數字經濟對綠色全要素生產率的影響及其門檻效應研究

摘要：為探究數字經濟對綠色全要素生產率的影響，基于2011—2019 年長江經濟帶108個地級市的面板數據，運用門檻效應模型實證檢驗長江經濟帶數字經濟對綠色全要素生產率的影響以及對外開放與政府干預的門檻效應。研究結果表明，數字經濟能夠顯著促進長江經濟帶綠色全要素生產率的提升，并且存在對外開放的雙門檻效應和政府干預的單門檻效應。適度的對外開放以及政府干預能增強數字經濟對于綠色發展的正向影響。根據研究結論提出了以數字經濟促進長江經濟帶綠色全要素生產率提升的相關建議。

關鍵詞：數字經濟；綠色全要素生產率；門檻效應；長江經濟帶

中圖分類號：F2 文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.16723198.2025.16.001

黨的二十屆三中全會提出加快經濟社會發展全面綠色轉型，推進生態優先、節約集約、綠色低碳發展。長江經濟帶覆蓋11個省市，橫跨我國東中西三大區域，其生態優先綠色發展戰略的深入實施，不僅關系到沿江省市的經濟社會發展全面綠色轉型，也直接影響全國生態文明建設的大局。當前，雖然長江經濟帶綠色發展穩步推進，但依然面臨著資源約束趨緊、生態系統脆弱等一系列挑戰，如何在保障經濟高質量增長的同時，有效緩解資源環境壓力，提高環境質量，成為長江經濟帶生態優先綠色發展面臨的緊迫任務。在此背景下，數字經濟作為一種新型經濟形態，以其高智能性、強融合性和廣覆蓋性，被視為推動長江經濟帶綠色轉型的關鍵力量之一。鑒于此，本文基于2011—2019 年長江經濟帶的面板數據，實證檢驗數字經濟對長江經濟帶綠色全要素生產率的外開放和政府干預的門檻效應，為長江經濟帶綠色發展政策的制定提供決策依據。

1 文獻綜述

關于數字經濟的相關研究，李潔和王琴梅（2022）測算了我國的數字經濟發展水平，研究結果顯示我國數字經濟發展水平南北差異較大，南方顯著高于北方[1]。劉艷霞（2022）的研究結果表明企業數字化轉型通過技術層面和公司治理層面這兩個路徑促進了企業全要素生產率的發展[2]。關于綠色全要素生產率的研究，劉慶芳等（2024）綜合運用全域Malmquist-Luenberger指數測算了青藏高原地區的綠色全要素生產率，并分析了其時空演化特征，研究結果表明，青藏地區的綠色全要素生產率波動起伏相對較穩定，空間分異的連續性良好，經濟發展水平等要素成為促進綠色全要素生產率提升的關鍵因素 [3]。關于數字經濟與綠色全要素生產率關系的研究，張帆等（2022）采用DEA-ML方法測算了綠色全要素生產率，結果顯示，數字經濟對綠色全要素生產率的促進作用在沿海地區更顯著[4]。趙巍（2022）提出總體上數字經濟顯著促進城市綠色全要素生產率的提升，且相比二線以下城市，這種促進效應在一線城市更顯著，同時城市創新能力發揮了顯著的中介效應[5]。

作為“三大支撐帶”戰略的重要組成部分，長江經濟帶在我國推動綠色經濟發展中發揮著先鋒角色。探討長江經濟帶能否利用數字經濟的優勢提升綠色全要素生產率，是助推經濟高質量發展，建設資源節約環境友好型國家的必要舉措。

