數字經濟發展是否提高了中國綠色經濟效率？

劉 強，馬彥瑞，徐生霞

（首都經濟貿易大學統計學院，北京 100070）

人類進入工業文明時代以來，中國先后經歷了“無序發展—褐色發展—循環發展—可持續發展”的演變，目前發展方式正逐步向綠色經濟轉型［1］。并且，在能源環境容量的約束下，特殊的人口、資源和環境等國情決定中國亟須轉變經濟發展模式，走集約式、內涵式與綠色化的發展道路［2］。綠色經濟發展是破解中國資源環境約束，加快經濟發展方式轉變的必然要求。綠色經濟首次在《綠色經濟的藍圖》中出現，其主張建立一種使環境和經濟相互影響、在彼此可承受的范圍內協調發展的經濟［3］。黨和政府歷來重視綠色發展，十九大將綠色發展理念提升為國家發展戰略的高度，“十四五”規劃提出要持續改善環境質量，加快發展方式綠色轉型，大力發展綠色經濟。因此，探索如何實現綠色經濟發展成為當下重要的學術課題之一。

與此同時，中國正高效推進數字產業化和產業數字化兩方面“雙輪驅動”，推動數字經濟與國民經濟產業深度融合，大力提升產業的經濟效率，賦能經濟綠色發展［4-5］。“十四五”規劃提出要打造數字經濟新優勢，作為一種融合性經濟，數字經濟滲透于生產、分配和銷售的各個環節，能重構要素投入比例、減少資源錯配、優化產業結構升級、促進提質增效，是綠色經濟發展的重要依托［6-7］。那么，數字經濟作為經濟發展的新動能，能否驅動中國綠色經濟發展，數字經濟通過何種路徑影響綠色經濟效率，數字經濟對綠色經濟效率的影響是否存在非線性效應？對于這些問題的研究，可以為中國綠色經濟效率的提升提供一個新的思路，有利于轉變經濟發展方式，實現美麗中國的建設目標。

1 文獻綜述

目前，有關綠色經濟效率的研究主要集中在兩個方面：一是綠色經濟效率的測度。多數研究在投入產出框架下基于數據包絡分析法從不同的空間尺度對綠色經濟效率進行測度［8-9］。二是綠色經濟效率的影響因素研究。影響因素可以歸納為結構、制度和技術等。結構因素主要包含產業結構調整、產業結構升級和人力資本結構等［10-11］，如逯進等［11］在測算2000—2018年中國30個省份綠色全要素生產率的基礎上，發現產業結構升級能促進綠色全要素生產率的提高。制度因素主要包含環境規制、財政分權、市場化水平、外商直接投資等［12-13］。從內生增長理論來看，技術創新對推動綠色經濟發展有著重要的作用且得到了證實［11，14］。進一步地，集聚因素對綠色經濟發展也有著重要影響，如袁華錫等［15］以金融集聚為研究切入點，借助空間計量考察了金融集聚對綠色發展效率的影響效應和作用機制，結果表明，金融集聚對綠色發展效率有著直接的空間溢出效應，同時金融集聚通過城市規模和對外開放水平兩種機制對綠色發展效率產生“梯度式”增強的影響。

與農業經濟、工業經濟等傳統經濟不同，數字經濟作為一種融合性經濟，其對綠色經濟發展所產生的導向作用不容忽視［16］。國際上對數字經濟的研究經歷了從信息經濟和互聯網經濟到數字經濟的探索過程［17］。從現有文獻看，一方面，部分學者從以互聯網為代表的數字經濟出發，實證研究互聯網對生產率的影響。如郭家堂等［18］研究發現互聯網對中國全要素生產率的促進作用呈非線性特征；黃群慧等［19］研究發現互聯網發展可以通過減少資源錯配從而促進制造業生產率的提升，總的來說現有研究一致認為互聯網發展能促進生產率的提升。另一方面，一些學者普遍關注數字經濟所產生的經濟效應。如張勛等［20］基于中國家庭追蹤調查數據，發現數字經濟在落后地區發展較快且能提升包容性增長；戚聿東等［21］基于中國省域面板數據證實了數字經濟能促進就業結構優化和就業質量的提升；劉洋等［22］研究發現數字經濟對產業結構升級具有正向影響及區域異質性。隨著數字經濟的發展，僅有少量研究從理論層面探討數字經濟在促進高質量發展和改善生態環境方面的積極作用。如周清香等［23］從生產方式變革入手理論分析數字經濟對黃河流域高質量的發展。

通過對已有研究的梳理，鮮有文獻將數字經濟與綠色經濟效率置于一個分析框架，盡管部分學者作了初步探索，但多側重于互聯網角度。互聯網雖歸屬數字經濟的范疇，但并不能完全等價數字經濟。區別已有文獻，文章貢獻主要有三個方面：一是研究視角上，將數字經濟和綠色經濟效率納入一個研究框架，深入分析數字經濟主要通過何種路徑影響綠色經濟效率；二是研究方法上，關于綠色經濟效率的評價，運用修正的包含土地和能源要素的超效率SBM模型重新進行測算；關于數字經濟的測算，從產業數字化和數字產業化兩個維度出發，構建數字經濟發展的綜合指標體系。三是研究內容上，借助中介效應和面板門檻模型，實證考察數字經濟對綠色經濟效率的作用機制及非線性效應。

