數字經濟對綠色經濟效率的非線性影響
——基于中國282個城市數據

連雨欣,宋國鋒

吉林建筑大學經濟與管理學院,吉林 長春 130118

0 引言

數字經濟充分利用了互聯網普及和大數據時代的優勢,通過信息共享提高了交易效率,降低了成本,從而帶來了經濟效益。然而,數字經濟的發展也對環境產生了一定的影響。為了實現生態與經濟雙贏,必須始終將綠色經濟理念融入其中。因此,在推動數字經濟發展的同時,必須重視并解決如何提高綠色經濟效率這一問題。在發展數字經濟的同時,如何提高綠色經濟效率成為一件需要重視并解決的事情。

數字經濟與綠色經濟是當前備受關注的研究領域,多數研究已經探索了數字經濟對綠色經濟效率的作用機制,但對于數字經濟與綠色經濟效率之間的非線性研究較少。任壽根[1]認為隨著新的經濟形態涌現,城市中新的生產要素快速融入社會,這將會引發新的區域與城市增長級差的出現,形成倒U形的情況,所以當數字經濟發展到一定階段,必然出現集群化傾向?；诖?本文采用2011—2019 年我國282個地級市面板數據,運用Tobit模型和門檻模型進行深入研究,探究兩者之間的非線性特征。

1 研究假設

數字經濟是經濟社會發展的重要驅動力[2]。數字經濟為傳統經濟發展注入了新動能,也重塑了生產、商業模式、個人生活方式、產業結構、能源消耗和效率等全生命周期[3]。數字經濟催生的新產業以數據為主要生產要素,大大減少了傳統產業對資源和能源的需求[4],促進了城市經濟增長和節能減排,推動城市綠色經濟效率的提升。但隨著數字經濟發展進入成熟穩定期,數字經濟帶來的增長紅利會得到十足轉化[5],其對資源消耗和環境污染等方面帶來的負面影響將逐漸顯現,這可能抵消掉數字經濟帶來的一些環保益處。例如過度的數據中心、云計算等數字基礎設施和運行對能源和物質的消耗較大,電子垃圾的處理問題也越來越凸顯,這就導致了資源約束和環境污染問題,降低了城市綠色經濟效率。整體上來看,數字經濟發展水平與綠色經濟效率之間的關系不是簡單的線性關系,而是呈現倒U形關系?；谶@一觀點,本文提出了假設1。

假設1:數字經濟對綠色經濟效率的影響關系呈現倒U形。在數字經濟發展的前期,數字經濟對城市綠色經濟效率的發展具有促進作用,但在達到一定發展程度后,數字經濟反而抑制了城市綠色經濟效率的發展。

在數字經濟時代,新的技術范式推動著社會生產和生活方式的變革,同時也導致了創新模式的演變[6]。數字經濟模式具有顯著的賦能效應,能為創新活動的開展和突破開啟新的發展渠道和實施空間。數字經濟賦能綠色技術創新,推動其不斷發展[7]。數字經濟通過推動資源利用最大化,從而促進綠色經濟的發展,但綠色技術創新的早期發展階段存在顯著的規模經濟效率缺失問題,這種缺失不可避免地對其他類型的創新產生擠出效應,導致資源配置的低效率,削弱了數字經濟對綠色經濟效率的正向影響,出現了一定的負面效應[8]。隨著對綠色技術創新的高投入發展,其潛在紅利被充分釋放,綠色技術創新正成為全球新一輪工業革命和科技競爭的重要新興領域,數字技術與綠色技術的深度融合,給“數字碳足跡”現象提供了綠色化的解決途徑,降低了環境污染和碳足跡,提高了綠色經濟效率。因此,本文提出假設2。

假設2:數字經濟對綠色經濟效率的影響隨著綠色技術創新能力的變化呈現出門檻特征。

2 研究設計

2.1 模型構建

為研究數字經濟對綠色經濟效率的影響是否呈倒U形特征,本文將核心解釋變量數字經濟發展水平(Digital)及其二次項同時納入模型中。綠色經濟效率作為受限被解釋變量,使用采用普通的OLS進行估計可能導致回歸結構偏誤,因此,為進行準確的回歸分析,本文采用面板Tobit模型[9],建立模型如下。

(1)

式中:i=1,…,N,N為城市數量。t=1,…,T,T為年數。被解釋變量(Gur i,t)代表城市i在第t年的綠色經濟效率值,解釋變量(Digital i,t)為城市i在第t年的數字經濟發展水平,μi為城市i的固定效應,α為常數項,εit為隨機干擾項,Controls i,t為城市i在t年的控制變量集合,λ′為控制變量的系數向量。當系數β1>0且β2<0,且系數顯著時,表明數字經濟與綠色經濟效率之間存在倒U形的關系。

