代新玲，刘 伟

（1.河南财政金融学院经济与贸易学院，河南郑州 451464；2.郑州师范学院经济与管理学院，河南郑州 450044）

一、引言

随着城镇化进程的快速推进，城市在发展中面临的问题也逐渐增多。“韧性”一词的出现为解决城市经济社会发展等问题提供了新思路。在本文中，城市经济韧性是指城市在遭受外部冲击后所表现出的经济反弹能力及防范、响应与恢复能力。在世界百年未有之大变局中，国际突发事件频发，经济全球化进程受阻。错综复杂的外部环境对我国经济发展造成了严重冲击，在一定程度上增加了城市在应对自然与社会变化时的脆弱性。强化城市在应对外界变化和风险中的主战场地位、增强城市经济韧性已成为我国高质量发展的重要着力点。产业作为城市经济发展的关键依托，可对城市基础设施建设产生影响，可为城市经济高质量发展与城市经济韧性增强注入源源不断动力。而产业数字化作为融合与创新相结合的新型经济增长方式，是连接传统产业与新兴产业、推动数字技术与传统产业融合共生的主要纽带[1-2]，可进一步增强城市经济韧性。

2021年3月发布的《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》提出，要加快推动数字产业化，推进产业数字化转型。在国家政策推动、产业发展联动、数据积累驱动、技术企业带动下，我国产业数字化转型成果初显，整体规模呈现持续增长态势。2022年7月，中国信息通信研究院发布的《中国数字经济发展报告（2022年）》显示，我国产业数字化规模占数字经济比重超八成。伴随着产业数字化转型速度的加快，相关政府部门可通过加大技术投入、升级组织结构等方式为城市经济韧性增强持续注入动能。但不可忽视的是，无论是产业数字化转型抑或是城市经济韧性增强，技术创新均发挥了重要作用。具体而言，一方面，技术创新作为城市高质量发展的重要动力，能快速实现事前预测、事中处理与事后总结，提高城市数字化治理水平与应对外部风险能力，为城市经济韧性增强保驾护航。另一方面，技术创新可促使产业结构朝多样化方向转型，助推城市内部产业数字化转型，在保持城市经济多样性的同时，促进城市经济韧性现代化治理体系的形成。

综上所述，加快产业数字化转型、激发技术创新活力，可使各城市释放更大经济发展与增长潜能，为增强城市经济韧性注入强大动能。但产业数字化、技术创新能否促进我国城市经济韧性增强，产业数字化对城市经济韧性影响的程度、渠道、环境以及区域和城市异质性等问题值得深究。

本文基于2003—2020 年我国278 个地级及以上城市经验数据对上述问题进行研究。由于地区间可能存在空间相关性，选择适配空间计量模型实证检验产业数字化与技术创新对城市经济韧性的影响程度，以及产业数字化通过技术创新影响城市经济韧性的作用机制与城市规模异质性。探究产业数字化影响城市经济韧性的一般规律，厘清产业数字化增强城市经济韧性的内在机制，对深入挖掘数字技术赋能城市经济高质量发展的潜力、促进资源高效配置具有重要意义。

二、文献综述

学者们关于产业数字化促进效应的研究主要涉及理论与实证两个方面。从理论层面看，产业数字化可显著提高企业环境绩效[3]、产品创新能力[4]与绿色全要素生产率[5-6]，为城市经济韧性增强提供助益。从实证层面看，产业数字化对区域经济增长速度提升有明显促进作用，且引致创新可增强产业数字化对区域经济增长的正向效应[7]。

但研究产业数字化与城市经济韧性间关系的文献较少。有学者指出，产业数字化长期面临创新力度小、创新融资难等窘境，这严重降低了产业发展对经济的拉动作用[8]，不利于城市经济韧性增强。技术创新作为企业数字化转型升级与产业结构优化的主要方式，不仅有助于新技术、新工艺、新设备的推广与使用，也有利于劳动生产率的提升与各项成本的节约[9]。有学者认为，产业数字化对技术创新存在一定促进作用，但作用关系依赖于市场竞争程度、技术密集度等市场条件[10-11]。目前，鲜有学者从技术创新视角出发考察产业数字化与城市经济韧性间的关系。但不可忽视的是，技术创新能助推产业结构转型升级[12-14]，显著增强城市经济韧性。从技术创新视角出发，考察产业数字化与城市经济韧性间的关系有助于认识制度软环境对城市经济韧性的重要性，进而通过有效利用技术红利与制度优势增强城市经济韧性。

