数字经济、绿色技术创新与绿色经济增长

刘 洁,栗志慧

(1.北京联合大学 商务学院,北京 100025; 2.中铁二十二局集团第二工程有限公司,北京 100041)

0 引言

创新发展数字化转型和绿色低碳转型是全球未来两大变革型趋势。我国高度重视数字经济的发展,将数字经济上升为国家战略。2022年,我国数字经济规模达到50.2万亿元,同比名义增长10.3%,连续11年显著高于同期GDP名义增速,数字经济占GDP比重超过40%,已成为推动我国经济高质量发展的重要引擎[1]。同时,在全球绿色低碳转型创新的大趋势下,各国正加速进行以绿色低碳为特征的新一轮产业革命和技术变革,全球绿色经济发展迎来了更强的动力。我国在 “双碳”目标的引领下,积极推进社会经济全方位、高质量发展。党的二十大报告指出:要加快发展数字经济,促进数字经济和实体经济深度融合,打造具有国际竞争力的数字产业集群;到2035年,我国要广泛形成绿色生产生活方式,碳排放达峰后稳中有降,生态环境根本好转,美丽中国目标基本实现[2]。

数字化和低碳化是互相影响、互相促进的统一体,是推动人类社会绿色发展的双引擎。数字赋能是绿色低碳转型的重要路径,绿色化转型需要坚实的数字化技术做支撑,同时也将产生一批数字化、绿色化的新技术和新产业。要实现经济绿色高质量发展,就必须发挥数据要素的作用,积极推动5G、人工智能等新型基础设施建设,以数字化转型推动生产方式和生活方式的变革,并通过绿色技术创新引领绿色发展。为了在“双碳”目标下更好地推动绿色经济增长,本文拟研究数字经济、绿色技术创新以及绿色经济增长之间的影响关系并进行实证分析。

1 文献综述

绿色技术是指能够改善环境的系统性技术,是强调改善生态的高标准技术。绿色技术创新将经济、生态和社会的可持续发展作为主要发展目标,能够弥补短期经济损失,推动产业结构升级,并提高企业利润,促进企业可持续发展[3]。目前对绿色技术创新的研究主要集中在内涵、影响因素以及与地区的增长关系等方面。

1.1 绿色技术创新与绿色经济增长

经济转型的过程是绿色技术不断被采纳、非绿色技术不断被替代的学习过程,随着绿色低碳循环发展经济体系的建立健全,绿色技术创新日益成为绿色发展的重要动力,成为推动经济高质量发展的重要支撑。从短期来看,由于绿色技术创新将增加研发投入,可能对绿色经济增长产生抑制作用[4],但从长期来看,绿色技术创新对绿色经济增长既具有直接的促进作用,也具有间接的促进作用。绿色技术创新不仅能够提升企业生产过程中的效率,改善生产工艺,提高产出增长率和产品质量[5],而且能够帮助生产者从根本上解决生产过程中的排污问题[6],从而直接促进绿色经济增长。

同时,绿色技术创新还能够间接促进绿色经济增长。第一,绿色技术创新能够改善生产中的能源消耗情况,提高能源利用效率[7-8],促使清洁能源代替传统能源,降低企业生产过程中的能耗,进而促进绿色经济增长[9]。第二,绿色技术创新的不断应用会改善劳动力市场结构[10],通过满足新的消费需求促进产业转型升级,推进新兴产业发展,促进产业结构低碳化,从而推动绿色经济发展[11]。第三,绿色技术创新的派生需求能够影响上下游企业之间的互动关系,促使生产过程中引入更环保的技术,从而影响环境生产效率,促进绿色经济增长[12]。第四,绿色技术创新通过不断改善地区的土地财政状况,降低对绿色增长的不利影响[13]。但是,受各省份管理效率和技术差距的影响,我国绿色发展极不平衡,绿色技术创新的影响程度也不同[14-15]。与西部省份相比,中东部省份的技术进步受国际直接投资(FDI)以及环境规制的影响更大[16]。

