数字经济能否助推工业绿色转型？——基于PSDM及PTR模型的实证研究

■/ 冯曦明 龙彦霖

一、引言

改革开放40余年使中国经济增长取得了举世瞩目的成就，但伴随着工业生产的规模不断扩大，环境压力也日益严峻，已成为现阶段影响人民对高质量生活追求的制约因素。同时新兴重大技术突破尚未取得显著成效，信息技术革命所获得的创新红利逐渐衰减，经济增长的驱动引擎问题亟待解决。而工业绿色化转型是以绿色技术创新为导向，资源节约与环境友好为核心，实现经济收益与环境效益为双重目标的新型工业发展路径，既存在着广阔的发展前景，又具有可持续的增长效应。因此，推进工业绿色转型是实现经济高质量增长的应有之义。

作为一种新兴的经济形态，数字经济正在全球范围内蓬勃发展并逐渐成为推动经济高质量发展的重要因素。方兴未艾的数字产业化与产业数字化发展不仅是推动数字产业集群、信息化水平以及资源配置效率的关键，也逐步成为突破环境污染对工业绿色转型约束的重要因素。因此，数字经济对于工业绿色转型的影响效果如何？是否存在空间溢出效应？作用效果又是否存在中间机制的影响？基于上述问题，有必要通过构建科学的指标体系对工业绿色转型进行测度，在此基础上考察其影响效果、空间效应以及门槛效应。

二、文献综述

现有文献关于工业绿色转型的研究主要集中于以下两个方面：第一是对于工业绿色转型的测度，由于工业绿色转型是对传统工业粗放式发展模式的革新，要突出发展过程中的集约化与清洁化的特征，不仅强调生产效率的提升，还应该包括资源集约利用、环境污染降低、产业结构优化以及可持续发展能力增强等方面（邓慧慧和杨露鑫，2019），因此对工业绿色转型的测度应当体现出工业向低污染、低能耗、高附加值方向转型的内涵（肖滢和卢丽文，2019）。在研究方法上，学者们多采用绿色全要素生产率对工业绿色转型进行表征，也有学者采用Malmquist－Luenberger 指数对我国工业部门的绿色全要素生产率进行测度（陈超凡，2016）。第二是关于工业绿色转型的影响因素，环境污染问题产生的深层次原因在于由于环境的公共物品属性引致的市场失灵，面临着资源消耗与环境保护的约束，环境规制是现阶段环境管理措施中关键政策体系，因此环境规制与工业绿色转型也成为学者们关注的焦点（申晨等，2018）。

关于数字经济的研究，现有文献多聚焦于经济社会效益，首先是考察其对于经济高质量发展的影响，从微观视角来看，以互联网、人工智能等为首的新兴技术能够产生范围经济与规模经济，通过促进完善的价格机制来实现供需匹配，为经济高质量发展提供支持层；从宏观视角来看，通过提高资源要素配置水平与提升生产效率，推动经济结构升级促进高质量发展（赵涛等，2020）。其次是数字经济与乡村振兴及其增收效应，有学者认为，借助现代信息手段，农业生产经营以及管理等多个方面产生深度融合，推动了农业生产数字化水平与农业现代化进程，促进农业生产效率提升进而提高了农村居民的收入水平（李怡和柯杰升，2021）。但也有学者基于CFPS 微观数据，考察了互联网使用对于农村居民收入的影响，研究发现数字经济的发展会产生一定的数字鸿沟，使得位于贫困线附近及以下的居民更加贫困（何宗樾等，2020），因此数字经济的增收与乡村振兴效应一直是一个颇具争议的问题。

通过已有文献的回顾与分析可以发现，关于数字经济以及工业绿色转型的研究分别取得了丰硕的成果，但鲜有文献将二者纳入同一分析框架考察其影响。因此本文可能性的边际贡献是：在研究视角方面，立足于绿色经济的背景下，基于空间效应视角探究数字经济对工业绿色转型的作用效果，并运用空间计量的分析方法展开研究。在研究思路方面，沿着现象—机制—效应的分析思路，在阐明现阶段我国数字经济发展现状的基础上，厘清其作用的理论机制，在此基础上实证检验其作用效果与溢出效应。在研究内容方面，考察了数字经济对于工业绿色转型影响的区域异质性，采用门槛效应模型分别以环境规制以及技术创新作为门槛变量考察数字经济对工业绿色转型影响效果的非线性特征。

