收入/(人均地级市财政收入+人均省级财政收入+人均中央财政收入)，财政支出分权=人均地级市财政支出/(人均地级市财政支出+人均省级财政支出+人均中央财政支出)，财政收支缺口率=(地方公共预算支出-地方公共预算收入)/地方公共预算支出。，可以看出，财政支出分权与收入分权的非对称性越高，财政纵向失衡程度就越大。

(4) 控制变量。考虑到影响政府公共服务能力的其他因素，同时为了减弱因遗漏变量而导致的内生性问题，本文选择以下指标作为控制变量：人口密度(dens)，使用城市总人口与行政区域土地面积之比的对数值表示；
人力资本水平(edu)，使用普通高等学校在校生人数与总人口的比值表示；
就业水平(emp)，以就业人数与总人口的比值表示；
城镇化水平(urb)，借鉴杨晓军和陈浩(2020)的做法，采用市辖区人口占总人口的比值衡量；
金融发展水平(fin)，采用各市年末金融机构存贷款余额之和占GDP之比度量；
经济管理能力(eco)，采用地级市国内生产总值与财政支出之比衡量；
外商投资水平(fdi)，使用外商投资总额与GDP的比值表示。

3. 数据说明

基于城市数据的可得性，本文对中国2011-2019年285个地级市的面板数据进行实证分析(4)由于样本期内部分城市撤市变区和数据缺失严重，本文对安徽省巢湖市、山东省莱芜市、海南省三沙市和儋州市、贵州省毕节市和铜仁市、青海省海东市、西藏自治区日喀则市、昌都市、林芝市、山南市和那曲市、新疆维吾尔自治区吐鲁番市和哈密市予以剔除，最终得到285个地级市及以上城市2011-2019年的相关数据。，研究样本包含2565个观测值。其中，除中国数字普惠金融指数来自北京大学数字金融研究中心发布的《北京大学数字普惠金融指数》报告之外，其他数据均来自《中国城市统计年鉴》、中经网数据库、EPS数据库、CEIC数据库及各省统计年鉴。为剔除价格因素的影响，本文以2011年为基期对数据进行价格指数平减处理，并对缺失数据使用插值法补齐。相关变量的描述性统计见表1(5)其中，本文测算得到的地级市财政纵向失衡最小值为负数是由于一些城市财政收入分权大于支出分权，且财政收支缺口率较低造成的，这与詹新宇和苗真子(2019)等学者的研究结论一致。。

表1 变量的描述性统计

1. 基准回归

鉴于本文采用的是地级市面板数据，在回归分析之前需对模型进行F检验和Hausman检验，以确定使用混合效应、随机效应或固定效应。检验结果显示，模型在1%的显著性水平通过F检验和Hausman检验，故采用个体时间双向固定效应模型进行实证分析，结果如表2所示。其中，第(1)和(2)列分别为加入控制变量前后，数字经济对政府公共服务能力影响的固定效应分析结果。可以发现，无论是否加入控制变量，数字经济的回归系数均显著为正，即数字经济对政府公共服务能力提升存在促进作用，本文研究假说1得到验证。从第(2)列的回归结果来看，数字经济的影响系数在5%的水平下显著为0.0348，说明数字经济每增加一个标准差(0.1001)，将推动政府公共服务能力提高0.35个百分点。这说明数字经济作为推动中国经济发展的关键引擎，对提高公共服务水平具有重要作用。数字经济的兴起与发展促进了居民收入与消费水平提高、产业结构优化升级和经济高质量增长，有利于地方财政可持续发展，为地方公共服务供给提供了财力保障，从而更好地满足人民日益增长的公共服务需求。同时，数字技术作为大数据时代公共服务供给变革的重要驱动力量，对促进电子政务发展和数字政府治理产生深刻影响。数字技术的普及应用推动了公共服务内容精细化、公共服务方式便捷化以及公共服务需求多样化，为地方公共服务供给实现平台协作与服务创新提供了技术支持，进一步提升了政府公共服务能力。