1.2 数字经济与绿色经济增长

数字技术的加速创新及广泛应用,进一步重构了区域、产业、国家乃至全球的经济形态[17],已成为我国经济转型升级的新引擎[18-19]。数字经济推动信息通信基础设施建设,可以促进地区发展动能转换、优化地区产业结构、提升地区发展效率,进而促进绿色经济增长[20]。数字经济的发展与信息通信技术(ICT)的发展息息相关,是一种依靠信息技术带动经济增长的新形态,促使供需两端向生产数字化和信息化转型。信息技术的快速发展为数字经济渗透到社会各个领域、改变其运行方式提供了必要的基础保障[21-22],对经济增长具有显著的正外部性和溢出效应。互联网发展有利于地区资源的优化配置,进而提高区域创新效率[23-24]。数字经济还可以通过技术扩散效应推动对外贸易升级,从而提高绿色经济发展水平[25-28]。因此,构建基于数字经济的地区绿色经济增长理论框架[29-31],研究数字经济背景下绿色技术创新对绿色经济增长的作用至关重要。

现有文献从不同角度对绿色技术创新、经济高质量发展以及数字经济开展了丰富的研究,但对数字经济、绿色技术创新与绿色经济增长三者之间的关系尚缺乏深入研究。本文在已有研究的基础上,将数字经济、绿色技术创新与绿色经济增长纳入一个研究框架,并借助面板门槛模型,深入分析数字经济背景下,绿色技术创新影响绿色经济增长的机制和数字经济的非线性效应。

2 理论模型与研究假设

绿色技术创新是绿色和创新两个概念的融合,是实现绿色发展和碳中和的关键驱动力。在“双碳”目标和创新驱动发展的背景下,绿色技术创新是“政、企、学、金”多方参与、协同发展的复杂系统。在这个复杂系统内,各个主体优势互补,政策链、产业链、人才链、资金链等多链相互融合并交织在一起。当企业、政府等众多主体把各自的利益目标放于首位时,传统的技术创新容易出现忽视环境、资源等问题,导致自然资源被过度开发利用、生态环境被污染等。但当各主体将绿色发展作为目标之一时,绿色技术创新就成为各主体实现自我价值的最佳选择,是促进社会、生态和经济协调发展的重要途径。

绿色经济增长是各种要素协同发展的结果,既需要改善绿色创新环境,也需要推动绿色技术创新。当绿色发展作为重要的发展目标时,政府将通过环境规制改善绿色创新环境。绿色创新环境的改善能够提高居民对环境保护重要性的认识,导致消费偏好发生改变,聚焦产品的绿色和环保性能,从而增加绿色产品的市场需求。为了获得公众的认可和更多的市场份额,企业将加大对绿色技术的投资,通过产品创新来满足市场中的绿色消费需求,减少产品对环境的负面影响,以在市场中获得产品优势。企业对绿色技术创新的追求不仅会提高经济效益,还能够在技术创新的过程中不断改善管理模式和监管机制,推动企业提高生产效率,从而提高企业竞争力。同时,创新环境的改善能够加大对人才的吸引力,促使企业更快地引进、消化、吸收和改善技术,开展低碳化生产,推动绿色科学技术不断迭代,并引发新一轮产业结构优化升级,从而实现绿色转型,从宏观层面上促进绿色经济增长。经济增长又能反向促进创新活动的增加和创新环境的改善,进一步推动绿色技术创新能力的提升,使绿色技术创新在经济增长中的贡献率不断提高。因此,本文提出假设1。

