黃河流域數(shù)字經(jīng)濟(jì)－技術(shù)創(chuàng)新－生態(tài)環(huán)境協(xié)整分析

摘 要：為探索黃河流域數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)境三者之間的協(xié)整關(guān)系，基于２０１１—２０２０ 年黃河流域各省（區(qū)） 面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用泰爾指數(shù)對(duì)其時(shí)空演變特征和區(qū)域差異進(jìn)行研究，運(yùn)用ＡＲＤＬ 協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀⒏裉m杰因果檢驗(yàn)方法分析三者之間的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系、短期動(dòng)態(tài)影響及因果關(guān)系。結(jié)果表明：１） 黃河流域生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新水平在２０１１—２０２０ 年整體上均呈上升態(tài)勢(shì)，在空間上地區(qū)間差異較大，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量呈“低低集聚、高高靠攏”格局，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)創(chuàng)新水平呈東南高、西北低的格局；２） 生態(tài)環(huán)境、數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新三者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系；３）數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響具有顯著的正向效應(yīng)，其中數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響生態(tài)環(huán)境的效應(yīng)明顯大于技術(shù)創(chuàng)新的，數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響生態(tài)環(huán)境的短期效應(yīng)大于長(zhǎng)期效應(yīng)，而技術(shù)創(chuàng)新影響生態(tài)環(huán)境的短期效應(yīng)小于長(zhǎng)期效應(yīng)；４）技術(shù)創(chuàng)新對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的影響具有極顯著正向效應(yīng)，其中長(zhǎng)期效應(yīng)大于短期效應(yīng)。提出了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、加強(qiáng)污染防治、做好協(xié)同發(fā)展頂層設(shè)計(jì)等建議。

關(guān)鍵詞：生態(tài)環(huán)境；數(shù)字經(jīng)濟(jì)；技術(shù)創(chuàng)新；協(xié)整；黃河流域

中圖分類號(hào)：Ｆ４９；Ｘ２２；ＴＶ８８２．１ 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：Ａ ｄｏｉ：１０．３９６９／ ｊ．ｉｓｓｎ．１０００－１３７９．２０２４．１１．００３

引用格式：龐博，傅堯，李曉星，等．黃河流域數(shù)字經(jīng)濟(jì)－技術(shù)創(chuàng)新－生態(tài)環(huán)境協(xié)整分析［Ｊ］．人民黃河，２０２４，４６（１１）：１５－２１．

０ 引言

經(jīng)濟(jì)發(fā)展由高速增長(zhǎng)向高質(zhì)量發(fā)展是實(shí)施黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展重大國(guó)家戰(zhàn)略的必然要求，技術(shù)創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)這種轉(zhuǎn)變的重要驅(qū)動(dòng)力［１－２］ 。在創(chuàng)新技術(shù)激增的情況下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)融合是促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展的有力抓手［３－４］ 。粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致黃河流域傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)“重工、重能”問(wèn)題突出以及生態(tài)環(huán)境脆弱、環(huán)境承載力不足等問(wèn)題嚴(yán)重，阻礙了高質(zhì)量發(fā)展。數(shù)字經(jīng)濟(jì)和創(chuàng)新技術(shù)發(fā)展成為新時(shí)期產(chǎn)業(yè)變革的方向，為解決黃河流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和環(huán)境承載力等方面的問(wèn)題帶來(lái)了新機(jī)遇。

現(xiàn)有關(guān)于數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)境三者關(guān)系研究的文獻(xiàn)主要集中在以下三方面：一是數(shù)字經(jīng)濟(jì)與生態(tài)環(huán)境的關(guān)系。部分學(xué)者認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展可以改善生態(tài)環(huán)境，如任保平［５］ 認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟(jì)可以通過(guò)減少資源浪費(fèi)降低生態(tài)環(huán)境惡化程度，宋洋［１］ 認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟(jì)能通過(guò)擠壓高污染行業(yè)發(fā)展空間、智能化改造傳統(tǒng)行業(yè)降低環(huán)境污染程度，但是也有學(xué)者持不同的觀點(diǎn)，認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)造成生態(tài)環(huán)境惡化、數(shù)字經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及其應(yīng)用會(huì)增加能源消耗和污染［６－７］ 。二是技術(shù)創(chuàng)新與生態(tài)環(huán)境的關(guān)系。如王鵬等［８］ 認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新可促進(jìn)工業(yè)“三廢”治理、有利于在生產(chǎn)系統(tǒng)前端預(yù)防和遏制環(huán)境污染，嚴(yán)太華等［９］ 認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新可通過(guò)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和污染治理技術(shù)降低環(huán)境污染程度。三是技術(shù)創(chuàng)新與數(shù)字經(jīng)濟(jì)的關(guān)系。如馬中東等［１０］ 認(rèn)為數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠帶動(dòng)企業(yè)實(shí)現(xiàn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型、提升資源配置效率、降低生產(chǎn)成本、提高技術(shù)創(chuàng)新效率，馬嫣然等［１１］ 認(rèn)為發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)可以促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新、二者呈現(xiàn)倒Ｕ 形曲線關(guān)系。綜上可知，有關(guān)學(xué)者從不同視角對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)境三者中兩兩關(guān)系進(jìn)行了研究，且主要研究二者之間的作用方向，而對(duì)相互間影響程度的實(shí)證檢驗(yàn)較少。