三、理论分析与研究假设

（一）数字经济与工业绿色转型

一方面，数字经济作为一种资源节约与环境友好型产业，本身污染排放物较少，在经济活动过程中对生态环境产生的破坏程度也较低，并且数字经济的蓬勃发展能在一定程度上挤压以高污染、高排放、低效率的传统制造业（梁琦等，2021），从需求与供给两侧入手引领工业绿色转型。从需求侧来看，随着经济高质量发展迈入新征程，人民对美好生活的向往会朝着多样化与个性化的方向转型，而数字经济具有范围经济效应（王伟玲和王晶，2019），能通过资源共享取得大量数据信息，为个性化定制提供支撑，在满足消费者的个性化需求的同时宣传绿色消费观念、搭建绿色消费平台、培养绿色消费习惯，从而倒逼制造业绿色转型。从供给侧来看，数字经济也具有规模经济效应（荆文君和孙宝文，2019），各类平台企业凭借其掌握的交易信息以及数字技术取得迅猛的发展，改变了传统的以资本、土地与劳动力为要素的生产方式，减轻了对自然资源高依赖性造成的环境污染，通过政府-平台-公众三方的合作监管也能提高监管效率，实现对企业节能减排的精准监督（郭海和李永慧，2019），进而推动工业绿色转型。另一方面，工业企业为实现绿色转型所进行的生产方式绿色改造，需要大量资金投入。而企业绿色技术创新风险高且周期长，由于信息不对称的约束，传统金融机构易出现“惜贷”状况（陈小辉和张红伟，2021），造成大量工业企业在进行绿色技术改进时面临融资难的资金约束困境。但随着数字经济在金融领域应用的进程逐步推进，金融机构能通过大数据技术获取企业经营状况的真实信息，极大的消除这种信息不对称，有效缓解融资约束问题，为工业企业生产方式的绿色转型提供资金支持。基于此，提出以下假设：

假设1a：数字经济能促进地区工业绿色转型。

此外，由于数字经济的发展有赖于信息技术、研发投入等资源，而东部地区区域内坐拥大量工业企业，工业发展的专业化与市场化程度都显著高于中西部地区，受良好区位优势条件与政策支持影响，外资企业涌入使得区域内有限资源与快速增长的企业数量间矛盾产生了挤出效应，工业企业为争抢资源的过度竞争对技术创新产生了不利影响，由此引发的创新驱动力不足延缓了工业的集约化发展。而相比之下，中西部地区工业发展较东部地区而言相对落后，工业生产的转型存在更广阔的发展空间，数字经济的发展所释放的绿色转型红利更加明显，因此数字经济对地区工业绿色转型的影响应当存在明显的区域异质性。基于此，提出以下假设：

假设1b：数字经济会显著促进中西部地区工业绿色转型，但对东部地区有抑制作用。

（二）数字经济、环境规制与工业绿色转型

环境规制是一种解决由于市场失灵等问题而引致的环境污染的重要方式，通过将工业企业排污造成环境破坏的成本显性化，并以此为基础征收环境税来迫使企业调整生产方式、优化资源配置结构。当环境规制强度较低时，污染企业面临着较为宽松的环保标准，污染企业为达到政府所规定的环保标准所投入的绿色技术研发资金较低，此时从事节能减排技术研发的投入小于环境污染所造成的成本，生产要素向资源能源高效利用行业的流动会倒逼高污染、低效率行业转型或退出，通过市场需求结构的变动促进工业企业绿色转型。但当环境规制强度逐步提高时，企业面临着更高标准、严要求的环境污染惩罚，环境治理成本可能大于环境税支出，在利益最大化趋向下企业可能会选择接受环境税收而非从事绿色技术创新，从而对于工业绿色转型的效果相对有限。从非正式环境规制的角度来看，随着居民对于其所生活环境质量需求的不断提升，当企业污染排放影响到公众对良好生态环境需求时，其会通过信访建议、联合抵制等方式向环保部门申诉控告，基于对民生需求的考量，政府会通过征收环境税或停业整顿等方式要求企业进行整改。基于此，提出以下假设：

