本文是一篇经济论文，本文分别从推进数字产业化和产业数字化协同发展、推动城市群联动发展、提升数字化治理效能、制定差异化的绿色发展战略出发，提出黄河流域数字经济赋能绿色发展的政策建议。
1 绪论
1.4 可能的创新之处
相对于现有的研究，本文研究的可能创新之处主要体现在：
（1）研究视角的创新。一方面，本文从技术、产业发展、管理这三个视角切入，基于数字产业化、产业数字化、数字化治理三个维度构建评价黄河流域数字经济水平的指标体系，并从这三维度分析了黄河流域数字经济赋能绿色发展的直接影响。不同于以往文献的考察视角，本文在拓展数字经济内涵的基础上，从数字经济内部视角出发探讨了其对绿色发展的影响效应，为评估数字经济发展水平以及检验赋能效应提供新视角。另一方面，本文从空间视角切入，探讨黄河流域数字经济对绿色发展的空间溢出效应。区别已有研究，本文在考察直接影响、传导机制与异质性分析的基础上进一步分析了空间溢出效应，从更加全面的视角讨论了黄河流域数字经济对绿色发展的影响。
（2）研究内容的创新。一方面，本文基于数字经济不同维度、不同绿色发展水平、黄河流域不同区域开展了数字经济影响绿色发展的异质性分析。区别于已有文献集中研究数字经济对绿色发展的区域异质性影响，本文基于不同维度探讨数字经济对绿色发展的多层次异质性影响，这既为数字经济文献的异质性分析提供了研究新视角，也拓展了数字经济对绿色发展影响研究的深度。另一方面，本文基于经济增长水平、绿色技术创新的中介效应，检验了数字经济赋能绿色发展的传导机制，丰富了绿色发展驱动机制的研究，也为地方政府利用数字经济优势从而推动绿色发展提供了政策启示。
3 数字经济影响绿色发展的理论分析
3.1 数字经济对绿色发展的直接影响
数字经济究竟是“赋能”还是“负能”绿色发展？从前文梳理的文献可以看出，结果不言而喻，数字经济对绿色发展能够产生显著的正向作用，这为本文的理论分析提供丰富的经验借鉴。但是，目前就数字经济如何作用绿色发展的综合影响的研究仍尚为缺乏，因此基于本文话语体系下的数字经济各维度，从技术层面的数字产业化、产业发展层面的产业数字化、管理层面的数字化治理这三方面出发，系统地剖析数字经济的溢出效应与协同效应对绿色发展的影响。
3.1.1 溢出效应
根据技术——经济范式理论和内生性增长理论可知，数字经济对绿色发展的直接溢出效应表现在优化资源利用效率与推动制造业发展方式绿色转型等方面。首先，从数字经济的数字产业化维度进行分析。作为环境经济学的重要理论，生态现代化理论认为，信息技术可以从根本上提高工业过程中的资源效率，促进工业文明向生态文明转型。数字产业化是数字经济的重要内容之一，它是数字技术形成新业态的落地过程。数字产业化以数字技术创新为基础动能，数字技术创新不断地提升数字产业化的速度。一方面，各企业依托大数据、5G、物联网、云计算、人工智能等一系列数字技术实现了新兴知识和技能的共享，同时激发了企业科研主体的技术创新热情，推动企业利用数字技术加速数字化产业与传统产业的深度融合，创造全新的产业形态，加快了高污染、高耗能制造业绿色化转型，实现绿色发展。另一方面，企业可通过数字技术打造的数字化平台精准定位客户的需求，根据大数据分析的结果可以掌握用户的潜在需求、预测产品的供给数量，从而通过降低成本、增加生产能力来提高企业资源配置效率，进而提高企业经济运转效率，为企业绿色发展提供坚实的支持。
5 黄河流域数字经济影响绿色发展的实证分析
5.1 研究设计
5.1.2 变量选取
被解释变量：绿色发展（GEE）。绿色发展的目标是实现低投入、高产出的可持续发展，因此本文采用与绿色发展理念相吻合的绿色全要素生产率来表征绿色发展水平，借助超效率SBM模型测得，具体测算过程见前文第四章。
解释变量：数字经济（DE）。数字经济的测度应该体现其主要内容，因此本文从技术角度，考虑数字化产业；从产业发展角度，考虑产业数字化；从管理角度，考虑数字化治理。具体而言，本文运用熵值法测得的数字经济发展水平来表征数字经济，具体测算过程见前文第四章。
中介变量：经济增长水平（PGDP）、绿色技术创新（GTI）。根据前文的理论机理分析，本文选取的机制变量有经济增长水平与技术创新，其中，经济增长水平选取人均GDP来衡量，并对其做对数处理；绿色技术创新用绿色发明专利数量来表征，并对其做对数处理。
