數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展協(xié)同實證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u14231數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展協(xié)同實證研究 12011.引言 286071.1研究背景與意義 2178051.2研究思路及創(chuàng)新點 349672.數(shù)字經(jīng)濟與高質量發(fā)展的機制機理分析 5220432.1數(shù)字經(jīng)濟的內涵 5157842.2高質量發(fā)展的內涵 568392.3數(shù)字經(jīng)濟對高質量發(fā)展的影響機制 682813.研究設計 9289793.1權重測算、變量度量與評價指標體系構建 9288883.2控制變量的選取 1253754.空間計量模型實證結果與分析 1346584.1基于Geoda的空間自相關性分析 1394274.2空間計量經(jīng)濟模型 14145194.3數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的空間相關性檢驗 1567554.4空間計量模型的選擇策略 16233704.5空間計量模型的構建 17279044.6區(qū)域異質性 19266335.結論建議 2077125.1結論 2079905.2建議 21【摘要】數(shù)字經(jīng)濟作為新一輪產(chǎn)業(yè)革命的起點，對高質量發(fā)展起到了重要作用。用熵值法對2011～2017年我國31個省域數(shù)據(jù)的數(shù)字經(jīng)濟和高質量發(fā)展水平進行度量，基于GeoDa對空間自相關性進行分析，并運用空間杜賓模型，對我國數(shù)字經(jīng)濟與高質量發(fā)展之間的關系進行了分析，得出以下結論：31個省市數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間存在顯著的相關關系，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展水平存在著空間溢出效應，即對本省市以及周邊省市的經(jīng)濟高質量發(fā)展均存在正向的促進作用，且異質性分析顯示東部地區(qū)的促進作用較非東部地區(qū)更為明顯?！娟P鍵詞】數(shù)字經(jīng)濟；高質量發(fā)展；空間相關分析；空間溢出效應；異質性分析引言1.1研究背景與意義1.1.1研究背景中國經(jīng)濟高速增長，在2010年中國GDP超過日本，一躍成為全球第二大經(jīng)濟體。然而，隨之而變的國內外大環(huán)境使得以要素投入、外需拉動、投資拉動等為主的粗放型增長方式已不能滿足未來經(jīng)濟健康發(fā)展的迫切需要。目前中國若想實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展，則需要轉變未來發(fā)展的方式。新時代、新發(fā)展、新動能，面對新變化，經(jīng)濟發(fā)展的關鍵變量已然變?yōu)楦哔|量，想尋求高質量發(fā)展之路，必須把高質量發(fā)展作為創(chuàng)新經(jīng)濟發(fā)展的基礎。近年來，我國信息通信基礎設施普及程度的提高，國內互聯(lián)網(wǎng)、寬帶、4G網(wǎng)絡等基礎設施的發(fā)展以及5G通信設施的逐漸部署，為包括數(shù)字經(jīng)濟在內的眾多互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的發(fā)展提供了完善的設施基礎。2019年政府工作報告提出“加大新一代信息技術產(chǎn)業(yè)集群建設，不斷加強大數(shù)據(jù)產(chǎn)業(yè)、人工智能領域、數(shù)字經(jīng)濟等研發(fā)和應用”。這表明國家已經(jīng)在戰(zhàn)略層面高度重視數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展和技術創(chuàng)新在經(jīng)濟高質量發(fā)展中所起的作用。2016年12月，習近平總書記在中共中央政治局會議和中央經(jīng)濟工作會議上均提出，要振興實體經(jīng)濟，培育新動能。在黨的十九大報告中，習近平總書記又進一步提出：“在中高端消費、創(chuàng)新引領、綠色低碳、共享經(jīng)濟、現(xiàn)代供應鏈、人力資本服務等領域培育新增長點、形成新動能?！毙聲r代背景下，新動能是能夠推動中國經(jīng)濟從高速度增長向高質量發(fā)展轉變、從而實現(xiàn)“創(chuàng)新、開放、協(xié)調、綠色、共享”發(fā)展目標的動能。以一系列相關技術突破為支撐，以大量新技術、新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)、新模式等快速涌現(xiàn)并匯聚成為產(chǎn)業(yè)發(fā)展新勢能及其在經(jīng)濟、社會、文化等方面的廣泛融合與應用為表現(xiàn)的新動力。以新發(fā)展為引導，借助數(shù)字科技賦能數(shù)字經(jīng)濟，以此推動高質量發(fā)展。1.1.2研究意義在此背景下，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展怎樣測度？數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對高質量發(fā)展的作用機制是什么？