假设2：数字经济对工业绿色转型的影响会因环境规制的不同而表现出非线性特征。

（三）数字经济、技术创新与工业绿色转型

数字经济涉及大量如互联网、人工智能等知识密集型行业，而此类行业集中着较多的信息资源与数字技术，作为新兴类型生产要素，数据能凭借其学习共享、传播扩散的优势内嵌于制造业产业链中，依托互联网平台构建数字技术创新平台实现研发资源碎片化的高效整合，提高协同创新能力来破解制造业高质量发展的空间桎梏进而减轻企业研发的搜寻成本。技术水平的提升一方面能在维持现有产出不变的情况下，降低生产所耗单位资源投入，对资源利用效率产生积极影响，通过对工业生产设备的绿色改良，提高了生产要素的集约化利用水平。另一方面，技术水平的提升为环保监测提供了强有力的监督手段，有助于加强政府与公众对工业企业生产过程中排污与治理的监管，推动传统制造业实现向低能耗、低污染、高附加值的绿色转型。在技术创新的支撑作用下，通过孕育线上及线下融合发展的新模式刺激消费升级，推动数字技术与制造业一体发展，形成绿色环保的制造业产业链供应体系促进传统工业的绿色转型，实现绿色发展。基于此，提出以下假设：

假设3：数字经济能推动地区工业绿色转型，其作用效果受到技术创新水平的调节。

四、研究设计

（一）数据来源及处理

以2011-2018年全国30个省市区（不含港澳台及西藏）作为研究对象，计算工业绿色转型所用数据多来自《中国统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》及《中国环境统计年鉴》；计算数字经济所用数字均可在《中国城市统计年鉴》中获取；计算门槛变量以及控制变量所用来自《中国科技统计年鉴》与《中国统计年鉴》，个别缺失值通过各省市区统计年鉴以及统计公报获取。文中有关价格的各项绝对数指标通过相应价格指数平减至2011 年不变价格，同时为消除可能存在的异方差影响，对于实际利用外资、人均GDP 以及专利申请数等绝对数指标进行对数化处理，而数字经济、环境规制以及城镇化等其他变量为相对数指标，无需对数化处理。

（二）变量选择

1.被解释变量：工业绿色转型（Gre）。考虑到工业绿色发展的内涵不仅要包括生产率的提升，还应包括资源利用效率提高、环境污染降低以及可持续发展能力增强等方面。借鉴邓慧慧等（2019）的研究，从产业结构优化、生产效率提升、资源集约利用、环境污染降低以及可持续发展增强这五个方面构建指标体系，基于熵值法对工业绿色转型进行综合评价，具体指标及其计算方式如表1。

表1 工业绿色转型指标体系

2.核心解释变量：数字经济（Dig）。数字经济不仅是构建现代化经济体系的战略重点，也是现阶段我国经济高质量发展的应有之义（王军等，2021），借鉴赵涛等（2020）的研究，从互联网普及率、移动电话普及率、从业人员状况以及产出水平四个方面衡量，分别采用人均互联网宽带接入、人均移动电话、计算机与软件从业人员与城镇单位就业人员之比和人均电信业务总量来表征，而金融普惠方面借鉴郭峰等（2019）所编制的中国数字普惠金融发展指数。最后采用主成分分析法将上述5个指标进行标准化处理，取得数字经济发展的综合评价指数。

3.门槛变量：环境规制（env、ien）和技术创新（tec）。技术创新的变量，现有文献通常采用专利授权或申请数，但考虑到专利授权数存在机构偏好以及时滞性的问题，因此选择专利申请数予以表征。

关于环境规制的度量，现有文献多聚焦于由政府确定的、带有强制性质的正式环境规制（叶琴等，2018），而对于社会公众、媒体等通过联合抵制、申诉控告等方法，带有自愿性质的非正式环境规制关注较少，因此本文从正式与非正式两个方面来考察环境规制的作用。

