【摘要】作为新时代发展的新兴经济形态，数字经济在重构民营经济发展格局、实现民营经济高质量发展过程中发挥关键作用。本文基于浙江省面板数据，实证研究发现：1. 数字经济正向促进民营经济高质量发展，该结论通过显著性检验；2. 金融发展、科技创新存在中介传导效应，“数字经济→金融发展 / 科技创新→民营经济高质量发展”的作用路径显著成立；3. 经济发展、对外开放、城镇化对民营经济高质量发展具有积极影响，但过多的政府干预起到反向抑制作用。
【关键词】数字经济；民营经济；机制分析
引言
民营经济是推进中国式现代化的生力军，其能否实现高质量发展，直接关乎我国整体经济活力、社会稳定性与国际竞争力。作为民营经济的先发地与标杆省份，浙江的实践探索极具代表性。2025 年，全省规上工业民营企业增加值同比增长 7.2%；有出口实绩的民营企业共 12.3 万家，增长 11.8%，进出口 4.56 万亿元，增长 7.1%，占全省进出口的82.1%，展现出强大的发展活力。
在数字经济时代，充分运用数字化机遇是民营经济实现高质量发展的重要途径。王欣指出，数字经济背景下应支持民营企业推进数字产业化并发展新业态，激发其创新力以实现高质量发展。杨帆认为数字技术打破了传统的时空壁垒，促进资源共享与高效配置，进而赋能县域民营经济高质量发展。丁五启认为，数字经济之所以能推动民营经济高质量发展，主要得益于其在降本增效、创新驱动与产业结构升级等方面的积极作用。
实证方面，主要从数字经济、民营经济高质量发展的单一维度来进行分析。巴曙松等运用 2011—2023 年上市公司数据进行研究，发现数字经济对民营企业增信的提升作用显著强于国有企业。魏征等以数字基础设施为切入点，实证检验了其对民营经济创业活跃度的正向作用。
综上，现有文献对数字经济与民营经济的关系进行了有益探索，但在实证分析、作用机制检验等方面仍存在深入空间。因此，本文选取浙江省作为研究对象，测算各地级市数字经济水平与民营经济高质量发展水平，并通过基准回归模型与中介效应模型来实证检验影响效应及具体路径，以期为浙江乃至全国民营经济的数字化转型提供更具针对性的经验证据。
一、理论分析
（一）直接效应
数字经济发展可为民营经济高质量发展注入动力，促进民营经济发展水平的稳步提升。一是因为数字经济发展有利于打破信息壁垒，各类市场主体得以获取更全面的信息，此时民营企业可以做出更理性的市场决策进而提升发展质量；二是随着数字经济发展，生产要素能有效突破地域限制，使得民营主体能以更低成本、更高效率来获取劳动力、资本等优质资源，最大限度优化生产要
素组合；三是因为数字经济以“产业数字化、数字产业化”为抓手，能通过物联网、5G 通信等技术促进民营企业从“制造”向“智造”转型，有效提升产品质量与生产效率。例如，智能制造系统的应用可以实现生产过程的自动化、智能化，减少人为误差，提高产品的一致性和质量。
（二）作用机制
数字经济通过推动金融发展与科技创新，进而促进民营经济高质量发展。
一方面，多数民营企业面临“信息不对称、融资成本高”的融资困境，制约其高质量发展。数字经济时代，金融机构应用数字平台拓宽了服务对象的地理边界，实现对长尾市场的精准覆盖，同时信贷流程逐步向自动化与智能化演变，边际成本得以降低，推动金融服务向民营企业下沉。
另一方面，创新是民营经济高质量发展的核心驱动力，而数字经济为民营企业创新提供了全方位支撑。原因在于企业可通过大数据分析等技术优化研发流程与模拟仿真，进而降低研发成本、缩短研发周期，同时数字化赋能推动企业与高校、科研机构、产业链企业形成跨区域创新协同网络，提升科技成果转化率与实际应用率。
二、研究设计
（一）模型构建
1. 基准回归模型
i为地区，t 为年份；TFP 代表民营经济高质量发展水平，Dig 代表数字经济发展水平，X 为控制变量的集合； 与是各个变量的回归系数，用于反映它们对民营经济高质量发展的影响；最后三项分别代表个体固定效应、时间固定效应以及随机扰动项，加入模型可以排除无关干扰。
2. 中介效应模型
参考江艇做法，构建中介效应模型，M 代表中介变量，包括金融发展与科技创新，其他变量与符号的含义同前文。若数字经济对中介变量的回归系数显著，说明中介效应存在，即数字经济通过影响金融发展 / 科技创新进而作用于民营经济高质量发展。
（二）变量设定
1. 被解释变量