本文將黃河流域數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)境三者放在同一框架中，以２０１１—２０２０ 年黃河流域九省（區(qū)）面板數(shù)據(jù)為研究樣本，采用泰爾指數(shù)對(duì)三者的時(shí)空演變特征和區(qū)域差異進(jìn)行分析，運(yùn)用自回歸分布滯后（ＡＲＤＬ）模型進(jìn)行三者長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)，應(yīng)用格蘭杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果檢驗(yàn)方法進(jìn)行變量間因果關(guān)系分析，以期為黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展提供參考。

１ 研究方法

１．１ 泰爾指數(shù)

泰爾指數(shù)由Ｔｈｅｉｌ［１２］ 于１９６７ 年提出，最初用來(lái)測(cè)算地區(qū)間收入的差距，近年來(lái)被廣泛用于地區(qū)之間（或地區(qū)內(nèi)部各單元之間）經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異等研究［１３－１４］ 。泰爾指數(shù)越大表明地區(qū)之間的差異越大，本文將其用于分析生態(tài)環(huán)境、數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新的區(qū)域差異。泰爾指數(shù)計(jì)算公式如下：

式中：Ｔ 為總體泰爾指數(shù)，Ｔｗ 為區(qū)域ｗ（表示黃河流域上、中、下游地區(qū)） 泰爾指數(shù)，ｉ 為省份序號(hào)，ｎ、ｎｗ 分別為黃河流域省份數(shù)量、區(qū)域ｗ 省份數(shù)量，Ｙｉ 、Ｙ、Ｙｗ 分別為省份ｉ 指標(biāo)值、研究區(qū)所有省份指標(biāo)均值、區(qū)域ｗ 各省份指標(biāo)均值，Ｔａ、Ｔｂ 分別為區(qū)域內(nèi)差異、區(qū)域間差異的泰爾指數(shù)（Ｔａ ＋ Ｔｂ ＝ Ｔ），ｍ 為區(qū)域數(shù)量（本研究ｍ ＝３）。

１．２ 實(shí)證模型

ＡＲＤＬ 模型是同時(shí)包含滯后因變量和解釋變量的最小二乘回歸方程，是由Ｃｈａｒｅｍｚａ 等［１５］ 提出的一種協(xié)整檢驗(yàn)方法，經(jīng)Ｐｅｓａｒａｎ 等［１６］ 完善后，與Ｅｎｇｌｅ －Ｇｒａｎｇｅｒ 傳統(tǒng)協(xié)整檢驗(yàn)方法相比具有明顯優(yōu)勢(shì)［１７－１８］（一是變量不限制同階單整且小樣本檢驗(yàn)的穩(wěn)健性強(qiáng)，二是解釋變量為內(nèi)生變量時(shí)模型無(wú)偏有效，三是經(jīng)過(guò)線性變換可以得到無(wú)約束誤差修正模型等）。ＡＲＤＬ 基本模型形式如下：

式中：下標(biāo)ｔ 為實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)攴荩?為被解釋變量，Ｘ 為解釋變量，Ｚ 為控制變量，Δ 為差分算子，φ０ 為漂移項(xiàng)（常數(shù)），θｔ 為白噪聲，φ１、φ２、φ３ 分別為反映被解釋變量、解釋變量、控制變量長(zhǎng)期影響的系數(shù)，φ１ｉ 、φ２ｊ 、φ３ｋ 分別為變量Ｙ、Ｘ、Ｚ 滯后ｉ、ｊ、ｋ 期的系數(shù)，ｍ、ｎ、Ｋ 分別為Ｙ、Ｘ、Ｚ 最大滯后期數(shù)。

