數字經濟與經濟高質量發展協同實證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u14231數字經濟與經濟高質量發展協同實證研究 12011.引言 286071.1研究背景與意義 2178051.2研究思路及創新點 349672.數字經濟與高質量發展的機制機理分析 5220432.1數字經濟的內涵 5157842.2高質量發展的內涵 568392.3數字經濟對高質量發展的影響機制 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空間計量經濟模型 14145194.3數字經濟與經濟高質量發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區域異質性 19266335.結論建議 2077125.1結論 2079905.2建議 21【摘要】數字經濟作為新一輪產業革命的起點，對高質量發展起到了重要作用。用熵值法對2011～2017年我國31個省域數據的數字經濟和高質量發展水平進行度量，基于GeoDa對空間自相關性進行分析，并運用空間杜賓模型，對我國數字經濟與高質量發展之間的關系進行了分析，得出以下結論：31個省市數字經濟與經濟高質量發展之間存在顯著的相關關系，數字經濟發展水平對經濟高質量發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濟高質量發展均存在正向的促進作用，且異質性分析顯示東部地區的促進作用較非東部地區更為明顯。【關鍵詞】數字經濟；高質量發展；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濟體。然而，隨之而變的國內外大環境使得以要素投入、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濟健康發展的迫切需要。目前中國若想實現經濟高質量發展，則需要轉變未來發展的方式。新時代、新發展、新動能，面對新變化，經濟發展的關鍵變量已然變為高質量，想尋求高質量發展之路，必須把高質量發展作為創新經濟發展的基礎。近年來，我國信息通信基礎設施普及程度的提高，國內互聯網、寬帶、4G網絡等基礎設施的發展以及5G通信設施的逐漸部署，為包括數字經濟在內的眾多互聯網經濟的發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業集群建設，不斷加強大數據產業、人工智能領域、數字經濟等研發和應用”。這表明國家已經在戰略層面高度重視數字經濟發展和技術創新在經濟高質量發展中所起的作用。2016年12月，習近平總書記在中共中央政治局會議和中央經濟工作會議上均提出，要振興實體經濟，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、創新引領、綠色低碳、共享經濟、現代供應鏈、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濟從高速度增長向高質量發展轉變、從而實現“創新、開放、協調、綠色、共享”發展目標的動能。以一系列相關技術突破為支撐，以大量新技術、新產業、新業態、新模式等快速涌現并匯聚成為產業發展新勢能及其在經濟、社會、文化等方面的廣泛融合與應用為表現的新動力。以新發展為引導，借助數字科技賦能數字經濟，以此推動高質量發展。1.1.2研究意義在此背景下，數字經濟發展怎樣測度？數字經濟發展對高質量發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，本文對數字經濟發展對我國高質量發展的影響進行研究，并依據研究結論提出相應的政策建議，形成數字經濟促進高質量發展的制度環境具有重要意義。1.2研究思路及創新點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濟工作會議上均明確提出，要振興實體經濟，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、創新引領、綠色低碳、共享經濟、現代供應鏈、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展的新動能就是依托于新一輪科技革命和產業變革，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、新產業、新業態、新模式等快速涌現并匯聚成為產業發展新勢能及其在經濟、社會、文化等方面的廣泛融合與應用為表現的新動力。以新發展理念為引導，借助數字科技賦能數字經濟，以推動我國經濟高質量發展。因此，本文通過建立數字經濟綜合指標測度指標體系探索數字經濟發展對經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字經濟發展對我國經濟高質量增長具有明顯的促進作用。