内生性问题对新经济影响的检验结果

新经济对经济高质量发展的基准回归结果可能受到内生性问题的干扰。一方面，尽管固定效应模型在很大程度上缓解了个体异质性特征可能带来的内生性，但无法排除经济高质量发展引起新经济提升的反向因果关系，因此，我们主要选取政府工作报告中新经济的词频比重与新经济的滞后一期缓解来自反向因果的内生性问题。其中，新经济的词频比重的具体计算方法如下：首先，确定新经济相关词汇，具体包括：5G、移动通信和信息技术等^[6]；其次，手工搜集30个省市自治区2009—2016年政府工作报告，并对政府工作报告文本进行分词处理；再次，统计与新经济相关词汇出现的频次比重；最后，根据地级市所属省份进行分市级得到地级市新经济指标数据^[7]。表6汇报了新经济对经济高质量发展影响的工具变量估计结果。我们选取的工具变量通过了识别不足和弱工具变量的检验，其中，新经济的滞后一期通过了10%的弱工具变量检验，而新经济的词频比重通过了25%的弱工具变量检验。表中前两列为使用新经济的滞后一期作为工具变量的2SLS估计结果，后两列为使用新经济词频比重作为工具变量的2SLS估计结果，无论是新经济的滞后一期还是新经济的词频比重，其一阶段的估计结果都显示与新经济有显著的正向关系，而二阶段的估计结果表示新经济对经济高质量发展的回归系数分别为0.143和2.801，其仍对经济高质量发展具有显著的正向作用，为前文的观点提供了证据。我们进一步借鉴蒲艳萍、顾冉（2019）的思路，检验了所选取的工具变量是否符合外生性假设。表7报告了新经济的滞后一期和新经济的词频比重是否满足排他性约束条件。表7将新经济的滞后一期与新经济的词频比重分别作为解释变量加入原基准模型中，发现新经济滞后一期的估计系数并未通过显著性检验，而新经济的词频比重通过了显著性检验，这表明新经济的词频比重仅通过了内生性检验，但是新经济的滞后一期既满足内生性的要求，又满足外生性条件。

表6　新经济影响全要素生产率的内生性检验结果Ⅰ

续表

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的显著水平上显著；括号内数值为稳健标准误差。(www.xing528.com)

表7　新经济影响高质量发展的外生性检验Ⅱ

续表

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的显著水平上显著；括号内数值为稳健标准误差。