影響程度如何？這些都是值得關注的。因此，本文對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對我國高質量發(fā)展的影響進行研究，并依據(jù)研究結論提出相應的政策建議，形成數(shù)字經(jīng)濟促進高質量發(fā)展的制度環(huán)境具有重要意義。1.2研究思路及創(chuàng)新點1.2.1研究思路2016年12月，習近平總書記在中共中央政治局會議以及隨后的中央經(jīng)濟工作會議上均明確提出，要振興實體經(jīng)濟，壯大新動能。在黨的十九大報告中，習近平總書記又進一步提出：“在中高端消費、創(chuàng)新引領、綠色低碳、共享經(jīng)濟、現(xiàn)代供應鏈、人力資本服務等領域培育新增長點、形成新動能?！碑斍埃苿游覈l(fā)展的新動能就是依托于新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革，以新一代信息技術應用為基礎，以一系列相關技術突破為支撐，以大量新技術、新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)、新模式等快速涌現(xiàn)并匯聚成為產(chǎn)業(yè)發(fā)展新勢能及其在經(jīng)濟、社會、文化等方面的廣泛融合與應用為表現(xiàn)的新動力。以新發(fā)展理念為引導，借助數(shù)字科技賦能數(shù)字經(jīng)濟，以推動我國經(jīng)濟高質量發(fā)展。因此，本文通過建立數(shù)字經(jīng)濟綜合指標測度指標體系探索數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對經(jīng)濟高質量增長的促進作用。具體思路見圖1：圖SEQ圖\*ARABIC1研究思路圖通過對大量文獻的研究學習，多位學者從不同角度論述并證明了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對我國經(jīng)濟高質量增長具有明顯的促進作用。第一，借助構建數(shù)字經(jīng)濟綜合指標測度體系與經(jīng)濟高質量發(fā)展綜合指標測度體系；第二，通過空間杜賓模型，對經(jīng)濟高質量發(fā)展過程進行系統(tǒng)分解，構建關于數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響機制的函數(shù)模型；第三，借鑒已有文獻選取合適的核心解釋變量與控制變量，將指標納入模型，進而更好的解釋數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響機制，得到更為合理的解釋模型，深入挖掘數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對經(jīng)濟高質量發(fā)展的特征；第四，總結本文的主要研究結論、不足，并提出應用預測以及未來研究方向。1.2.2創(chuàng)新點本文以空間的視角下，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展水平和經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用機制作為研究的基本問題。另外，本文還通過空間計量分析，進一步解釋在空間上數(shù)字經(jīng)濟和高質量發(fā)展的作用關系，用熵值法對2011～2017年我國31個省域數(shù)據(jù)的數(shù)字經(jīng)濟和高質量發(fā)展水平進行度量，基于GeoDa對空間自相關性進行分析，并運用空間杜賓模型，對我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的關系進行了分析。數(shù)字經(jīng)濟與高質量發(fā)展的機制機理分析數(shù)字經(jīng)濟的內涵廣義上說，直接或間接使用數(shù)據(jù)來調用資源發(fā)揮作用，推進生產(chǎn)力發(fā)展的經(jīng)濟形態(tài)都可以納入數(shù)字經(jīng)濟的領域。狹義上說，數(shù)字經(jīng)濟包含大數(shù)據(jù)、物聯(lián)網(wǎng)、云計算、人工智能等新興技術?？佃F祥認為數(shù)字經(jīng)濟是一種獨立的經(jīng)濟形態(tài)，但卻不與其他經(jīng)濟系統(tǒng)孤立，它是把數(shù)字技術作為基礎所進行的經(jīng)濟活動的總和[1]。劉軍等認為，數(shù)字經(jīng)濟是將數(shù)字化信息作為核心要素，將信息化和互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展作為支撐，利用數(shù)字化技術提供服務或產(chǎn)品，從而在生產(chǎn)者和消費者之間建立數(shù)字交易的經(jīng)濟形態(tài)[2]。秦鑄清等認為數(shù)字經(jīng)濟是數(shù)字產(chǎn)業(yè)與信息技術下的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的結合，其關鍵是產(chǎn)業(yè)、企業(yè)和社會的數(shù)字化轉型[3]。本文認為數(shù)字經(jīng)濟是隨著數(shù)字技術不斷創(chuàng)新而不斷發(fā)展的新經(jīng)濟形態(tài)，并將其分為產(chǎn)業(yè)數(shù)字化、數(shù)字產(chǎn)業(yè)化、數(shù)字化治理以及數(shù)據(jù)價值化四個部分。