民营经济高质量发展 TFP，通过 DEA 测算民营企业的全要素生产率得到。考虑到民营企业数据难以完全获取，私营工业企业在民营经济中占据主体地位，因此，参考郑金辉等研究，测算私营工业企业 TFP 来反映民营经济高质量发展水平，其中投入指标包括资本投入（总资产）、劳动投入（从业人员年平均人数），产出为主营业务收入和利润总额。
2. 解释变量
数字经济 Dig，借鉴郭晓玲等研究，从数字基础、数字产业化、产业数字化三个维度出发构建指标体系，其中数字基础用互联网宽带接入用户数、移动电话用户数衡量，数字产业化用电信业务收入、信息传输、计算机服务和软件业单位从业人员数衡量，产业数字化用北京大学数字普惠金融指数测度，并运用熵值法确定各指标权重进而计算数字经济综合得分。
3. 中介变量与控制变量
中介变量包括金融发展 Fd 与科技创新 Si，前者用金融机构贷款余额与 GDP 的比值表示，后者用地方一般公共预算支出中科学技术支出所占比重衡量。同时选取以下控制变量：政府干预 Gov，为地方一般公共预算支出与GDP 的比值；经济发展 Pgdp，用人均 GDP 取对数来表示；
对外开放 Open，为外商直接投资与 GDP 的比值；城镇化Urb，用常住人口中城镇人口所占比重测度。
（三）数据来源
由于湖州未公布历年私营企业的财务数据，且地级市层面的北大数字普惠金融指数更新范围为2011—2023 年，因此，本文最终基于浙江省除湖州市外的其余 10 个地级市13 年间的面板数据进行实证分析，所用数据来自《浙江统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《浙江省人口主要数据公报》
以及各市统计年鉴与国民经济和社会发展统计公报。
三、实证分析
（一）基准回归
实证分析结果如表 1 所示，其中前两列为基准模型回归结果。列 1 中，数字经济的回归系数为 0.326 并通过10% 显著性水平检验，说明发展数字经济有利于浙江民营经济高质量发展。列 2 加入各项控制变量，数字经济边际效应依旧为正且显著性水平有所提高。控制变量中，政府干预的回归系数显著为负，说明过多行政干预会抑制浙江民营企业发挥活力与创造力，自由宽松的市场环境更有利于民营经济高质量发展；经济发展的系数显著为正，表明民营经济发展以区域经济增长为基石，后者能为民营企业创造更多机会进而促进其高质量发展；对外开放的回归系数显著为正，主要是因为浙江地处东南沿海，拥有宁波舟山港，温州港等重要资源，民营企业能依托港口便利开展进出口贸易，有利于对外开放充分发挥边际效应；城镇化的回归系数同样显著为正，这是因为城镇化能促进人口、以区域经济增长为基石，后者能为民营企业创造更多机会进而促进其高质量发资本、技术等生产要素空间集聚，并通过优化产业布局为舟山港、温州港等重要资源，民营企业能依托港口便利开展进出口贸易，有利民营经济发展提供了产业支撑，推动民营企业转型升级。
（二）中介效应
表1 后两列为中介效应模型回归结果，用以检验数字经济对科技创新具有显著的正向促进作用，表明数字经济能通过优化研发流程、促进产学研协同等方式提升企业创新效率，进而作用于其发展质量的稳步数字经济对金融发展的回归系数为正并通过 1% 的显著性提高，“数字经济→科技创新→民营经济高质量发展”的传导机制同样存在水平检验，说明数字经济能够有效驱动金融展，进而通过缓解民营企业融资约束、降低融资成本等途径，为其高质量发展注入动力，“数字经济→金融发展→民营经济高质量发展”这一传导机制存在。列 4 结果表明，数字经济对科技创新具有显著的正向促进作用，表明数字经济能通过优化研发流程、促进产学研协同等方式提升企业创新效率，进而作用于其发展质量的稳步提高，“数字经济→科技创新→民营经济高质量发展”的传导机制同样存在。
四、结语
一要锚定数字经济强省建设目标。一方面要着力发展人工智能、智能物联、高端软件、集成电路等数字产业集群，使技术创新成为引领浙江经济增长的核心驱动力；另一方面要加快新型数字基础设施普惠化布局，重点覆盖民营经济集聚区。二要深化金融发展与金融创新。鼓励金融机构开发“数字资产质押”“数字供应链金融”等创新型信贷产品，解决民营企业“轻资产、缺抵押”的融资痛点。
三要优化创新要素供给。深化“揭榜挂帅”机制改革，鼓励民营企业牵头或参与关键核心技术攻关。同时，加大对民营企业研发费用加计扣除力度，并对购买或使用人工智能、大数据分析等关键数字技术给予专项税收抵扣。
参考文献
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