综上所述，产业数字化与技术创新对城市经济韧性具有一定的促进作用，但学者们主要对产业数字化、技术创新与城市经济韧性三个变量中两两变量间的关系展开研究，较少对三者间的作用展开探究。探究产业数字化、技术创新与城市经济韧性间关系且有非常大的研究价值。本文通过面板双向固定效应模型与空间计量模型，将产业数字化、技术创新、城市经济韧性作为内生变量，从动态与空间视角分析验证产业数字化与技术创新对城市经济韧性的影响。

三、理论分析与研究假设

（一）产业数字化对城市经济韧性的影响

新冠肺炎疫情使我国社会生产遭受一定冲击，民众的生产生活受到影响。党和国家出台诸多举措助推新型数字技术快速发展，为各行各业借力数字技术及实现数字化转型注入动能，社会生产有序推进，医疗体系更加完善。因此，随着新型数字技术逐渐在多领域推广，其在医疗救护和社会生产等领域的应用价值逐渐凸显，并引发社会各界广泛探讨数字技术与实体产业融合发展的前景。目前，数字技术俨然成为推动社会经济高质量发展与加快产业数字化转型的新动力[15]。数字技术释放的潜能促进了产业数字化转型与变革，在一定程度上为社会经济高质量发展与城市经济韧性增强提供了重要路径和支撑。张（Zhang）等[16]研究发现，产业专业化与多样化集聚作为产业在数字化转型过程中的表现形式，能显著增强城市经济韧性。其中，产业多样化集聚可以增强城市经济韧性，产业专业化集聚无正面效应，即产业专业化集聚对城市经济韧性促进作用不显著，但在全球经济恢复与调整期，产业专业化集聚对城市经济韧性存在促进作用。张明斗等[17]指出，产业结构由低级向高级的演化变迁，会推动地区产业结构合理化与高级化，增强城市经济韧性。产业数字化转型作为产业结构变迁的一种高级形式[18]，不仅能有效推动城市数字基础设施建设，增强技术创新能力，而且能促进产业端数字化，增强城市经济韧性。据此，本文提出如下假设：

H1：产业数字化对城市经济韧性存在正向促进作用。

（二）产业数字化对城市经济韧性影响的传导机制

产业数字化可重塑产业分工协作格局，孕育新业态，加速产业新旧动能转换，为企业技术创新指明方向[19]。其具体表现有三。一是产业数字化可借助数字技术获取生产要素，实现产业跨界融合，降低交易成本，促进产业高质量发展，为城市经济韧性增强提供产业支撑；二是产业数字化能促进企业线上线下合作，为企业获取外部资源创造条件，增强不同城市企业间的数字化连接，实现业务、数据无缝衔接与共享，提高城市经济韧性；三是产业数字化通过不断延伸、重组与融合，促进人工智能、区块链、大数据等技术交叉创新，形成庞大技术簇群，推动产业数字化，增强城市经济韧性。

当前，技术创新作为推动经济高质量发展的关键，是提高社会经济发展水平与质量的核心动能[20]，对城市经济韧性具有正向促进作用。特别是对不同规模城市而言，技术创新既是基础也是内生动力，在未来产业数字化发展中占据重要地位，对城市经济韧性增强具有重要影响。技术创新的作用主要通过两条渠道实现：一是技术创新能够提高城市资源利用率，使城市在受到外部冲击时，能不断采取措施提升自身经济韧性。技术创新水平较高的城市，其经济韧性更强。二是技术创新能促进企业复产与转产，提高企业生存概率，创新企业管理模式，加快产业转型升级，为城市实现可持续发展提供路径。根据上述分析，本文提出如下假设：

