數字經濟發展對水資源利用效率影響研究

馬海良 顧芳旭 賀正齊

（河海大學商學院，南京 210000）

引 言

水是生存之本，文明之源，更是人類社會、經濟和生態可持續發展的重要基礎性資源。2023 年3 月聯合國教科文組織頒布的最新《聯合國世界水發展報告》 指出，目前全球有20 億至30 億人面臨缺水困境，氣候變化導致和水資源相關的不確定性增加將加劇水危機風險，因此必須采取可持續的方式管理水資源。對于中國而言，據秦昌波等［1］測算，中國人均水資源占有量僅為世界平均水平的25%，近1／3 的城市處于極度缺水狀態，因此水危機風險較大。同時由于中國水資源管理粗放，不同部門和地區的多個利益主體間的水資源沖突時有發生，這也導致中國水資源配置效率較低，水資源的利用水平不高。如何推進水資源節約利用，減緩水危機帶來的經濟增長風險，以及可能產生的全國性能源和糧食風險，成為中國政府現代化發展過程中的一個重要挑戰。而近年來以“大數據” 和“智能化” 為主要特征的數字經濟，則為中國政府解決水資源問題提供了一種現實可能。

數字經濟作為一種新的經濟形態，能夠利用互聯網和大數據管理手段，推動人工智能和實體經濟深度融合，實現產業結構的升級，進而實現資源的優化配置和全要素生產率的提高［2］。2022年中國數字經濟規模已達50.2 萬億元，同比名義增長10.3%，占GDP 比重達到41.5%。數字經濟的發展已經成為中國解決資源和環境因素的雙重制約，實現經濟可持續發展的重要手段。具體到水資源管理方面，中國政府明確提出“構建智慧水利體系，以流域為單元提升水情測報和智能調度能力” 的目標，要求運用云計算、人工智能、數字孿生等實現流域的生態保護和水資源調度。但中國不同區域經濟發展水平差異較大，數字經濟發展能否真正全面提高中國各省域的水資源利用效率，其影響機理又到底如何？ 尚未有學者展開具體研究。本文圍繞這些問題，運用雙向固定模型計算數字經濟發展對中國水資源利用效率的影響程度，并檢驗產業結構升級的中介效應；判斷在數字經濟發展與水資源利用效率的關系中，技術進步是否能實現有調節的中介效應；通過異質性分析，探究中國八大經濟區數字經濟發展對水資源利用效率的影響是否存在較為顯著的區域異質性特征。

1 理論分析與研究假設

1.1 數字經濟發展與水資源利用效率

數字經濟作為信息通信技術變革所形成的一種新的經濟形態，通過云計算、物聯網、大數據等數字技術實現自然資源和資本等生產要素的合理分配，實現經濟的快速增長［3］。數字經濟的發展能夠加速水資源需求與供給間的匹配問題，實現水資源生產效率的提升和合意產出的增加。宏觀層面，通過數字孿生技術可以將水資源系統建模，模擬水量水質變化和水文響應，以便于對水資源進行高效管理和調度［4］。微觀層面，制造企業通過數字技術實現了對水資源投入的生產特征數據的采集、整合與分析，促使企業生產活動由經驗驅動向數據驅動轉變，提高了單位水資源的產值增量［5］，進而改善制造業的水資源利用效率。此外，數字經濟與企業R＆D 活動之間存在一定程度的協同效應和乘數效應［6］，即數字經濟發展能夠通過技術擴散和知識溢出效應顯著推動制造企業的節水技術創新，并通過將其嵌入生產過程，實現水耗強度的下降和企業生產效率的提高。

同時，數字經濟的發展能夠降低環境規制的成本，減少水環境污染等非合意產出。政府層面上，政府可以利用大數據和遙感技術等先進技術手段，實時監測水環境數據，以提高對污染源的預警力［7］。近年來，中國各地政府以Android、IOS等多個手機操作系統為基礎，建立河長制和湖長制APP，實現了對管轄區域水污染數據的實時監測、事件追蹤和事件督查等功能，確保水污染的精細化治理。企業層面上，電力、化工等高耗水企業能通過數字技術優化積極進行產業轉型，減少對水資源的依賴程度［8］；也可以通過對數據的獲取、整合、分析，強化水污染的末端治理。社會層面上，數字媒介的發展為公眾參與環保事務、倡導環保意識和行為提供了新的渠道和平臺，推動了社會的環保意識和行動，促進了綠色生活方式的傳播和實踐。因此，鑒于數字經濟發展促進了水資源投入帶來的合意產出增加，以及水環境污染等非合意產出減少，提出假說1：

