數字經濟賦能黃河流域高質量發展內在機理及其實證檢驗

關鍵詞：數字經濟；高質量發展；產業結構升級；綠色技術創新；實證分析；黃河流域

中圖分類號：Ｆ４９；Ｆ１２７；ＴＶ８８２．１ 文獻標志碼：Ａ ｄｏｉ：１０．３９６９／ ｊ．ｉｓｓｎ．１０００－１３７９．２０２４．０６．００２

引用格式：王軍，夏修燕，車帥．數字經濟賦能黃河流域高質量發展的內在機理與實證檢驗［Ｊ］．人民黃河，２０２４，４６（６）：８－１３．

我國改革開放以來經濟體量不斷擴大，據國家統計局發布的《中華人民共和國２０２２年國民經濟和社會發展統計公報》， ２０２２年國內生產總值超１２１萬億元。當前，我國經濟發展模式正由高速增長向高質量發展轉變。數字經濟作為農業經濟、工業經濟之后的主要經濟形態，發展速度之快前所未有，已成為重組全球要素資源、重塑全球經濟結構、改變全球競爭格局的關鍵力量。據中國信息通信研究院發布的《中國數字經濟發展研究報告（２０２３ 年）》，２０２２ 年我國數字經濟規模達到５０．２ 萬億元，占ＧＤＰ 比重達４１.５％。數字經濟的發展為黃河流域高質量發展帶來新的機遇，有關學者從政策［１］ 、內涵［２－３］ 、實證［４－５］ 、水平測度［６－７］ 、方略［８］ 、評價指標體系構建［９］ 、實現路徑［１０］ 、內在機制［１１］ 等視角開展黃河流域數字經濟的研究，主要通過理論分析和實證檢驗探究數字經濟對高質量發展的影響［１２－１４］ 。本研究旨在探討數字經濟賦能黃河流域高質量發展的機理，為黃河流域生態保護和高質量發展重大國家戰略的全面實施提供參考。

１數字經濟與高質量發展關系的理論分析

１）數字經濟通過創新發展、協調發展、綠色發展、開放發展、共享發展５ 個方面賦能高質量發展。在創新發展方面，數字經濟能提升創新成果轉換的效率并促進創新成果的擴散與溢出，為經濟高質量發展提供動力；在協調發展方面，數字經濟具有數字化、信息化的特點，其以網絡為載體，節約生產成本、打破地理位置制約、降低要素損耗，有助于縮小城鄉間、區域間的差距，實現協調發展；在綠色發展方面，數字經濟的核心是信息通信技術，對環境的負面影響較小，有利于提高能源和材料的利用效率，促進經濟的綠色發展；在開放發展方面，隨著數字技術的發展，國家間的貿易成本、貿易門檻降低；在共享發展方面，隨著數字經濟發展應運而生的數字化平臺具有信息共享性，經濟系統各環節基于該平臺的信息獲取成本和匹配成本較低，可以有效緩解生產和消費過程中的信息不對稱問題。綜上所述，提出研究假設Ｈ１：數字經濟對黃河流域經濟高質量發展有顯著的促進作用。

２）數字經濟通過產業結構升級賦能高質量發展。數字技術的高度創新及其廣泛應用，有利于專業化、多元化的分工與協作，有利于產業結構優化升級，形成兼具范圍經濟、規模經濟以及長尾效應的經濟環境，擴展企業生產的可能性邊界，突破瓶頸制約，優化生產流程，提升產品和服務質量，實現邊際報酬遞增，促進經濟提質增效。數字經濟的發展，有助于黃河流域傳統產業的全方位改造，傳統產業轉型升級，減少能耗與污染，產出增長、效率提高、質量提升，改變粗放式經濟增長模式，使勞動密集型和以重工業為主的產業結構轉向高級化階段，促進產業結構優化升級，產生結構紅利，提高生產要素配置效率，從而促進黃河流域經濟高質量發展。因此，提出研究假設Ｈ２：促進產業結構升級是數字經濟賦能黃河流域高質量發展的內在機理之一。

３）數字經濟通過綠色技術創新賦能高質量發展。數字經濟通過優化人力資本結構、降低科研成本、促進產學研合作等影響綠色技術創新水平：第一，數字技術的發展帶動大批新興產業的出現、吸引高質量人才的加入，進而使人力資本結構不斷優化，為提升綠色技術創新水平奠定要素基礎；第二，數字經濟具有信息化的顯著優勢，通過數字信息網絡增強區域間的互聯互通，降低人才與技術交流成本以及科研成本，為綠色技術創新的跨區域開展提供保障；第三，數字技術的出現打破了以往企業、高等院校、科研單位之間存在的信息壁壘，有利于快速捕捉市場需求信息，促進產學研合作，有利于提升綠色技術創新水平。綠色技術創新可以提高資源利用率，是控制環境污染的重要手段之一。隨著國民環保意識的增強，綠色技術創新成果廣泛應用于生產生活中，推動企業清潔生產，如風能、太陽能等可再生能源的開發與利用，減少能源消耗，有效減少企業減排成本，激勵企業不斷進行綠色技術創新，從而形成良性循環，促進黃河流域經濟高質量發展。因此，提出研究假設Ｈ３：促進綠色技術創新是數字經濟賦能黃河流域高質量發展的內在機理之一。