由于數字經濟中的“網絡效應”和“梅特卡夫法則”,綠色技術創新還可能會對數字經濟推動綠色經濟創新的非線性動態溢出產生間接作用。因此,通過門檻回歸模型對此進行驗證,設定如下。

(2)

式中:Ait為門檻變量;I(g)為取值1或者0的指示函數,滿足條件為1,否則為0;θ為門檻值;Z′為控制變量的系數,能夠將研究的城市層次樣本劃分為2個區間,不同區間內數字經濟的回歸系數(σ1和σ2)存在差異。

2.2 變量測度

被解釋變量為綠色經濟效率(Gur),采用非期望產出-超效率SBM模型進行測算。投入指標包括勞動、土地、資本、用水和用電投入,并以年末就業總人數來衡量勞動力投入,土地投入使用各城市建設區用地面積衡量,資本投入使用永續盤存法計算的固定資產投資總額表示,用水和用電投入分別使用各城市的用水總量和社會用電量來代表。產出指標包含期望產出和非期望產出,期望產出采用各城市的國內生產總額、城市市轄區建成區綠化覆蓋率、社會消費品零售總額和市轄區綠地面積,非期望產出則采用工業廢水排放量、工業煙塵排放量和工業二氧化硫排放量。

解釋變量為數字經濟發展水平(Digital)。參考了趙濤 等[10]的做法,選用了互聯網普及率、電信業務總量、移動電話數、數字惠普金融指數和計算機服務和軟件從業人員就業人員占比這5個指標,使用熵值法進行計算,得到的結果記作數字經濟發展水平。門檻變量為綠色技術創新,采用綠色發明專利數量和綠色實用新型專利數量的對數值來表示。

基于提高回歸結果準確性考慮,參照已有研究,選擇如下控制變量。①能源消耗(Energy),采用能源消耗總量表示。②城市規模(Area),采用城市建成區面積表示。③金融發展(Findev),使用金融貸款余額占GDP的比重衡量。④人口規模(Peo),用年末常住人口來衡量。⑤經濟發展水平(Pcgdp),使用人均GDP來衡量,并對控制變量進行對數出來以減少異方差問題。

2.3 數據來源

本文選取2011—2019年我國282個城市的面板數據,部分缺失的數據使用線性插值進行補全,所收集的數據來源于《中國城市統計年鑒》、各省市統計年鑒等宏觀統計年鑒,以及CSMAR數據庫、中經網統計數據庫等數據庫。

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

為了更深入地研究數字經濟對綠色經濟效率的非線性關系,本文運用Tobit模型進行回歸分析,并在表1中展示了兩者的回歸結果。模型(1)是僅考慮解釋變量的回歸結果,模型(2)是在此基礎上加入控制變量,模型(3)進一步引入解釋變量的平方項,以進行非線性探究。

表1 基準回歸分析結果

從表1的回歸結果顯示,模型(1)、模型(2)和模型(3)的對數似然函數值分別為-648.057、-476.921和-475.454,對數似然函數值越大,擬合效果越好,因此模型(3)更具有代表性,模型(3)結果顯示,數字經濟發展水平的一次性回歸系數為2.277,二次項回歸系數為-1.245,兩者均通過了1%的統計顯著性檢驗,說明數字經濟與綠色經濟效率之間存在明顯的倒U形關系特征,假設1通過了驗證,說明在數字經濟發展水平前期,數字經濟對綠色經濟效率有正向作用,當數字經濟發展水平大于臨界值(拐點為1.012),數字經濟將抑制綠色經濟效率的發展,目前我國數字經濟發展水平低于臨界值,正由快速成長期進入成熟發展期[11],數字經濟的高效運作可以減少能源消耗和污染排放,提高資源利用效率,從而推動綠色經濟的發展,但要注意數字經濟的擴張速度,規模擴張到達一定程度后,數字經濟所帶來的正面效應不足以抵消負面效應,超出資源環境承載力的臨界值,抑制著綠色經濟效率的發展。

在控制變量方面,能源消耗的系數為-0.109,對城市綠色經濟效率具有顯著的負向抑制作用,說明能源消耗量越大,綠色經濟效率越低;城市規模的系數為-0.558,在1%的水平下顯著為負,說明城市綠色經濟效率呈負向關系,這表明隨著城市規模的擴大,其與綠色經濟效率呈反向變動;金融發展的系數為-0.013,未通過顯著性檢驗;人口規模和經濟發展水平的系數分別為0.043和0.097,顯著為正,表明隨著人口規模的擴大,經濟發展水平的提高,有利于城市綠色經濟效率的發展。