各類變量對(duì)被解釋變量影響的滯后期數(shù)由ＡＩＣ準(zhǔn)則確定，經(jīng)ＡＲＤＬ 基本模型檢驗(yàn)，確定變量間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系后，方可構(gòu)建ＡＲＤＬ 長(zhǎng)期協(xié)整效應(yīng)模型，其形式如下：

式中：α 為常數(shù)，γ１ｉ 為反映被解釋變量自身滯后性影響的效應(yīng)系數(shù)，γ２ｊ 、γ３ｋ 分別為反映解釋變量、控制變量對(duì)被解釋變量長(zhǎng)期影響的效應(yīng)系數(shù)。

為進(jìn)一步探討各變量間的短期動(dòng)態(tài)影響，對(duì)長(zhǎng)期效應(yīng)模型進(jìn)行線性變換和整理后得出如下短期動(dòng)態(tài)影響ＡＲＤＬ－ＥＣＭ 模型：

式中：δ 為常數(shù)，β１ｉ 為反映被解釋變量自身滯后性短期動(dòng)態(tài)影響的效應(yīng)系數(shù)，β２ｊ 、β３ｋ 分別為反映解釋變量、控制變量對(duì)被解釋變量短期影響的效應(yīng)系數(shù)，η 為滯后的誤差修正項(xiàng)，φ 為系數(shù)。

１．３ 因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)是分析兩個(gè)變量是否存在因果關(guān)系的常用方法［１９］ ，其思路是：若變量Ａ 的過(guò)去數(shù)值能夠預(yù)測(cè)變量Ｂ，變量Ｂ 受變量Ａ 的滯后影響，則認(rèn)為Ａ是Ｂ 變化的Ｇｒａｎｇｅｒ 原因。公式如下：

式中：ｔ 為時(shí)間，Ａｔ 、Ｂｔ 為時(shí)間序列， Ｌ 為最大滯后期數(shù)，αｉ 、φｉ 、βｉ 、γｉ 為系數(shù)，θ１ｔ 、θ２ｔ 為誤差補(bǔ)充項(xiàng)。

原假設(shè)φ１ ＝ φ２ ＝ … ＝ φＬ ＝ ０、γ１ ＝ γ２ ＝ … ＝ γＬ ＝ ０，若拒絕原假設(shè)則認(rèn)為Ａ 是Ｂ 變化的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，反之則認(rèn)為Ａ 不是Ｂ 變化的Ｇｒａｎｇｅｒ 原因。

１．４ 指標(biāo)（變量）體系設(shè)置與測(cè)度

１） 生態(tài)環(huán)境質(zhì)量（用評(píng)價(jià)指數(shù)ＹＥＥ 表示）。遵循代表性、科學(xué)性、數(shù)據(jù)可獲得性原則，借鑒有關(guān)研究成果［２０－２１］ ，根據(jù)黃河流域生態(tài)環(huán)境的特點(diǎn)，從水環(huán)境、大氣質(zhì)量、固體廢物、生態(tài)４ 個(gè)維度構(gòu)建生態(tài)環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，共設(shè)置１１ 個(gè)具體指標(biāo)，見(jiàn)表１。

２）數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（用評(píng)價(jià)指數(shù)ＹＤＥ表示）。國(guó)務(wù)院印發(fā)的《“十四五”數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃》指出，數(shù)字經(jīng)濟(jì)是以數(shù)據(jù)資源為關(guān)鍵要素、以現(xiàn)代信息網(wǎng)絡(luò)為主要載體、以信息通信技術(shù)融合應(yīng)用和全要素?cái)?shù)字化轉(zhuǎn)型為重要推動(dòng)力、促進(jìn)公平與效率更加統(tǒng)一的新經(jīng)濟(jì)形態(tài)。目前，我國(guó)尚無(wú)發(fā)布省級(jí)數(shù)字經(jīng)濟(jì)權(quán)威數(shù)據(jù)。本研究從基礎(chǔ)設(shè)施、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與數(shù)字普惠金融３ 個(gè)維度構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，共設(shè)置９個(gè)具體指標(biāo)（屬性均為＋），見(jiàn)表２。