４）數字經濟賦能經濟高質量發展的非均衡性。

一方面，不同地區因產業基礎、數字基礎設施、經濟發展水平等存在差異而數字經濟發展水平也不同；另一方面，數字經濟的不同發展階段基礎設施完備性、用戶數量、發展成熟度及其作用也不同。因此，數字經濟對高質量發展的影響具有非均衡性。影響數字經濟發展水平的因素有城市規模、人口素質等，一般來說，經濟發達地區、規模較大城市在勞動力、技術、資本等方面具有優勢［１５－１６］ 。黃河流域東西跨度大，各地區資源稟賦、經濟基礎和經濟發展水平、宏觀發展戰略存在差異，導致數字經濟對高質量發展的影響也存在差異。因此，提出研究假設Ｈ４：數字經濟對黃河流域高質量發展的影響具有非均衡性。

２研究設計

２．１回歸模型

為檢驗數字經濟對黃河流域高質量發展的賦能作用（即直接影響），構建如下基準模型：

２．２變量測度與說明

１） 被解釋變量。高質量發展水平（Ｈ_ｑｄ） 為本研究的被解釋變量。借鑒李金昌等［１７］ 、郭蕓等［１８］ 的研究，基于五大發展理念，根據黃河流域城市層面數據的可獲得性，構建高質量發展水平評價指標體系（見表１），采用熵值法對各評價指標進行賦權，進而測算黃河流域各樣本城市逐年高質量發展水平（用高質量發展水平指數表示）。

２） 核心解釋變量。數字經濟發展水平（Ｄ_ｉｇｅ） 為本研究的核心解釋變量，借鑒趙濤等［１９］ 、張勛等［２０］ 、楊慧梅等［２１］ 的研究，根據黃河流域城市層面數據的可獲得性，構建數字經濟發展水平評價指標體系（見表２），同樣采用熵值法對各評價指標進行賦權并測算各樣本城市逐年數字經濟發展水平（用數字經濟發展水平指數表示）。

３） 機制變量。本研究設置產業結構升級（ｕ_{ｐｇｒａｄｅ}）和綠色技術創新（ｇ_ｔｉ）２ 個機制變量。借鑒李治國等［２２］ 的研究，將第三產業增加值與第二產業增加值之比作為產業結構升級的衡量指標；借鑒許可等［２３］ 的研究，用綠色專利申請數量反映綠色技術創新。

４） 控制變量。本研究選取如下５ 個控制變量：環境水平（ｅ_ｒ）， 用污水集中處理率表示； 就業水平（ｌ_ｎｅｍｐ），用年末城鎮登記失業人數表示；城市化水平（ｕ_ｒｂａｎ），用人口密度的對數表示；政府行為（ｇ_ｏｖ），用政府財政支出占地區生產總值的比重表示；金融發展水平（ｆ_ｉｎａ），用年末金融機構各項貸款余額占生產總值的比重表示。

２．３數據來源

根據數字經濟發展情況，本研究把研究時段設定為２０１１—２０２０ 年，以黃河沿線的６０ 個城市為樣本城市，采用的數據除數字金融數據源自《北京大學數字普惠金融指數（２０１１—２０２０ 年）》外，其他數據源自歷年《中國統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國科技統計年鑒》以及各樣本城市統計年鑒，部分缺失數據采用線性插值法補充。主要變量的描述性統計見表３。

３數字經濟對高質量發展影響的實證檢驗

３．１基準模型回歸結果

基準模型回歸結果見表４（其中回歸系數下的１～６ 列為逐一添加控制變量的回歸結果）。由表４ 可以看出：添加控制變量不會影響核心解釋變量對被解釋變量的影響，數字經濟發展水平的回歸系數均在１％的顯著性水平上為正，表明數字經濟對黃河流域高質量發展具有顯著的促進作用，因此研究假設Ｈ１ 得證；添加所有控制變量后數字經濟發展水平的回歸系數由０．７１５ 減小為０．６５９，表明不考慮有關控制變量會不同程度高估數字經濟對高質量發展的促進作用。

３．２機制檢驗模型回歸結果

機制檢驗模型回歸結果見表５。由表５ 所列按式（２）、式（４）進行回歸的數字經濟發展水平的回歸系數分別為２．３９０ 和３８４３．７６１，均達到１％的顯著性水平，說明數字經濟能夠推動產業結構升級和綠色技術創新；表５ 所列按式（３）、式（５）進行回歸的數字經濟發展水平的回歸系數由式（１） 的０．６５９分別下降到０．６０３、０．５５９，均達到１％的顯著性水平，說明產業結構升級和綠色技術創新是數字經濟推動黃河流域高質量發展的機制變量。因此，研究假設Ｈ２和Ｈ３得證。

３．３異質性檢驗結果

黃河流域橫跨我國東、中、西部，各地區在地理環境、基礎設施建設、資源共享等方面存在較大差異。為考察數字經濟對黃河流域高質量發展影響的區域異質性，借鑒師博等［２４］ 的研究把黃河流域分為上、中、下游３ 個區域，分別按基準模型即式（１）進行回歸，結果見表6.

