數字經濟發展對城市環境質量的影響

朱芬

（湖南工業大學，湖南株洲 412007）

1 引言

數字經濟作為一種新型經濟形態，依托大數據、物聯網、云計算等新信息技術的迭代更新，逐漸滲透到政府管理、企業生產、居民生活的各個領域。數字經濟具有環境友好的特殊性質，信息技術利用效率的提高讓信息交流途徑多樣化［1］，通過促進新業態、新產業的成長，淘汰產能落后、重點耗能產業，有針對性地改善經濟增長帶來的不可逆轉的影響。在此背景之下，探討數字經濟發展如何促進環境污染物減排，數字經濟發展對環境效應的作用機制，區域之間數字經濟發展對城市環境質量的影響是否有差異等具有重要的現實意義。本文基于地級及以上城市層面，從理論與實證角度出發，探究數字經濟和城市環境質量之間的影響關系。

2 理論分析與研究假設

2.1 數字經濟的發展對城市環境質量的影響

數字經濟本質上歸屬于環境友好型經濟，通過不斷改造高污染、高排放的傳統經濟［2］，有效整合經濟活動中涉及的各類信息資源，城市環境質量從整體上得到改善。隨著城市經濟規模擴大，城市污染物排放日趨復雜，傳統環境監管方式面臨效率低、手段落后等問題［3］，數字經濟的發展帶來了云計算、遙感技術、污染物排放超標預警系統等，提高了政府監管的準確性［4］。與此同時，數字經濟所具有的數字特征，提升了公眾對環境信息了解的透明度，有利于公眾對城市環境狀況及時作出反應［5］。

綜上，本文提出假設H1：數字經濟對城市環境質量有負向顯著作用。

2.2 數字經濟發展對產業升級的影響機制

數字經濟在產業結構的不斷優化中發揮極其重要的作用，產業結構優化是綠色化轉型的關鍵機制［6］。除了數字經濟發展對城市環境質量的直接效應之外，還有體現在產業結構升級上的間接效應［7］。數字經濟對產業結構的直接影響具體表現在：第一，數字經濟所涉及的產業領域大部分是技術密集型、環境友好型行業，領域內創新活動中產生的數字化成果作用于數字經濟與實體經濟的融合，催生出人工智能等前沿信息化技術，進而改造污染企業所帶來的環境負效應的影響，達到節能減排的目的［8］。第二，數字經濟以其強擴散性、高滲透性不僅打通了產業與產業之間的邊界，還加強了地區間的互動合作，促進了相關聯產業之間的相互配合，提升了區域資源和上下游產業之間的利用效率［9］，從根本上減少城市環境污染物的排放，進而加快區域經濟的綠色化進展［10］。

綜上，本文提出假設H2：數字經濟發展對產業結構有中介作用。

3 研究設計

3.1 模型構建

根據假設H1 的提出，研究發現數字經濟的發展與各區域城市環境質量之間存在相關性，構建數字經濟發展（DED）對城市環境質量（UEQ）的雙向固定效應模型：

式中，UEQi，t代表一個城市i 在t 時期的環境質量綜合指數；γt代表年份虛擬變量，控制時間固定效應；DEDi，t代表一個城市i 在t 時期的數字經濟發展指數；Zi，t代表控制變量；μi表示不隨時間變化的個體固定效應；εi，t為隨機擾動項。

在數字經濟發展對城市環境質量的線性回歸方程（1）的基礎上，分別構建數字經濟發展對中介變量的回歸方程，以及數字經濟發展和中介變量對城市環境質量的回歸方程：

INDi，t代表中介變量，產業結構合理化和產業結構高級化；UEQi，t代表一個城市i 在t 時期的環境質量綜合指數；γt代表年份虛擬變量，控制時間固定效應；DEDi，t代表一個城市i 在t 時期的數字經濟發展指數；Zi，t代表控制變量；μi表示不隨時間變化的個體固定效應；εi，t為隨機擾動項。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

本文以城市環境污染的程度來評價我國的城市環境質量，考慮到社會經濟與生態環境之間存在因果關系，從污染排放、環境治理、環境本底3 個方面衡量城市環境質量，總計選取6 個指標進行標準化處理，采用熵值法算出各指標權重，作為評估環境的具體指標。詳細隸屬關系見表1。

表1 城市環境質量評價體系

3.2.2 核心解釋變量

數字經濟發展指數在國內尚未有統一的測度方法，本文借鑒趙濤等［11］和孫耀武等［12］的做法，將數字普惠金融指數、互聯網普及率、互聯網從業人數、互聯網相關產出、移動用戶數這5 個指標通過主成分分析法得到數字經濟發展指數。