2 理論分析與研究假說

數字經濟時代的到來，不僅是技術創新引領的綠色發展，更是動力轉換、結構升級、效率變革引致的綠色發展。要實現綠色經濟效率的提升，就要實現經濟和環境的協調發展，就要從傳統產業結構升級、技術創新和市場化改革上下功夫。數字經濟的高滲透性、快捷性和可持續性等先天優勢和本質特征，有效破除了傳統工業對有形資源、能源的過度消耗以及產業鏈割裂等問題［24］。數字經濟除了憑借自身特征對綠色經濟效率產生直接影響外，還通過產業結構、技術創新和市場化程度間接影響綠色經濟效率。文章從數字經濟對綠色經濟效率的基本作用機制及非線性影響展開研究，并提出研究假說。

2.1 數字經濟影響綠色經濟效率的基本作用機制

（1）直接作用機制。中國經濟發展正逐步從要素驅動向效率驅動轉變，而以互聯網為橋梁，數字經濟將產品從生產、分配、交換和消費的全過程串聯起來，降低了交易成本和信息搜尋成本，成為綠色經濟效率提升的關鍵動力［25］。從生產的角度看，數字經濟發展為企業建立智能的環境管理系統。具體來說，隨著數字經濟的發展，企業可以模擬生產過程，減少不必要的能源消耗和污染排放。此外，對于一些耗能產品，數字經濟可以使產品和服務的設計更加智能化，從而降低實際能耗。從消費者的角度看，數字經濟的跨時空傳播可以改變買方和賣方之間的關系，提高供應鏈效率，如在線購物和智能多渠道配送。從工作的角度看，數字經濟促進了居家辦公、遠程醫療、在線教育的發展，通勤和工作設施的減少降低了能源消耗和汽車尾氣的排放。從環境管理的角度看，數字經濟的開放性和實時性等優點減少了以往環境管理中信息不對稱的缺點。利用大數據、云計算和物聯網等信息技術，環境污染信息可以及時傳遞給政府決策者、企業和公眾等。這樣，生產過程中所產生的環境污染物可以被動態監測到，從而及時對環境污染物進行處理，進而提高綠色經濟發展。

（2）間接作用機制。數字經濟可以通過優化產業結構升級、提高技術創新水平和深化市場程度等途徑影響綠色經濟效率。第一，數字經濟井噴式地增長，倒逼產業結構升級［22］。就數字產業化而言，5G、大數據、云計算等數字技術的應用所衍生出的電子信息制造業、軟件服務業等新業態，不僅可以加快傳統制造業向中高端轉型的步伐，還能夠促進制造業與信息技術產業的深度融合發展，從而有助于實現產業結構升級。就產業數字化而言，一方面，傳統產業借助互聯網、物聯網等數字技術重新整合要素資源，優化生產流程，不斷提高生產效率，形成高效、智能的生產模式，實現產業結構高級化轉型；另一方面，數字經濟發展有利于加快資源要素的合理配置和產業間的協同分工，通過產業關聯、產業融合和產業創新等途徑逐漸淘汰高耗能、高排放和高污染的傳統產業，從而推動產業結構升級［26］。與此同時，產業結構升級帶來的“結構紅利”在惠及經濟增長的同時改善環境質量，從而提升綠色經濟效率［11］。第二，在以互聯網、云計算和大數據為主的數字經濟本身具有技術屬性，數字經濟表現出的規模效應和擴散效應帶動了技術創新水平的提高［25］。一方面，創新在一定程度上是一個信息處理的過程，而以互聯網為代表的數字經濟本質在于它是信息交流的媒介，互聯網促進了多樣化、分散信息的處理，優化了創新活動過程［27］；另一方面，數字技術的應用優化了創新資源的跨界配置，改變了創新過程和模式，創新產品周期縮短，從而提高創新成果轉化效率。此外，在數字經濟的推動下，以科研機構為主的創新主體逐漸轉變為企業、政府、大學等創新主體的相互連接和合作，使得創新資源得到有效配置，從而促進技術創新水平的提升。與此同時，技術創新會通過技術溢出和技術關聯提升綠色經濟效率。此外，內生增長理論認為，技術創新是綠色經濟效率提升的主要因素［14］。第三，數字經濟發展打破了時間和空間上的界限，市場化水平進一步提高。一方面，數字經濟的發展悄然改變著市場結構，破除了傳統市場上要素流動不通暢的弊端，實現了跨時空的交流，降低了實體經濟的交易成本［17］；另一方面，數字經濟打破了商品交易市場的本地化，交易時間和地點不再受限，實現了交易市場的電子化和網絡化［24］。此外，在新冠疫情影響的大背景下，數字經濟可對接中國乃至全世界市場，為中小企業拓展市場建立新渠道，從而提高交易效率，進一步促進了市場化水平的提升。與此同時，市場化程度可以促進資源的合理配置，通過人才交流和技術的跨區域流動帶動落后地區綠色經濟效率的提升［12］。綜合來看，數字經濟是一種驅動綠色經濟效率提升的新動能。因此，文章提出以下研究假說。

