数字经济发展对城市环境质量的影响

朱芬

（湖南工业大学，湖南株洲 412007）

1 引言

数字经济作为一种新型经济形态，依托大数据、物联网、云计算等新信息技术的迭代更新，逐渐渗透到政府管理、企业生产、居民生活的各个领域。数字经济具有环境友好的特殊性质，信息技术利用效率的提高让信息交流途径多样化［1］，通过促进新业态、新产业的成长，淘汰产能落后、重点耗能产业，有针对性地改善经济增长带来的不可逆转的影响。在此背景之下，探讨数字经济发展如何促进环境污染物减排，数字经济发展对环境效应的作用机制，区域之间数字经济发展对城市环境质量的影响是否有差异等具有重要的现实意义。本文基于地级及以上城市层面，从理论与实证角度出发，探究数字经济和城市环境质量之间的影响关系。

2 理论分析与研究假设

2.1 数字经济的发展对城市环境质量的影响

数字经济本质上归属于环境友好型经济，通过不断改造高污染、高排放的传统经济［2］，有效整合经济活动中涉及的各类信息资源，城市环境质量从整体上得到改善。随着城市经济规模扩大，城市污染物排放日趋复杂，传统环境监管方式面临效率低、手段落后等问题［3］，数字经济的发展带来了云计算、遥感技术、污染物排放超标预警系统等，提高了政府监管的准确性［4］。与此同时，数字经济所具有的数字特征，提升了公众对环境信息了解的透明度，有利于公众对城市环境状况及时作出反应［5］。

综上，本文提出假设H1：数字经济对城市环境质量有负向显著作用。

2.2 数字经济发展对产业升级的影响机制

数字经济在产业结构的不断优化中发挥极其重要的作用，产业结构优化是绿色化转型的关键机制［6］。除了数字经济发展对城市环境质量的直接效应之外，还有体现在产业结构升级上的间接效应［7］。数字经济对产业结构的直接影响具体表现在：第一，数字经济所涉及的产业领域大部分是技术密集型、环境友好型行业，领域内创新活动中产生的数字化成果作用于数字经济与实体经济的融合，催生出人工智能等前沿信息化技术，进而改造污染企业所带来的环境负效应的影响，达到节能减排的目的［8］。第二，数字经济以其强扩散性、高渗透性不仅打通了产业与产业之间的边界，还加强了地区间的互动合作，促进了相关联产业之间的相互配合，提升了区域资源和上下游产业之间的利用效率［9］，从根本上减少城市环境污染物的排放，进而加快区域经济的绿色化进展［10］。

综上，本文提出假设H2：数字经济发展对产业结构有中介作用。

3 研究设计

3.1 模型构建

根据假设H1 的提出，研究发现数字经济的发展与各区域城市环境质量之间存在相关性，构建数字经济发展（DED）对城市环境质量（UEQ）的双向固定效应模型：

式中，UEQi，t代表一个城市i 在t 时期的环境质量综合指数；γt代表年份虚拟变量，控制时间固定效应；DEDi，t代表一个城市i 在t 时期的数字经济发展指数；Zi，t代表控制变量；μi表示不随时间变化的个体固定效应；εi，t为随机扰动项。

在数字经济发展对城市环境质量的线性回归方程（1）的基础上，分别构建数字经济发展对中介变量的回归方程，以及数字经济发展和中介变量对城市环境质量的回归方程：

INDi，t代表中介变量，产业结构合理化和产业结构高级化；UEQi，t代表一个城市i 在t 时期的环境质量综合指数；γt代表年份虚拟变量，控制时间固定效应；DEDi，t代表一个城市i 在t 时期的数字经济发展指数；Zi，t代表控制变量；μi表示不随时间变化的个体固定效应；εi，t为随机扰动项。

3.2 变量选取

3.2.1 被解释变量

本文以城市环境污染的程度来评价我国的城市环境质量，考虑到社会经济与生态环境之间存在因果关系，从污染排放、环境治理、环境本底3 个方面衡量城市环境质量，总计选取6 个指标进行标准化处理，采用熵值法算出各指标权重，作为评估环境的具体指标。详细隶属关系见表1。

表1 城市环境质量评价体系

3.2.2 核心解释变量

数字经济发展指数在国内尚未有统一的测度方法，本文借鉴赵涛等［11］和孙耀武等［12］的做法，将数字普惠金融指数、互联网普及率、互联网从业人数、互联网相关产出、移动用户数这5 个指标通过主成分分析法得到数字经济发展指数。