从控制变量的回归结果来看，人口密度对政府公共服务能力的影响系数显著为负，表明城市人口密度过度增加并未给公共服务供给带来规模效应，而是导致教育、医疗和公共交通等方面产生“拥挤效应”，不利于公共服务能力提升。人力资本水平的系数显著为正，表明人力资本的提升能够发挥人口素质红利，促进社会经济发展与财政收入增加，从而提高公共服务能力。就业水平对公共服务具有显著正向影响，原因是居民就业水平的提高能为政府创造更多税收收入，减少失业救济支出，缩小政府财政缺口，进而提升公共服务能力。城镇化率对公共服务能力的影响显著为正，说明城镇化可以推进农业转移人口市民化，使更多农民合理有序流入城市，在一定程度上能够倒逼政府提高公共服务供给水平。金融发展水平的系数显著为正，说明金融服务发展方便了企业融资和个人创业贷款，丰富了地方政府税源，间接提升了政府公共服务能力。经济管理能力和外商投资水平的影响系数不显著，原因可能是受地方政府趋利性投资行为影响，经济管理能力和外商投资水平的提高更侧重于增加城市基础设施建设，导致政府支出偏向和行为扭曲，无法提升整体公共服务供给能力。

表2 基准回归

2. 稳健性检验

(1) 替换核心解释变量。作为数字经济和数字

金融发展的重要基础设施，城市互联网宽带接入情况能够反映移动互联网的发展与数字科技的应用程度。因此，本文使用人均互联网宽带接入数量代替数字经济进行回归分析。从表3第(1)列的结果来看，以互联网普及率表示的数字经济对政府公共服务能力仍发挥显著促进作用，说明互联网的普及与扩散能够极大地提升政府公共服务水平。

(2) 增加控制变量。考虑到财政分权对政府公共服务供给的影响，本文进一步将财政支出分权(6)财政收入分权作为控制变量纳入模型的稳健性检验结果也显著，但限于篇幅未列示，备索。作为控制变量纳入模型进行回归分析，从第(2)列结果可以看出，加入财政分权这一变量后，数字经济对公共服务能力仍具有正向影响，且财政分权对公共服务能力也存在显著正向影响。财政分权程度越高一般意味着政府财政实力越强，地方政府具有充足的财力保障来提供公共服务，从而能够提高居民对教育医疗等公共服务的满意度，即财政分权能够提升政府公共服务能力。

(3) 剔除重点城市。由于重点城市与普通城市在社会运行、经济发展和财政收支等方面存在显著差异，为了保证回归结果的稳健性，本文对4个直辖市、5个计划单列市、15个副省级城市(7)计划单列市包括深圳、大连、青岛、宁波和厦门5个城市，副省级城市包括广州、武汉、哈尔滨、沈阳、成都、南京、西安、长春、济南、杭州、大连、青岛、深圳、厦门和宁波15个城市。和27个省会城市予以剔除，分别使用双向固定效应进行回归分析，结果见表3第(3)-(6)列。可以发现，剔除上述重点城市后，数字经济对政府公共服务能力仍存在显著正向作用，表明回归结果具有较好的稳健性。

3. 内生性讨论

内生性问题出现的原因主要包括测量误差、遗漏变量及反向因果，前文通过主成分分析方法及熵值法对地级市权威数据进行全面细致地指标构造与测算，并加入人口密度、城镇化及金融发展水平等控制变量，使用双向固定效应模型进行回归分析，在一定程度上减少了测量误差和遗漏变量导致的内生性问题。考虑到可能存在反向因果造成的内生性问题，本文参考原毅军和谢荣辉(2015)的做法，将核心解释变量与所有控制变量均滞后一期进行双向固定效应回归分析，该方法可避免当期政府公共服务能力对数字经济的影响，从而克服反向因果导致的内生性问题。从表4第(1)列的回归结果来看，滞后一期的数字经济对政府公共服务能力仍具有显著正向影响。