假說1：數字經濟憑借自身優勢能直接促進綠色經濟效率的提升。

假說2：數字經濟通過優化產業結構、提高技術創新和深化市場化程度對綠色經濟效率產生積極影響。

2.2 數字經濟對綠色經濟效率的非線性機制

數字經濟時代，消費者對產品和服務的需求日趨多元化，同時各產品部門間的經濟活動邊界逐漸被弱化，交易成本和信息搜尋成本也大幅下降［28］。在此背景下，會讓更多的產業部門和創新部門參與到綠色發展的建設當中，這使得他們在更大范圍內享受到數字紅利和綠色發展的正向激勵，促進綠色經濟效率的提升［25］。隨著數字經濟的廣泛應用，一方面，各部門間重構主體關聯模式和產業鏈關系，優化資源配置，提高了自身運行效率；另一方面，基于互聯網為主的數字經濟為創新部門提供了更廣、更優質的交流平臺，有效擴大了市場規模，提高交易效率［24］。在數字經濟發展的大環境下，數字經濟的跨時空傳播使得創新部門獲取信息和技術的成本下降，產業聯動的邊際成本持續降低，參與者從中獲取的收益會持續增加。并且，這種效果會隨著產業結構升級和技術創新水平的提高而日益凸顯。此外，數字經濟受到“梅特卡夫法則”的支配，即網絡的價值等于其節點數的平方，呈現邊際效應遞增的特性［29］。因此，數字經濟對綠色經濟效率可能呈現非線性影響。因此，文章提出研究假說3。

假說3：數字經濟對綠色經濟效率的影響具有非線性效應。

3 模型設計、變量與數據說明

3.1 模型設計

基于上述理論分析，為考察數字經濟對綠色發展的直接影響，構建如下基準模型：

其中：Geeit為省份i在t時期的綠色經濟效率，Digit為省份i在t時期的數字經濟發展水平，Xit為一系列控制變量，主要包含環境基礎設施（Gre）、人口規模（Den）、對外開放（Ope）、財政分權（Fde），下文將對其進行詳細闡述。μi為省份固定效應，εit為隨機擾動項。式（1）所體現的是數字經濟對綠色經濟效率的直接影響，為討論數字經濟可能通過其他途徑對綠色經濟效率產生影響，在溫忠麟等［30］中介效應檢驗方法的基礎上，結合研究問題，實證考察數字經濟對綠色經濟效率的影響及作用機制，具體模型設定如下：

其中：Mit為中介變量，下文將對中介變量進行詳細闡述，其他變量解釋與式（1）相同。式（2）為數字經濟對中介變量的影響，式（3）為數字經濟和中介變量對綠色經濟效率產生的共同影響。

此外，經濟發展之間往往存在著復雜的關系。互聯網發展作為數字經濟的一部分，考慮到數字經濟中互聯網的“梅特卡夫法則”和“網絡效應”，將數字經濟的平方項引入式（1）初步檢驗數字經濟與綠色經濟效率可能存在的非線性關系。同時在Hansen［31］面板門檻模型的基礎上，檢驗產業結構、技術創新和市場化程度對數字經濟促進綠色經濟效率提升產生的非線性影響。單一面板門檻模型設定如下：

考慮到可能存在多個門檻值，將單一門檻面板回歸模型推廣至多門檻面板回歸模型：

式（4）—式（5）中：Thvit為門檻變量，分別為產業結構（Ins）、技術創新（Pat）、市場化程度（Mar），γ為待估算的門檻值。I(·)為示性函數，其值取決于門檻變量和門檻值之間的關系，若圓括號中的表達式成立，I(·)=1；否則I(·)=0。其他變量解釋與式（1）相同。

3.2 變量測度

3.2.1 綠色經濟效率（Gee）

綠色經濟效率是一種考慮了經濟增長、資源消耗和環境污染的綜合效率，是經濟社會可持續發展的重要推動力。數據包絡分析（DEA）是評價效率值常用的方法，傳統的DEA模型未考慮投入產出變量的松弛問題，無法準確計算包含非期望產出的效率值，而基于DEA的非徑向SBM模型可以有效解決其不足。此外，當決策單元都處于前沿面時，傳統SBM模型無法計算有效率的決策單元的跨期增長。因此，運用修正的包含土地和能源約束的超效率SBM模型重新對綠色經濟效率進行測算。模型構建［32］如下：

式（6）—式（7）中：n為決策單元個數，每個決策單元有m種投入、r1種期望產出、r2種非期望產出，n=30、m=5、r1=1、r2=3。x、yd、yu為相應的投入、期望產出和非期望產出矩陣中的元素，ρ為省份綠色經濟效率值。測算中投入指標包含勞動、資本、能源、土地和用水投入，其中勞動投入用各省份年末就業總人數表示；資本投入借鑒單豪杰［33］的做法，采用永續盤存法進行估算；能源投入用各省份電力消耗量表示；土地投入用建成區面積表示；用水投入為各省份用水總量。產出指標包含期望產出和非期望產出，期望產出為各省份實際國內生產總值，根據各省份地區生產總值平減指數調整為2005年不變價，非期望產出為各省份工業二氧化硫排放量、工業廢水排放量和工業煙（粉）塵排放量。為避免各污染物之間的相關性和統計口徑不一致所帶來的影響，采用熵值法構建環境污染綜合指數作為非期望產出。