３）技術(shù)創(chuàng)新水平（用評(píng)價(jià)指數(shù)ＹＴＩ表示）。現(xiàn)有文獻(xiàn)［２２－２３］ 主要用３ 類指標(biāo)衡量技術(shù)創(chuàng)新水平：第一類是投入，設(shè)置研發(fā)強(qiáng)度、研發(fā)人員數(shù)量、經(jīng)費(fèi)投入等相關(guān)指標(biāo)；第二類是產(chǎn)出，設(shè)置技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)品銷售收入、專利數(shù)量等相關(guān)指標(biāo)；第三類是效率，設(shè)置全要素生產(chǎn)率、創(chuàng)新效率等指標(biāo)。其中研發(fā)強(qiáng)度（即研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入占生產(chǎn)總值的比例）是國(guó)際上廣泛使用的、衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)自主創(chuàng)新水平的重要指標(biāo)，也是我國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局用于衡量科技創(chuàng)新發(fā)展水平的指標(biāo)，因此本文采用研發(fā)強(qiáng)度來(lái)衡量技術(shù)創(chuàng)新水平。

４）控制變量。為保證實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可靠性，把可能對(duì)被解釋變量產(chǎn)生影響的因子作為實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械目刂谱兞浚?jiàn)表３。

５）指標(biāo)賦權(quán)。常用的指標(biāo)賦權(quán)方法有層次分析法、熵值法、主成分法等，其中：層次分析法是主觀賦權(quán)方法，易受專家主觀因素的不確定性影響；主成分法是一種客觀賦權(quán)法，有時(shí)損失信息較多；熵值法也是一種客觀賦權(quán)法，根據(jù)指標(biāo)值的離散程度確定權(quán)重，可有效避免確定指標(biāo)權(quán)重時(shí)的主觀性。本研究采用熵值法進(jìn)行生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平評(píng)價(jià)指標(biāo)賦權(quán)。

６）數(shù)據(jù)來(lái)源。本文以２０１１—２０２０ 年為研究時(shí)段，所用統(tǒng)計(jì)指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于黃河流域各省（區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒、環(huán)境統(tǒng)計(jì)公報(bào)以及相關(guān)網(wǎng)站等，所用數(shù)字普惠金融指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心發(fā)布的《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)２０１１—２０２０》。缺失的個(gè)別數(shù)據(jù)采用線性插值法補(bǔ)齊。

２ 結(jié)果與分析

２．１ ＹＥＥ 、ＹＤＥ 、ＹＴＩ時(shí)空演化情況

２．１．１ ＹＥＥ 、ＹＤＥ 、ＹＴＩ時(shí)序演化情況

黃河流域ＹＥＥ、ＹＤＥ、ＹＴＩ 的時(shí)序演化情況見(jiàn)圖１。２０１１—２０２０ 年，在國(guó)家不斷推進(jìn)能源結(jié)構(gòu)調(diào)整、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和污染源頭管控的背景下，黃河流域生態(tài)環(huán)境質(zhì)量得到持續(xù)改善，其評(píng)價(jià)指數(shù)ＹＥＥ 呈穩(wěn)步上升態(tài)勢(shì)，從２０１１ 年的０．５５ 上升至２０２０ 年的０．６９；隨著互聯(lián)網(wǎng)、人工智能、大數(shù)據(jù)等科技的飛速發(fā)展和廣泛應(yīng)用，黃河流域數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈明顯上升趨勢(shì)，其評(píng)價(jià)指數(shù)ＹＤＥ由０．１０ 提高到０．５７；黃河流域技術(shù)創(chuàng)新水平經(jīng)歷了“快速—穩(wěn)定—快速”的階段性上升過(guò)程，評(píng)價(jià)指數(shù)在２０１１—２０１４ 年由０．９７ 快速上升至１．２３、在２０１４—２０１８ 年小幅度上升至１．３２、在２０１８—２０２０ 年快速上升至１．５７，國(guó)家多次強(qiáng)調(diào)科技創(chuàng)新、強(qiáng)化應(yīng)用基礎(chǔ)研究并啟動(dòng)多批科技創(chuàng)新重大項(xiàng)目、建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)國(guó)家實(shí)驗(yàn)室等，使黃河流域技術(shù)創(chuàng)新水平邁向新高度。

２．１．２ ＹＥＥ 、ＹＤＥ 、ＹＴＩ空間異質(zhì)性

依據(jù)評(píng)價(jià)指數(shù)ＹＥＥ、ＹＤＥ、ＹＴＩ，采用自然斷點(diǎn)法把生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新水平劃分為低、中低、中等、中高、高５ 級(jí)，運(yùn)用ＡｒｃＧＩＳ 軟件對(duì)２０１１年、２０２０ 年各省（區(qū)）所屬等級(jí)進(jìn)行可視化處理（見(jiàn)圖２、圖３、圖４），可以看出：黃河流域生態(tài)環(huán)境質(zhì)量呈“低低集聚、高高靠攏”格局，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)創(chuàng)新水平總體上呈“東南高、西北低”的格局。