表3 稳健性检验

表4 内生性讨论

此外，为了更好地解决内生性问题，本文选择满足相关性和外生性条件的工具变量，采用两阶段最小二乘法(2SLS)对模型进行估计。具体参考赵涛等(2020)的方法，使用1984年各城市年末每万人电话机数量作为数字经济的工具变量，历史网络基础设施会对未来数字技术的应用产生影响，但在控制了相关变量之后，和当前政府公共服务能力并不相关。然而，由于该工具变量为横截面数据，无法直接在面板数据中使用，本文按照Nunn和Qian(2014)的方法，将可以随时间变化的上一年互联网宽带接入用户数与1984年年末每万人电话机数量相乘构造交互项(8)1984年电话机数量和人口数量来源于《中国城市统计年鉴》，考虑到与2011-2019年城市数据的契合度，选择224个城市进行2SLS回归分析。，作为2011-2019年各城市数字经济的工具变量。从表4第(2)列的2SLS第二阶段回归结果来看，工具变量通过了“不可识别检验”和“弱工具变量检验”，说明本文所选的工具变量是合理且有效的。同时，在考虑内生性问题后，数字经济的回归系数仍显著为正，即内生性问题未对本文研究结论产生显著影响。进一步地，本文还使用对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似然法(LIML)对工具变量进行回归分析，结果见表4第(3)列，对比发现LIML法与2SLS法估计结果一致，说明数字经济能够显著促进政府公共服务能力提升，本文回归结果与研究结论具有良好的稳健性。

4. 异质性分析

(1) 空间地理位置异质性。鉴于数字经济发展和公共服务供给具有明显的区域异质性特点，本文按照传统的地理划分方法将285个地级市分为东部地区100个城市和中西部地区185个城市，以探究数字经济对政府公共服务能力的影响是否存在空间地理位置异质性，回归结果见表5第(1)和(2)列。可以看出，数字经济对东部地区公共服务能力的影响系数不显著，对中西部地区公共服务能力则存在显著正向影响。原因可能是东部地区经济比较发达，政府公共服务供给相对完善，公共服务能力处于较高水平且提升空间有限，甚至达到饱和状态，故数字经济发展对于提高东部地区公共服务水平的作用并不显著。而中西部地区经济发展相对落后，政府公共服务供给不足且有待完善，数字经济的发展与普及能够充分发挥数字红利，增加地方政府公共收入和支出规模，带动政府公共服务水平实现大幅度提升。

表5 异质性分析

(2) 政策环境背景异质性。自“宽带中国”战略提出以来(9)自2013年8月国务院正式发布《“宽带中国”战略及实施方案》后，工业和信息化部、国家发展和改革委员会分别于2014年、2015年和2016年遴选了3批共120个“宽带中国”示范城市(群)。，中国数字基础设施建设和信息通信技术得到蓬勃发展，这为数字技术和普惠金融的广泛应用提供了契机。为了分析数字经济对政府公共服务能力的影响是否存在政策环境背景异质性，本文以2014年为节点将研究样本分为2011-2013年以及2014-2019年两个阶段。回归结果显示，数字经济对政府公共服务能力的影响系数在2011-2013年不显著，但在2014-2019年显著为正。这是因为在“宽带中国”战略实施之前，中国数字经济发展进程缓慢，且主要分布在一些经济发达城市，地区间存在巨大的“数字鸿沟”，数字经济不能对公共服务供给充分发挥作用，而“宽带中国”战略的实施与推广带动了全国范围内数字经济的普及与发展，激发了数字经济的政策红利，从而显著提高了数字经济对政府公共服务能力的正向影响。

