數字經濟對長江經濟帶綠色發展效率的影響研究

尹慶民,盧 鵬

(河海大學商學院,江蘇 南京 211100)

中國特色社會主義進入新時代,我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段,以往過度依賴于土地、資源、勞動力等生產要素驅動的經濟發展模式,帶來了環境承受力脆弱、生態系統退化等問題。黨的二十大報告中提出要“推動綠色發展,促進人與自然和諧共生”[1]。這意味著實現綠色發展要兼顧環境改善和經濟增長,通過提升綠色發展效率不斷推動經濟實現綠色增長。

如何尋找一個強勁的動力去推動綠色發展是長江經濟帶經濟建設中面臨的重要問題。《“十四五”數字經濟發展規劃》提出,要“不斷做強做優做大我國數字經濟,為構建數字中國提供有力支撐”。數字經濟以科技創新催生新發展動能,擴展生產可能性邊界,在提升生產效率的同時降低資源的過度消耗,是促進公平與效率更加統一的新經濟形態。第一,數字經濟在助推產業數字化方面發揮著重大作用,通過數字技術不斷提高服務業數字化水平、推進農業和工業數字化轉型,實現與各行各業的生產生活各個環節的相互融合,為經濟發展提供了更加高效的運行模式。第二,數字經濟在與實體經濟相互融合的過程中通過推動傳統產業轉型升級、優化要素配置等方式推動綠色生產、綠色生活,極大地助推了綠色發展效率的提高,我國高度重視數字化和綠色化的協同發展,《“十四五”國家信息化規劃》提出“以數字化引領綠色化,以綠色化帶動數字化”。國務院印發的《2030年前碳達峰行動方案》也明確提出要“推進工業領域數字化智能化綠色化融合發展”。因此,利用數字技術推動粗放型經濟增長方式轉型,促進數字經濟與綠色發展的深度融合已成為實現“雙碳”目標、推動經濟高質量發展的重要支撐。

如何通過數字經濟強勁的發展勢頭推動長江經濟帶實現綠色發展是當前學界研究的重要課題,對這些問題進行探討有利于推動數字經濟發展,充分提高綠色發展效率,對經濟實現高質量發展具有重要的現實意義。

1 文獻綜述

數字經濟是數字中國和網絡強國戰略的重要基石[2],是以數字化的知識和信息作為關鍵生產要素,以計算機和互聯網為載體,依托通信技術的有效使用發展起來的新經濟形態。數字經濟可以通過效率變革、動力變革和質量變革引領中國經濟高質量發展[3],可以優化各產業以及各產業間的資源配置與利用方式[4],進而驅動產業結構邁進中高端[5],更大程度地賦能城市發展,逐漸成為推動區域創新和經濟社會高質量發展的新引擎[6]。

隨著我國進入高質量發展階段,互聯網等信息技術的發展,使各國越來越注意到傳統的發展模式無法實現經濟的綠色高質量增長。世界各地的組織及其利益相關者越來越重視可持續發展問題[7]。綠色發展作為破除自然環境約束,推動經濟實現可持續發展目標的關鍵[8],尋求經濟增長和環境改善達到雙贏狀態[9],其核心理念是循環、低碳、可持續,關鍵在于提升綠色發展效率[10]。胡鞍鋼等[11]強調經濟、自然、社會三大系統的共生和協調,通過機制設計實現三大系統間的正向交互機制,進而實現綠色發展。隨著對綠色發展理論探索的逐漸深入,國內學者將綠色發展運用到實踐層面,并采用不同的模型對綠色發展水平進行測度。大部分研究都采用投入和產出要素的數據包絡分析方法來測度綠色發展效率,并將其作為衡量綠色發展水平的指標。如李洪偉等[12-13]運用超效率SBM模型對綠色發展效率進行了測度;張可云等[14-15]基于DEA確定生產前沿,通過構建Malmquist-Luenberger指數計算了城市的綠色全要素生產率。也有研究嘗試采用指標評價法構建綠色發展水平的衡量指數,如商思爭等[16]運用組合評價法對我國30個省(自治區、直轄市)的綠色經濟發展現狀進行了評價。