2 理論分析與假設

數字經濟是利用數字技術優化重組經濟結構、提升效率推動力的經濟活動，在信息化賦能基礎設施的基礎上，優化數字化信息與知識。數字經濟能夠通過其高速度的信息搜集、高水平的技術生產，極大地提升資源的利用率，是綠色發展的最佳體現。在企業層面，綠色全要素生產率的實現要求企業建立起既環保又具有高產能的新型企業生產模式。實現這一模式可以通過引入數字經濟，特別是融合新一代信息技術與制造技術的智能制造，推進企業運營數字化轉型，提高企業在生產和銷售過程中的資源利用效率及綠色轉型發展[6]；在政府層面，隨著“互聯網+政務服務”及“數字政府”建設，環保系統的相關部門能夠將生態環境信息及相關數據進行整合，進而建立更先進的環境監測體系及信息數據庫，更好地以智慧手段治理環境污染，提升整體社會環境的綠色程度。通過以上分析，本文提出第一個研究假設：

假設1：數字經濟發展有助于促進綠色全要素生產率的提升。

對外開放是影響數字經濟與區域綠色發展關系的重要因素。一方面，對外開放促進了企業出口，由于出口貿易需要對標國際綠色標準提升綠色產品創新能力，這為數字經濟賦能綠色全要素生產率提升提供了動力。另一方面，對外開放引進了更多國外的先進技術與管理經驗，將進一步提升數字經濟賦能綠色全要素生產率發展的能力[7]。同時，對外開放水平的提升也存在負面作用，過度的對外開放可能會過多消耗國內的能源與資源用于滿足國外市場的需求，這將抑制數字經濟的綠色賦能效應。綜上分析，本文提出第二個研究假設：

假設2：對外開放在數字經濟對綠色全要素生產率的賦能中發揮著門檻效應，適度的對外開放水平有利于數字經濟賦能作用的發揮。

政府干預在數字經濟與綠色全要素生產率之間的關系中扮演著復雜的多重角色，其作用機制包括政策支持和基礎設施建設等多個方面。首先，政府通過提供政策支持能夠顯著降低企業的初始投入成本，激勵企業采納新技術和創新模式，從而提高數字經濟賦能綠色發展的能力[8]。其次，政府在數字基礎設施建設上的投入是推動數字經濟發展的重要驅動力。同時，過度的政府干預可能會扭曲資源配置，降低市場配置資源的效率，從而抑制數字經濟對綠色發展的賦能作用，而適度的政府干預則能在市場失靈時發揮引導作用，避免資源錯配，提升數字經濟的綠色賦能效應。由此提出本文第三個研究假設：

假設3：政府干預在數字經濟對綠色全要素生產率的賦能中發揮著門檻效應，適度的政府干預有利于數字經濟賦能作用的發揮。

3 研究設計

3.1 模型設定

3.1.1 固定效應模型

為研究數字經濟是否有助于綠色全要素生產率的提升，構建如下固定效應模型：

Gtfpit=α0+α1Deit+α2Controlit+λi+μt+εit（1）

其中，i為長江經濟帶地級市，t為2011—2019年的時間年份，Gtfpit表示地區綠色全要素生產率；Deit表示地區數字經濟發展水平；Controlit表示控制變量；α0為常數項；λi表示地區固定效應；μt表示年份固定效應；εit表示隨機擾動項。

3.1.2 門檻效應模型

通過 Hansen 提出的面板門檻效應模型檢驗數字經濟對長江經濟帶綠色全要素生產率的門檻效應，分別將對外開放和政府干預程度設定為門檻變量，構建門檻效應模型：

Gtfpit=θ1Deit×I（Openit≤β1）+θ2Deit×I（β1lt;Openit≤β2）+……+Gtfpit=θnDeit×I（β（n－1）lt;Openit≤βn）+θ（n+1）Deit×I（Openitgt;βn）+μControlit+Gtfpit=λi+μt+εit（2）

Gtfpit=θ1Deit×I（Govit≤β1）+θ2Deit×I（β1lt;Govit≤β2）+……+Gtfpit=θnDeit×I（β（n－1）lt;Govit≤βn）+θ（n+1）Deit×I（Govitgt;βn）+μControlit+Gtfpit=λi+μt+εit（3）