H2：产业数字化可通过技术创新对城市经济韧性产生积极促进作用。

（三）促进作用的异质性

城市的价值在于能够发挥集聚效应，促使各种产业、经济活动不断在空间上集聚，并产生一定经济效果。不过，城市集聚会拉大各城市规模差距，加速政策、资源、人才等要素的流动。尤其对规模较大且拥有完善基础设施网络的城市而言，其能获取的资源越多，其经济韧性就越容易增强[21]。产业数字化水平在不同地区存在较大区别[22]。大城市具备较强的技术创新能力、良好的技术氛围与较成熟的金融市场，其产业数字化水平相对较高，对经济韧性的促进作用相对较小。中小城市技术创新能力较弱，数字基建不完善，其产业数字化会产生更多边际作用，释放更大技术红利。因此，对大城市来说，产业数字化会通过技术创新对其经济韧性产生积极促进作用，但该作用弱于对中小城市的促进作用，尤其弱于对技术创新能力较差地区的作用。据此，本文提出如下假设：

H3：产业数字化通过技术创新对城市经济韧性的促进作用具有城市规模异质性。

四、研究设计

（一）变量选取

1.被解释变量

选取城市经济韧性（Rels）为本研究的被解释变量。参考赵春燕等[23]和谭（Tan）等[24]的研究方法，本文将各城市2008 年实际GDP 增速作为基准线，计算每年各城市实际GDP 增速与2008 年实际GDP 增速的差值。需注意的是，差值越大说明城市经济韧性越强。为避免实际GDP增速差值的正负性对判断城市经济韧性产生影响，对差值取绝对值，将绝对值代入如下计量模型：

其中，Relsvalue表示城市经济韧性绝对值，maxRelsvalue与minRelsvalue分别表示城市经济韧性绝对值的最大值与最小值，Rels为转换后的城市经济韧性。

2.核心解释变量

选取产业数字化（Ind）为核心解释变量。根据数据可获取性与真实性，参考刘钒等[2]、杨文溥[22]的做法，从数字人才、产业数字化投入、产业数字化应用、产业数字化效益水平4个维度选取12个二级指标（见表1）来衡量产业数字化。对于缺失的数据采用均值插补法估算补齐。

表1 产业数字化评价指标体系

3.机制变量

选取技术创新（Tec）为本研究的机制变量。常见的衡量技术创新的指标主要包括专利产出与新产品销售收入两种。其中，专利产出指标常被用来反映企业在新工艺、新技术方面的创造性与创新性，重在衡量技术新颖度[25]。因此，本文用专利申请数量表征技术创新。

4.控制变量

为了精准估计产业数字化对城市经济韧性的影响，控制可能对城市经济韧性产生影响的因素。本文选取经济集聚水平（Eag）、基础设施水平（Inl）、政府干预程度（Dgi）、金融发展水平（Fdl）、市场化程度（Dma）、产业结构（Ins）、人力资本（Hum）、城市化水平（Url）为控制变量。其中，经济集聚水平（Eag）用市辖区生产总值（万元）与土地面积（平方千米）之比表征；基础设施水平（Inl）用固定某城市资产投资规模占GDP 的比重表示；政府干预程度（Dgi）用政府财政支出占区域GDP 的比重衡量；金融发展水平（Fdl）用银行信贷规模与城市GDP 的比率反映；市场化程度（Dma）用限额以上批零法人数与营销总额之比表征，其比值越大，市场化程度越高；产业结构（Ins）用第二、三产业产值之和占区域GDP 的比重表征，比重越大，该城市产业结构越合理；人力资本（Hum）用专业技术人员占城市总劳动人口的比重表征[26]；城市化水平（Url）用人口密度的对数衡量。

（二）模型设定

面板双向固定效应模型能准确识别产业数字化与城市经济韧性间的互相作用机制[27]。为减少产业数字化与城市经济韧性间由反向因果关系引致的内生性问题，对所有核心解释变量取滞后一期数据，构建模型（1）和模型（2）分别检验H1、H2：

其中，lnRelsit表示第t年城市i经济韧性的对数值，Indi,t-1表示城市i滞后一期的产业数字化水平，Teci,t-1表示技术创新，Coni,t-1表示控制变量；λi、μt分别表示城市与年份固定效应，εit表示随机误差扰动项，β表示待估系数。根据H1—H3，预期系数β1为正。