綜上,已有文獻對數字經濟的概念、作用做出了充分的闡釋,有關綠色發展的指標測量和影響因素也有較為充分的研究,但對數字經濟如何影響綠色發展的關注較少。本研究聚焦于長江經濟帶,在對現有理論進行梳理的基礎上采用雙向固定模型實證研究數字經濟與綠色發展效率的關系,并進一步運用調節效應和門檻模型分析流域內數字經濟對綠色發展效率的影響,以期深化對數字經濟與綠色發展效率的認識,同時為推動長江經濟帶的綠色高質量發展提供政策建議。

2 理論分析與研究假設

2.1 數字經濟推動綠色發展效率提高的直接效應

綠色發展理論強調實現經濟、社會和自然之間的協調發展。數字經濟作為推動長江經濟帶綠色發展的重要推動力,其賦能作用主要體現在數字經濟能夠推動綠色生產方式轉型和提升綠色創新能力。一方面,數字經濟與實體經濟的深度融合推動了產業轉型升級[17],有效解決了供需雙方的信息不對稱問題,降低經濟發展過程中對資源、勞動力等要素的過度依賴,有利于能源利用效率的提高,提升我國資源配置和企業生產效率。數字經濟的特性有助于打破時空界限,減少交易的中間環節,能夠推動地區要素結構調整,促進資源要素跨區域流動,從而進一步推動企業的綠色發展轉型。

另一方面,數字經濟隨著5G、大數據、物聯網等技術的發展應運而生。數字技術成功進入商業化應用階段推動數字經濟的賦能作用進一步增強,數字經濟現已成為促進企業持續綠色創新的關鍵力量,能夠促進信息技術在產品生產過程中的應用,可以通過加強產學研合作改善創新環境,進而提高企業技術創新能力,提升工業制造的信息化和智能化,推動企業持續綠色創新能力的提高。據此,提出如下假設:

假設1數字經濟顯著提升了長江經濟帶綠色發展效率。

2.2 數字經濟推動綠色發展效率提高的調節效應

目前針對城鎮化水平和綠色發展關系的研究主要有3種觀點:①城鎮化發展能夠促進區域制造業的綠色發展效率提高,如吳傳清[18]認為城鎮化發展不僅推動當地制造業綠色發展效率的提升,同時城鎮人口的流動也會提高鄰近城鎮的綠色發展效率。②城鎮化發展會抑制區域綠色發展效率提高,如鄭垂勇[19]認為城鎮化率對綠色全要素生產率呈現雙門檻效應,但當前的城鎮化質量尚未達到促使綠色全要素生產率產生正向溢出的程度,目前的城鎮化發展水平不利于提高綠色全要素生產率。③不同地區的城鎮化水平對綠色發展效率的影響是有差異的,具有非線性特征,如徐倩[20]認為城鎮化水平與綠色發展效率呈現顯著的正“U”形影響關系,拐點為74.96%,城鎮化率只有在越過拐點后才正向促進綠色發展效率的提高。

劉易斯的二元經濟結構理論認為發展中國家同時存在技術落后的傳統經濟和現代化的工業經濟,這種發展差距推動了城鎮化過程中的人口流動。在對城鎮化、數字經濟和綠色發展關系的研究上,孔令英[21]認為快速發展時期的城鎮化建設會吸引大量人口涌入,帶來數字基礎設施和數字服務需求的增加,這些需求雖然能推動數字經濟的發展,但相關數字基礎設施建設和數字產業的快速發展也需要消耗大量電力能源,因此這一時期數字經濟的發展會增加碳排放。

收入消費理論認為過大的收入差距不利于社會整體消費水平的提高,當收入集中于高收入階層,由于其平均消費傾向較低,增加的收入就難以轉化為直接的消費。因而當收入差距過大時,高收入群體對數字消費的邊際需求能力減弱,低收入群體的數字消費能力不足,這會導致社會整體對數字消費品需求下降。而生產和消費的辯證關系認為,生產決定消費,但消費對生產具有巨大的反作用,因城鄉收入差距導致的數字消費減少反作用于數字產品的生產上不利于數字經濟增長。由于數字經濟通過綠色生產方式轉型和提升綠色創新能力來促進綠色發展,當數字經濟的發展受損時,數字經濟對綠色發展效率的推動力也會得到削弱,進而不利于綠色發展效率的提高。據此,提出如下假設:

假設2城鎮化和城鄉收入差距均負向調節數字經濟對綠色發展效率的影響。

2.3 數字經濟推動綠色發展效率提高的門檻效應

內生增長理論認為技術進步是推動經濟持續發展的決定因素。而研發投入是數字經濟企業創新的核心環節[22],也是推動綠色高質量發展的重要因素[23]。研發活動帶來的技術進步,能夠直接推動數字技術發展和綠色發展效率提高。高霞等[24]認為高研發投入是產生高水平區域綠色技術創新的必要條件。這說明當研發投入充足時可以實現高水平的綠色技術創新,數字經濟在技術創新的作用下發展到新階段,能更加顯著的促進綠色發展效率的提高。

要想實現經濟的高質量發展需要在關鍵領域進行核心技術創新突破[25],而技術突破需要時間和技術積累。在研發投入初期,技術研發處于起步階段,資金和技術積累不足,此時的技術進步對數字經濟和綠色發展的促進作用相對較小。研發支出力度不斷加大,達到技術突破的拐點時,此時在研發投入的作用下,數字經濟能更加顯著的推動綠色發展效率提高。據此,提出如下假設:

假設3數字經濟在研發投入作用下對綠色發展效率的影響呈現正向邊際遞增的非線性特征。

根據以上分析,總結數字經濟對長江經濟帶綠色發展效率影響的機理分析框架,如圖1所示。

圖1 數字經濟對長江經濟帶綠色發展效率影響的機理分析

3 研究設計

3.1 模型構建

基于上述對數字經濟與綠色發展效率關系的分析,構建基準回歸模型:

Git=α0+α1Dit+βXit+εit

(1)

式中:i為省市;t為年份;Git為t年i省市的綠色發展效率;Dit為t年i省市數字經濟發展水平;Xit為影響t年i省市綠色發展效率的其他控制變量;ε為隨機擾動項。

為了識別數字經濟與城鎮化水平的共同作用對綠色發展效率的影響,加入數字經濟與城鎮化的交互項,構建計量模型:

Git=α0+α1Dit+α2Uit+α3Dit×Uit+βXit+εit

(2)

為了識別數字經濟與城鄉收入差距的共同作用對綠色發展效率的影響,加入數字經濟與城鄉收入差距的交互項:

Git=α0+α1Dit+α2Pit+α3Dit×Pit+βXit+εit

(3)

式中:Uit為t年i省市城鎮化水平;Pit為t年i省市城鄉收入差距。式(2)中Dit×Uit為t年i省市數字經濟與城鎮化水平的交互項;式(3)中Dit×Pit為t年i省市數字經濟與城鄉收入差距的交互項,若交互項的估計系數顯著為負,可以證明調節變量會抑制數字經濟對綠色發展效率的促進作用。

考慮到不同研發投入下數字經濟與綠色發展效率之間可能存在非線性關系,采用面板門檻模型并將研發投入(Y)作為門檻變量。面板門檻模型如下:

Git=x0+x1DitI(Y≤γ1)+x2DitI(Y>γ1)+

x3Zit+ui+vt+εit

(4)

式中:Y為門檻變量,在本研究中為研發投入;γ1為估計的門檻值;I(·)為示性函數,在括號內條件得到滿足時取值為1,否則為0。式(4)是單門檻模型的情況,2個及以上門檻時的模型設定方法以此類推。

3.2 變量的選取與數據來源

a.被解釋變量:綠色發展效率指數(G)。借鑒Tone等[26-27]的研究,采用SBM-ML模型對綠色發展效率進行測算。其中,投入指標為資本存量、城鎮就業人數和電力消費量;產出指標分為期望產出和非期望產出,以地區生產總值表示期望產出,以工業廢水排放量、二氧化硫排放量和一般工業固體廢棄物排放量表示非期望產出。

b.核心解釋變量:數字經濟(D)。選擇域名數、互聯網寬帶接入端口、電信業務總量、數字普惠金融指數、規模以上工業企業研發經費、規模以上工業企業專利申請數和電話普及率、信息傳輸、軟件和信息技術服務業城鎮單位就業人員8個指標,運用熵權法,構建數字經濟綜合指數作為數字經濟發展水平的衡量指標。

c.調節變量:選取城鎮化水平(U)、城鄉收入差距(P)為調節變量。城鎮化水平(U)選擇城鎮人口與年末常住人口的比值衡量;城鄉收入差距(P)用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均可支配收入的比值衡量。

d.門檻變量:研發投入(Y)。選擇規模以上工業企業研發經費占地區生產總值的比重表示。

e.控制變量:參考汪曉文等[28-29]的做法,結合數據的可得性,選擇如下4個控制變量:①外貿依存度(T),用經營單位所在地進出口總額占地區生產總值比重表示;②產業結構(I),用第三產業增加值占第二產業增加值的比重表示;③人口密度 (M),為城區人口和城區暫住人口之和與城區面積的比值,本研究對人口密度取對數處理;④人力資本(L),用普通高等學校本科在校學生數占年末常住人口的比重表示。