高質量發(fā)展的內涵趙濤等認為高質量發(fā)展涉及到了社會經(jīng)濟的各個領域，它的核心內涵是創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享構成的新發(fā)展理念[4]。任保平認為，高質量發(fā)展便是經(jīng)濟發(fā)展質量的高水平狀態(tài)，包含經(jīng)濟發(fā)展、改革開放、城鄉(xiāng)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境四個方面的高質量[5]。麻智輝認為，高質量發(fā)展便是要做到資源配置效率和微觀生產(chǎn)效率的極大提升，使創(chuàng)新作為引領經(jīng)濟發(fā)展的第一動力，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和高新技術產(chǎn)業(yè)的比重不斷提高，實現(xiàn)從技術上、附加值上以及污染物排放上做到由低到高的轉變，成本上轉變?yōu)榈统杀綶6]。加快實現(xiàn)綠色發(fā)展和經(jīng)濟增長的結構優(yōu)化的步伐，產(chǎn)品和服務的質量要得到顯著的提升，公平地分配經(jīng)濟增長的成果。數(shù)字經(jīng)濟對高質量發(fā)展的影響機制薛瑩、胡堅認為數(shù)字經(jīng)濟在推動經(jīng)濟高質量發(fā)展中的作用在以下幾方面：資源配置、科技創(chuàng)新、優(yōu)化和服務實體經(jīng)濟和風險監(jiān)管等[7]。數(shù)字經(jīng)濟通過上述功能，改變生產(chǎn)過程、經(jīng)濟運行方式以及市場經(jīng)濟格局，從而影響整個國家經(jīng)濟的未來發(fā)展方向。國內市場更加強大，經(jīng)濟結構更加優(yōu)化，創(chuàng)新能力顯著提升，產(chǎn)業(yè)基礎高級化，能源資源配置更加合理，提升就業(yè)質量，健全國家治理效能。梳理以往文獻，本文認為一個國家的經(jīng)濟增長質量包含產(chǎn)業(yè)結構升級、經(jīng)濟轉向創(chuàng)新驅動、轉化經(jīng)濟增長動力、引領綠色經(jīng)濟發(fā)展、提高市場運行效率。因此，本文通過以上方面探究數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的內在作用機理也影響機制。如圖2所示：圖SEQ圖\*ARABIC2數(shù)字經(jīng)濟影響高質量發(fā)展的傳導機制生產(chǎn)上，數(shù)字技術的引用降低了交易成本，使企業(yè)的創(chuàng)新績效得到明顯提升[21]；同時還可以給企業(yè)提供精準的營銷信息，為消費者進行特別定制。消費過程中，數(shù)字化技術改變了消費方式，便利了購物行為，降低了消費者搜尋商品的成本，從而刺激了消費。數(shù)字經(jīng)濟可以優(yōu)化各要素市場的資源配置效率，使要素和勞動力市場得以拓寬，提升了各市場中信息的時效性；其對各地區(qū)的促進作用存在異質性，例如韋莊禹等的研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟顯著地促進了制造業(yè)的高質量發(fā)展，并且在東部、西部和南部地促進效應更顯著[8]。產(chǎn)業(yè)結構升級。焦帥濤、孫秋碧利用熵權法測算出我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，同時發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展通過促進地區(qū)創(chuàng)新最終促進產(chǎn)業(yè)結構升級[9]。王正新、李丹丹基于Sarma提出的普惠金融指標體系，發(fā)現(xiàn)普惠金融的發(fā)展顯著降低了產(chǎn)業(yè)結構偏離經(jīng)濟均衡狀態(tài)的程度，對產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化有顯著的促進作用，且這種作用表現(xiàn)出顯著的非線性特征[10]。葛和平、張立用動態(tài)面板數(shù)據(jù)門檻模型進行研究，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字化程度均存在門檻效應，且各地區(qū)數(shù)字普惠金融的產(chǎn)業(yè)升級效應存在異質性[11]。王凱通過中介效應模型發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠通過提升資本和勞動力配置能力來推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級[12]。綠色經(jīng)濟。于玉龍、秦尊文基于數(shù)字背景實證分析信息通信技術對綠色經(jīng)濟效率的影響，研究發(fā)現(xiàn)信息通信技術通過推動技術創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結構升級，進而提高綠色經(jīng)濟效率,從中國東中西三大區(qū)域的比較分析來看，信息通信技術對東部地區(qū)綠色經(jīng)濟效率的促進作用最大，中部次之，西部最小[13]。錢立華等的研究發(fā)現(xiàn)綠色經(jīng)濟與數(shù)字經(jīng)濟在某種意義上還可以相互促進:一方面，數(shù)字經(jīng)濟可以有效促成全球經(jīng)濟的綠色轉型，另一方面，綠色經(jīng)濟也可以幫助數(shù)字經(jīng)濟實現(xiàn)綠色、低碳、可持續(xù)發(fā)展。