圖1展示了部分年份中國綠色經濟效率分布演變特征。可以看出，2006年以來，中國綠色經濟效率呈現如下特征：一是分布曲線的波峰不斷向右移動，說明綠色經濟效率隨著時間的推移在逐漸提高；二是分布曲線由“高窄峰”向“矮寬峰”轉變，說明綠色經濟效率的區域差異在不斷擴大，綠色經濟效率在發展中明顯存在不協調的問題。

圖1 中國綠色經濟效率分布演變圖

3.2.2 數字經濟發展水平（Dig）

數字經濟發展水平是核心解釋變量。目前關于數字經濟的測度還未形成統一的觀點。許憲春等［17］通過確定數字經濟規模核算框架和核算范圍，篩選出數字經濟產業，從而對數字經濟增加值和總產出進行核算；劉軍等［34］從信息化、互聯網和數字交易三個維度構建數字經濟指標體系；戚聿東等［21］從數字產業化角度構建數字經濟指標體系。如前文所述，數字經濟具有高滲透性和融合性的特征，體現在經濟發展的各個方面，單指標或單維度難以對數字經濟進行準確衡量。鑒于此，在戚聿東等［21］的基礎上，同時結合《中國數字經濟發展報告白皮書（2020年）》和國家統計局2021年發布的《數字經濟及其核心產業統計分類》將產業數字化加入數字經濟指標體系中，立足于數字產業化和產業數字化兩大典型特征，采用熵值法對數字經濟進行測度。具體地，關于數字產業化，選取互聯網和電信業、電子信息制造業、軟件和信息技術服務業作為反映數字產業化發展的典型；關于產業數字化，從社會經濟發展進程來看，數字技術在各行各業不斷滲透，推動了產業數字化的迅速發展，如智慧物流、智慧餐飲和在線教育等。基于此，從數字人才、數字基建投資和數字交易來刻畫產業數字化水平。

圖2為中國數字經濟發展水平變化情況。由圖2（a）可以看出，中國省域之間存在數字鴻溝，數字經濟發展水平地區差異較大。2019年數字經濟發展水平位于前五的分別是廣東、江蘇、浙江、四川和北京，位于后五位的分別是海南、寧夏、青海、內蒙古和云南，與2019年中國信息通訊研究院發布的結果基本一致，這在一定程度上說明文章所構建的數字經濟指標體系具有相對的合理性和可靠性。接下來，進一步分東部、中部和西部三大區域進行空間異質性的考察。由圖2（b）可知，在空間分布上，東部地區的數字經濟發展水平明顯高于中部和西部地區，呈現“東部＞中部＞西部”的空間分布格局。在時間序列上，中、西部地區雖有小幅上升但變化趨勢不大，東部地區數字經濟發展水平稍有下降但始終位于中、西部地區之上。

圖2 中國數字經濟發展水平

3.2.3 中介與門檻變量

為了剖析數字經濟對綠色經濟效率的傳導機制，即數字經濟是否可以通過優化產業結構升級、加快技術創新和深化市場化程度來促進綠色經濟效率的提升。文章選取了技術創新（Pat）、市場化程度（Mar）和產業結構升級（Ins）。其中：技術創新采用專利申請數量的對數值進行表示；市場化改革用私有部門就業人數占年末總就業人數的比重進行表征；關于產業結構升級，從產業合理化（ris）、產業高級化（ais）、產業高新化（thi）和產業高效化（ihe）進行表征。具體地，產業結構合理化采用泰爾指數進行測算，由于泰爾指數為逆向指標，采用極差標準化將其正向化處理；產業結構高級化用第三產業與第二產業產值之比進行衡量；產業結構高新化用科技財政支出占一般財政支出的比重表征；產業結構高效化用年末就業人數與國內生產總值之比進行衡量。考慮到各維度間的均衡發展，采用幾何平均測度產業結構升級：

3.2.4 控制變量

控制影響綠色經濟效率的重要變量，可以獲得更為準確的估計結果。作為一種外部投入，環境基礎設施是可持續發展的重要支撐，能提高社會綠色競爭力和可持續發展能力，對提升區域經濟產出和綠色經濟效率有重要作用［35］。人口規模的擴大，對資源的需求量勢必會加大，從而對環境造成負面影響，阻礙綠色經濟效率的提升［36］。對外開放是加速進出口貿易和經濟增長的重要引擎，同時對綠色經濟效率有重要的影響，學界主要存在“污染避難所”和“污染光環”兩種相反觀點［37-38］。財政分權是影響綠色經濟效率的另一個重要因素，地方政府在為經濟而競爭的“晉升錦標賽”下，往往會以犧牲環境為代價來發展經濟，從而會對環境造成不利影響［39］。具體來說，使用綠地面積占建成區面積的比重來衡量環境基礎設施（Gre）；對于人口規模，采用年末人口占行政區面積的比重來表征人口規模（Den）；對于對外開放（Ope），采用進出口總額占國內生產總值的比重來衡量；對于財政分權（Fde），用一般預算收入與一般預算支出之比來衡量。中國省域綠色經濟效率和數字經濟發展水平評價指標體系見表1。