3.2.3 中介變量

本文采用產業結構的兩個維度作為中介變量，借鑒干春暉等［13］對產業結構變遷的度量依據來劃分兩維度。

3.2.3.1 產業結構合理化

參考干春暉等［13］的研究分析，使用泰爾指數來全面度量產業結構合理化（TL）指標，計算公式為：

式中，TL 代表產業結構合理化程度；Y 代表產值；L代表就業；i 代表產業；n 代表產業部門數。

3.2.3.2 產業結構高級化

度量經濟結構服務化程度的一個方式，反映經濟結構的傾向，參考作為產業結構高級化（TS）的度量，其計算公式為：

式中，TS 代表產業結構高級化程度；yi代表第i 產業產值占GDP 比重；產業結構高級化程度的系數值上下限為1～3。

3.2.4 控制變量

本文選取的可能對城市環境質量產生不同影響的控制變量如下：政府財政投入水平（GOV），用各區域政府財政收入與地區GDP 的比值來表示。對外開放水平（FDI），用實用外商直接投資數額與區域城市生產總值之比來衡量。城市經濟發展水平（GDP），用各區域人均GDP 來表示。技術進步（TP），用年專利授予數與年末總人口的比值來表示。外商投資強度（FIP），用外商投資企業工業總產值來表示。城市教育水平（EDU），用普通高等學校在校大學生數比城市人口數來衡量。行政區域土地面積（ADA），用地級市所在行政區所有土地面積（包括陸地和水域面積）來表示。非農業人口規模（NAP），用地級市的非農業人口數與區域面積來表示。變量說明見表2。

表2 變量說明

3.3 數據來源

本文選取2011—2019 年我國地級及以上城市的平衡面板數據進行實證分析，刪除數據過多缺失的25 個城市，最終選取我國273 個地級及以上城市。有關城市數據均來自《中國城市統計年鑒》和各統計數據平臺，數據中部分缺失值采用線性差值法填補。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸

豪斯曼檢驗結果顯示，數字經濟發展對城市環境質量的影響應該使用固定效應模型進行實證分析。本文為進一步消除內生性問題，在控制相關變量后，采用雙向固定效應逐步回歸法，獲得基準模型，結果見表3。

表3 逐步回歸結果

從表3 可知，在不斷加入控制變量的過程中，數字經濟發展系數均通過了1%的顯著性且保持為負值，說明數字經濟發展對城市環境質量有顯著的負向作用，假設H1 得到了驗證。政府財政投入水平會增加城市的排放，陳寶東和鄧曉蘭［14］認為財政投入越多，用于生產領域的資金會過少，為保證GDP的穩定，因而會忽略環境治理等非生產領域的資金投入。此外，部分管理者可能還會放松對當地污染企業的管束，用犧牲環境的方式達到經濟增長的目的，環境污染物排放必定增長。對外開放水平和外商投資強度同樣會促進城市污染物的排放，外商投資增量將導致經濟規模擴張，進而加劇城市環境污染物排放強度，張彥博等［15］也持此觀點。隨著城市經濟發展水平的提高，企業通過調整產出結構，從原來的重工業轉向低污染的知識密集型業，從而單位城市污染物排放減少［16］；技術進步實現了環境資源的整合，環保部門能及時運用環境友好型技術減少環境污染物的排放，提高了環境治理水平［17］，同時技術進步有助于改善資源利用效率，相對減弱生產活動對環境造成的負面影響；城市教育水平對城市污染物排放有著顯著抑制作用，這是因為城市教育水平的提高改善了中小企業的技術效率，從而推動技術創新［18］；行政區域土地面積、非農業人口規模這兩項反映了城市面積規模和人口數，隨著人均居住面積的減少，一些高污染企業遷離城市落戶于郊區，為保護遷移地的生態環境，促使企業加快產業結構升級，降低單位產出的排放［19］。

4.2 穩健性檢驗

本文先將數據進行縮尾處理，再通過雙向固定效應來控制因素變化進行穩健性檢驗。第一，核心解釋變量數字經濟對城市環境質量的影響是存在滯后性的，因此將數字經濟滯后一期作為新的核心解釋變量代替原有的核心解釋變量；第二，數字經濟滯后一期對被解釋變量城市環境質量的平方（UEQB）仍然表現出5%的顯著性。根據檢驗結果與上文的基準回歸基本一致，證實實證結果的穩健性。穩健性檢驗結果見表4。