本研究的實證范圍是長江經濟帶11個省市2011—2020年的面板數據,數據均來自《中國統計年鑒》、國泰安數據庫(CSMAR)、國家統計局和各省市統計局的統計數據。其中個別地區的數據由于未及時公布導致無法獲取,參考相關文獻采用線性插值法將數據補充完整。根據以上變量設定,得到變量的描述性統計,如表1所示。

表1 變量的描述性統計

4 實證結果與分析

4.1 基準回歸分析

在實證檢驗中,采用固定效應模型對長江經濟帶數字經濟發展水平和綠色發展效率指數進行回歸。鑒于綠色發展效率在長江經濟帶下游和中上游存在較大的空間差異性,故分別對長江經濟帶整體流域、長江經濟帶下游和中上游數字經濟對綠色發展效率的影響進行實證分析,以便更好地觀測樣本的個體差異性。基準回歸結果如表2所示。

表2 基準回歸結果

表2中列(1)(2)為長江經濟帶整體的回歸結果,列(1)沒有引入控制變量,在列(2)添加控制變量后數字經濟的系數仍在1%的水平上顯著且系數為正,這說明數字經濟顯著促進了長江經濟帶綠色發展效率的提高,驗證了假設1的正確性。同時,列(3)至列(6)數字經濟都在5%的水平上顯著,表明長江經濟帶下游和中上游數字經濟發展都顯著促進了綠色發展效率的提升。但列(4)下游地區數字經濟的系數為0.0476,小于列(6)中上游的0.1843,這表明數字經濟對綠色發展效率的正向促進作用在中上游要大于下游地區。這可能是因為長江經濟帶下游地區的經濟發展水平較高,各類基礎設施完善,下游地區的數字資源相較中上游地區更充足,能提供更好的數字服務,而且下游地區產業轉型和推動綠色發展的時間比較早,影響綠色發展效率提高的因素也比較多,因而造成數字經濟對綠色發展效率有較低的邊際推動作用。而長江經濟帶中上游地區數字經濟發展的基礎薄弱,隨著近些年國家政策向中西部傾斜,國家大數據綜合實驗區在貴州、重慶等地逐步建設,阿里巴巴、蘋果等公司的數據中心也紛紛落地中西部地區,中上游地區的數字基礎設施在加速建設,而數字經濟可以突破時空的限制來彌補中上游地區的資源缺位,推動中上游地區數字經濟能夠更好地提高綠色發展效率。這體現出數字經濟的普惠共享屬性,能夠成為長江經濟帶中上游地區在綠色增長上追趕下游地區的后發優勢,進而起到填平長江經濟帶中上游和下游地區綠色增長差距的作用。

4.2 穩健性檢驗

基于表2的回歸結果,可知數字經濟有助于綠色發展效率的提高,面對模型中可能存在內生性問題,采取工具變量法、分位數回歸和縮尾處理對回歸結果進行穩健性檢驗,結果如表3所示。

表3 穩健性檢驗結果

4.2.1工具變量檢驗

上述回歸結果可能因為數字經濟和綠色發展效率存在反向因果關系或者遺漏變量而產生內生性的問題。因此,參考黃群慧等[30-31]的研究思路,選取各省份1984年每萬人電話機數量與上一年全國互聯網用戶數的交互項作為數字經濟的工具變量。該工具變量選取的邏輯在于:1984年各省份每萬人電話機數量能在一定程度上體現城市發展數字經濟的基礎,且不太可能影響現在的綠色發展效率,這一條件滿足工具變量的相關性和外生性原則。同時引入一個隨時間變化的量以確保1984年每萬人電話機數量這一截面數據在模型中能夠正常使用,選用各省份1984年每萬人電話機數量與上一年全國互聯網用戶數的交互項進行IV-2SLS回歸。