正式环境规制借鉴胡晖等（2020），选取污水处理厂集中处理率、工业固体废物综合利用率、工业烟粉尘处理率三项指标采用熵值法进行加权处理得到正式环境规制综合指数。而关于非正式环境规制，参考夏后学等（2017），从国民幸福指数（NHI）、人力资本、人口密度、年龄结构以及收入水平这五个方面进行测算。NHI 反映居民对于所居住环境的高质量需求，但其通常是主观感受，因此考虑以居民的生活满意程度为起点，从消费价格变化率（I）、收入增长率（S）以及以及城镇登记失业率（U）等反映真实生活水平的指标出发，对国民幸福指数进行间接测度，计算公式为：NHI=S/（I×U）。一般而言，居民的收入水平与其对于高水平生活质量需求存在正相关关系，而受教育水平越高，其对于环保意识与关注度会越高，收入水平以城镇职工平均工资衡量、年龄结构以地区内15-64岁人口数度量、人力资本则以该地区本专科学生数占总人口比重表示。为统一对非正式环境规制进行单一指标化的表征，将地区工业总资产与全国工业总资产之比作为权重，并上述5 项指标进行相乘加总，获得非正式环境规制强度，计算公式如下：

其中，ieni为非正式环境规制水平，Wi为各地区权重，ien分别表示着上述的5项非正式环境规制指标。

4.控制变量。参考孙海波和刘忠璐（2019）的研究，选取经济增长、产业结构、创新环境、人力资本、城镇化以及对外开放6个控制变量。

各变量具体计算方式详见表2。

表2 变量定义表

（三）模型构建

1.空间计量模型。地理位置毗邻的地区内经济主体有更多分享交流的机会，通过共享数据提高对数据的使用效率，使得本地区数字经济的发展水平会影响邻近地区技术水平。企业为维持自身所具有的技术竞争优势会高度重视前瞻性的绿色技术创新，提高对创新成果的市场化转换，面临市场竞争压力，邻近地区企业也会加强对拥有高市场价值的绿色技术的关注与研发。因此数字经济具有显著的空间溢出效应，有必要通过空间计量模型的构建来实证检验数字经济对地区工业绿色转型的影响是否存在溢出效应，具体模型设定如下：

其中，εit=λWεit+μit，ρ 表示空间自回归系数，φ与ζ 均表示空间滞后项系数，γ 与η 分别表示个体效应与时间效应，ε为随机误差项，λ表示空间误差项系数。若λ=0，则模型为空间杜宾模型（SDM），若φ=ζ=λ=0，则空间杜宾模型退化为空间自回归模型（SAR），若ρ=φ=ζ=0，则空间杜宾模型退化为空间误差模型（SEM）。W表示空间权重矩阵，地理学第一定律认为地理位置毗邻的地区相似度也会越高，而反距离空间权重矩阵更加贴合这一定律，因此采取反距离权重矩阵，以地区间地理位置距离的倒数作为矩阵元素。

2.面板门槛模型。如理论机制部分所述，受环境规制强度与技术创新水平的影响，数字经济对工业绿色转型的影响效果可能存在差异。基于此，采用面板门槛模型，以环境规制与技术创新为门槛变量，考察数字经济对工业绿色转型的非线性影响效果，模型设定如下：

其中，Gre 表示工业绿色转型，Dig 表示数字经济，qit为门槛变量，分别取正式环境规制（Env）、非正式环境规制（Ien）与技术创新（Tec）；I（·）为指示函数，ω1…ωn分别表示待估门槛值，X 表示控制变量，ε为随机干扰项。

五、实证分析

（一）空间溢出效果分析

表3分别列出了空间滞后模型（SAR）和空间误差模型（SEM）对式（1）的估计，以及空间杜宾模型（SDM）估计的对比，从估计结果来看，三种模型中数字经济对工业绿色转型的影响效果估计并不存在明显差异，表明数字经济对工业绿色转型具有显著的促进效果。此外，由于空间滞后项引入至面板空间杜宾模型中，对于各变量估计值的结果不再表示其对工业绿色转型的边际作用效果，此时采用模型点估计结果来判断数字经济对工业绿色转型影响与其空间效应是有偏差的。需要通过偏微分分解的方法来计算空间效应中的直接效应与溢出效应，其中直接效应表示数字经济对本地区工业绿色转型的作用效果，而溢出效应则代表数字经济对于邻近地区的影响，从表3 可以看出，SAR 与SDM 模型中数字经济对工业绿色转型的直接效应与溢出效应均显著为正，即数字经济不仅能推动本地区工业绿色转型，对于邻近地区也存在促进作用，研究假设1a得到证实。表明数字经济作为一种资源节约与环境友好型产业，不仅自身经济活动产生的污染排放较少，其蓬勃发展能够对传统高污染工业行业产生一定挤出效果，还能依靠数字技术的迅速发展改变传统工业发展依靠资源、能源与劳动力等要素投入的现状，减轻工业生产过程中的环境污染，通过信息资源的共享提供个性化定制，培养消费者的绿色消费观念倒逼工业企业绿色转型。