（2）和（3）式中：I（x）為示性函數；Openit和Govit表示門檻變量（對外開放和政府干預）；θ1～θn表示不同門檻水平下數字經濟對綠色全要素生產率的參數；β1～βn表示 n 個不同水平的門檻值。

3.2 變量說明與數據來源

本文選擇2011—2019年長江經濟帶108個地級市的面板數據作為研究樣本，數據主要來源于《中國城市統計年鑒》《中國統計年鑒》和北京大學數字金融研究中心。主要變量如下：

（1）被解釋變量：綠色全要素生產率（Gtfp）。參考鄺勁松等（2024）的測算方法，考慮“能源消耗”和“環境污染”的超效率SBM模型，采用全局參比的Globe-Malmquist-Luenberger（GML）指數測算綠色全要素生產率[9]。

（2）核心解釋變量：數字經濟（De）。本文采用基于面板數據的熵權法測度數字經濟發展水平，數字經濟的指標選取參考趙濤和張智（2021）的選取方法，從互聯網發展和數字普惠金融兩個維度來衡量[10]。

（3）門檻變量：本文選擇貨物進出口總額與地區生產總值的比值衡量對外開放（Open），財政一般預算內支出與地區生產總值的比值衡量政府干預（Gov）。

（4）控制變量：本文以外商投資水平（Fdi）、政府研發投入（Rd）、經濟發展水平（Pgdp）、產業結構（Ind）、金融發展指數（Fin）作為控制變量。

4 實證分析

4.1 基準回歸分析

本文使用式（1）建立的模型回歸分析數字經濟對綠色全要素生產率的影響效應，回歸結果見表1。

在表1中，第（1）列結果表示在沒有控制變量的情況下，數字經濟發展對綠色全要素生產率的影響，結果顯示數字經濟能夠顯著地促進綠色全要素生產率的提升。第（2）列和第（3）列結果表示在加入控制變量時的回歸結果，數字經濟對綠色全要素生產率的促進效應仍通過了顯著性檢驗，由此證實了研究假設1。

4.2 門檻回歸分析

4.2.1 門檻值估計

這里自抽樣次數選取為 300 次，檢驗結果如表2所示。外開放門檻變量通過了單門檻和雙門檻顯著性檢驗，政府干預門檻變量通過了單門檻檢驗，表示數字經濟對綠色全要素生產率的影響存在基于政府干預的單門檻效應和對外開放的雙門檻效應。

進一步分析門檻值和置信區間，對外開放（Open）的存在0.139和0.142兩個門檻值，置信區間分別為[0.133，0.142]，[0.139，0.144]；政府干預（Gov）的門檻值為18.950，置信區間為[18.130，19.070]。

4.2.2 門檻回歸結果分析

門檻回歸結果見表3。以對外開放作為門檻變量，當對外開放水平低于0.139時，數字經濟能夠對長江經濟帶綠色全要素生產率的促進作用顯著，回歸系數為0.02。當對外開放水平處于0.139—0.142時，促進作用同樣顯著，回歸系數為0.142。當對外開放水平跨越第二個門檻值0.142時，回歸系數下降為 0025。以上結果說明適度的對外開放可以加大數字經濟對綠色全要素生產效率的促進作用，過低對外開放水平不利于引進國外的先進生產技術，在一定程度上阻礙了數字經濟綠色效應的發揮。而過度的對外開放可能會過多消耗國內的資源用于滿足國外市場的需求，抑制數字經濟的綠色賦能效應。這一結論與研究假設 2相符，假設2通過了門檻效應的實證檢驗。

以政府干預作為門檻變量，低于18.950這一門檻值時，數字經濟能夠顯著促進綠色全要素生產率的提高。當政府干預高于門檻值18.950時，促進作用同樣顯著，影響系數由0.029降低為0.015，產生這一結果的原因是政府適當干預促進了數字經濟的快速發展，推動了數字經濟與綠色發展的深度融合，避免資源錯配，進而提升綠色全要素生產率發展水平。而過度的政府干預可能會降低市場配置資源的效率，從而抑制數字經濟對綠色發展的賦能作用，這一結論與研究假設 3相符，假設3通過了門檻效應的實證檢驗。