(3) 人口流动方向异质性。人口流动和公共服务之间具有密切的关系，公共服务供给水平决定了地区之间的人口流动情况，人口流动也会影响政府财政支出规模和公共服务能力。因此，为探究人口流动方向对数字经济与政府公共服务能力的关系是否具有影响，本文根据2011-2019年各城市人口流动规模平均值排序(10)本文流动人口根据常住人口减户籍人口计算得到，并将2011-2019年流动人口平均值大于0的城市视为人口净流入地，小于0的城市视为人口净流出地。，将285个地级市分为人口净流入地111个城市和人口净流出地174个城市分别进行回归。从表5结果来看，数字经济的影响系数在人口净流入地不显著，但在人口净流出地显著为正。原因可能是人口净流入虽为公共服务比较完善的城市带来了财政收入，但也增加了城市教育医疗、公共交通及社会治安等公共服务的拥挤问题，而且这些问题难以通过数字经济的发展得以解决。对于人口净流出地来说，资源匮乏和经济落后导致政府公共服务供给不足，数字经济的发展为增加当地政府财政收入和公共服务支出规模带来了机遇，能够更好地发挥公共服务的规模效应，即数字经济为解决人口净流出地公共服务供给不足问题提供了重要途径。

1. 机制分析

前文基准回归已证实数字经济有利于提升政府公共服务能力，那么数字经济是通过何种渠道影响政府公共服务的呢？为了回答这一问题，本文尝试从财政收入能力提升和财政纵向失衡下降两条机制进行解释。首先，本文对数字经济能否影响政府财政收入能力进行探究，具体结果如表6第(1)和(2)列所示。可以发现，无论模型是否加入控制变量，数字经济对政府财政收入能力的影响系数均在1%的水平下显著为正，说明数字经济可以极大地增加地方政府财政收入水平。其次，本文对数字经济能否影响财政纵向失衡进行考察，从第(4)和(5)列的结果来看，数字经济能够显著降低财政纵向失衡程度。此外，为了克服可能存在的内生性问题，保证机制分析的稳健性，本文进一步采用两阶段最小二乘法(11)本文还使用有限信息最大似然法(LIML)对工具变量进行回归分析，结果与两阶段最小二乘法相同，限于篇幅，不再列示,备索。，第(3)和(6)列为使用上一年互联网宽带接入用户数与1984年年末每万人电话机数量相乘的交互项作为工具变量的回归结果，在考虑内生性问题后，数字经济对两个机制变量财政收入能力和财政纵向失衡仍存在显著影响，说明了机制分析的回归结果具有较好的稳健性。

表6 机制分析

同时，机制变量财政收入能力和财政纵向失衡对政府公共服务能力具有显著影响。一方面，财政收入能力的增加可以促进政府公共服务能力提升。财政收入能力代表地方政府获取财政收入的水平，是地方政府提供公共服务的财力基础和资金保障，政府财政收入能力越高意味着财政收入越多，可用于公共产品和公共服务供给的投入资金越充足，提供公共服务的能力就越强(赵怡虹和李峰，2009)。另一方面，财政纵向失衡的下降能够推动政府公共服务能力提升。作为制约政府行为的关键因素，财政纵向失衡不仅会加重地方政府对中央转移支付的依赖，降低地方政府税收努力程度，还会带来“重投资、轻民生”的公共支出偏向问题，对地方公共服务供给产生抑制作用(李兴文等，2021)。而财政纵向失衡的适度降低能有效缓解上述问题，矫正公共支出偏向，优化财政支出结构，提升政府公共服务水平。因此，基本可以认为政府财政收入能力提升和财政纵向失衡下降这两条机制是数字经济促进政府公共服务能力提升的重要渠道，本文假说2得到验证。