为验证产业数字化通过技术创新对城市经济韧性影响的异质性作用（H3），在模型（3）中引入产业数字化与技术创新的交互项，构建模型（4）。

其中，Ind×Tec表示产业数字化与技术创新的交互项,θ0为常数项，θi(i=1,…,4)为待估系数。

考虑到城市规模异质性可能具有一定影响，为丰富研究结果，本文通过构建空间计量模型来考察产业数字化通过技术创新对城市经济韧性的作用机制。空间计量模型包括空间滞后模型（SAR）、空间杜宾模型（SDM）与空间误差模型（SEM），这些模型的传导机制存在较大差异。借鉴李雪等[28]的研究思路，选用上述三个模型对作用机制进行实证分析。这三个模型（模型（5）—模型（7））分别为：

其中，ρ表示被解释变量的空间回归系数，λ表示空间误差回归系数，γ表示解释变量的空间回归系数，W为空间权重矩阵，μi、vi为城市与年份固定效应，εi、σi和τit为随机干扰项，φi(i=1,…,4)为待估系数。

（三）数据来源

选取2003—2020 年我国278 个地级及以上城市作为样本。产业数字化、技术创新与城市经济韧性的初始数据主要来源于《中国经济普查年鉴》《中国金融年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》及WIOD 数据库公布的投入产出表（WIOTs）。针对缺失数据，采用平均插值法补齐。共形成2 224 个样本面板数据。变量描述性统计结果如表2所示。其中，城市经济韧性均值为1.108 1，标准差为0.931 1，这表明2008 年金融危机后，各城市均遭到不同程度冲击。但相较于解释变量、机制变量和控制变量，城市经济韧性在全国范围内的差异逐渐缩小。产业数字化均值为0.761 3，标准差为0.844 8，这说明各城市产业数字化水平存在较大差异。

表2 变量描述性统计结果

五、实证结果与讨论

（一）基准回归分析

面板数据内部可能存在自相关性，因此，将标准误主要聚类到城市层面。通过模型（1）估计产业数字化对城市经济韧性的影响，基准回归结果如表3所示。其中，列（1）显示，当未加入控制变量时，产业数字化系数在1%水平上显著为正，即产业数字化水平每提升1 个单位，城市经济韧性指数增加约60%，产业数字化的促进效应较为显著。列（2）显示，在加入控制变量后，产业数字化系数在1%水平上显著为正，与列（1）的系数大小相近。这表明，基准回归结果较稳健，产业数字化对城市经济韧性存在显著正向促进作用，H1得到验证。

表3 基准回归结果

（二）稳健性检验

1.分阶段

对城市经济韧性的检验应考虑受外部冲击时的抵抗与恢复能力。参考现有文献的研究思路[29-30]，本文将样本按金融危机发生前（2003—2007 年）、抵抗期（2008—2010年）和恢复期（2011—2020年）三个阶段进行划分，分阶段进行回归分析，结果如表4所示。

由表4 可知，在2003—2007 年与2008—2010年两个阶段，我国产业数字化对城市经济韧性的影响不显著。2011—2020 年，我国产业数字化对城市经济韧性的影响显著为正，即产业数字化对城市经济韧性具有明显正向促进作用。其原因可能在于，我国产业结构在全球性金融危机爆发后发生了巨大变化。具体而言，2011—2020年，在数字经济迅猛发展与产业结构快速调整叠加的背景下，产业数字化逐渐成为时代发展主题，对城市经济韧性的影响效应更加明显。在遭遇金融危机冲击后，各城市为保持可持续、高质量发展，不断通过技术创新助推产业结构优化升级，加速产业数字化转型，调整经济发展模式，分散外部冲击，增强城市经济韧性。

表4 分阶段的稳健性检验结果

2.更换核心解释变量衡量指标

用网络爬虫法计算出新的产业数字化指标，用该指标衡量核心解释变量产业数字化，并进行稳健性检验。参考孙易冰等[31]的做法，用网络爬虫法计算出新的产业数字化指标，并将新的产业数字化指标代入模型（1）中重新进行估计，实证结果详见表5 列（1）。可以发现，产业数字化系数在1%的水平上显著为正，这说明产业数字化能增强城市经济韧性，基准回归结果具有较强的稳健性。

3.剔除直辖市样本

剔除北京、上海、重庆、天津四个直辖市后，重新对新子样本进行回归分析，结果如表5 列（2）所示。可以发现，产业数字化系数在1%的水平上显著，且系数值大小无较大变化，这再次验证了研究结果的稳健性。