H1:绿色技术创新对绿色经济增长具有促进作用。

数字经济是对冲疫情冲击、重塑经济体系的关键力量,是促进全球经济复苏的新引擎,是信息通信技术应用于经济社会发展的重要体现和实现形式。数字经济发展初期,数字基础设施建设和绿色技术创新所需要投入的成本可能远大于收入,数字经济对绿色经济增长存在负向影响。当数字经济发展到一定阶段时,互联网的梅特卡夫法则和网络效应(即互联网价值与用户数呈现平方正比关系)开始发挥作用[32],数字经济的规模经济效应逐渐显现,促使人才、资金、技术和知识等创新要素有效整合,促进企业商业模式不断改进,从而降低绿色技术创新的边际成本。完备的数字基础设施能够更好地推动企业数字化转型,提高环境与资源的承载力。数字经济具有投资乘数效应,加速推动了绿色经济的持续增长。这一阶段的数字经济可能会加速扩大绿色技术创新对绿色经济增长的促进作用,使绿色技术创新对绿色经济增长的影响具有边际效应递增的非线性特征。基于以上分析,本文提出假设2。

H2:数字经济发展对绿色经济增长的影响呈现U型特征,并且数字经济发展到一定阶段,将促使绿色技术创新对绿色经济增长的影响具有边际效应递增的非线性特征。

绿色创新环境能够促进绿色技术创新,并推动绿色经济增长。我国不同地区的资源禀赋和基础设施不同,数字经济发展不均衡,绿色创新环境和绿色技术创新能力均存在较大差异,绿色技术创新对绿色经济增长的作用效果也存在差异。根据资源基础理论,不同地区的资源基础不同,政府对绿色经济增长的关注程度不同,因此,绿色创新环境的差异较大。从整体来看,经济水平较高地区的基础设施更加完备、研发经费更加充足、人力资本更加完善、产业结构更加合理、技术市场更加规范、绿色创新环境更加适宜[33],使数字经济发展更加充分,能够更好地促进绿色技术的研发、应用和推广,进而促进绿色经济增长。由此,本文提出假设3。

H3:数字经济、绿色技术创新对绿色经济增长的作用存在地区异质性。

3 模型设定与变量说明

3.1 模型设定

为论证数字经济、绿色技术创新和绿色经济增长之间的关系,本文构建如式(1)所示的回归模型。

lnYit=α0+α1lnGTIit+α2lnDEIit+

θXit+μi+ωt+εit。

(1)

在模型(1)中,Y为绿色经济增长水平,GTI为绿色技术创新,DEI为数字经济发展水平综合指数,Xit代表一系列控制变量,i代表省份,t代表年份,α为待估计的系数,μi为省份固定效应,ωt为时间固定效应,εit代表随机误差项。

由于数字化水平的传导机制相对复杂,需要进一步分情况研究,所以在模型(1)的基础上引入数字化水平的平方项,如式(2)所示。

lnYit=α0+α1lnGTIit+α2lnDEIit+α3ln2DEIit+

θXit+μi+ωt+εit。

(2)

为进一步讨论不同数字经济发展水平下绿色技术创新的影响机制,把数字经济作为门槛变量构建门槛效应模型,如式(3)所示。

lnYit=α0+α1lnGTIit×I(lnDEIit≤γ1)+

α2lnGTIit×I(γ1

α3lnGTIit×I(lnDEIit>γ2)+

θXit+μi+ωt+εit。

(3)

其中:I(·)为取值1或0的指示函数;γ表示待估计的门槛值。

3.2 变量选择

3.2.1被解释变量

本文将地区绿色经济增长作为因变量,用国内生产总值减去环境污染损失价值的对数进行衡量,其中,环境污染损失价值用环境卫生投资额进行衡量[34]。

3.2.2核心解释变量

核心解释变量为绿色技术创新。由于专利申请量相较于授权量更能代表当年该地区的技术创新成果,本文采用各省份绿色发明专利和绿色实用新型专利申请量之和的自然对数表征地区的绿色技术创新(GTI)[35]。