另外，數(shù)字經(jīng)濟在擴大市場規(guī)模、增加國民收入以及提高國民幸福指數(shù)等方面也發(fā)揮著關鍵的作用，從而助力經(jīng)濟高質量發(fā)展實現(xiàn)強勁增長[14]?；诖耍疚奶岢黾僭O1。假設1：一個地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對該地的經(jīng)濟高質量發(fā)展具有促進作用。不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展基數(shù)、技術創(chuàng)新基礎和各產(chǎn)業(yè)的發(fā)展層次等方面有著較大的差異，這些差異都是數(shù)字經(jīng)濟在經(jīng)濟高質量發(fā)展過程中產(chǎn)生不同層次作用的因素。例如城鎮(zhèn)化程度較低的地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟高質量發(fā)展的促進作用會更為明顯。此外，肖遠飛、周萍萍通過面板門檻模型探討數(shù)字經(jīng)濟與高質量發(fā)展之間的非線性關系，發(fā)現(xiàn)當數(shù)字經(jīng)濟處于較低水平時，會阻礙經(jīng)濟發(fā)展質量,反之，對經(jīng)濟高質量發(fā)展有顯著的強化作用[15]。葛和平、張立用動態(tài)面板數(shù)據(jù)門檻模型進行研究，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字化程度均存在門檻效應，且各地區(qū)數(shù)字普惠金融的產(chǎn)業(yè)升級效應存在異質性[16]。張勛等結合中國數(shù)字普惠金融指數(shù)和中國家庭追蹤調查，最終發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融在落后地區(qū)地發(fā)展速度更快且顯著提升了家庭收入，有助于促進低物質資本或低社會資本家庭和創(chuàng)業(yè)行為[17]。基于上述分析，本文提出假設2。假設2：不同地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對相應地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展影響存在區(qū)域異質性。Anserin首先提出了空間溢出效應，空間數(shù)據(jù)的觀測與空間單元之間的聯(lián)系有關,這類特點被稱為空間效應，表現(xiàn)為空間依賴性和空間異質性,產(chǎn)生空間效應的其中一個原因就是空間溢出[18]。Richard-son將區(qū)域間擴散效應稱為“正溢出效應”，將回流效應稱為“負溢出效應”[19]。Ying研究了1978年至1998年期間勞動力、資本、外國直接投資等因素對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，他強調，中國的經(jīng)濟增長在很大程度上受到地區(qū)間的相互影響[20]。何興強、王利霞對1985—2005年期間我國30個省市區(qū)的154個地級及以上城市的FDI區(qū)位分布的空間效應進行檢驗，發(fā)現(xiàn)樣本城市的FDI間存在顯著的空間效應[21]。Groenewold研究了經(jīng)濟區(qū)域間的溢出效應，他將中國按地理位置化為六個經(jīng)濟區(qū)，發(fā)現(xiàn)長江、黃河流域以及西北區(qū)域相比東南東北而言，對其他區(qū)域有更大的溢出效應，而西南地區(qū)不存在對外溢出效應[22]。趙勇和白永秀認為，知識溢出是不可避免的，可通過人才流動、研發(fā)合作和創(chuàng)業(yè)投資等方式發(fā)生，知識空間的溢出是局部的，將區(qū)域間的交互限制在相鄰區(qū)域內[23]。馬明認為，在發(fā)達地區(qū)獲得先進技術并將其應用于其他地區(qū)的生產(chǎn)，取決于先進技術的溢出度和受益方吸收知識的能力[24]。數(shù)字經(jīng)濟是建立在互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)和其他信息技術的基礎上的，具有互聯(lián)和共享的特點，可以打破空間中地理距離的限制?；谏鲜龇治?，提出假設3。假設3：一個地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對除了該地區(qū)之外的其他地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展存在空間溢出效應。研究設計權重測算、變量度量與評價指標體系構建為構建高質量發(fā)展評價指標體系提供了寶貴的思路。參考上述各指標體系的建立方法，依據(jù)本文需要，從數(shù)字基礎，數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展，數(shù)字創(chuàng)新3個維度，15個指標，建立數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平評價指標體系，以反映中國各省市的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。