H1：數字經濟發展能夠有效提高水資源的利用效率。

1.2 產業結構升級：中介效應

數字經濟通過供給側改革和需求側管理有效促進產業結構升級。從供給側來看，數字經濟為生產效率的提升和勞動力的解放提供了支撐，創造出新的數字化生產模式為實體經濟發展提供了新動能。夏杰長和袁航［9］認為，數字經濟對產業結構轉型升級的促進作用主要通過加快要素市場化實現，當要素市場化程度較高時，數字經濟對產業結構高度化的促進作用尤為顯著。從需求側來看，數字經濟的發展使得服務平臺能夠充分利用大數據技術全面準確地了解用戶需求和市場變化［10］，技術的發展也使得服務過程更加簡單便捷，從而實現第三產業的升級。在數字經濟的平臺商業模式下，消費者的個性化、多樣化需求被放大，對小批量個性化產品的需求提升。在需求變化的倒逼下，制造業生產組織方式的轉型升級和供給側的產業鏈組織結構重組也成為必然［11］。與此同時，便捷高效的數字支付方式使得居民的消費行為更加具有隨機性和偶然性，降低了消費的時間成本，從需求端促進了第三產業迅速迭代升級［12］。

現有文獻中，產業結構升級主要通過產業內和產業間兩個方向對區域水資源效率產生影響。從產業內角度來看，Zhao 等［13］認為，產業內部技術含量的提高能夠有效抑制高耗水產業的進一步擴張，區域內主導產業由勞動密集型向技術密集型轉變，其生產附加值得到提升，從而能夠提高用水效率。從產業間角度來看，Sharma［14］認為，隨著一個地區經濟發展，其產業發展將逐漸由勞動密集型向資本密集型再向技術密集型轉變，從而表現出更高的資源配置效率。因此，在數字經濟發展推動傳統產業升級的過程中，產業向低耗水、高產出的綠色領域集聚的趨勢越來越凸顯，從而對水資源利用效率的提高產生明顯的正外部性特征?；诖耍岢黾僬f2：

H2：產業結構升級在數字經濟發展和水資源利用效率之間起到中介作用。

1.3 技術進步：有調節的中介效應

數字經濟背景下的技術進步是驅動綠色經濟效率優化的關鍵途徑［15］。數字經濟能夠通過技術進步，加快供給側改革的步伐。供給側改革主要是指通過培育高技術產業與改造傳統產業并重的方式推動主導產業向高級化、服務化轉變的過程。在這個過程中，劉洋［16］認為，以互聯網和大數據廣泛應用為表征的數字經濟飛速發展，能夠促進高端人才、高新技術企業、研發資本等創新要素的集聚，打破了知識、技術等信息的空間限制，全面提升了制造業產業鏈的生產效率和價值創造空間；另外，數字經濟利用強滲透性和精準需求捕捉的技術優勢，能夠有效進行消費者的需求管理，從而引導產業結構升級的方向［17］。因此，對于高技術水平的地區而言，數字產業化和產業數字化的基礎比較扎實，供給側改革和需求側管理的手段將更加豐富，將更加容易通過產業結構升級影響水資源的利用效率。基于此，提出假說3：

H3：技術進步對產業結構升級在數字經濟發展和水資源利用效率的中介效應具有正向調節作用。

綜合假說1～3，數字經濟發展對水資源利用效率的具體影響如圖1 所示。

圖1 數字經濟對水資源利用效率的影響機理

2 研究方法

2.1 計量模型設定

（1） 驗證H1，針對數字經濟對水資源利用效率的直接影響構建基準模型：

式（1） 中，Effit是省（區、市）i在t時期的水資源利用效率，Digit是?。▍^、市）i在t時期的數字經濟發展水平，向量τj代表一系列控制變量，ui表示個體固定效應，δt代表時間固定效應，εit代表隨機擾動項。

（2） 驗證H2，探究數字經濟與水資源利用效率之間可能存在的中介機制，本文采用因果逐步回歸法進行路徑檢驗。在基準回歸的基礎上，引入中介變量產業結構升級，構建數字經濟對水資源利用效率的中介效應檢驗模型：

其中，式（2）、（3） 中的Upg表示中介變量產業結構升級，其他變量與基準模型設定相同。根據因果逐步回歸檢驗法步驟，當系數α1、β1、γ1、γ2都顯著時，表明產業結構升級在數字經濟和水資源利用效率之間起到中介效應。