控制变量：环境规制（ER）、人力资本（HC）、政府规模（GS）、对外开放水平（FDI）、产业结构合理化（ISR）。控制变量的选取既要考虑数据的可获得性，又要规避变量间的多重共线性。在已有研究的经验上，本文选取以上5个控制变量，具体的选取理由如下
环境规制（ER）。环境规制是影响绿色发展的重要方面。环境规制对绿色发展的影响可以运用两种理论来解释，一类是“创新补偿”假说，环境规制能够倒逼工业企业进行技术自主创新从而发挥创新补偿效应[128]，在长期内激励企业提高技术创新水平，从而弥补短期内出现的成本效应，可能会选择对产品本身或生产过程进行创新，从而提升全要素生产率与调整要素区际流动，进一步促进产业结构迈向高级化与合理化。另一类是“遵循成本”假说，环境规制政策的实施会给工业企业造成环境治理成本，形成的挤出效应不利于企业加大技术研发投入，企业为了逃避环境治理成本反而转换产业生产基地，不仅使得环境问题更加严峻还会对产业结构升级起到反向抑制作用。本文选取一般工业固体废物综合利用率来表征环境规制强度（胡森林等，2022[129]）。
5.2 基准回归检验
为考察黄河流域数字经济对绿色发展产生的综合影响，本文选取2011-2020年78个地级市的黄河流域面板数据作为样本进行实证研究。在选定模型之前，运用豪斯曼检验得出选用固定效应模型，为保证基准回归结果的稳定性，通过逐步加入控制变量进行回归，表5-3中第2列显示的是未加入控制变量回归结果，第3列至第7列是逐步引入控制变量的回归结果。
不难发现，不论是否加入控制变量，黄河流域数字经济对绿色发展的影响均显著为正，且回归系数均通过了1%的显著性检验。具体来看，由表5-2所示模型（1）的回归结果可知，未加入控制变量时，黄河流域数字经济影响绿色发展的回归系数是0.305，且通过了1%的显著性检验，说明黄河流域数字经济对绿色发展的影响显著为正。由表第列（2）的估计结果可知，在加入控制变量ER（环境规制）之后，提高了黄河流域数字经济对绿色发展的促进作用，回归系数为0.386，且通过1%的显著性检验。由模型（3）的估计结果可知，进一步加入HC（人力资本）这一控制变量后，黄河流域数字经济对绿色发展的促进作用显著提升，上升幅度为6.74%，回归系数为0.412，且通过1%的显著性检验。由模型（4）的估计结果可知，继续加入控制变量GS（政府规模），发现数字经济的回归系数为0.421，且通过1%的显著性检验。由模型（5）和（6）的估计结果可知，继续加入产业结构合理化和对外开放水平这两个控制变量之后，数字经济的回归系数均为0.426，且通过1%的显著性检验。由此可知，在加入控制变量ER（环境规制）、HC（人力资本）、GS（政府规模）以及FDI（对外开放水平）和ISR（产业结构合理化）后，黄河流域数字经济对绿色发展的直接影响有显著的促进作用，同时也说明逐步回归的结果具有很好的稳定性。
7 结论与有待进一步研究的问题
7.2 有待进一步研究的问题
本文对黄河流域数字经济影响绿色发展的研究进行了较为全面的理论分析和实证检验，但是由于不可控的因素及笔者自身水平的不足，导致对研究还不够深入，还存在有待进一步研究的空间：
一是关于数字经济与绿色发展间的双向关系有待进一步研究。本文仅考察了数字经济对绿色发展的单向影响研究，而关联性结果说明黄河流域数字经济与绿色发展之间具有融合关系，但并不能确定这种影响是否是双向促进的。因为随着数字经济对绿色发展水平的不断提升，绿色发展对数字经济驱动效应的准入门槛会更高，也就意味着更高的绿色发展水平会可能会倒逼数字产业化，从而激发数字经济发展。但由于时间限制，本文未对这种影响进行理论分析与实证检验。
二是关于空间的动态效应视角有待进一步研究。本文仅考察了静态空间杜宾模型的基本效应，未从空间动态效应视角出发考察黄河流域数字经济对绿色发展的长短期内的空间直接效应。从经济学解释的累积效应理论视角出发，尽管数字经济在短期内对绿色发展的促进作用可能不那么显著，但随着时间的推移，多项活动或多次重复活动的叠加效应在长时间跨度及更广阔的空间范围内将展现出潜在的、显著的影响。但由于时间限制，本文未对这种影响进行理论分析与实证检验。
参考文献（略）