4.3 穩健性檢驗

因2015 年我國股市出現異常波動，危機因素會對數字經濟的發展形成阻礙，因此本文剔除2015年的樣本數據后，對剩下的數據再次進行門檻回歸。結果顯示以對外開放和政府干預作為門檻變量，分別通過了雙門檻檢驗和單門檻檢驗，結論與前文基本一致，表明上文研究具有穩健性。

5 結論與建議

基于 2011—2019 年長江經濟帶地級市數據，探究了數字經濟對綠色全要素生產率的影響效應。結果表明：數字經濟能夠顯著提升長江經濟帶的綠色全要素生產率；數字經濟對綠色全要素生產率的影響存在對外開放的雙門檻效應和政府干預的單門檻效應。根據本文的研究結論，為促進長江經濟帶綠色全要素生產率的增長，提出以下建議：

（1）加強數字硬軟件基礎設施建設與運用，增強數字經濟對綠色發展的賦能能力。一是加強智能制造與智慧農業基礎設施建設與運用，通過數字技術加快生產過程的數字化管理，提升綠色生產效率。二是加強智能電網和能源管理基礎設施建設與運用，通過智能節能技術實現能源的高效利用。

（2）合理利用對外開放，增強數字經濟的綠色賦能效應。長江經濟帶應充分利用其地域優勢，加強統籌與融合，建設更高水平的開放型經濟新體制。應積極推動國際合作，參與國際綠色數字經濟相關的標準制定和技術交流，吸收國際先進的數字化與綠色化融合技術與管理經驗，促進地區綠色發展轉型。

（3）加強政府引導與支持，促進數字化與綠色化融合發展。通過政策引導與財政支持，明確數字經濟與綠色發展的結合方向，并通過稅收優惠、補貼等經濟手段，鼓勵企業采用數字技術進行綠色轉型。政府可以通過設立創新基金、提供研發補貼等方式，支持企業進行數字技術與綠色技術的融合研發。

主要參考文獻

［1］李潔，王琴梅.數字經濟發展水平測度及時空演變[J].統計與決策，2022，38（24）：7378.

[2]劉艷霞.數字經濟賦能企業高質量發展——基于企業全要素生產率的經驗證據[J].改革，2022，343（09）：3553.

[3]劉慶芳，謝佳亮，張先甜，等.青藏高原地區綠色全要素生產率時空分異與驅動機理[J].長江流域資源與環境，2024，33（06）：11821196.

[4]張帆，施震凱，武戈.數字經濟與環境規制對綠色全要素生產率的影響[J].南京社會科學，2022，416（06）：1220+29.

[5]趙巍.數字經濟與城市綠色全要素生產率：作用機制與門檻效應[J].中國流通經濟，2022，36（11）：1526.

[6]方麗婷，張冠蘭，李坤明.數字化發展對企業綠色創新的影響——來自中國A股上市公司的經驗證據[J].中國管理科學，2023，31（12）：350360.

[7]畢斗斗，張宇嘉.對外開放對粵港澳大灣區旅游業生態效率影響的空間效應[J].經濟地理，2024，44（09）：232240.

[8]Zhang L，Li H，Chen Y.Government support and technological innovation in the digital economy：Evidence from China[J].Journal of Cleaner Production，2022，339：130867.

[9]鄺勁松，楊坤宇，石校菲，等.省域人工智能發展對綠色全要素生產率的空間效應[J].經濟地理，2024，44（07）：144154.

[10]趙濤，張智，梁上坤.數字經濟、創業活躍度與高質量發展——來自中國城市的經驗證據[J].管理世界，2020，36（10）：6576.