借鑒相關(guān)研究［２４］ ，把青海、四川、甘肅、寧夏、內(nèi)蒙古五省（區(qū)）作為黃河上游地區(qū)，把陜西、山西兩省作為黃河中游地區(qū)，把河南、山東兩省作為黃河下游地區(qū)，計(jì)算評(píng)價(jià)指數(shù)ＹＥＥ、ＹＤＥ、ＹＴＩ 的泰爾指數(shù)（結(jié)果見(jiàn)表４），進(jìn)行生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新水平空間差異分析。由表４ 可知：１）整體上看，２０１１—２０２０ 年黃河流域ＹＥＥ、ＹＤＥ、ＹＴＩ 的總體泰爾指數(shù)均有所增大，表明生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新水平的空間差異增大，尤其技術(shù)創(chuàng)新水平不均衡現(xiàn)象加劇；２）從區(qū)域內(nèi)差異和區(qū)域間差異來(lái)看，ＹＥＥ、ＹＤＥ區(qū)域間差異的泰爾指數(shù)遠(yuǎn)大于區(qū)域內(nèi)差異的泰爾指數(shù)，即ＹＥＥ、ＹＤＥ的差異主要來(lái)源于區(qū)域間差異，而ＹＴＩ區(qū)域內(nèi)差異的泰爾指數(shù)大于區(qū)域間差異的，說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新水平空間不均衡現(xiàn)象非常明顯。

綜上所述，由于黃河流域各地區(qū)地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及政府重視程度等有所不同，因此生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新水平的總體差異及上、中、下游地區(qū)內(nèi)與地區(qū)間差異較大，有兩級(jí)分化特征。

２．２ 協(xié)整檢驗(yàn)

２．２．１ 單位根檢驗(yàn)

為保證實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷钠椒€(wěn)性、避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，構(gòu)建模型前須對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。為防止出現(xiàn)異方差，對(duì)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理后，采用ＡＤＦ檢驗(yàn)方法對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表５。由表５可知，ｌｎ ＹＥＥ、ｌｎ ＹＤＥ、ｌｎ ＹＴＩ 均在１％的顯著水平上拒絕原假設(shè)，即變量序列零階平穩(wěn)，符合ＡＲＤＬ 模型的建模要求， 可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

２．２．２ 邊界協(xié)整檢驗(yàn)

為確定生態(tài)環(huán)境、數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新三者之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，利用Ｅｖｉｅｗｓ 軟件進(jìn)行邊界協(xié)整檢驗(yàn)，依據(jù)ＡＩＣ 準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，模型分別選定為ＡＲＤＬ（２，１，１）與ＡＲＤＬ（２，１），運(yùn)用Ｆ 統(tǒng)計(jì)量判定變量間的協(xié)整關(guān)系（若Ｆ 統(tǒng)計(jì)量大于上限臨界值則拒絕原假設(shè)，即拒絕變量間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，變量間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系；否則，接受原假設(shè)，變量間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系）。以ＹＥＥ 為被解釋變量、以ＹＤＥ、ＹＴＩ為解釋變量以及以ＹＤＥ 為被解釋變量以ＹＴＩ 為解釋變量的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表６。由表６ 可知，兩種檢驗(yàn)的Ｆ 統(tǒng)計(jì)量均大于顯著性水平為０．０１ 的上限臨界值，拒絕原假設(shè)，即生態(tài)環(huán)境、數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新三者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

２．２．３ 參數(shù)估計(jì)

在確定變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考察變量間影響的長(zhǎng)期效應(yīng)和短期效應(yīng)。采用ＡＩＣ 準(zhǔn)則確定模型的最優(yōu)滯后期數(shù)， 對(duì)長(zhǎng)期效應(yīng)ＡＲＤＬ 模型即式（６）、短期動(dòng)態(tài)影響ＡＲＤＬ－ＥＣＭ 模型即式（７）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表７。