2. 门槛分析

为进一步探究不同数字经济水平下，数字经济对政府公共服务能力是否存在非线性影响，本文以数字经济作为门槛变量，采用面板门槛模型进行回归分析。首先，对门槛模型的存在性及门槛值个数进行检验，通过“自举法”(Bootstrap)反复抽样，依次对单一门槛、双重门槛及三重门槛是否存在进行检验，从表7检验结果来看，门槛变量在1%的显著性水平下通过了单门槛检验，在10%的水平下通过了双门槛检验，而三门槛检验不显著，故本文采用双门槛模型进行分析。其次，对门槛值进行估计和真实性检验(图1)，两个门槛值分别为0.3432和0.4242，且均位于95%的置信区间内(见表8)，表明本文门槛模型的估计值是能够接受的。

表7 门槛效应检验结果

图1 数字经济的双重门槛似然比函数图

表8 门槛值估计结果

从双门槛模型的回归结果来看(见表9)，数字经济对政府公共服务能力存在非线性影响。两个门槛值将样本分为三个区间，当数字经济低于第一个门槛值0.3432时，数字经济系数显著为0.1018，当数字经济介于两个门槛值之间时，数字经济系数显著为0.0623，当数字经济超过第二个门槛值0.4242时，数字经济系数显著为0.0318，说明三个区间范围内的数字经济对政府公共服务能力均存在显著正向影响，进一步证明了本文结论的稳健性。此外，通过比较不同区间数字经济的系数大小，可以发现随着数字经济发展水平的提高，数字经济对政府公共服务能力的正向促进作用不断减弱，表现出正向“边际效应递减”的非线性特征，即假说3得到验证。可能的原因是在数字经济发展初期，数字经济对于提升政府公共服务能力具有较大潜力，随着数字经济水平和公共服务能力的提高，数字经济在税收征管、市场竞争和居民就业等方面带来的风险和挑战逐渐凸显，导致数字经济对

表9 门槛模型回归结果

公共服务的正向促进作用逐渐减弱，这也与异质性分析得到东部地区数字经济影响系数不显著，而中西部地区数字经济影响系数显著为正的结果相印证。

本文以2011-2019年中国285个地级市面板数据作为研究样本，基于数字经济这一重要视角，采用双向固定效应、两阶段最小二乘法及门槛模型实证探究数字经济对政府公共服务能力的直接影响、间接机制及非线性影响。主要结论如下：第一，数字经济对政府公共服务能力提升具有显著正向影响，该结果在替换及增加变量、剔除重点城市及考虑内生性问题等一系列稳健性检验中仍然成立。第二，数字经济在不同的空间地理位置、政策环境背景及人口流动方向下对政府公共服务能力存在异质性影响，对于中西部地区、“宽带中国”战略实施后及人口净流出城市的影响更为显著。第三，机制分析发现，数字经济可以通过提高财政收入能力和降低财政纵向失衡间接影响政府公共服务能力。第四，随着数字经济发展水平的提高，数字经济对公共服务能力的正向影响存在边际递减的双门槛效应。

基于上述研究结论，本文提出以下四点建议：首先，把握数字经济时代机遇，赋能公共服务高质量发展。充分利用数字信息技术，优化公共服务供给流程，实现数字技术服务化和公共服务数字化，减少公共服务供需双方的信息不对称，提高政府财政支出效率和公共服务供给能力。其次，警惕数字鸿沟风险挑战，实现全民共享数字红利。缩小地区间数字经济发展差距，完善经济落后地区和人口净流出城市数字基础设施建设，激发数字经济发展活力，并根据城市时空异质性，设计差异化、动态化及多层次的数字经济与公共服务政策。再次，加快推动数字政府建设，助力公共服务能力提升。加大政府部门数字化、智能化投入力度与使用深度，促进数字科技和数字金融的普及应用，鼓励政府间横向合作和纵向联系，通过提高政府财政收入水平、降低财政纵向失衡实现公共服务能力提升。最后，强化数字领域监督管理，降低数字经济负面效应。加大平台经济监管力度，完善相关法律法规，提高就业的灵活性和包容性，实现社会福利水平提升。同时，顺应数字经济发展潮流，推进智慧税务建设，增强税务部门征管能力和征收效率，为政府公共服务供给夯实财力保障。

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