（3） 驗證H3，在構建中介模型的基礎上，搭建同時包括中介變量和調節變量的有調節的中介效應模型。該模型表明解釋變量通過中介變量影響被解釋變量，即產生中介效應，同時中介效應受到調節變量的影響。采用依次檢驗法設定模型：

相關變量與前文設置一致，當系數α1、β1、γ2、δ3皆顯著時，表明有調節的中介效應顯著。

2.2 變量定義及測度

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為水資源利用效率，參考王兆峰和王梓瑛［18］的研究，本文的效率測算使用超效率SBM 模型。投入指標包括：勞動力、資本和水資源，產出指標包括：各?。▍^、市）GDP、廢水中化學需氧量排放和工業固體排放量。

2.2.2 解釋變量

解釋變量為數字經濟，相關測度指標尚未有統一的定論。參考中國信息通信研究院和國家統計局發布的數字經濟指標體系，并考慮到數據的連續性和長期可觀察性，本文從數字基礎設施、數字信息化水平、數字產業化和數字金融水平4 個方面來綜合評價省級層面的數字經濟發展水平。與此同時，為反映數字經濟的相對優劣與水平排序，參照鄒秀清等［19］的研究，綜合運用熵權－TOPSIS法對數字經濟發展水平進行測算。

2.2.3 中介變量

中介變量為產業結構升級，采用產業結構高級化指數來衡量。從產業結構高級化角度來看，它是一種經濟結構“服務化” 程度加深的過程，也是一種從低層次向高層次發展的過程。故產業結構高級化用第三產業增加值與第二產業增加值相除得到。

2.2.4 調節變量

調節變量為技術進步。技術進步是經濟發展質量的決定性因素，人均發明專利又是各類創新活動中對經濟發展質量產生作用最為直接的表現。借鑒王軍和車帥［20］的研究方法，采用各?。▍^、市）人均發明專利授權量來衡量。

2.2.5 控制變量

本文選取的主要控制變量包括：經濟發展水平、對外開放程度、人力資本水平、市場化水平、環境規制強度和財政集中度。表1 列出了各變量的詳細定義。

表1 主要變量定義

2.3 數據來源

本文選取2011～2021 年中國內地30 個省級330 份面板數據（考慮到數據的可得性和完整性，不包含西藏及港、澳、臺地區），數據來源于《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》 及各?。▍^、市）統計年鑒與統計公報。對其中存在的個別缺失值采用插值法補全，并進行標準化處理。

3 結果與分析

3.1 假設檢驗

3.1.1 基準回歸結果

從整體層面考察數字經濟（Dig）對水資源利用效率（Eff）的影響，表2 中報告了基準回歸結果，列（1）～（7） 是樣本期間內逐步添加控制變量的回歸結果，所有模型中均控制了個體固定效應和時間固定效應。根據列（1） 數據顯示，在不加入控制變量的情況下，水資源利用效率的系數為0.132 并在1%的水平下顯著，在逐步添加控制變量的過程中，核心解釋變量數字經濟的系數均始終顯著為正。根據列（7） 結果，數字經濟發展水平與水資源利用效率提升之間存在正向關系，即數字經濟的發展水平每提升10%，水資源利用效率相應會提高約1.29%。

表2 數字經濟發展水平對水資源利用效率影響的回歸結果

就控制變量的回歸結果而言，經濟發展水平（PerGDP）、對外開放程度（Invest）和人力資本水平（Edu）均可以促進各?。▍^、市）水資源利用效率的顯著提升。其內在原因在于：更高的經濟發展水平增加了人們對高質量環境的需求，人們對水資源的可持續利用和水環境治理的要求更加迫切；隨著對外開放程度的提升，高度開放的國家與地區面臨著來自國際社會對環境可持續性日益嚴格的要求，這種外部壓力倒逼國內各?。▍^、市）加大力度來提高水資源的有效利用；人均教育水平（Edu）的普遍提高為公眾了解和認識水資源的重要性、個人和團體的主動性得到了激發和引導，從而自發采取節水措施，促進節水觀念在社會中的普及和傳播。