3.2.3 中介变量

本文采用产业结构的两个维度作为中介变量，借鉴干春晖等［13］对产业结构变迁的度量依据来划分两维度。

3.2.3.1 产业结构合理化

参考干春晖等［13］的研究分析，使用泰尔指数来全面度量产业结构合理化（TL）指标，计算公式为：

式中，TL 代表产业结构合理化程度；Y 代表产值；L代表就业；i 代表产业；n 代表产业部门数。

3.2.3.2 产业结构高级化

度量经济结构服务化程度的一个方式，反映经济结构的倾向，参考作为产业结构高级化（TS）的度量，其计算公式为：

式中，TS 代表产业结构高级化程度；yi代表第i 产业产值占GDP 比重；产业结构高级化程度的系数值上下限为1～3。

3.2.4 控制变量

本文选取的可能对城市环境质量产生不同影响的控制变量如下：政府财政投入水平（GOV），用各区域政府财政收入与地区GDP 的比值来表示。对外开放水平（FDI），用实用外商直接投资数额与区域城市生产总值之比来衡量。城市经济发展水平（GDP），用各区域人均GDP 来表示。技术进步（TP），用年专利授予数与年末总人口的比值来表示。外商投资强度（FIP），用外商投资企业工业总产值来表示。城市教育水平（EDU），用普通高等学校在校大学生数比城市人口数来衡量。行政区域土地面积（ADA），用地级市所在行政区所有土地面积（包括陆地和水域面积）来表示。非农业人口规模（NAP），用地级市的非农业人口数与区域面积来表示。变量说明见表2。

表2 变量说明

3.3 数据来源

本文选取2011—2019 年我国地级及以上城市的平衡面板数据进行实证分析，删除数据过多缺失的25 个城市，最终选取我国273 个地级及以上城市。有关城市数据均来自《中国城市统计年鉴》和各统计数据平台，数据中部分缺失值采用线性差值法填补。

4 实证结果分析

4.1 基准回归

豪斯曼检验结果显示，数字经济发展对城市环境质量的影响应该使用固定效应模型进行实证分析。本文为进一步消除内生性问题，在控制相关变量后，采用双向固定效应逐步回归法，获得基准模型，结果见表3。

表3 逐步回归结果

从表3 可知，在不断加入控制变量的过程中，数字经济发展系数均通过了1%的显著性且保持为负值，说明数字经济发展对城市环境质量有显著的负向作用，假设H1 得到了验证。政府财政投入水平会增加城市的排放，陈宝东和邓晓兰［14］认为财政投入越多，用于生产领域的资金会过少，为保证GDP的稳定，因而会忽略环境治理等非生产领域的资金投入。此外，部分管理者可能还会放松对当地污染企业的管束，用牺牲环境的方式达到经济增长的目的，环境污染物排放必定增长。对外开放水平和外商投资强度同样会促进城市污染物的排放，外商投资增量将导致经济规模扩张，进而加剧城市环境污染物排放强度，张彦博等［15］也持此观点。随着城市经济发展水平的提高，企业通过调整产出结构，从原来的重工业转向低污染的知识密集型业，从而单位城市污染物排放减少［16］；技术进步实现了环境资源的整合，环保部门能及时运用环境友好型技术减少环境污染物的排放，提高了环境治理水平［17］，同时技术进步有助于改善资源利用效率，相对减弱生产活动对环境造成的负面影响；城市教育水平对城市污染物排放有着显著抑制作用，这是因为城市教育水平的提高改善了中小企业的技术效率，从而推动技术创新［18］；行政区域土地面积、非农业人口规模这两项反映了城市面积规模和人口数，随着人均居住面积的减少，一些高污染企业迁离城市落户于郊区，为保护迁移地的生态环境，促使企业加快产业结构升级，降低单位产出的排放［19］。

4.2 稳健性检验

本文先将数据进行缩尾处理，再通过双向固定效应来控制因素变化进行稳健性检验。第一，核心解释变量数字经济对城市环境质量的影响是存在滞后性的，因此将数字经济滞后一期作为新的核心解释变量代替原有的核心解释变量；第二，数字经济滞后一期对被解释变量城市环境质量的平方（UEQB）仍然表现出5%的显著性。根据检验结果与上文的基准回归基本一致，证实实证结果的稳健性。稳健性检验结果见表4。