１）以ＹＥＥ為被解釋變量。由表７ 可知，無(wú)論長(zhǎng)期效應(yīng)模型還是短期影響模型，ｌｎ ＹＤＥ、ｌｎ ＹＴＩ的系數(shù)均為正且達(dá)到極顯著水平，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響都是正向的且效應(yīng)顯著。其中：ｌｎ ＹＤＥ的系數(shù)明顯大于ｌｎ ＹＴＩ的系數(shù)，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響生態(tài)環(huán)境的效應(yīng)明顯大于技術(shù)創(chuàng)新的；數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響生態(tài)環(huán)境的短期效應(yīng)大于長(zhǎng)期效應(yīng)，而技術(shù)創(chuàng)新影響生態(tài)環(huán)境的短期效應(yīng)小于長(zhǎng)期效應(yīng)。

２）以ＹＤＥ為被解釋變量。由表７ 可知，無(wú)論長(zhǎng)期效應(yīng)模型還是短期效應(yīng)模型，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的影響均具有極顯著正向效應(yīng)，其中長(zhǎng)期效應(yīng)大于短期效應(yīng)，這說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新成果的孵化轉(zhuǎn)化需要一定時(shí)間。

２．３ 因果檢驗(yàn)

對(duì)生態(tài)環(huán)境、數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新三者的因果關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果（見(jiàn)表８）表明：數(shù)字經(jīng)濟(jì)和技術(shù)創(chuàng)新與生態(tài)環(huán)境有Ｇｒａｎｇｅｒ 因果關(guān)系、技術(shù)創(chuàng)新與數(shù)字經(jīng)濟(jì)有Ｇｒａｎｇｅｒ 因果關(guān)系，這一檢驗(yàn)結(jié)果印證了上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果；數(shù)字經(jīng)濟(jì)和技術(shù)創(chuàng)新是生態(tài)環(huán)境質(zhì)量變化的Ｇｒａｎｇｅｒ 原因，同時(shí)技術(shù)創(chuàng)新是數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的Ｇｒａｎｇｅｒ 原因。

３ 結(jié)論與建議

３．１ 結(jié)論

１）黃河流域生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新水平在２０１１—２０２０ 年整體上均呈上升態(tài)勢(shì)，在空間上地區(qū)間差異較大，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量呈“低低集聚、高高靠攏”格局，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)創(chuàng)新水平呈東南高、西北低的格局。

２）生態(tài)環(huán)境、數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新三者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

３）數(shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響具有顯著的正向效應(yīng)，其中數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響生態(tài)環(huán)境的效應(yīng)明顯大于技術(shù)創(chuàng)新的，數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響生態(tài)環(huán)境的短期效應(yīng)大于長(zhǎng)期效應(yīng)，而技術(shù)創(chuàng)新影響生態(tài)環(huán)境的短期效應(yīng)小于長(zhǎng)期效應(yīng)。

４）技術(shù)創(chuàng)新對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的影響具有極顯著正向效應(yīng)，其中長(zhǎng)期效應(yīng)大于短期效應(yīng)。

３．２ 對(duì)策建議

１）進(jìn)一步調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)污染防治，提高生態(tài)環(huán)境質(zhì)量；增強(qiáng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心能力、提高發(fā)展質(zhì)量，打造黃河流域數(shù)字經(jīng)濟(jì)新優(yōu)勢(shì)；建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)國(guó)家實(shí)驗(yàn)室等，使技術(shù)創(chuàng)新水平邁向新高度；營(yíng)造良好科技創(chuàng)新環(huán)境，激發(fā)創(chuàng)新活力及創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)能力，提升科技成果轉(zhuǎn)化能力。

２）做好協(xié)同發(fā)展頂層設(shè)計(jì)，強(qiáng)化區(qū)域間優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)和協(xié)同發(fā)展、縮小區(qū)域間發(fā)展差異，促進(jìn)黃河流域整體高質(zhì)量發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

［１］ 宋洋．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展：基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)［Ｊ］．貴州社會(huì)科學(xué)，２０２０（１２）：１０５－１１２．

［２］ ＷＡＮＧ Ｋａｉｈｕａ，ＭＵＨＡＭＭＡＤ Ｕｍａｒ，ＲＡＢＩＡ Ａｋｒａｍ，ｅｔ ａｌ．Ｉｓ Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌ Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ Ｍａｋｉｎｇ Ｗｏｒｌｄ “Ｇｒｅｅｎｅｒ”？：Ａｎ Ｅｖ?ｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ Ｃｈａｎｇｉｎｇ Ｇｒｏｗｔｈ Ｓｔｏｒｙ ｏｆ Ｃｈｉｎａ ［ Ｊ ］．Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌ Ｆｏｒｅｃａｓｔｉｎｇ ａｎｄ Ｓｏｃｉａｌ Ｃｈａｎｇｅ， ２０２１，１６５：１２０５１６．