表3列(1)的結果顯示,在使用IV-2SLS的估計方法下,工具變量的估計結果與基準回歸結果保持一致。第一階段F值明顯高于經驗法則,這表明本研究沒有弱工具變量問題。而數字經濟仍顯著提升長江經濟帶綠色發展效率,這表明在加入可能存在的內生性變量后,數字經濟促進長江經濟帶綠色發展效率提升的回歸結果依然穩健。

4.2.2分位數回歸分析

為了準確描述數字經濟對長江經濟帶綠色發展效率變化范圍及條件分布的影響,采用分位數回歸探究不同發展水平下的數字經濟對綠色發展效率的邊際影響,結果如表3列(2)至列(5)所示,可以看出,無論在哪個分位點上,數字經濟發展均能顯著推動長江經濟帶綠色發展效率提升,說明基準回歸結論較為穩健。

4.2.3剔除極端值的影響

考慮到數據中異常值對估計結果的影響,對所有變量在1%和99%分位上進行縮尾處理,用縮尾后的樣本重新估計,結果見表3列(6),可以看出,進行縮尾處理后,數字經濟仍顯著提升了綠色發展效率。

4.2.4滯后變量分析

上文證實數字經濟發展水平會影響長江經濟帶綠色發展效率變動,但這種變動有可能是內生性問題引起的,即綠色發展效率較高的地區更傾向于提高數字經濟發展水平。因此借鑒朱喜安[32]的做法,利用滯后一期的數字經濟(L.D)檢驗回歸結果中的內生性問題,結果如表4所示,實證結果與基準回歸基本一致。第2列顯示滯后一期的數字經濟的系數為0.08471,在5%的水平上顯著,這表明數字經濟顯著促進長江經濟帶綠色發展效率的提高,此結果在考慮內生性問題后依然成立。同時為了排除控制變量可能帶來的干擾,進一步將控制變量滯后一期,第3列顯示滯后一期數字經濟的系數為0.0932,在5%的水平上顯著,與基準回歸結果一致,表明模型具有穩健性。

表4 滯后變量檢驗結果

4.3 調節效應分析

在對數字經濟和綠色發展效率的實證分析中加入城鎮化水平和城鄉收入差距的調節作用,結果如表5、表6所示。

表5 城鎮化水平的調節效應結果

表6 城鄉收入差距的調節效應結果

從長江經濟帶整體流域來看,城鎮化和城鄉收入差距均負向調節數字經濟對綠色發展效率的影響。由此,假設2得到驗證。

但兩者發揮調節效應的作用區域有所差異,城鎮化水平主要作用于長江經濟帶中上游地區,城鄉收入差距主要作用于長江經濟帶下游。具體表現為城鎮化與數字經濟交互項的系數在長江經濟帶下游為正,在中上游為負,整體也為負,這說明主要是在中上游發揮的調節作用推動長江經濟帶整體流域城鎮化與數字經濟的交互項系數顯著為負。這可能跟地區城鎮化發展階段和發展質量有關。長江經濟帶下游地區城鎮化發展早,質量較高,城鎮化的發展會提高資本和技術的利用率,提升數字經濟發展水平,進而促進地區的綠色發展。但長江經濟帶中上游地區城鎮化發展水平較低,仍處于高速城鎮化階段。城鎮化的快速推進伴隨著工業化進程的加快和人口規模的快速擴張,此過程加大對數字服務的需求,同時數字經濟相關產業在為經濟社會提供服務時也要消耗大量資源,對環境的污染與破壞會更明顯,其對城市生態環境的承載能力勢必形成巨大挑戰。而城鄉收入差距與數字經濟交互項的系數在長江經濟帶整體流域、下游和中上游均為負,但在中上游不顯著,這說明主要是下游的城鄉收入差距與數字經濟交互作用推動著城鄉收入差距,并在長江經濟帶整體流域起到負向調節。可能是因為下游地區城鄉收入差距加大使得該地區整體數字消費能力變弱,進而不利于綠色發展效率的提高。

4.4 門檻回歸結果

4.4.1門檻效應檢驗

為了驗證研發投入是否具有門檻效應,對式(3)進行門檻效應的檢驗,回歸結果如表7所示。從表7可以看出,在單門檻檢驗時,研發投入門檻變量的F值在5%的水平上顯著,在雙重門檻檢驗時不顯著,說明研發投入存在單一門檻,不存在雙重門檻,門檻值為0.0059。