3.2 穩健性檢驗

為了檢驗結果的可靠性,本文采取以下2種方式進行穩健性檢驗(見表2)。第一,替換被解釋變量的測度方式,本文使用非期望產生SBM模型重新測算綠色經濟效率,如模型(5)和模型(6)所示;第二,刪除直轄市,不同級別的城市,數字經濟的發展不同,為了使樣本更加合理,刪除直轄市城市,如模型(7)和模型(8)所示。

表2 穩健性檢驗

表2的回歸結果顯示,模型(6)和模型(8)中數字經濟的一次性回歸系數為正,二次項回歸系數為負,結果充分表現了數字經濟對綠色經濟效率的影響始終呈現顯著的倒U形作用特征,與主模型得到的結果一致,其余控制變量的符號也與上述一致,因此本文的假設得到了檢驗。

3.3 門檻回歸模型分析

面板門檻回歸模型的實質是分段函數模型,主要考察在不同初始條件下解釋變量是否在達到一定門檻值后發生結構性突變[12]。本文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會受到綠色技術創新的約束。在進行門檻回歸之前,首先需要對門檻值進行檢驗。本文基于Hansen的方法進行面板門檻存在性的檢驗[13],從而確定門檻個數,p值通過Bootstrap進行300次反復抽樣得到。如表3所示,綠色技術創新通過雙重門檻檢驗,門檻估計值分別為0.591和0.288。

表3 不同約束條件的門檻效應檢驗結果

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4中報告了基于不同約束條件下數字經濟影響綠色經濟效率門檻模型的回歸結果。當綠色技術創新小于門檻值0.591時,數字經濟對綠色經濟效率具有負向抑制作用,且通過了1%的顯著性檢驗;當綠色技術創新大于門檻值0.591時,數字經濟對綠色經濟效率的促進作用達到1.350,且通過了1%的顯著性檢驗。這意味著數字經濟促進綠色經濟效率的提升有依賴于綠色技術創新,數字經濟對綠色經濟效率的影響隨著綠色技術創新的提高影響效果越明顯。

表4 基于不同約束條件的門檻回歸結果

4 結束語

本文利用2011—2019年我國282個城市的面板數據,測算了數字經濟發展水平和綠色經濟效率值,并基于此使用計量方法實證分析,以探究數字經濟對綠色經濟效率的非線性傳導機制。研究表明,數字經濟與綠色經濟效率之間的影響關系呈現倒U形,在到達拐點之前,這個階段的數字技術廣泛應用和創新對環境管理和資源利用帶來了積極作用,數字技術可以優化生產過程、節約能源、減少污染物排放,并支持智能化、自動化和物聯網等綠色技術的發展和應用,有助于提高綠色經濟效率,實現資源的更有效利用和環境的更好保護。在到達拐點之后,數字經濟的高速發展需要大量的能源和原材料供應,資源的過度消耗可能對環境造成負面影響,增加廢棄物的產生,除此之外,數字經濟的某些領域可能出現市場壟斷或信息不對稱問題,這都將限制綠色經濟效率的提升。數字經濟對綠色經濟效率的影響隨著綠色技術創新的變化呈現出門檻特征,隨著綠色技術創新的提高,推動了清潔能源的發展和促進數字經濟向循環經濟模式轉型,實現資源的循環利用和廢物的減量化處理,數字經濟可以在更加高效和環保的基礎上實現可持續發現,促進綠色經濟的發展。

基于研究結論,本文提出以下的政策建議。第一,數字經濟在持續擴張過程中要穩中求進,不能急于求成,政府部門應制定更加嚴格的環境標準和法律法規,鼓勵和引導企業實施環境友好型的生產和運營方式,加強對數字經濟發展的監管,確保數字經濟與綠色經濟目標的協調推進,避免出現拐點之后抑制現象,實現數字經濟與綠色經濟之間的良性互動。第二,需要充分認識到在綠色技術創新的限制下,數字經濟對綠色經濟效率的影響呈現的非線性規律,消除數字經濟發展過程中所存在的一些門檻效應;繼續推動綠色技術的研發和創新,包括能源效率改進、清潔能源的應用、物聯網技術的普及等,鼓勵數字經濟中企業和創新者投入到解決環境問題的技術領域中,推動數字經濟與綠色經濟的深度融合。