4.进行缩尾处理

为消除离群值对基准回归结果的影响，对所有变量进行1%与99%分位缩尾处理，并重新进行回归，结果如表5 列（3）所示。由结果可知，产业数字化系数的大小与显著性均未发生实质变化，基准回归结果的稳健性进一步得到验证。

表5 更换核心解释变量衡量指标、剔除直辖市样本、进行缩尾处理的稳健性检验结果

（三）内生性检验

内生性问题主要有两种。一是遗漏变量所导致的内生性问题。虽然在变量选取上控制了一系列对城市经济韧性有影响的变量，但无法完全排除残差项中影响城市经济韧性的其他因素。二是反向因果关系所导致的内生性问题。产业数字化可增强城市经济韧性，城市经济韧性也可促进产业数字化转型。

本文通过工具变量法、倾向得分分配双重差分法和更换被解释变量测度指标进行内生性检验。

1.工具变量法

借鉴陈宗胜等[32]的研究成果，用ICT 资产占相应产业增加值的比例作为衡量产业数字化的工具变量。数据主要来自EUKLEMS数据库①。本文通过最优广义矩估计（Generalized Method of Moments，GMM）与两阶段最小二乘（Two Stage Least square，2SLS）法重新对模型（1）和模型（2）进行估计。表6 列（1）、列（2）显示了基于GMM 法与2SLS法的估计结果。可以看出，两种方法的估计结果保持一致。

根据表6 中的不可识别检验与弱工具变量检验结果可知，所选工具变量不存在弱工具变量、识别不足与过度识别问题，工具变量的选择较为合理。相较于最小二乘（Ordinary Least Squares，OLS）法，工具变量法可能会降低估计的有效性。若研究结果中内生性问题较小，根据均方误差，OLS 法可能仍是检验线性回归模型估计结果稳健性的最佳选择[33]。通过对比表3与表6发现，两种方法所得到的核心解释变量系数基本一致，这说明基准回归结果稳健，且不存在内生性问题。

2.倾向得分匹配双重差分法

城市经济韧性受产业集聚、政策环境、社会资本等多重因素影响。本文借鉴高煜等[34]的做法，用倾向得分匹配双重差分法考察产业数字化对城市经济韧性的影响，以更稳健地评估产业数字化的促进效应。产业数字化与城市创新能力之间存在密切联系，故通过国家创新型城市试点政策对其进行考察。根据2022 年发布的《国家创新型城市创新能力评价报告2021》，选出72个城市作为试点城市[35]。针对入选城市，相关政府部门会投入更多资金来提高产业数字化应用程度。入选城市与未入选城市受政策影响存在差异，故本文将入选城市视为处理组，将未入选城市视为控制组，将2020年有关推进产业数字化应用的国家创新型城市试点政策看作一个自然实验，利用双重差分法（DID）测度该政策对城市经济韧性的促进作用。由于所选样本在不同时间分批进入试点，建立多时点双重差分模型（8）。

其中，lnRelsit为城市经济韧性的对数值，Policyi,t-1为虚拟变量外生政策，取值为0或者1，即当年入选国家创新型城市的取值为1，否则取值为0。α0为常数项，αi(i=1,…,3)为待估系数。

在用双重差分法对外生政策进行评估前，应确保研究满足平行趋势假设，即在没有外生政策的条件下，入选城市与未入选城市的研究时间范围应保持一致。为满足平行趋势假设，通过倾向得分匹配法（PSM）找出与处理组特征条件相近的控制组。具体做法为：第一步，计算倾向匹配得分，即测算进入处理组的概率；第二步，以0.05 卡尺为标准，按照1：1 邻近匹配法进行匹配，若所匹配变量满足平衡检验，得到与入选城市特征相似的未入选城市，将之视为控制组；第三步，通过模型（3）对匹配样本进行回归分析。