表1 中國省域綠色經濟效率和數字經濟發展水平評價指標體系

3.3 數據說明與描述性統計

基于2006—2019年中國30省份（西藏、港澳臺除外）面板數據進行實證研究。其中綠色經濟效率投入產出數據來自《中國環境統計年鑒》《中國統計年鑒》和各省（市）歷年統計年鑒；數字經濟中數字產業化和產業數字化數據來自《中國統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》《中國第三產業統計年鑒》；其他變量數據來自《中國統計年鑒》。對部分缺失數據采用插值法進行處理。變量的描述性統計見表2。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸結果

為考察數字經濟對綠色經濟效率的影響效應，首先基于式（1）進行分析，而后將數字經濟平方項引入式（1），初步探討數字經濟對綠色經濟效率的非線性關系。表3報告了數字經濟對綠色經濟效率的回歸結果。此外，由Hausman檢驗和F檢驗可知，選擇個體固定效應模型進行分析。

由表3的列（1）可知，整體上，數字經濟能直接促進綠色經濟效率的提升，且通過了10%的顯著性水平檢驗。在引入數字經濟平方項可以發現，數字經濟的平方項為負，且通過了1%顯著性水平檢驗，表明數字經濟對綠色經濟效率的影響呈“倒U型”的曲線關系。在數字經濟發展程度較低時，數字經濟可以促進綠色經濟效率的提升；當數字經濟發展水平大于臨界值時（拐點為0.488），數字經濟對綠色經濟效率的促進作用逐漸減弱。究其原因：當數字經濟處于合理范圍內，數字經濟在促進自身規模擴張的同時，促進了網絡基礎設施的共建共享，推動傳統工業經濟向智慧工業經濟轉化，極大地降低了社會交易成本，提高資源優化配置效率，從而可以改善綠色經濟效率；但當數字經濟發展水平過高時，數字經濟的正外部性無法有效抵消其規模擴大所帶來的原材料以及供應設備的緊張，會超過當地自然資源和經濟的承載力，比如勞動力可能會因工作空間狹小而影響勞動生產率，企業對資源進行競爭和爭奪。可以看出，大部分省份數字經濟發展水平處于“倒U型”曲線的上升階段，目前僅有北京、江蘇和廣東達到0.488這一水平。

數字經濟對綠色經濟效率促進作用所表現出的先上升后下降的影響軌跡本質上是產業數字化和數字產業化均衡作用的結果，兩者對綠色經濟效率的不同影響共同引致了數字經濟與綠色經濟效率之間的“倒U型”關系。因此，接下來考察產業數字化和數字產業化對綠色經濟效率的作用。由表3列（4）和列（6）可知，產業數字化和數字產業化對綠色經濟效率的影響依然呈現“倒U型”的關系，且分別通過了10%和5%的顯著性水平。從估計系數來看，產業數字化和數字產業化對綠色經濟效率的拐點分別為0.410和0.516。從地區分布來看，北京、河北、江蘇等11個省份的產業數字化達到拐點值，且多數位于東部地區。而對于數字產業化而言，達到拐點值的省份較少，這意味著對提高地區綠色經濟效率來說，提高數字產業化可以成為多數省份數字經濟發展的著力點和聚焦點。

表3 數字經濟發展影響綠色經濟效率的基準回歸結果

此外，在控制變量中，對外開放和財政分權均通過了1%顯著性水平檢驗，且變量前的估計系數為負，說明對外開放和財政分權抑制了綠色經濟效率的提升；而環境基礎設施對綠色經濟效率存在正向影響，且通過了10%顯著性水平檢驗，說明完善環境基礎設施建設對綠色經濟效率的提升具有重要作用。人口規模估計系數為負，但未通過顯著性水平檢驗。

4.2 傳導路徑的驗證

前文分析了數字經濟可能通過產業結構、技術創新和市場化程度的途徑影響綠色經濟效率，為了檢驗這三種傳導路徑是否存在，基于式（1）—式（3）探究數字經濟影響綠色經濟效率的途徑，得到的回歸結果呈現在表4中。同時進一步探究了產業數字化和數字產業化這兩個維度能否通過產業結構、技術創新和市場化程度來影響綠色經濟效率，回歸結果見表5和表6。