3.2.3调节变量

数字经济发展水平(DEI)的测度基于固定指标体系,采用主成分分析法。该指标体系充分考虑了数字经济发展的电信业务收入、信息传输计算机服务和软件业人数、互联网宽带接入用户数、移动电话用户数和普惠金融指数,能够较好地衡量城市数字经济发展水平。通过计算可以得出,数字经济发展水平=普惠金融指数×0.671 6+信息传输计算机服务和软件业人数(万人)×0.189 6+互联网宽带接入用户数(万户)×0.086 5+移动电话用户数(万人)×0.035 8+电信业务收入(万元)×0.016 6[3]。

3.2.4控制变量

参考现有研究[36-37],本文选取人力资本水平(h,本专科生人数)、城镇化率(urban,城镇人口占总人口的比重)以及市场化程度(market,樊纲等的市场化指数)作为控制变量。

3.2.5数据来源和描述性统计

本文选取中国2011—2019年30个省份(不含西藏、香港、澳门和台湾地区)的面板数据,数据主要来源于不同年份的《中国高技术产业统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》等,各变量的描述性统计如表1所示。由表1可知,我国绿色技术创新整体发展水平不高,而且各省份之间、不同年份之间的差距较大。西部地区受地理因素和经济发展水平的限制,绿色技术创新投入不足,绿色技术创新的整体水平受到影响。另外,各地区在数字经济发展水平和市场化程度方面的差距也较大,说明各省份的资源基础和经济发展水平不同,区域发展较不平衡。

2016年12月15日，银隆完成第三轮融资，董明珠以10亿元注资，持有7.46%股权，并在此后通过两度增资，股权比例增加至17.46%，成为银隆第二大股东。而万达、京东、中集集团等4家企业也和董明珠同时入股，成为银隆股权持有者，银隆第三轮融资总额合计30亿元。

表1 变量描述性统计

4 实证结果分析

4.1 基准回归分析

在正式回归分析之前,本文首先进行方差膨胀因子检验(见表2),发现各变量的VIF值均小于10,表明模型不存在多重共线性;然后应用模型(1)并逐步纳入控制变量,对数字经济、绿色技术创新与绿色经济增长三者间的关系进行回归分析。

表2 多重共线性的检验

绿色技术创新影响绿色经济增长的基准回归结果如表3所示。表3中的(1)～(5)列是在逐步加入控制变量的情况下,绿色技术创新对绿色经济增长的回归结果。第(1)列为只有绿色技术创新这一核心解释变量的回归结果;第(2)列加入了数字经济调节变量;第(3)～(5)列是逐步加入控制变量的回归结果。结果显示:绿色技术创新的估计系数显著为正,在不断加入控制变量的情况下,虽然绿色技术创新对绿色经济增长的影响系数有所下降,但仍然通过了1%的显著性检验,说明绿色技术创新对绿色经济增长具有正向促进作用。如果绿色技术创新水平提升1%,则本区域的绿色经济增长水平提升4.5%,验证了假设1。从控制变量来看,城镇化率和市场化程度能够显著促进地区的绿色经济增长。人力资本水平的估计系数为正,但在加入城镇化率和市场化程度之后,显著性逐渐降低。人力资本作为促进经济社会高质量发展的重要力量,在不同发展阶段对地区绿色经济增长的影响有所差异。在城镇化和市场化发展的早期阶段,人力资本的促进作用更加明显。王珊娜等的研究也表明,在产业发展和绿色技术创新的高水平发展阶段,创新型人力资本对绿色经济发展的促进作用有所降低[38]。