表6列（3）显示了双重差分法的估计结果。外生政策的系数为0.146 2，通过1%水平的显著性检验，即创新型城市试点政策对城市经济韧性具有明显正向作用。

表6 基于工具变量法和倾向得分匹配双重差分法内生性检验结果

3.更换被解释变量测度指标

选取2003—2020 年城市实际GDP、城市失业率指标来测度被解释变量，数据源于《中国城市统计年鉴》。首先，参考杨桐彬等[36]的研究思路，用城市实际GDP表征城市经济韧性，回归结果如表7列（1）所示。产业数字化对城市经济韧性的回归系数与表3 基准回归结果符号一致，数值大小相近，且均在1%水平上显著，这表明基准回归结果较为稳健。其次，用城市失业率测度城市经济韧性。需注意的是，城市经济韧性与城市失业率呈负相关关系，即城市经济韧性越强，城市失业率越低。表7 列（2）结果显示，产业数字化对城市经济韧性的回归系数为负，与基准回归结果符号相反，且均在1%水平上显著，这再次表明估计结果稳健。

表7 更换被解释变量测度指标的内生性检验结果

六、机制与异质性检验

（一）机制检验

本文从机制检验与异质性检验两个方面探究技术创新是否为产业数字化增强城市经济韧性的主要方式。据上文产业数字化对城市经济韧性影响的传导机制可知，技术创新在产业数字化增强城市经济韧性过程中发挥重要作用。同时，产业数字化也可对技术创新起正向促进作用。这是因为，产业在快速转型中吸引的大量外资，可为企业技术创新提供资金，增加企业专利发明数量，提高产品质量。在基准回归结果基础上，借助表1中的二级指标展开机制检验。本文认为，规模以上工业企业R&D项目数可反映企业专利发明数量，产品质量优等率与规模以上工业企业新品销售收入占主营业务收入比重可表征产品质量。鉴于将三个二级指标同时放入模型可能会导致共线性问题，本文将规模以上工业企业R&D项目数、产品质量优等率、规模以上工业企业新品销售收入占主营收入比重分别代入模型（1），进行回归分析，结果见表8。根据表8可知，规模以上工业企业R&D 项目数的系数为0.289 4，在1%水平上显著，且为正值；产品质量优等率、规模以上工业企业新品销售收入占主营业务收入比重的系数为0.035 5 和0.181 6，且显著为正。这初步说明，产业数字化可通过提高技术创新能力增强城市经济韧性。

进一步，寻找产业数字化通过技术创新增强城市经济韧性的机制检验证据。将技术创新与产业数字化进行交互，考察产业数字化对城市经济韧性的影响是否存在技术创新上的异质性。表8列（4）显示了机制检验的回归结果。可以发现，产业数字化与技术创新交互项的系数为0.203 2，在1%水平上显著为正，这说明产业数字化能够通过技术创新赋能城市经济韧性，H2得到验证。

表8 机制检验结果

综上所述，产业数字化可通过提高技术创新能力来增强城市经济韧性，技术创新能力较强的城市其经济韧性更强。

（二）异质性检验

表3 显示了产业数字化对城市经济韧性影响的平均效应，但未考虑不同环境下这种影响的差异性。根据空间计量模型（5）—模型（7），围绕前文研究假设，参考《国务院关于调整城市规模划分标准的通知》对城市规模的划分标准，将城市按城区常住人口规模划分为大、中、小三个类型。其中，大城市城区常住人口不少于100 万人，中等城市城区常住人口为50 万～＜100 万人，小城市城区常住人口为50万人以下。根据城市规模对全样本进行分类回归，进一步验证产业数字化通过技术创新赋能城市经济韧性的异质性。结果如表9 所示。其中，在中等城市、小城市，产业数字化与技术创新交互项的系数在1%水平上显著为正，在大城市则不显著。这说明，在中小城市发展产业数字化更有助于增强城市经济韧性。

表9 异质性检验结果

综上所述，产业数字化通过技术创新对城市经济韧性的促进效应在中等城市与小城市要强于在大城市。其原因可能在于，大城市拥有相对完善基础设施与强大的金融支持，能为技术创新提供强大动能，在此背景下，产业数字化带来的技术创新红利相对较少，而辅助作用较明显。对技术创新水平较低的中等城市与小城市而言，产业数字化能起到“雪中送炭”的作用。这表明，产业数字化通过技术创新对城市经济韧性的促进效应存在城市规模异质性，H3得到验证。