表6 數字產業化傳導路徑的驗證

就數字經濟而言：從表4列（2）可以看出，數字經濟可以優化產業結構升級，且通過了1%顯著性水平檢驗。列（3）結果顯示，數字經濟和產業結構（中介變量M）對綠色經濟效率的影響為正且通過了顯著性檢驗，數字經濟估計系數小于基準回歸模型（列（1））的估計系數0.381，表明產業結構發揮了部分中介效應，中介效應為0.133，占總效應比重為34.96%，這說明數字經濟可以通過優化產業結構升級從而促進綠色經濟效率的提升，即顯著發揮了數字經濟的“結構”效應。列（4）結果顯示數字經濟對技術創新的影響在1%水平上顯著為正，表明數字經濟能提高技術創新水平。列（5）顯示數字經濟和技術創新對綠色經濟效率存在正向影響且通過顯著性水平檢驗，同時，Sobel檢驗結果接受存在中介效應的假設。從中介效應大小來看，技術創新中介效應為0.216，占總效應的57.36%，表明數字經濟能通過提高技術創新水平進而促進綠色經濟效率的提升，即顯著發揮了數字經濟的“技術”效應。列（6）結果顯示數字經濟對市場化程度有著正向影響效應，且通過10%顯著性水平檢驗，此外，列（7）顯示市場化同樣能提升綠色經濟效率。數字經濟通過市場化影響綠色經濟效率的中介效應為0.066，占總效應比重為17.22%。這說明市場化也是數字經濟促進綠色經濟效率提升的途徑之一。

表4 數字經濟傳導路徑的驗證結果

就產業數字化而言：表5列（2）、列（5）顯示，產業數字化估計系數為正，但沒有通過顯著性水平檢驗，說明產業數字化對促進產業結構升級和技術創新水平提高的作用并不顯著，而列（8）顯示產業數字化對市場化程度產生顯著的負向影響；列（3）、列（6）、列（9）結果顯示產業結構、技術創新和市場化程度對綠色經濟效率的提升有一定的促進作用，且通過了1%顯著性水平檢驗，但產業數字化估計系數并不顯著。進一步通過Sobel檢驗產業結構升級、技術創新和市場化程度的中介效應是否存在，結果顯示Sobel值分別為-0.012、0.038、-0.082且均未通過顯著性水平檢驗。可見，產業數字化未能通過產業結構、技術創新和市場化程度來促進綠色經濟效率的提升。雖然中國數字經濟發展正逐步推進，但產業在數字化進程中可能會面臨數字化轉型能力不夠和轉型成本偏高、產業數字化人才儲備不足等問題，導致傳統產業不能較快地與數字技術相融合，企業為維持收益，繼續以傳統的模式進行生產，不愿意開拓新市場，這使得產業數字化在提高產業結構升級和技術創新等方面發揮的作用比較有限，這也可能是產業結構升級、技術創新和市場化中介效應不顯著的原因。

表5 產業數字化傳導路徑的驗證

就數字產業化而言，以產業結構升級為中介變量，表6列（2）—列（3）結果顯示，數字產業化顯著促進了產業結構升級，產業結構升級顯著提高了綠色經濟效率，產業結構中介效應占比為33.17%，表明數字產業化可以通過促進產業結構升級進而推動綠色經濟效率的提升；以技術創新為中介變量，列（4）—列（5）結果顯示，數字產業化對技術創新的影響在1%水平上顯著為正，表明數字產業化促進了技術創新水平的提升，同時技術創新對綠色經濟效率也存在正向影響，且數字產業化的估計系數（值為0.301）小于基準回歸結果系數（值為0.498），表明技術創新發揮了部分中介效應，其中介效應大小為0.197。這說明技術創新已成為綠色經濟效率提升的重要力量；以市場化程度為中介變量，列（6）—列（7）結果顯示，數字產業化促進了市場化程度的提升，且通過了1%顯著性水平檢驗，同時市場化程度對綠色經濟效率存在顯著的正向影響，從Sobel檢驗值可知，市場化程度存在部分中介效應，其中介效應占比為28.78%，表明數字產業化可以通過提高市場化水平進而促進綠色經濟效率的提升。

以上中介效應檢驗結果表明，數字經濟及數字產業化可以通過產業結構、技術創新和市場化等機制促進綠色經濟效率的提升，這驗證了假說2。但產業數字化未能通過產業結構、技術創新和市場化程度提高綠色經濟效率。

4.3 非線性檢驗分析

數字經濟對綠色經濟效率的影響不僅會受到產業結構、技術創新和市場化程度的調節作用，可能還存在明顯的非線性門檻特性，即伴隨著產業結構、技術創新和市場化程度的提高，數字經濟對綠色經濟效率的影響可能會發生跳躍式的變遷，而非傳統意義上的線性變化。因此，為進一步深入探究數字經濟作用于綠色經濟效率的非線性影響，采用面板門檻回歸模型檢驗數字經濟對綠色經濟效率的影響是否受到產業結構、技術創新和市場化程度的約束。具體步驟如下：第一，采用Hansen提出的方法進行面板門檻存在性的檢驗，進而確定門檻個數，文中P值是通過自助法進行1 000次反復抽樣得到。第二，分別估計三種約束機制下的門檻值。如表7所示，就產業結構和技術創新門檻變量而言，數字經濟對綠色經濟效率存在單一門檻，門檻估計值分別為0.427和8.675；就市場化程度門檻變量而言，數字經濟對綠色經濟效率呈現雙門檻效應，門檻估計值分別為0.051和0.078。