表3 数字经济对地工业绿色转型的空间效应估计结果

（二）区域异质性分析

为研究数字经济对地区工业绿色转型影响的区域异质性，将样本划分为东、中及西三个区域分组回归。表4列出了三大区域内采用SDM模型估计的结果，核心解释变量数字经济对于工业绿色转型的影响存在显著的区域异质性，东部地区数字经济直接效应与溢出效应均显著为负，表明数字经济的发展会对工业绿色转型产生阻碍效果，而中西部地区则与之相反，其系数估计值则显著为正，表明数字经济能促进地区工业绿色转型，假设1b得到证实。

表4 区域异质性检验

（三）门槛效应检验

为考察数字经济对工业绿色转型影响的非线性特征，分别以环境规制以及技术创新为门槛变量。采用Bootstrp 自抽取法取得LM 检验F 统计量临界值，以检验是否存在门槛效应，具体如表5 所列。从表中可看出以正式环境规制作为门槛变量时，单一门槛的估计值为0.4944 并且在1%的水平上显著，以此为基础固定单一门槛并继续搜索第二门槛，此时估计值在统计上并不显著，说明数字经济在正式环境规制的作用下对于工业绿色转型的影响存在单一门槛。以此类推分别以非正式环境规制和技术创新为门槛变量进行上述的搜索检验过程，最终可得非正式环境规制存在单一门槛，估计值为0.6167；而技术创新存在双重门槛，门槛值的估计依次为10.0198和10.7754。

表5 门槛效应检验

进一步估计数字经济在这三重机制影响下对于工业绿色转型的作用效果，具体如表6所列。正式环境规制强度位于单一门槛左右两侧时，数字经济对工业绿色转型作用效果系数的估计值分为0.1084与0.0472且在1%的水平上显著。可能的原因在于当环境规制强度较低时，企业面临着较为宽松的环保标准，污染企业为达到政府所规定的环保标准所投入的绿色技术研发资金较低，因而进行节能减排技术研发的成本小于环境污染所造成的成本。但随着环境规制强度的进一步提升，污染企业面临着更严格的环保标准，企业进行绿色技术创新的投入可能高于环境税的成本，面对利润最大化约束企业可能选择接受环境税，从而对工业绿色转型的作用效果相对有限。

表6 门槛模型回归结果

非正式环境规制强度位于单一门槛左右两侧时，数字经济对工业绿色转型影响系数的估计值分别为0.0632与0.0795且在1%的水平上显著。可能的原因在于随着居民对高质量生态环境需求的提升，面对工业企业生产中的环境污染，会通过信访举报、申诉控告等方式向环保部门提出请求，同时为树立良好的品牌形象，通过追求社会效益产生“示范效应”促进长期经济利益，企业有充足动力增加绿色技术创新投入，促进工业生产绿色转型。因而其影响效果表现出非线性特征，假设2得到验证。

通过对比不难看出，当位于单一门槛左侧时，正式环境规制的影响效果更强，而越过单一门槛之后，非正式环境规制的效果则更强。且随着正式环境规制水平的提高，数字经济对工业绿色转型的影响效果显著下降，但随着非正式环境规制水平的提高，其影响效果有所提高。表明当以命令、指令为主导的正式环境规制过高时，尽管在一定程度上对企业的污染排放有所抑制，但同时也加重了企业负担，对污染企业的绿色技术创新活动产生不利影响。而当以社会公众为主导的非正式环境规制较高时，民间环保力量得以释放，社会公众环保意识增强使其在污染治理、绿色发展转型中的作用日益凸显。这也反映出在进行污染治理、追求绿色转型发展的过程中，不能仅考虑以行政力量为主导的正式环境规制，以社会公众为主导的非正式环境规制的作用亦不可忽视。