表7 門檻檢驗結果和門檻估計值

4.4.2回歸結果分析

以研發投入為門檻變量對數字經濟和綠色發展效率進行實證分析,結果如表8所示。當門檻變量研發投入小于門檻值0.0059時,此時長江經濟帶數字經濟的系數為0.0987,數字經濟發展有助于推動綠色發展效率提升;當研發投入大于門檻值0.0059時,此時的系數要大于0.0987,表明長江經濟帶數字經濟對提升綠色發展效率的作用有所增強。這說明在長江經濟帶隨著研發投入的增加,數字經濟推動綠色發展效率的提升作用呈現正向邊際遞增的非線性特征。由此,假設3得到驗證。

表8 門檻回歸結果

產生這種非線性特征的原因可能是研發投入賦能數字經濟發展需要一定的資金投入、技術沉淀和產出轉化時間。研發投入早期對綠色生產技術的支持力度不夠,而且從研發投入轉化到產出需要一定的時間。但當研發投入突破0.0059這個拐點時,資金和技術已經積累到一定程度,技術進步更明顯,此時研發投入對數字經濟和綠色發展的作用程度更大,推動數字經濟更快提升綠色發展效率。

5 結論與建議

5.1 研究結論

a.從長江經濟帶整體流域來看,數字經濟對綠色發展效率具有正向推動作用,經過工具變量法、分位數回歸、縮尾處理等穩健性檢驗后,這一結論仍然成立。同時,城鎮化和城鄉收入差距均負向調節數字經濟對綠色發展效率的影響,而且研發投入的門檻效應使數字經濟對綠色發展效率存在正向邊際遞增的促進作用。

b.從分流域視角來看,長江經濟帶下游和中上游數字經濟對綠色發展效率均起到正向推動作用,但下游數字經濟發展早,對綠色發展效率提升的邊際推動作用與中上游相比更小。同時因為下游經濟發展水平較高,數字基礎設施較為完善,故城鎮化在下游起到正向調節作用,中上游因其在快速城鎮化階段,數字基建的大規模建設也會帶來環境污染,故城鎮化在中上游起到負向調節作用。而城鄉收入差距在下游和中上游均起到負向調節作用,但在中上游的負向作用不顯著。

5.2 政策建議

a.全面推進長江經濟帶的數字化建設,推動數字化綠色化協同發展。要加強長江經濟帶數字產業投資,重視數字人才培養和數字項目開發,推動傳統產業實現數字化改造。同時要樹立新型城鎮化理念,長江經濟帶的城鎮化建設,要更多把握數字經濟的發展機遇,不斷加強農村落后地區的數字基礎設施建設,讓數字經濟發展更多普惠農村地區。長江經濟帶各地區也要努力提高低收入者的收入,加強對弱勢群體的就業保障和農村就業幫扶,不斷縮小城鄉數字經濟發展差距和城鄉收入差距,助力長江經濟帶生態協調和綠色發展效率提升。

b.加大對研發投入的支持力度,通過技術創新提高數字經濟對綠色發展的推動作用。數字經濟在推動綠色發展效率提升的同時,也受到研發投入、技術水平等因素的約束。數字經濟的研發突破需要研發資金的長期投入積淀才能在關鍵領域取得重大進展。因此要加大對相關研究的資金支持,聚焦數字行業面臨的核心技術問題,把握住時代發展機遇,努力完成技術創新能力的積累,為技術創新提供有力保障,同時要盡早突破研發投入的拐點,通過推動數字經濟發展來更好地實現綠色轉型。

c.充分考慮長江經濟帶的地區異質性,因地制宜的推動數字經濟賦能長江經濟帶的綠色發展。中上游地區應繼續完善大數據、智能物聯網等數字基礎設施建設,承接好下游的數字產業轉移,因地制宜的發揮長江經濟帶中上游地區城鎮化建設的獨特優勢,將新型城鎮化的發展進程與數字經濟深度融合起來,推動長江經濟帶下游和中上游地區的數字要素互補,助力新型城鎮化建設和經濟的綠色低碳可持續發展。同時,長江經濟帶下游地區要進一步縮小城鄉收入差距,努力提高長江經濟帶數字產品消費能力的整體提升,從而增強數字經濟對綠色發展效率的推動力。