表7 門檻效應檢驗結果

在確定門檻存在的基礎上，對面板門檻模型系數進行估計。表8報告了不同門檻約束條件下數字經濟對綠色經濟效率的影響。

表8 數字經濟影響綠色經濟效率的門檻回歸結果

（1）產業結構的門檻效應。數字經濟對綠色經濟效率的影響存在產業結構的單一門檻效應，當產業結構小于門檻值0.427時，數字經濟對綠色經濟效率的影響為負但并未通過顯著性水平檢驗；當產業結構大于門檻值0.427時，數字經濟對綠色經濟效率的促進作用為0.315，且通過了1%顯著性水平檢驗。這表明隨著產業結構升級水平的提高，數字經濟對綠色經濟效率的促進作用不斷提升，同時從側面說明數字經濟對綠色經濟效率的提升有賴于產業結構升級的提高。

（2）技術創新的門檻效應。在技術創新門檻的約束下，數字經濟對綠色經濟效率呈單門檻特征。當技術創新小于門檻值8.675時，數字經濟對綠色經濟效率具有正向促進作用但并未通過顯著性水平檢驗；當技術創新跨越門檻值8.675時，數字經濟對綠色經濟效率的促進作用達到0.414且通過5%顯著性水平檢驗。這意味著技術創新的提高能激發數字經濟對綠色經濟效率的促進作用，技術創新和數字經濟之間存在顯著的“協同效應”。

（3）市場化程度的門檻效應。在市場化程度的約束下，數字經濟對綠色經濟效率呈現雙門檻特征，當市場化程度小于門檻值0.051時，數字經濟對綠色經濟效率為負向影響但未通過顯著性檢驗；然而，當市場化程度介于門檻值0.051和0.078之間時，數字經濟對綠色經濟效率的促進作用最大且通過10%顯著性水平檢驗；當市場化程度大于門檻值0.078時，數字經濟對綠色經濟效率的促進作用減弱至0.315。這說明數字經濟對綠色經濟效率的促進作用與市場化程度息息相關。然而，市場化程度的提高也要與數字經濟、綠色經濟效率的發展階段相適應。

綜上所述，數字經濟與綠色經濟效率并非呈現絕對的線性關系。產業結構是數字經濟促進綠色經濟效率提升的關鍵，同時數字經濟促進綠色經濟效率的提升也有賴于技術創新水平的提高，而合理的市場化程度才能有效激發數字經濟促進綠色經濟效率的提升，該結果驗證了假說3。

4.4 穩健性檢驗與內生性討論

4.4.1 穩健性檢驗

為檢驗數字經濟對綠色經濟效率的提升作用是否可靠，文章進行了如下穩健性檢驗，結果見表9。第一，滯后一期處理。考慮到模型可能存在的內生性，將數字經濟滯后一期進行2SLS回歸，列（1）顯示，數字經濟對綠色經濟效率依然存在正向影響且通過了顯著性檢驗。第二，考慮“寬帶中國”試點政策的影響。數字經濟對綠色經濟效率的提升作用是否會受到2013年“寬帶中國”試點政策的影響。基于此，納入數字經濟和“寬帶中國”試點政策（Policy）的交互項，其中2013年之前Policy為0，2013年后Policy為1。由列（2）可知，在考慮了“寬帶中國”政策后，數字經濟對綠色經濟效率的提升作用得到了強化。第三，替換核心解釋變量。用軟件業務收入占第三產業增加值的比重替換數字經濟發展重新進行估計。列（3）估計結果顯示，替代變量對綠色經濟效率的影響存在一定的高估，但回歸系數的符號和顯著性均未發生太大變化，這表明估計結果不會因核心解釋變量的衡量方法不同而發生較大變化，回歸結果是穩健的。第四，對樣本數據進行2%的雙側縮尾處理。由表2可知，各變量最大值與最小值之間差異較大，為避免可能存在的異常值對回歸結果造成的影響，對樣本數據進行2%的雙側縮尾處理。列（4）估計結果顯示，數字經濟的估計系數和符號均未發生較大改變，說明回歸結果是穩健的。

表9 穩健性檢驗

以上結果表明，數字經濟對綠色經濟效率具有一定的促進作用，該回歸結果是穩健的。

4.4.2 內生性討論

雖然數字經濟滯后一期的處理能在一定程度上緩解模型中存在的內生性，但仍無法排除因遺漏變量和反向因果造成的內生問題。為此，嘗試通過尋找工具變量的方法進一步佐證基準回歸結果的穩健性。借鑒黃群慧等［19］的做法，選取1984年各地區電話機擁有量作為數字經濟的工具變量。原因在于：數字經濟的發展載體為信息網絡，而互聯網是信息網絡的代表，互聯網接入技術是從電話撥號上網（PSTN）開始的，緊接著才是光纖寬帶接入技術。這樣一來，歷史上電話機擁有量高的地方很可能也是互聯網普及率較高的地方。此外，歷史上電話機擁有量不太可能對現在的綠色經濟效率產生影響。從這個意義上看，選取1984年各地區（不包含重慶）電話機擁有量作為工具變量滿足了其外生性和相關性的要求，其中1984年各地區電話機擁有量來源于《新中國五十年統計資源匯編》。需要說明的是，該工具變量為截面數據，需要選擇一個時間序列數據，將其與截面數據做交互項，這樣才適合該研究的面板數據。具體應用時，借鑒Nunn等［40］的做法，構造了1984年各地區電話機擁有量（截面數據）和上一年全國互聯網投資額（時間序列數據）的交互項作為數字經濟發展水平的工具變量（IV），然后進行2SLS回歸。其中，互聯網投資額用信息傳輸、計算機服務和軟件業固定資產投資進行表征。