当技术创新位于单一门槛左侧时，数字经济对工业绿色转型影响系数估计值为0.0602且在1%的水平上显著；当技术创新介于单一门槛与第二门槛之间时，数字经济对工业绿色转型影响系数估计值为0.1342 且在1%的水平上显著；当技术创新位于第二门槛右侧时，数字经济对工业绿色转型影响系数估计值为0.0854且在1%的水平上显著。即其影响效果受到技术创新水平的调节，假设3得到验证。

（四）稳健性检验

为保证上文回归结果的可靠性，本文从以下两方面进行稳健性检验：一是替换被解释变量，参考谭卫华等（2020），以工业废水排放量替换工业绿色转型；二是替换空间权重矩阵，考虑到数字经济以及地区工业发展水平可能更多的受到当地经济发展的影响，因此借鉴袁华锡等（2019），综合考虑经济与地理距离，采用嵌套空间权重矩阵替换上文回归所用反距离空间权重矩阵。表7列出了基于嵌套权重矩阵采用三类模型回归的结果，由于工业废水排放量与工业绿色转型存在此消彼长的关系，因此从表中可看出核心解释变量至少在5%的水平上显著为负，表明数字经济的发展会显著推动工业绿色转型，与上文结论基本一致，回归结果具有稳健性。

表7 稳健性检验

六、结论与政策建议

基于2011-2018年中国省级面板数据，采用熵值法与主成分分析法分别测算了工业绿色转型与数字经济的发展水平，并从理论与实证两个层面考察了数字经济对工业绿色转型影响效果、溢出效应与门槛效应，研究发现：

一是数字经济能够显著推动工业绿色转型，逐步成为现阶段促进工业生产绿色低碳的主要驱动力，且其影响存在显著的空间效应，有助于加速邻近地区工业绿色转型。在替换被解释变量与空间权重矩阵后，结论依然稳健。

二是数字经济对工业绿色转型的作用效果受地理位置影响而存在显著的区域异质性，中西部地区内直接效应与溢出效应均显著为正，且直接效应小于溢出效应，表明数字经济能显著的促进本地与邻地工业绿色转型。但东部地区则与之相反，直接效应与溢出效应显著为负，数字经济的发展对工业绿色转型表现出一定阻碍效果，且中西部地区正向溢出效应之和大于东部地区负向溢出效应。

三是门槛效应分析表明，数字经济对工业绿色转型的作用会由于环境规制与技术创新的影响而呈现出非线性特征，其影响效果随着非正式环境规制以及技术创新水平的提高而上升，但随正式环境规制的提高而下降。其中，正式与非正式环境规制存在单一门槛，估计值分别为0.4944 与0.6167，而技术创新存在双重门槛，估计值依次为10.0198 与10.7754。

除了为数字经济对工业绿色转型影响效果提供实证证据外，本文的研究结论具有如下的政策启示：第一，优化数字经济发展环境，通过加速5G 商用、人工智能以及互联网等建设，完善数字经济的信息与数字技术基础。捕捉居民个性与差异化的消费需求，深度拓展数字技术应用范围，孕育新兴产业或业务形态，在此基础上通过政府部门提供税收减免或专业技术培训等方式减轻企业进行数字化技术研发的技术壁垒，释放数字经济发展所带来的绿色红利。第二，数字经济对于工业绿色转型的促进有赖于数字经济与工业生产的融合发展，通过加强数字经济载体的发展提高数字产业化水平，实现数字经济与工业产业的深度融合，利用数字经济的开源性、高扩散性与低成本性提高知识、信息与技术等要素在工业生产全产业链中的流动性，降低研发成本、提高研发效率，促进制造业生产效率提升，完善工业绿色低碳的产业链体系，推动绿色发展。第三，正确认识数字经济在地区间发展不均衡的现状，避免“一刀切”的政策干预，因地制宜的实施差异化措施支持。对于东部经济发展水平较高，工业基础完善的地区，通过打造数字技术产业园区实现规模经济与范围经济，为数字经济发展提供完善的服务体系与市场空间。而西部地区尽管数字经济发展相对落后，但其工业生产的转型存在更广阔的发展空间，数字经济的发展所释放的绿色转型红利更加明显，因此应依托数字经济的空间溢出效应，建立发展数字技术与承接产业转移的良性互动，借助高水平地区的辐射效果助力本地区工业绿色转型。