表4 穩健性檢驗結果

4.3 影響機制檢驗

中介模型檢驗結果見表5。

表5 中介檢驗結果

從模型（1）的基準模型得知，數字經濟對城市環境質量有顯著影響，因此可以進行下一步檢驗。

產業結構高級化：模型（2）（3）是通過中介變量產業結構高級化檢驗數字經濟對城市環境質量的中介效應，模型（2）中數字經濟系數顯著為負，模型（3）中數字經濟和產業結構高級化的系數均顯著為負，表明產業結構高級化作為數字經濟發展和城市環境質量的中介變量不僅僅只有直接效應，還存在間接效應，計算得出直接效應為－0.035，間接效應為－0.001 5，即總效應為直接效應加間接效應，為－0.036 5。

產業結構合理化：通過模型（4）的結果可以得出結論，產業結構合理化對數字經濟發展是正向影響的，但沒有通過顯著性檢驗，繼續用Bootstrap法檢驗中介效應（見表6），結果顯示，直接效應為0.077，間接效應為0.013，且均通過1%的顯著性檢驗，因此產業結構合理化對數字經濟發展的中介效應成立。

表6 進一步的中介Bootstrap 檢驗

根據上述分析結果得出，產業結構升級這一中介變量作用于數字經濟減少城市污染物排放的作用機制存在，因此假設H2 成立。基準逐步回歸結果和中介檢驗結果表明，減少污染物的排放，既可以通過直接效應實現，也可以通過促進產業結構升級的間接效應來達到。

4.4 異質性檢驗

各區域的經濟發展水平、發展階段和地理位置存在客觀差異，本文將273 個地級及以上城市劃分為東部、中部、西部3 個地區，分別進行雙向固定效應模型異質性分析，分析結果見表7。

表7 異質性檢驗結果

根據表7 可以看出，中部和西部地區數字經濟發展水平系數顯著為負，東部地區數字經濟發展水平系數不顯著，但為負，因此可以得出西部地區數字經濟發展對城市污染物排放的抑制效果優于中東部的結論。究其原因：一是數字經濟發展的主要受眾是中小企業和廣大低收入群體，他們主要依靠運用數字經濟這一手段有效降低單位成本，更能看出對數字經濟的發展的需求，從而創造更多效益。二是數字經濟的發展受實體經濟影響相對較弱，因此經濟發展較弱的西部地區，通過數字經濟減少污染物的排放更加顯著。三是東部地區數字經濟發展對環境污染物排放的邊際效應較高。經濟發達的東部地區數字經濟起步早，發展相對成熟，數字經濟發展對環境污染物排放的抑制作用本應該更加顯著，但事實上受邊際效應遞減規律影響，改善效果不明顯。四是城市污染物的排放還受能源因素、經濟因素的影響，東部地區的經濟發展水平比中西部地區都高，煤炭的消耗占能源消耗的比重就越大，因此環境污染物的排放也更多，影響了數字經濟的抑制作用［20］。

5 結論與啟示

本文基于2011—2019 年我國地級及以上273個城市的面板數據，采用面板雙向固定效應模型和中介檢驗模型對數字經濟發展與城市環境質量進行了實證分析。主要結論如下：數字經濟發展和產業結構升級對城市污染物的排放存在顯著抑制作用；數字經濟通過促進產業結構升級間接對城市污染物產生抑制效應；異質性檢驗結果表明，中西部地區的數字經濟發展對城市環境質量的影響更顯著。

基于以上結論，本文得出以下啟示：第一，數字經濟的發展作為減少城市污染物排放的有效途徑，應通過加強數字技術研發，深化實體經濟與數字經濟兩者之間的聯系，推動高新技術落地實施的進程，進一步享受數字經濟帶來的紅利優勢。第二，深度強化產業結構升級轉型，全面發揮產業結構合理化和產業結構高級化在數字經濟發展對城市環境質量的效用。同時要協調發展各產業，改造傳統產業，發展新興產業，低端產業往高級化推進，實施技術驅動型產業優化升級戰略。第三，應當充分考慮數字經濟發展對城市環境質量的異質性特征，重視數字經濟發展在中西部地區和東部地區的區別，有

針對性地實施數字經濟發展新戰略。數字經濟在經濟基礎較差的中西部地區減少城市環境污染物的排放效用中最為突出，其應該抓住這個機遇，通過數字經濟發展進一步提高區域經濟競爭力，借助自身的資源優勢，依靠“數字紅利”打造地區特色數字產業，把握住數字經濟發展趨勢，縮小區域發展差距。東部地區地理位置優越，但是在抑制城市污染物排放方面次于中西部，主要是因為能源消耗對城市的污染過大，因而掩蓋了數字經濟對城市環境質量的效用。因此東部地區的實體經濟需加強與數字經濟融合，利用綠色技術創新和改造高污染排放企業，助力各行各業實現綠色化、數字化轉型。