從基礎設施、經(jīng)濟發(fā)展、人民生活、科技創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)境5個維度，10個指標，建立經(jīng)濟高質量發(fā)展評價指標體系。1）數(shù)字經(jīng)濟評價指標體系。基于G20峰會對數(shù)字經(jīng)濟的相關界定，通過歸納對數(shù)字經(jīng)濟相關領域的研究，結合我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展實際情況，從數(shù)字基礎，數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展，數(shù)字創(chuàng)新三個維度來衡量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。其中，數(shù)字基礎通過描述移動基礎和固定設施基礎，反映數(shù)字經(jīng)濟的基礎設施發(fā)展規(guī)模;數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展包括郵政產(chǎn)業(yè)，電信產(chǎn)業(yè)，信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)，反映數(shù)字經(jīng)濟在產(chǎn)業(yè)結構轉型中起到的作用；數(shù)字創(chuàng)新體現(xiàn)在創(chuàng)新投入，創(chuàng)新產(chǎn)出。最終共選取15個指標構成數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)，標記為Dedi。并通過面板熵值法確定相應權重運用熵值法計算權數(shù)，數(shù)字經(jīng)濟指數(shù)各指標權重計算結果如表所示。表SEQ表\*ARABIC1數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平評價指標體系一級指標二級指標指標名稱及單位權重數(shù)字基礎移動基礎移動電話交換機容量（萬戶）0.03453移動電話普及率（部/百人）0.02433固定設施基礎互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口（萬個）0.05025域名數(shù)（萬個）0.13703長途光纜（公里）0.10905有線電視傳輸干線網(wǎng)絡總長（萬千米）0.03206數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展郵政產(chǎn)業(yè)郵政業(yè)務總量（億元）0.05026郵政業(yè)從業(yè)人員（萬人）0.05941電信產(chǎn)業(yè)電信業(yè)務總量（億元）0.14313信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)從業(yè)人員（萬人）0.04847信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)固定資產(chǎn)投資（億元）0.07823數(shù)字創(chuàng)新創(chuàng)新投入R&D規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)人員全時當量（人）0.04695規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)人員R&D經(jīng)費（萬元）0.07556創(chuàng)新產(chǎn)出規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)發(fā)明專利申請占申請專利總數(shù)（%）0.09398規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入(萬元)0.016762）高質量發(fā)展評價指標體系?；谥醒胩岢龅母哔|量發(fā)展“創(chuàng)新、綠色、協(xié)調、開放、共享”五大基本理念，結合當今社會高質量發(fā)展的實際情況和理論研究，選取基礎設施、經(jīng)濟發(fā)展、人民生活、科技創(chuàng)新和生態(tài)環(huán)境五個維度進行評價?；A設施主要體現(xiàn)在城市公路里程及城市維護建設稅；經(jīng)濟發(fā)展主要體現(xiàn)人均國內生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比；人民生活主要考慮城市綠化和就業(yè)人數(shù)兩個方面；科技創(chuàng)新則從財政在科學技術上投入及社發(fā)明專利授權數(shù)兩方面考慮；生態(tài)環(huán)境方面包括環(huán)境污染治理投資占GDP比重（%）和廢水排放總量（萬噸）。高質量發(fā)展指數(shù)各指標，記為Hi-Q，其權重計算結果如表所示。表SEQ表\*ARABIC2高質量發(fā)展水平評價指標體系綜合指標指標類型指標名稱及單位權重高質量發(fā)展指數(shù)基礎設施公路里程（公里）0.07687城市維護建設資金投入（億元）0.1060經(jīng)濟發(fā)展人均國內生產(chǎn)總值（元）0.0789第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比（%）0.0362人民生活人均綠地面積（公頃/萬人）0.0495就業(yè)人數(shù)（萬人）0.1373科技創(chuàng)新發(fā)明專利授權數(shù)（件）0.1892科學技術（億元）0.1501生態(tài)環(huán)境環(huán)境污染治理投資占GDP比重（%）0.0768廢水排放總量（萬噸）0.0993.1.2數(shù)據(jù)來源以2011～2017年我國31個省域作為研究對象，相關數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局、中國環(huán)保部和Wind，少量缺失數(shù)據(jù)通過移動平均法補齊。