由表６可以看出，數字經濟對高質量發展的促進作用在黃河流域上、中、下游均達到１％的顯著性水平，但中游的回歸系數明顯大于上、下游的，對中游的促進作用更顯著。其可能的原因在于：上游地區經濟發展速度緩慢，產業數字化轉型落后，技術創新變革和資金投入不足，數字基礎設施尚未完善，因此數字經濟效益尚未充分發揮；中游地區產業發展基礎較好，在區塊鏈、大數據等數字技術應用以及人力資本積累等方面占據優勢，數字經濟紅利得到充分發揮，進而促進了高質量發展；下游地區經濟發展水平較高，在技術創新、資金支持和數字基礎設施等方面較完備，但其數字經濟發展時間較早、持續時間長，數字經濟效益發揮得較為徹底，因而在本研究時段對高質量發展的促進作用沒有中游的顯著。因此，研究假設Ｈ４得證。

３．４內生性與穩健性檢驗

３．４．１內生性檢驗

借鑒黃群慧等［２５］ 的研究，為核心解釋變量構造一個合適的工具變量進行內生性檢驗，本研究選取各樣本市１９８４ 年每百人擁有固定電話機數量構造數字經濟發展水平的工具變量。其原因：一方面，從電話線撥號接入（ＰＳＴＮ）開始，互聯網在我國逐漸得到廣泛應用，因此歷史數據中固定電話普及率高的城市其互聯網普及率一般也高；另一方面，歷史數據中固定電話普及率的高低又不可能對如今高質量發展產生直接影響，因此這一工具變量符合與解釋變量相關而與其他變量有“排他性”的要求。此外，由于工具變量是不隨時間變化的，不能直接應用于固定效應模型中，因此借鑒Ｎｕｎｎ 等［２６］ 的研究，構造一個隨時間變化的變量作為面板工具變量，本研究用上一年互聯網普及率與１９８４ 年每百人擁有固定電話機數量構造交互項作為當年數字經濟發展水平的工具變量。內生性檢驗（按基準模型進行回歸）結果表明，數字經濟發展水平的回歸系數為０．７８８、顯著性水平達到１％，即在考慮內生性的情況下上述模型回歸結果具有可靠性。

３．４．２穩健性檢驗

本文選取３種方法進行穩健性檢驗。

１）更換核心解釋變量。為減小可能出現的變量測度誤差，用主成分分析法重新測度數字經濟發展水平并按基準模型進行回歸，結果表明，更換的核心解釋變量對被解釋變量的作用方向（回歸系數正負）不變、仍然達到１％的顯著性水平，證明上述實證結果具有穩健性。

２）剔除省會城市樣本數據。考慮到省會城市的經濟發展存在特殊性，為使研究結論更具有普遍性，剔除省會城市樣本數據并按基準模型進行回歸，結果表明，剔除省會城市樣本數據后，核心解釋變量對被解釋變量的作用方向不變、仍然達到１％的顯著性水平，即上述實證結果具有穩健性。

３）樣本數據縮尾處理。由樣本數據的描述性統計可知各變量極差較大，為消除極值或異常值對回歸結果的影響，對樣本數據進行５％的縮尾處理并重新按基準模型進行回歸，結果表明，樣本數據縮尾處理后，核心解釋變量對被解釋變量的作用方向不變、仍然達到１％的顯著性水平， 也證明上述實證結果具有穩健性。

４結論與政策建議

４．１主要結論

數字經濟賦能黃河流域高質量發展具有顯著性，其內在機理是促進產業結構升級和綠色技術創新；數字經濟賦能黃河流域高質量發展存在空間異質性，其作用在黃河中游地區最明顯、在上游地區和下游地區相對較小。

４．２政策建議

１）全面推動黃河流域數字經濟發展并使其進一步賦能高質量發展。首先，政府要加大對數字經濟發展的資金投入與政策扶持力度，提高互聯網普及率，擴大數字產業化與產業數字化規模；其次，重視數字基礎設施建設與完善，鼓勵并引導企業實施開放式數字化轉型；最后，產學研一體化，突破數字經濟領域的技術難點，為數字經濟和高質量發展提供科技支撐。

２）推動產業結構升級、提升綠色技術創新水平。擴大第三產業的發展規模，促進產業結構升級；不斷開發新能源，改變粗放式、高耗能、高污染經濟發展模式，使產業結構向高級化方向發展；加大綠色技術創新投入，完善科技創新體系，充分發揮創新在促進高質量發展中的作用。

３）實施區域差異化發展戰略、推動區域一體化發展。各省（區）因地制宜制定數字經濟和高質量發展戰略，黃河上游地區要加大人才引進力度、制定激勵政策、加快提升數字經濟發展水平，中下游地區要充分利用自身優勢、加強地區間合作、支持地區間要素合理流動、減小數字經濟發展的區域間差異，推動黃河流域高質量發展。