市場化水平（Market）、環境規制強度（Regu）和財政集中度（Fin）則阻礙了水資源利用效率進一步提升。這一結論與趙娜等［21］的觀點相一致，水資源要素市場的扭曲給中國經濟綠色發展帶來了間接的不利影響，表現為低生產率和環境污染的雙重問題。環境規制的加強可能會導致企業生產的遵循成本增加，進而對創新投入產生擠出效應。相比較而言，基于市場的自愿性法規在刺激綠色創新方面比命令和控制環境法規更有效［22］。盡管適度的政府干預可以補償市場失靈和解決水資源作為公共產品所帶來的外部性問題，但政府支出規模的不斷擴大會進一步加大對市場的干預程度，反而可能削弱個體的節水意愿和主觀能動性。

3.1.2 中介效應分析

為分析 “數字經濟（Dig） －產業結構升級（Upg）－水資源利用效率提高（Eff）” 的作用路徑，本文采取因果逐步回歸法驗證。根據表3 回歸結果，可看出列（1） 回歸系數與前文一致。列（2）回歸系數為0.202，且在1%顯著性水平下為正，表明數字經濟發展水平與產業結構升級存在較強的正相關關系。列（3） 的檢驗結果顯示產業結構升級對水資源利用效率具有正向促進作用，系數為0.320，且在1%的顯著性水平下顯著。相比基準回歸數據而言，在加入產業結構升級后，數字經濟（Dig）的系數由0.0132 下降為0.0092，表明在數字經濟推動水資源利用效率提升的過程中，產業結構升級發揮了中介效應的作用。

表3 產業結構升級的中介效應檢驗

究其根本，隨著數字技術的應用和升級，數字經濟逐漸成為相關產業間的“潤滑劑”。數字技術的運用改變了傳統產業地域的約束，使得傳統產業發展能夠實現更為靈活的布局和資源配置；另外，數字經濟加強了各個產業之間的聯系和互動，促進了產業融合和重組。數字技術的不斷運用使得不同產業之間的界限變得模糊，傳統產業與新興產業交叉混合不斷形成新的產業形態，加速了相關產業結構優化升級。上述結論與Wang 等［23］得出的結論一致，即水資源從生產率低的部門或行業向生產率高的部門或行業轉移會推動整個國家經濟部門水資源利用效率的提高，故而產業結構升級能夠作為數字經濟的傳導路徑。上文檢驗說明數字經濟發展水平對水資源利用效率的提升作用一部分是通過產業結構升級實現的，即產業結構升級起到了中介作用，“數字經濟發展（Dig）－產業結構升級（Upg）－水資源利用效率提高（Eff）” 的作用路徑成立，H2 得證。

3.1.3 有調節的中介效應分析

技術進步作為綠色經濟增長的主要源泉，能起到調節產業結構升級在數字經濟和水資源利用效率中的中介效應的作用。表4 報告了引入技術進步后的調節中介效應檢驗，列（1）～（4） 分別檢驗了模型（4）～（7）。列（1） 數據顯示，數字經濟（Dig）的估計系數為0.162，技術進步（Tec）的估計系數為0.082，二者均通過1%顯著性水平檢驗，說明數字經濟發展水平、技術進步與水資源利用效率均表現為較強的正相關關系；列（2）數字經濟（Dig）的系數0.208 顯著為正，表明其能夠提升水資源利用效率；列（3） 中產業結構升級（Upg）的系數為0.320，技術進步（Tec）的估計系數為0.052，且都在5%水平下顯著，說明數字經濟和技術進步均能夠提升水資源利用效率，同時產業結構升級的中介效應是成立的；列（4）中產業結構升級和技術進步的交互項（Upg?Tec）的系數為0.242，且通過1%水平下的顯著性檢驗。

表4 技術進步下有調節的中介效應檢驗

分析其可能的原因在于：對于高技術進步水平的地區而言，其新舊產業結構迭代升級速度也會相應高于其他地區，因此，技術進步能夠正向調節產業結構升級在數字經濟與水資源利用效率間的中介效應。技術創新能夠促進不同產業之間的跨界融合與協同創新，有助于打破傳統意義上的產業壁壘，促進相關產業結構升級。更重要的是，技術創新能夠推動產業向綠色可持續發展的方向升級，清潔能源技術的研發和應用能夠提高產業的環境友好性，從而帶來綠色產業的轉型升級和水資源高效利用。與此同時，該系統能夠在提供水資源空間分布信息和用水量等數據的基礎上，制定科學的水資源產業分布策略，優化水資源配置和利用效率。上述結論與Zhou 等［24］得出的結論一致，即在產業結構轉型的背景下，通過技術進步促進產業結構升級和優化是實現可持續發展的有效途徑。因此，產業結構升級在數字經濟發展水平和水資源利用效率中的中介效應受到了技術進步的正向調節，H3 得證。