［３］ ＨＡＮ Ｘｕ，ＦＵ Ｌｉａｎｙｉｎｇ，ＬＶ Ｃｈｏｎｇｙａｎｇ，ｅｔ ａｌ．Ｍｅａｓｕｒｅｍｅｎｔ ａｎｄ Ｓｐａｔｉｏ?Ｔｅｍｐｏｒａｌ Ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ ｔｈｅ Ｃｏｕｐｌｉｎｇ Ｃｏｏｒｄｉｎａｔｅｄ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ Ａｍｏｎｇ ｔｈｅ Ｄｉｇｉｔａｌ Ｅｃｏｎｏｍｙ，Ｔｅｃｈ?ｎｏｌｏｇｉｃａｌ Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｅｃｏｌｏｇｉｃａｌ Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ［Ｊ］．Ｅｃｏｌｏｇ?ｉｃａｌ Ｉｎｄｉｃａｔｏｒｓ，２０２３，１５１：１１０３２５．

［４］ 羅巍，冉巧丹，程遂營(yíng)．黃河流域產(chǎn)業(yè)數(shù)字化協(xié)同演化格局與驅(qū)動(dòng)路徑［Ｊ］．人民黃河，２０２３，４５（６）：１３－１７，３１．

［５］ 任保平．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)引領(lǐng)高質(zhì)量發(fā)展的邏輯、機(jī)制與路徑［Ｊ］．西安財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，２０２０，３３（２）：５－９．

［６］ ＡＶＯＭ Ｄ，ＮＫＥＮＧＦＡＣＫ Ｈ，ＦＯＴＩＯ Ｈ Ｋ．ＩＣＴ ａｎｄ Ｅｎｖｉｒｏｎ?ｍｅｎｔａｌ Ｑｕａｌｉｔｙ ｉｎ Ｓｕｂ?Ｓａｈａｒａｎ Ａｆｒｉｃａ：Ｅｆｆｅｃｔｓ ａｎｄ Ｔｒａｎｓｍｉｓ?ｓｉｏｎ Ｃｈａｎｎｅｌｓ ［ Ｊ ］． Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌ Ｆｏｒｅｃａｓｔｉｎｇ ＆ Ｓｏｃｉａｌ Ｃｈａｎｇｅ，２０２０，１５５（Ｃ）：１２００２８－１２００４０．

［７］ ＺＨＯＵ Ｘ Ｙ，ＺＨＯＵ Ｄ Ｑ，ＷＡＮＧ Ｑ Ｗ，ｅｔ ａｌ．Ｈｏｗ Ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｃｏｍｍｕｎｉｃａｔｉｏｎ Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ Ｄｒｉｖｅｓ Ｃａｒｂｏｎ Ｅｍｉｓｓｉｏｎｓ：Ａ Ｓｅｃｔｏｒ?Ｌｅｖｅｌ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｆｏｒ Ｃｈｉｎａ ［ Ｊ］． Ｅｎｅｒｇｙ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１８，８１：３８０－３９２．

［８］ 王鵬，謝麗文．污染治理投資、企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與污染治理效率［Ｊ］．中國(guó)人口·資源與環(huán)境，２０１４，２４（９）：５１－５８．

［９］ 嚴(yán)太華，朱夢(mèng)成．技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)環(huán)境污染的影響［Ｊ］．重慶大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），２０２３，２９（５）：７０－８４．

［１０］ 馬中東，周桐桐，高建剛．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)黃河流域制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響研究［Ｊ］．人民黃河，２０２３，４５（４）：６－１２，３４．

［１１］ 馬嫣然，呂寒，蔡建峰．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［Ｊ］．統(tǒng)計(jì)與決策，２０２３，３９（６）：９８－１０３．

［１２］ ＴＨＥＩＬ Ｈ．Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ Ｔｈｅｏｒｙ［Ｍ］．Ａｍｓｔｅｒ?ｄａｍ：Ｎｏｒｔｈ Ｈｏｌｌａｎｄ Ｐｕｂｌｉｓｈｉｎｇ Ｃｏｍｐａｎｙ，１９６７：１３２－１３９．

［１３］ 劉家旗，周桂芝，茹少峰．我國(guó)區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡性對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響［Ｊ］．統(tǒng)計(jì)與決策，２０２２，３８（１６）：１０８－１１２．