七、结论及政策启示

（一）结论

第一，产业数字化能显著增强城市经济韧性。基准回归结果显示，2003—2010 年我国产业数字化与城市经济韧性的关联关系不显著，2011—2020年我国产业数字化与城市经济韧性显著正相关。在更换核心解释变量衡量指标、进行缩尾处理、删除直辖市样本，以及采用工具变量法与倾向得分匹配法解决内生性问题后，该结论依旧成立。

第二，技术创新是产业数字化增强城市经济韧性的重要机制，即产业数字化可通过技术创新来赋能城市经济韧性。

第三，相较于大城市，产业数字化通过技术创新对城市经济韧性的促进效应在中小城市更强。

（二）政策启示

从整体情况看，产业数字化通过技术创新增强城市经济韧性的效果显著，且产业数字化在推动城市经济韧性增强的过程中同样发挥正向积极作用。但分样本看，其效果因城市规模不同而存在明显异质性。因此，本文提出如下政策建议：

第一，加快数字基础设施建设。加快数字基础设施建设有助于推进城市多层次综合交通枢纽建设，为城市间产业、技术交流奠定良好基础，从而增强城市经济韧性。因此，应加快数字新基建，推动传统产业智能化转型，促进有效投资。具体而言，一是提升城市基础设施数字化能级。相关政府部门、行业应密切关注数字技术发展趋势，推进科研创新策源，融合人工智能、区块链、云计算等技术，加强数字新基建，提高城市基础设施数字化能级，为城市经济韧性增强注入动能。二是推动数据资源整合与共享。数据资源是支撑数字经济发展的关键生产要素，整合与共享数据资源不仅有助于推动数字基础设施与应用场景协同发展，而且有助于增强城市经济韧性。地方政府应大力拓展大数据应用场景，围绕数字基础设施建设补齐关键技术短板，推进基础设施建设与完善。此外，要加大政府与市场分工合作力度，不断探索市场多元化融资渠道，确保数字基础设施建设与运营可持续。进一步，引导城市积极主动探索各司其职的数字基建管理模式，全面建设有温度、会呼吸的新型智慧城市，为产业数字化转型与增强城市经济韧性注入强劲新动能。

第二，高质量推动中小城市产业数字化转型。根据上述结论可知，中小城市产业数字化水平提升可有效增强城市经济韧性，但由于自身发展水平较低，中小城市产业结构较为不合理。要尽快破除大城市与中小城市间的现实障碍，推动区域协调发展。大城市要充分发挥自身辐射能力，联合中小城市构建城市圈。具体而言，一是加大对中小城市的政策支持力度。考虑在中小城市建立综合性国家科研中心，搭建世界领先科研装置，培育国家级科研城市；大力支持中小城市举办对外交流活动，建立国家级对外开放合作新窗口。二是发挥大城市辐射作用。应持续推进中小城市“放管服”改革，破除大城市与中小城市间要素流动限制，稳步推进大型城市圈建设，整体提升中小城市产业数字化水平。三是优化产业布局。渐次推动全国产业梯度转移，加大中小城市数字基建投入力度，强化城市圈内部的互联互通。同时，中小城市要用产业体系转移代替产能转移，积极承接产业链各环节资源，不断增强中小城市产业数字化能力，释放内生增长动力。在此基础上，调整中小城市产业布局，鼓励各城市根据自身要素禀赋实施差异化竞争战略，合理推进产业数字化转型，增强中小城市经济韧性。

第三，促使产业数字化与技术创新形成合力。机制检验结果表明，技术创新是产业数字化促进城市经济韧性增强的重要机制。因此，国家和地方政府应鼓励相关行业在产业数字化转型中有效进行技术创新，以增强城市经济韧性。一方面，各行业产业主体应不断进行业务交叉重组与延伸，加快人工智能、云计算、量子计算、5G等前沿关键技术与产业融合创新，逐渐形成服务各城市产业的庞大技术簇群，推动产业数字化发展与技术创新。另一方面，应加大科研投入，逐渐提高技术研发强度，深化产业数字化与技术创新合作程度，增强城市经济韧性。在此过程中，要加速实体经济数字化转型，推动新旧动能转化，连接技术创新与数字经济，形成更强大协同发展合力，助推城市经济韧性增强。此外，要充分发挥产业自身技术、人才、生态等多维度优势，形成产业数字化与技术创新发展格局，为城市经济韧性增强提供助力。

注释：

①http：//www.euklems.net/。