3.1.3面板熵值法計算指標權重由于在分析時，本文使用的全國各省市的相關數(shù)據(jù)中包含了年度時間序列，因此需要構建面板數(shù)據(jù)模型將地域維度與時間維度結合進行分析研究數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與經(jīng)濟高質量發(fā)展二者之間的相互關系?？紤]到面板數(shù)據(jù)模型有擴大樣本容量、提高結論可信度并能反映和比較各個變量間的關系，因此，在進行實證分析中采取面板數(shù)據(jù)模型。對我國31個省域的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展狀況和高質量發(fā)展水平進行客觀評價時，為避免主觀賦權導致評價出現(xiàn)偏差，采用客觀評價法中較為常用的熵值法衡量各地級市的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展狀況和高質量發(fā)展水平。設有m個待評方案，n項評價指標，形成原始指標數(shù)據(jù)矩陣X=xijm×n，對于某項指標xj，指標值計算方法和步驟為：（1）指標定義：假設數(shù)據(jù)包含T年I個對象的J個指標，則xtij表示對象i在t年的第j（2）標準化處理：由于不同指標之間數(shù)量級存在較大差異，因此需要對每個指標先進行標準化處理，對正、負向指標的處理方法分別為xtij?=xtij?x（3）計算相應比重：ytij（4）計算熵值：θj（5）計算信息效用值：ej（6）得到權重：ωj（7）計算得分：Sti控制變量的選取1.城鎮(zhèn)化(urban)。城鎮(zhèn)化的深度發(fā)展說明地區(qū)人力進入城市的規(guī)模不斷加大，勞動力質量和數(shù)量提升引領產(chǎn)業(yè)結構向著高級化邁進。將采取各省市地區(qū)城鎮(zhèn)人口與地區(qū)總人口的比值來表示。2.政府行為(gov)。產(chǎn)業(yè)結構升級是政府宏觀調控的目標之一，政府行為對產(chǎn)業(yè)結構升級的方向和速度均有一定的目標引領作用。本文采用歷年各省市政府財政支出額占對應年份地區(qū)GDP的比重得出。3.技術創(chuàng)新(pat)。促進技術進步的一個前提條件是技術創(chuàng)新，增加創(chuàng)新產(chǎn)出可以有效地提升技術水平[26]，從而促進市場內各行業(yè)的轉型升級。本文用各省市的專利授權數(shù)衡量技術創(chuàng)新水平。4.產(chǎn)業(yè)結構(is)。產(chǎn)業(yè)結構由工業(yè)化轉向服務業(yè)能夠對經(jīng)濟高質量發(fā)展起到明顯的作用，因此本文使用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值來衡量產(chǎn)業(yè)結構。5.對外開放程度(open)。對外開放程度在經(jīng)濟增長的數(shù)量和質量方面都存在顯著影響。6.勞動力資本水平(labor)。勞動力資本水平是一種重要的生產(chǎn)投入要素，其水平的高低影響該地區(qū)勞動者的質量水平，從而影響經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的高低。本文參照張騰等人[27]的做法，使用加權平均受教育年限衡量勞動力資本水平。7.產(chǎn)業(yè)協(xié)同度(co)。產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展結構是經(jīng)濟增長質量的重要影響因素，不同的協(xié)同度對經(jīng)濟增長的影響顯著不同，本文參照張騰[27]等人的做法，用第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的比值衡量產(chǎn)業(yè)協(xié)同度?？臻g計量模型實證結果與分析基于Geoda的空間自相關性分析變量能否采用空間計量模型進行研究需要考慮的第一個問題是：變量之間是否具有空間相關性。若變量之間存在空間相關性，相應的應該選擇空間計量方法進行實證檢驗；反之，應選用其他的計量方法。因此，本文在空間計量模型實證檢驗前，對數(shù)字經(jīng)濟與高質量發(fā)展的空間自相關性進行分析。4.1.1空間權重矩陣目前，最常用的空間權重矩陣包括鄰接權重矩陣、地理權重矩陣與經(jīng)濟權重矩陣。本文使用鄰接矩陣來揭示各個觀測指標空間上的關聯(lián)性，鄰接矩陣中，兩地區(qū)鄰接則用1表示，不鄰接則用0表示。其中，4.1.2空間自相關性檢驗方法通常采用全局空間相關性和局部空間相關性兩種方法，第一種描述的是空間鄰接的區(qū)域單元屬性值的相似程度，主要是用于檢驗空間數(shù)據(jù)在整體空間上的分布特征，一般用Moran'sI指數(shù)來進行計算；第二種描述的是一個局部空間單位與其臨近區(qū)域同一變量的相似程度，主要是用來分析局部地區(qū)的空間集聚特征，最常用的是Moran'sI散點圖。