表10報告了工具變量估計結果。DWH檢驗結果表明基準模型可能存在內生性。第一階段估計結果顯示，工具變量對內生變量有較好的解釋能力；Kleibergen-Paap rk LM檢驗拒絕工具變量識別不足的原假設，同時在工具變量弱識別的檢驗中，Kleibergen-Paap rk Wald F統計量明顯大于Stock-Yogo檢驗的臨界值16.38。第二階段估計結果表明，在考慮了內生性后，數字經濟對綠色經濟效率的估計系數依然顯著為正，并且大于基準回歸系數0.381，進一步佐證了基準回歸的結論。

表10 工具變量回歸

4.5 區域異質性分析

中國數字經濟發展表現出顯著的區域差異，呈現“東高、中平、西低”的地域分布格局，基于總體樣本回歸可能會掩蓋區域特性。因此，將樣本劃分為東部、中部和西部三大區域進行分樣本回歸，進一步考察數字經濟對綠色經濟效率的區域異質性影響。估計結果見表11。由表11可知，不同區域數字經濟發展對綠色經濟效率的影響有所不同。對于東部和中部地區而言，數字經濟顯著促進了綠色經濟效率的提升，且東部地區促進作用最大，而西部地區數字經濟估計系數為正，但未通過顯著性水平檢驗。這表明相較于西部地區，東部和中部數字經濟對綠色經濟效率的促進作用較大。如前文所述，東部和中部地區數字經濟發展水平大于西部地區，這將有利于數字經濟對綠色經濟效率促進效應的充分釋放，從而對綠色經濟效率產生更為積極顯著的影響，而西部地區數字經濟發展相對來說比較滯后，其對綠色經濟效率的促進作用還未顯現出來。

表11 分區域檢驗結果

5 結論與政策啟示

文章從理論層面分析了數字經濟可以直接促進綠色經濟效率的提升，也可以通過產業結構升級、技術創新和市場化程度三種途徑間接促進綠色經濟效率的提升。基于2006—2019年中國省域面板數據，從數字產業化和產業數字化兩個維度衡量數字經濟發展水平，此外，對超效率SBM模型進行修正重新測算了綠色經濟效率。在此基礎上，實證分析了數字經濟對綠色經濟效率的影響。主要結論如下：第一，中國省域數字經濟存在較大的差異，呈現“東高、中平、西低”的區域分布格局。第二，數字經濟顯著促進了綠色經濟效率的提升，已成為新時代背景下中國綠色發展的助推器，通過一系列穩健性檢驗，該結論依然成立；異質性分析表明，相較于西部地區，數字經濟對東部和中部地區綠色經濟效率的提升產生較強的帶動作用；此外，與產業數字化相比，數字產業化對綠色經濟效率促進作用更強。第三，產業結構、技術創新和市場化程度在數字經濟及數字產業化影響綠色經濟效率的過程中發揮中介作用。第四，數字經濟對綠色經濟效率的影響隨產業結構、技術創新和市場化程度的變化呈現出門檻特征。隨著產業結構升級和技術創新水平的提高，數字經濟對綠色經濟效率的影響效應逐漸增強，但過高的市場化程度會減弱數字經濟對綠色經濟效率的提升作用。

結合所得的結論，文章的政策啟示有：第一，提高數字經濟在促進綠色經濟效率提升中的認識。研究表明數字經濟可以促進綠色經濟效率的提升，因此政府、企業等經濟主體在節能減排和經濟增長中要充分利用“互聯網+”手段，以此來提升綠色經濟效率。第二，因地施策，營造良好的數字經濟發展環境。鑒于數字經濟對綠色經濟效率影響的區域差異性，各地應逐步實施與本地資源優勢相適宜的數字經濟發展政策，尋找數字經濟與本地產業發展方式相融合的平衡點。如西部地區可以進一步加強互聯網基礎設施的建設，培育當地產業和數字技術相融合的數字產業試點，引導形成具有區域特色的產業新發展模式，充分釋放數字經濟對綠色經濟發展的帶動作用。第三，重視數字經濟發展中產業結構、技術創新和市場化等因素對提升綠色經濟效率的重要作用。研究發現，數字經濟可以通過產業結構、技術創新和市場化程度促進綠色經濟效率的提升，因此要持續促進產業結構升級和技術創新水平的提升。第四，應充分意識到在產業結構、技術創新和市場化的約束下，數字經濟對綠色經濟效率的非線性影響規律，消除數字經濟發展中的門檻效應，促使數字經濟與產業結構和技術創新等聯動發展，但同時要注意到過高的市場化程度會減弱數字經濟對綠色經濟效率的提升作用，應進行適時調整與優化，制定差異化的市場策略。