表4 稳健性检验结果

4.3 影响机制检验

中介模型检验结果见表5。

表5 中介检验结果

从模型（1）的基准模型得知，数字经济对城市环境质量有显著影响，因此可以进行下一步检验。

产业结构高级化：模型（2）（3）是通过中介变量产业结构高级化检验数字经济对城市环境质量的中介效应，模型（2）中数字经济系数显著为负，模型（3）中数字经济和产业结构高级化的系数均显著为负，表明产业结构高级化作为数字经济发展和城市环境质量的中介变量不仅仅只有直接效应，还存在间接效应，计算得出直接效应为－0.035，间接效应为－0.001 5，即总效应为直接效应加间接效应，为－0.036 5。

产业结构合理化：通过模型（4）的结果可以得出结论，产业结构合理化对数字经济发展是正向影响的，但没有通过显著性检验，继续用Bootstrap法检验中介效应（见表6），结果显示，直接效应为0.077，间接效应为0.013，且均通过1%的显著性检验，因此产业结构合理化对数字经济发展的中介效应成立。

表6 进一步的中介Bootstrap 检验

根据上述分析结果得出，产业结构升级这一中介变量作用于数字经济减少城市污染物排放的作用机制存在，因此假设H2 成立。基准逐步回归结果和中介检验结果表明，减少污染物的排放，既可以通过直接效应实现，也可以通过促进产业结构升级的间接效应来达到。

4.4 异质性检验

各区域的经济发展水平、发展阶段和地理位置存在客观差异，本文将273 个地级及以上城市划分为东部、中部、西部3 个地区，分别进行双向固定效应模型异质性分析，分析结果见表7。

表7 异质性检验结果

根据表7 可以看出，中部和西部地区数字经济发展水平系数显著为负，东部地区数字经济发展水平系数不显著，但为负，因此可以得出西部地区数字经济发展对城市污染物排放的抑制效果优于中东部的结论。究其原因：一是数字经济发展的主要受众是中小企业和广大低收入群体，他们主要依靠运用数字经济这一手段有效降低单位成本，更能看出对数字经济的发展的需求，从而创造更多效益。二是数字经济的发展受实体经济影响相对较弱，因此经济发展较弱的西部地区，通过数字经济减少污染物的排放更加显著。三是东部地区数字经济发展对环境污染物排放的边际效应较高。经济发达的东部地区数字经济起步早，发展相对成熟，数字经济发展对环境污染物排放的抑制作用本应该更加显著，但事实上受边际效应递减规律影响，改善效果不明显。四是城市污染物的排放还受能源因素、经济因素的影响，东部地区的经济发展水平比中西部地区都高，煤炭的消耗占能源消耗的比重就越大，因此环境污染物的排放也更多，影响了数字经济的抑制作用［20］。

5 结论与启示

本文基于2011—2019 年我国地级及以上273个城市的面板数据，采用面板双向固定效应模型和中介检验模型对数字经济发展与城市环境质量进行了实证分析。主要结论如下：数字经济发展和产业结构升级对城市污染物的排放存在显著抑制作用；数字经济通过促进产业结构升级间接对城市污染物产生抑制效应；异质性检验结果表明，中西部地区的数字经济发展对城市环境质量的影响更显著。

基于以上结论，本文得出以下启示：第一，数字经济的发展作为减少城市污染物排放的有效途径，应通过加强数字技术研发，深化实体经济与数字经济两者之间的联系，推动高新技术落地实施的进程，进一步享受数字经济带来的红利优势。第二，深度强化产业结构升级转型，全面发挥产业结构合理化和产业结构高级化在数字经济发展对城市环境质量的效用。同时要协调发展各产业，改造传统产业，发展新兴产业，低端产业往高级化推进，实施技术驱动型产业优化升级战略。第三，应当充分考虑数字经济发展对城市环境质量的异质性特征，重视数字经济发展在中西部地区和东部地区的区别，有

针对性地实施数字经济发展新战略。数字经济在经济基础较差的中西部地区减少城市环境污染物的排放效用中最为突出，其应该抓住这个机遇，通过数字经济发展进一步提高区域经济竞争力，借助自身的资源优势，依靠“数字红利”打造地区特色数字产业，把握住数字经济发展趋势，缩小区域发展差距。东部地区地理位置优越，但是在抑制城市污染物排放方面次于中西部，主要是因为能源消耗对城市的污染过大，因而掩盖了数字经济对城市环境质量的效用。因此东部地区的实体经济需加强与数字经济融合，利用绿色技术创新和改造高污染排放企业，助力各行各业实现绿色化、数字化转型。