（1）全局空間自相關性采用Moran'sI指數(shù)，這樣既可以衡量各個地區(qū)之間經(jīng)濟高質量發(fā)展水平在整體上的空間差異程度，同時也可以分析其空間關聯(lián)性。全局Moran'sI指數(shù)定義（Moran，1950）如下：其中；，和表示研究對象i和j的觀測值；為空間權重矩陣元素；n為研究對象總數(shù)。由定義可得，全局Moran'sI指數(shù)范圍在-1到1之間，指數(shù)大于0代表各空間對象之間存在正向的相關關系，即相似空間單元在空間有著集聚效應；指數(shù)小于0代表各空間對象之間存在負向的相關關系，即相鄰空間單元之間屬性值差異較大；接近于0說明分布隨機，不存在空間相關性。用指數(shù)的絕對值來反映空間相關程度，其絕對值越大則說明空間相關性越強。（2）局部空間自相關性Anselin（1995）在全局Moran'sI的基礎上提出了局部Moran'sI指數(shù)，即LISA指數(shù)，該指數(shù)可用來觀測每個空間單元造成全局自相關的比例，或者驗證經(jīng)濟變量是高集聚現(xiàn)象還是低聚集現(xiàn)象。其計算公式如式[28]:空間計量經(jīng)濟模型在經(jīng)典線性回歸模型中考慮隨機擾動的空間滯后項，則稱之為空間誤差模型，回歸方程如下:空間滯后模型的表達式為：空間誤差模型的表達式為：空間杜賓模型的表達式為：表示單元在時期t的被解釋變量值;是單元i在時期t的解釋變量值向量;是模型中的待估計參數(shù)；為事先設定的階的空間權重矩陣。數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的空間相關性檢驗4.3.1全局空間自相關性檢驗從空間分布情況來看，各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與經(jīng)濟高質量發(fā)展水平之間存在著較為明顯的空間關聯(lián)性。本文利用Arc-GIS和GeoDa軟件對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合發(fā)展指數(shù)與經(jīng)濟高質量發(fā)展的綜合指數(shù)作進行空間分析。表為2011、2014和2017年全國31省的數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)與經(jīng)濟高質量發(fā)展綜合指數(shù)的全局MoranI檢驗值。從表中可以看出，全國31個省市數(shù)字經(jīng)濟與經(jīng)濟高質量發(fā)展的綜合指數(shù)之間存在較為明顯的空間集聚性。表SEQ表\*ARABIC3全局Moran指數(shù)年份2011201220132014201520162017全局MoranI值0.1900.2280.2290.2750.2780.2490.238Z2.1302.4852.5132.9242.9892.7292.640p-value0.0170.0060.0060.0020.0010.0030.0044.3.2局部相關空間聚集分析圖中表明，2017年全國31各省市中通過LISA顯著性檢驗的只有新疆、四川、江蘇、上海、安徽、江西、福建以及內蒙古10個省市。江蘇、安徽和上海的屬于“高-高”集聚模式，且均通過了顯著性檢驗，其中安徽、上海的顯著性水平為0.01，而福建、江蘇和山東的顯著性水平為0.05。四川的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較高，各項發(fā)展水平都領先于其他西部地區(qū)，但是相較東南沿海地區(qū)來說，仍存在一定的差距?！暗?低”關聯(lián)的新疆和內蒙古通過了顯著性檢驗，其中新疆的顯著性水平為0.01，內蒙古的顯著性水平為0.05。江西和福建是僅有的通過顯著性檢驗的“低-高”關聯(lián)度的兩個省市，顯著性水平為0.05。圖SEQ圖\*ARABIC3LISA顯著圖圖SEQ圖\*ARABIC4LISA聚集圖空間計量模型的選擇策略Hausman是用來確定應該選擇固定效應模型還是隨機效應模型；LR檢驗的目的是通過檢驗模型的自變量的空間效應的顯著性來判斷所建模型是否應該為SEM模型；Wald檢驗的最終目的是檢驗模型的自變量的空間效應是否為零來判別SDM模型是否會退化為SAR模型，檢驗結果如下：表SEQ表\*ARABIC4空間計量模型檢驗結果模型Wald檢驗LR檢驗Hausman檢驗χP值χP值χP值SAR24.280.002132.730.0001SEM30.790.000234.650.0000SDM59.080.000從表4中的Wald檢驗以及LR檢驗可以看出，本文應選擇空間杜賓模型（SDM）進行進一步的建模分析。表4給出了Hausman檢驗結果，結果顯示p=0.0000，因此應拒絕原假設，這就說明本文進行回歸分析時，應建立固定效應模型?？臻g計量模型的構建基于鄰接矩陣，分別對空間固定效應模型、時間固定效應和時間空間雙固定效應進行模型的擬合，比較三者差異，從而選擇更優(yōu)的模型。結果如表5所示：時間固定效應空間固定效應時間空間雙固定效應空間相關系數(shù)rho-2.95-1.63-2.28Log-likelihood1185.86911165.56551180.0707空間相關系數(shù)rho均顯著為負，切空間固定效應模型的Log-likelihod值最小。故本文選取空間固定效應模型進行模型的進一步構建。根據(jù)前面分析過程，本文構建的空間杜賓模型如下所示：(本文最終模型如表6所示，從表6中可以看出核心解釋變量數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有正向影響作用，系數(shù)在1%的顯著性水平下均顯著。