表3 绿色技术创新、数字经济对地区绿色经济增长影响的回归结果

4.2 数字经济对绿色经济增长的影响

随着数字经济的快速发展,创新主体在网络中获取信息的成本大幅下降,各部门间的活动边界逐渐弱化,参与者从中获取的收益不断增加,并且收益会随着数字经济水平的提升而显著提高。由于数字经济的网络效应和梅特卡夫法则,在模型中进一步引入变量ln2DEI,再次进行回归,结果如表3列(6)所示。结果显示:数字经济对绿色经济增长的影响呈现U型关系,即随着数字化水平的提高,信息通信技术加速发展,数字经济对绿色经济增长的影响先下降后上升。数字经济的蓬勃发展,能够促使人才、资本和技术等要素加速流动,数字产业化和产业数字化规模不断增加,新技术和新业态的积极影响不断加强,数字经济全要素生产率不断提高,从而促进绿色经济增长水平显著提高。同时可以看出,在数字经济的影响下,人力资本对地区绿色经济增长的影响更加显著。在数字经济时代,数字经济对绿色技术创新和绿色经济增长之间回归模型的传导机制较为复杂,存在非线性的影响机制。

4.3 稳健性与内生性检验

本文通过4种方法来验证以上结论的可靠性。第一种方法:考虑到绿色技术创新与绿色经济增长可能存在的内生性问题,本文参考于宪荣等学者[39-40]的方法,选取绿色专利申请量一阶滞后项作为工具变量进行回归,测算结果如表4所示。在第一阶段回归中,工具变量的估计系数在1%的水平上显著为正,并且Kleibergen-Paap rk Wald F统计量为1 636.240,说明不存在弱工具变量问题。在第二阶段回归中,核心解释变量GTI的估计系数依然显著为正,说明在考虑经济增长目标与绿色技术创新之间的内生性问题后,基准回归的研究结论依然保持不变。因此,在考虑内生性后,绿色技术创新对绿色经济增长的效应仍旧成立。第二种方法是将被解释变量的绿色经济增长的一阶滞后项纳入模型并扩展为动态面板模型,进行稳健性检验。第三种方法是替换核心解释变量,将绿色专利申请量替换为绿色专利授权量来衡量绿色技术创新。第四种方法是改变样本,由于各省份绿色技术创新发展水平差异较大,直辖市具有特殊的行政地位,因此剔除北京、上海、天津和重庆4个直辖市,对剩余样本进行检验。估计结果如表4所示,绿色技术创新对绿色经济增长的影响与基准回归结果一致。稳健性检验与内生性检验结果均佐证了上述实证结果与研究结论的可靠性。

表4 稳健性检验与内生性检验结果

4.4 门槛效应检验

本文首先进行面板门槛的存在性检验,在数字经济背景下,绿色技术创新影响绿色经济增长的门槛值检验结果如表5所示。从表5可以看出,门槛变量数字经济发展水平显著通过了单一门槛检验,未通过双重门槛和三重门槛检验。从表6可以看出:当门槛变量数字经济发展水平小于12.072时,绿色技术创新对绿色经济增长产生显著的正效应;当门槛变量数字经济发展水平大于12.072时,绿色技术创新对绿色经济增长影响的系数显著增大,从0.033提高到0.050。由此可以看出,当数字经济发展水平达到一定阈值时,绿色技术创新对区域绿色经济增长表现出了显著的正向且边际效应递增的非线性特征。

表5 数字经济背景下区域绿色经济增长门槛效应检验

表6 数字经济背景下区域绿色经济增长门槛模型的回归结果

4.5 异质性检验

由于各地区发展阶段不同,数字经济发展水平和区域绿色经济增长在不同区域均存在明显的异质性特点。本文借鉴相关学者对我国区域的划分方法[41],将研究对象中的30个省级行政区域划分为东部、中部和西部3个地区,通过构建固定效应模型对假设1进行验证,回归结果见表7。结果表明:对于东部地区,绿色技术创新效应的系数为0.077,并通过了1%显著性检验,即绿色技术创新水平提升1%,则本区域的绿色经济增长水平提升7.7%。对于中部和西部地区而言,绿色技术创新效应的系数都为正,但明显小于东部地区。由此可知,对于东部、中部和西部地区而言,绿色技术创新均可以促进地区的绿色经济增长,但东部地区绿色技术创新的促进作用更强,假设1和假设3得到验证。