3.2 穩健性檢驗

為排除數字經濟和水資源利用效率之間可能存在的內生性問題，增強上述結論的可靠性，本文從以下幾個方面展開內生性討論和穩健性檢驗：

（1） 工具變量法。為降低內生性問題，本文參考Nunn 和Qian［25］的研究，采用各?。▍^、市）每萬人固定電話數量（與個體變化有關）與上一年全國互聯網寬帶接入端口（與時間有關）的交互項作為數字經濟發展的工具變量（IV），使用兩階段最小二乘法（2SLS）進行內生性分析。

（2） 更換核心解釋變量。本文替換數字經濟原有的測度指標體系，采用單獨指標來測算。為驗證估計結果的可靠性，進一步采用信息傳輸、計算機服務和軟件業與城鎮單位從業人員期末人數之比作為數字經濟的代理指標重新估計基準模型［26］。

（3） 更換被解釋變量。本文將原有的期望產出替換為以2011 年不變價格計算的實際GDP，同時把原有的非期望產出替換為氨氮排放量，替換相關指標后重新測算水資源利用效率，在此基礎上進行穩健性檢驗。

（4） 縮短樣本年限。將原樣本年限由2011～2021 年縮短為2016～2021 年。具體結果如表5 所示，核心解釋變量數字經濟的系數符號及顯著性與基礎回歸結果相比無明顯變化，這表明在考慮內生性問題后，上述研究結果依然穩健。

表5 內生性和穩健性檢驗

3.3 進一步討論：異質性檢驗

上述基準回歸分析表明，數字經濟發展能夠促進中國各?。▍^、市）的水資源利用效率顯著提升，且無論是否添加控制變量，其回歸結果依然顯著。由于中國各地區經濟發展水平和數字基礎設施建設情況差異明顯，數字經濟在不同地區是否均能發揮對水資源利用效率的正向促進作用有待檢驗。然而，傳統的中國地域劃分標準在準確展示經濟狀況的基本態勢方面已顯不足，且難以反映區域產業格局的動態變化。在此背景下，本文采用八大綜合經濟區的劃分標準來展開分析更為恰當。因此，本文將樣本省（區、市）劃分為東北綜合經濟區、北部沿海綜合經濟區、東部沿海綜合經濟區、南部沿海經濟區、黃河中游綜合經濟區、長江中游綜合經濟區、大西南綜合經濟區和大西北綜合經濟區8 個子樣本進行分組回歸檢驗，進一步驗證數字經濟對水資源利用效率影響的異質性。表6 中列（1）～（8） 數據分別為八大經濟區檢驗結果，結果表明，數字經濟的估計系數及顯著性水平在不同區域內存在顯著差異。

表6 八大經濟區異質性檢驗

就列（1）～（3） 北部、東部及南部沿海經濟區而言，數字經濟發展對水資源利用效率的影響系數分別為0.125、0.233 和0.058，且均通過10%顯著性水平下的檢驗，表明數字經濟的發展對該區域水資源利用效率產生促進性作用。分析其可能的原因在于，北部、東部及南部沿海地區擁有高素質的人才、先進的制造業基礎和現代化物流體系，其豐富的人力資源和物質資源的積累使得沿海地區的數字基礎較為牢固。與此同時，沿海地區數字經濟的發展促進了先進水資源管理技術和高科技水利設施的應用，政府部門及相關機構在水資源調度、節水灌溉和雨水收集監測的方面群策群力，合力提升了沿海地區水資源的利用效率。

就列（4）、（5） 黃河中游及長江中游綜合經濟區而言，數字經濟發展對水資源利用效率的影響系數分別為－0.103和－0.146，且未通過顯著性水平檢驗，表明數字經濟的發展并未對區域水資源利用效率產生促進作用。造成該結果的主要誘因在于，相較于沿海地區發達城市，黃河、長江中游地區基礎設施建設相對滯后，促進數字經濟發展的高素質人才和科技資源較為短缺，該地區的數字經濟發展水平較為薄弱。同時，該地區產業結構以農業和傳統制造業為主，而現代化水利設施缺乏和水資源綜合管理滯后導致了農業灌溉存在非高效利用的問題。水資源的利用和調度缺乏統籌規劃和科學管理，難以實現最優的水資源配置。因此，該地區較為薄弱的數字經濟發展水平并未顯著提升水資源利用效率。