數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)的空間滯后系數(shù)是正值。控制變量：政府行為、產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、勞動力水平、對外開放程度以及產(chǎn)業(yè)協(xié)同度的系數(shù)也均顯著為正，表明各控制變量對經(jīng)濟高質量發(fā)展存在顯著的正向促進作用。其中，經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間溢出系數(shù)為0.2073，在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明我國各省市經(jīng)濟高質量發(fā)展存在著顯著的空間關聯(lián)關系和依賴特征。表SEQ表\*ARABIC6SDM模型空間固定效應的估計結果變量Coef.Z變量Coef.ZDide.24803692.99W*Dide.77091653.96gov.00243081.74W*gov.00146961.13pat.00256072.09W*pat.00210631.97urban.00163641.68W*urban.0063339-1.62is.0003381-1.93W*is.0022641-2.20open.00005052.19W*open.0003109-1.59labor.00137822.11W*labor.00345432.53co.00057792.78W*co.0063441-1.59R0.7109ρ0.2073(2.6525)結果如表7，其中直接效應表示解釋變量以及控制變量對本省市的被解釋變量的影響程度，簡接效應為解釋變量以及控制變量對臨近省市的被解釋變量的影響程度，總效應表示兩者之和?；诖朔治鰯?shù)字經(jīng)濟指數(shù)及個控制變量對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的空間效應。表SEQ表\*ARABIC7SDM模型空間效應分解結果變量數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)政府行為(gov)技術創(chuàng)新(pat)城鎮(zhèn)化(urban)產(chǎn)業(yè)結構(is)對外開放(open)勞動力水平(labor)產(chǎn)業(yè)協(xié)同(co)直接效應.237831(2.75).002356(1.75).002599(2.22).00167(1.72).0.00299(-1.86).00562(1.32).001318(1.97)0.00063(1.85)間接效應.690041(5.12).001252(1.59).001779(1.85).00567(-1.58).002108(-2.10).000237(1.48).003045(2.58).005664(-1.50)總效應.927872(8.40).003608(1.84).004379(2.49).00407(-1.86).002408(-1.98).000182(-1.35).004363(3.14).005029(-1.31)從解釋變量上看，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對經(jīng)濟高質量發(fā)展有著正向的直接效應以及間接效應，且均通過1%的顯著性檢驗。本省市數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提升1%，本省市及其周邊省市的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平分別提升0.2378%和0.690%，且存在間接效應大于直接效應的現(xiàn)象，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平存在較為顯著的空間溢出效應。隨著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，優(yōu)化了以往的經(jīng)濟發(fā)展方式，為各省市的經(jīng)濟發(fā)展提供了新的動能。從控制變量上看，政府行為（gov）、技術創(chuàng)新（pat）、城鎮(zhèn)化（urban）、產(chǎn)業(yè)結構（is）、對外開放（open）、勞動力水平（labor）以及產(chǎn)業(yè)協(xié)同（co）均對本省市經(jīng)濟高質量發(fā)展存在正向的促進作用。其中，對外開放程度對本省市的經(jīng)濟高質量發(fā)展的正向促進作用最大，對外開放程度可以有效為本省市引進優(yōu)質外資和出口本省市的產(chǎn)品產(chǎn)出，從而形成良好的循環(huán)體系。城鎮(zhèn)化水平的間接效應最大，且促進效果顯著，表明提高城鎮(zhèn)化水平對周邊省市的經(jīng)濟高質量發(fā)展水平有顯著的帶動作用。區(qū)域異質性本文從區(qū)域角度對我國東部地區(qū)和非東部地區(qū)做區(qū)域異質性分析，利用固定效應模型進行回歸，回歸結果如下：表SEQ表\*ARABIC8區(qū)域異質性分析結果變量東部非東部數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)0.7808723（3.24）.3457482（5.7）gov.003254（1.81）-.0002717（-0.39）pat.0043147（2.57）