［１４］ ＹＯＵ Ｘ Ｔ，ＳＵＮ Ｙ Ｎ，ＬＩＵ Ｊ Ｗ．Ｅｖｏｌｕｔｉｏｎ ａｎｄ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ Ｕｒｂａｎ Ｒｅｓｉｌｉｅｎｃｅ ａｎｄ Ｉｔｓ Ｉｎｆｕｅｎｃｉｎｇ Ｆａｃｔｏｒｓ：Ａ Ｃａｓｅ Ｓｔｕｄｙ ｏｆ Ｊｉａｎｇｓｕ Ｐｒｏｖｉｎｃｅ，Ｃｈｉｎａ［Ｊ］．Ｎａｔｕｒａｌ Ｈａｚａｒｄｓ，２０２２，１１３：１７５１－１７８２．

［１５］ ＣＨＡＲＥＭＺＡ Ｗ Ｗ，ＤＥＡＤＭＡＮ Ｄ Ｆ． Ｎｅｗ Ｄｉｒｅｃｔｉｏｎｓ ｉｎ Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃ Ｐｒａｃｔｉｃｅ：Ｇｅｎｅｒａｌ ｔｏ Ｓｐｅｃｉｆｉｃ Ｍｏｄｅｌｌｉｎｇ，Ｃｏｉｎ?ｔｅｇｒａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｖｅｃｔｏｒ Ａｕｔｏｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ［ Ｍ ］． Ｃｈｅｌｔｅｎｈａｍ：Ｅｄｗａｒｄ Ｅｌｇａｒ，１９９２：１６９－１７０．

［１６］ ＰＥＳＡＲＡＮ Ｍ Ｈ，ＳＨＩＮ Ｙ，ＳＭＩＴＨ Ｒ Ｊ．Ｂｏｕｎｄｓ Ｔｅｓｔｉｎｇ Ａｐ?ｐｒｏａｃｈｅｓ ｔｏ ｔｈｅ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ Ｌｅｖｅｌ Ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ａｐｐｌｉｅｄ Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ，２００１，１６（３）：２８９－３２６．

［１７］ 畢欣程，張之峰．吉林省城鄉(xiāng)融合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建與“一帶一路”倡議的關(guān)系研究：基于主成分分析法與ＡＲＤＬ 模型［Ｊ］． 長(zhǎng)春理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），２０２０，３３（５）：１１２－１１８．

［１８］ 呂靖燁，李娜．國(guó)際能源價(jià)格與中國(guó)糧食價(jià)格的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)評(píng)價(jià)［Ｊ］．價(jià)格月刊，２０２２（１１）：１９－２７．

［１９］ 高鐵梅．計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模［Ｍ］．北京：清華大學(xué)出版社，２００９：２７７－２７９．

［２０］ 薛明月．黃河流域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境耦合協(xié)調(diào)的時(shí)空格局研究［Ｊ］．世界地理研究，２０２２，３１（６）：１２６１－１２７２．

［２１］ ＺＯＵ Ｃ，ＺＨＵ Ｊ Ｗ，ＬＯＵ Ｋ Ｌ，ｅｔ ａｌ．Ｃｏｕｐｌｉｎｇ Ｃｏｏｒｄｉｎａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｓｐａｔｉｏｔｅｍｐｏｒａｌ Ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙ Ｂｅｔｗｅｅｎ Ｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｅｃｏｌｏｇｉｃａｌ Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ ｉｎ Ｓｈａａｎｘｉ Ｐｒｏｖｉｎｃｅ，Ｃｈｉｎａ［Ｊ］．Ｅｃ?ｏｌｏｇｉｃａｌ Ｉｎｄｉｃａｔｏｒｓ，２０２２，１４１：１０９１５２．

［２２］ 王飛，文震． 環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與生態(tài)效率：基于２００６—２０２０ 年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［Ｊ］．技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，２０２３（４）：１５－１９．

［２３］ 吳艷華．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新與全球價(jià)值鏈位勢(shì)提升［Ｊ］．技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，２０２３（２）：５０－５５．

［２４］ 陳鋒，張晶，任嬌，等．基于ＬＭＤＩ 模型的黃河流域碳排放時(shí)空差異及影響因素研究［Ｊ］．地球環(huán)境學(xué)報(bào)，２０２２，１３（４）：４１８－４２７．

【責(zé)任編輯 張智民】

基金項(xiàng)目：國(guó)家重點(diǎn)研發(fā)計(jì)劃項(xiàng)目（２０２１ＹＦＣ３２０１１０１）