就列（6） 西北地區而言，數字經濟對水資源利用效率的影響系數為0.032，且通過1%顯著性水平下的檢驗。其原因在于：為解決西北地區普遍面臨的水資源短缺問題，該區域采用了跨區域調配水資源的措施，主要通過信息技術和大數據分析來數字化監測水資源供需情況，從而實現對水資源的精準調度和管控；另外，西北地區政府給予當地企業數字經濟發展較大的政策支持，包括提供資金投入、稅收優惠、研發支持等方面。這些政策舉措為企業營造了良好的創新氛圍和發展機遇，鼓勵并引導了企業加大對節水技術產品的改造力度。

就列（7） 東北地區而言，數字經濟對水資源利用效率的影響未通過顯著性檢驗。探究其內在原因可發現，東北地區的產業結構以重工業和傳統制造業為主，相對較少涉及數字經濟領域，特別是與水資源管理相關的數字化技術應用較為有限。并且，東北地區缺乏先進的技術基礎和創新能力支撐，限制了數字經濟在水資源利用效率提升方面的作用。就列（8） 西南地區而言，數字經濟對水資源利用效率的影響未通過顯著性檢驗。這是由于西南地區地理環境特殊，水資源的高效利用本身就存在較大挑戰性。且該地區農業占比較高，數字經濟的應用受到區域農業結構和經濟基礎的制約。此外，該地區數字領域技術的研發和應用相對較為滯后，水資源管理意識和政策支持相對不足，從而導致該地區有限的數字經濟發展并未帶來水資源利用效率的顯著提升。

4 結論與政策啟示

4.1 結論

在當前我國經濟高質量發展受到水資源問題的制約，且國家大力推行“數字中國” 戰略的背景下，如何利用數字經濟發展來高效提升中國各?。▍^、市）的水資源利用效率成為重要的現實課題。本文以2011～2021 年中國30 個?。▍^、市）的面板數據為研究樣本，首先綜合采用熵權－TOPSIS 測算得出數字經濟發展水平指數，其次運用非徑向非角度的超效率SBM 模型計算水資源利用效率，基于以上數據，最后采用中介效應及調節的中介效應等方法檢驗數字經濟對水資源利用效率的影響及作用路徑。主要結論如下：

（1） 數字經濟發展能夠顯著提升中國各省（區、市）水資源利用效率水平，且無論是否添加控制變量，該結論依然顯著成立；（2） 中介效應分析表明，中國各?。▍^、市）的數字經濟發展可以通過促進產業結構升級來提升當地的水資源利用效率，表明數字經濟發展不僅促進了產業結構高度化水平，也加強了各產業之間的聯系，更加合理的產業布局使得水資源利用效率顯著提升；（3） 有調節的中介效應分析表明，技術進步能夠正向調節產業結構升級在數字經濟發展和水資源利用效率之間的中介作用；（4） 異質性分析表明，由于中國八大經濟區經濟水平及產業基礎各異，數字經濟發展水平在對水資源利用效率影響上存在較為明顯的區域異質性特點。

4.2 政策啟示

基于上述研究結論，提出相應政策建議：

（1） 加強數字基礎設施建設，持續釋放“數字紅利”。政府相關部門應全面推進新一代信息基礎設施的構建，包括5G 網絡、大數據技術和云計算等。同時建立相應的數字治理機制和網絡安全保障體系，為數字經濟的發展提供堅實支撐，同時為推動綠色經濟高質量發展創造良好的環境和條件。

（2） 積極促進產業結構升級，充分發揮技術進步的催化作用。政府應采取創新性的產業結構優化升級戰略，以優化產業布局為核心，在數字化與產業相互融合的基礎上，推動數字經濟與水資源利用相關領域的協同發展。與此同時，積極促進科技創新，引領產業結構升級，持續推進以科技為主導、以可持續發展為目標的高質量發展戰略的實施。

（3） 統籌兼顧數字經濟發展空間布局，注重八大經濟區水資源利用效率提升路徑的因地制宜性。沿海經濟區應依托其經濟領先地位，發揮充足資本、高素質勞動力和先進技術等數字要素集聚優勢。黃河中游、長江中游要著力于加強基礎設施建設和培育創新創業環境，并加快推進多方參與的協同治理模式。東北、西南和西北經濟區應該充分借助國家政策紅利，加快數字基礎設施建設，在合理評估自身產業承載水平的基礎上促進水資源集約化利用。