表7 绿色技术创新对绿色经济增长影响的异质性分析结果

由于数字经济发展不均衡,本文进一步检验数字经济发展背景下绿色技术创新对绿色经济增长的影响效应在东、中、西部地区是否存在显著差异,回归结果如表8所示。结果表明:在考虑数字经济的网络效应后,东部地区数字经济能够更显著地促进绿色技术创新对绿色经济增长的影响效应。《中国城市数字经济发展报告2022》显示,东部城市数字经济竞争力整体水平较高。另外,东部地区绿色技术创新的存量较高,市场化水平和人才集聚度也比较高。在数字经济发展水平较高的条件下,绿色技术创新对区域绿色经济增长的影响更加显著。

表8 数字经济背景下绿色技术创新与绿色经济增长之间关系的异质性分析

5 结论和建议

5.1 研究结论

第一,绿色技术创新能够显著促进绿色经济增长,是促进经济高质量发展的重要推动力量。第二,数字经济发展对绿色经济增长的影响呈现U型特征,在数字经济发展初期,数字基础设施建设和绿色技术创新带来的收益小于需要投入的成本,数字经济发展对绿色经济增长具有抑制作用。但数字经济发展水平达到一定程度时,能够促进绿色经济增长,并使绿色技术创新对绿色经济增长的影响具有边际效应递增的非线性特征。第三,我国地区之间的数字经济发展水平和绿色技术创新不均衡,东部地区的数字经济发展水平和绿色技术创新存量较高,对区域绿色经济增长的影响更加显著。

5.2 对策建议

基于数字经济和绿色技术创新对绿色经济增长的促进作用,为推动绿色经济高效增长,本文提出如下对策建议:

第一,激发绿色技术创新活力,促进绿色经济增长。绿色发展不仅需要增强企业创新的动力,同时也需要政府通过政策指引,营造良好的绿色创新发展环境。因此,我国要进一步构建市场导向的绿色技术创新体系,强化企业、科研院所等单位的创新主体地位,构建市场化的技术交易、认证评价、中介服务体系,推动绿色技术与金融、产业对接,通过市场化机制促进人才、资本、技术、知识等各类要素向绿色领域有效集聚。同时,要推动传统产业升级和绿色转型,大力支持新兴产业,加大研发补贴,推进清洁生产。此外,要充分挖掘人才资源优势,健全产学研合作机制,加快推进创新成果转移转化和产业化发展,推动绿色技术转化落地。

第二,大力发展数字经济,充分发挥数字经济的网络效应。我国政府要加快数字基础设施建设,积极推进社会基础设施智能化转型,探索新基建与绿色产业的融合发展路径,不断提高地区数字化建设水平;充分发挥工业互联网“链主”企业的作用,大力培育“专精特新”中小企业,形成大型企业引领、中小企业广泛参与的生态圈,促进产业数字化深入发展;深入推进企业开展数字化智能化改造,加大绿色技术创新力度,推进绿色设计,开发绿色产品,促进上下游企业绿色创新,推动产业链和供应链的可持续低碳发展;加快培育地区数字化人才,加强数字化技术建设,促进软环境和硬技术协同发展,提升企业数字化技能;深化数字经济与绿色技术创新融合的体制机制改革,充分利用绿色技术创新对绿色经济增长表现出的边际效应递增的非线性特征。

第三,加强区域合作,充分发挥区域资源禀赋的优化配置作用。东部地区要进一步发展区域数字经济,形成规模化优势,引导数字技术向周围地区扩散。中西部地区要以数字基础设施建设来提升数字技术的渗透性,积极培育和引进数字经济领域的技术研发、交叉融合、经营管理等各类人才,提升企业绿色技术创新的研发力度和研发能力,增强数字经济对绿色创新和发展的促进作用。