第一，借助構建數字經濟綜合指標測度體系與經濟高質量發展綜合指標測度體系；第二，通過空間杜賓模型，對經濟高質量發展過程進行系統分解，構建關于數字經濟發展對經濟高質量發展影響機制的函數模型；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，進而更好的解釋數字經濟對經濟高質量發展影響機制，得到更為合理的解釋模型，深入挖掘數字經濟發展對經濟高質量發展的特征；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創新點本文以空間的視角下，數字經濟的發展水平和經濟高質量發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字經濟和高質量發展的作用關系，用熵值法對2011～2017年我國31個省域數據的數字經濟和高質量發展水平進行度量，基于GeoDa對空間自相關性進行分析，并運用空間杜賓模型，對我國數字經濟發展水平與經濟高質量發展之間的關系進行了分析。數字經濟與高質量發展的機制機理分析數字經濟的內涵廣義上說，直接或間接使用數據來調用資源發揮作用，推進生產力發展的經濟形態都可以納入數字經濟的領域。狹義上說，數字經濟包含大數據、物聯網、云計算、人工智能等新興技術。康鐵祥認為數字經濟是一種獨立的經濟形態，但卻不與其他經濟系統孤立，它是把數字技術作為基礎所進行的經濟活動的總和[1]。劉軍等認為，數字經濟是將數字化信息作為核心要素，將信息化和互聯網的發展作為支撐，利用數字化技術提供服務或產品，從而在生產者和消費者之間建立數字交易的經濟形態[2]。秦鑄清等認為數字經濟是數字產業與信息技術下的傳統產業的結合，其關鍵是產業、企業和社會的數字化轉型[3]。本文認為數字經濟是隨著數字技術不斷創新而不斷發展的新經濟形態，并將其分為產業數字化、數字產業化、數字化治理以及數據價值化四個部分。高質量發展的內涵趙濤等認為高質量發展涉及到了社會經濟的各個領域，它的核心內涵是創新、協調、綠色、開放、共享構成的新發展理念[4]。任保平認為，高質量發展便是經濟發展質量的高水平狀態，包含經濟發展、改革開放、城鄉發展和生態環境四個方面的高質量[5]。麻智輝認為，高質量發展便是要做到資源配置效率和微觀生產效率的極大提升，使創新作為引領經濟發展的第一動力，戰略性新興產業和高新技術產業的比重不斷提高，實現從技術上、附加值上以及污染物排放上做到由低到高的轉變，成本上轉變為低成本[6]。加快實現綠色發展和經濟增長的結構優化的步伐，產品和服務的質量要得到顯著的提升，公平地分配經濟增長的成果。數字經濟對高質量發展的影響機制薛瑩、胡堅認為數字經濟在推動經濟高質量發展中的作用在以下幾方面：資源配置、科技創新、優化和服務實體經濟和風險監管等[7]。數字經濟通過上述功能，改變生產過程、經濟運行方式以及市場經濟格局，從而影響整個國家經濟的未來發展方向。國內市場更加強大，經濟結構更加優化，創新能力顯著提升，產業基礎高級化，能源資源配置更加合理，提升就業質量，健全國家治理效能。梳理以往文獻，本文認為一個國家的經濟增長質量包含產業結構升級、經濟轉向創新驅動、轉化經濟增長動力、引領綠色經濟發展、提高市場運行效率。因此，本文通過以上方面探究數字經濟對經濟高質量發展的內在作用機理也影響機制。如圖2所示：圖SEQ圖\*ARABIC2數字經濟影響高質量發展的傳導機制生產上，數字技術的引用降低了交易成本，使企業的創新績效得到明顯提升[21]；同時還可以給企業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。數字經濟可以優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；其對各地區的促進作用存在異質性，例如韋莊禹等的研究發現數字經濟顯著地促進了制造業的高質量發展，并且在東部、西部和南部地促進效應更顯著[8]。產業結構升級。焦帥濤、孫秋碧利用熵權法測算出我國數字經濟發展水平，同時發現數字經濟發展通過促進地區創新最終促進產業結構升級[9]。王正新、李丹丹基于Sarma提出的普惠金融指標體系，發現普惠金融的發展顯著降低了產業結構偏離經濟均衡狀態的程度，對產業結構合理化和高級化有顯著的促進作用，且這種作用表現出顯著的非線性特征[10]。葛和平、張立用動態面板數據門檻模型進行研究，發現數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度、數字化程度均存在門檻效應，且各地區數字普惠金融的產業升級效應存在異質性[11]。王凱通過中介效應模型發現數字經濟發展能夠通過提升資本和勞動力配置能力來推動產業結構優化升級[12]。綠色經濟。于玉龍、秦尊文基于數字背景實證分析信息通信技術對綠色經濟效率的影響，研究發現信息通信技術通過推動技術創新和產業結構升級，進而提高綠色經濟效率,從中國東中西三大區域的比較分析來看，信息通信技術對東部地區綠色經濟效率的促進作用最大，中部次之，西部最小[13]。錢立華等的研究發現綠色經濟與數字經濟在某種意義上還可以相互促進:一方面，數字經濟可以有效促成全球經濟的綠色轉型，另一方面，綠色經濟也可以幫助數字經濟實現綠色、低碳、可持續發展。另外，數字經濟在擴大市場規模、增加國民收入以及提高國民幸福指數等方面也發揮著關鍵的作用，從而助力經濟高質量發展實現強勁增長[14]?；诖?，本文提出假設1。假設1：一個地區的數字經濟發展水平對該地的經濟高質量發展具有促進作用。不同地區的經濟發展基數、技術創新基礎和各產業的發展層次等方面有著較大的差異，這些差異都是數字經濟在經濟高質量發展過程中產生不同層次作用的因素。例如城鎮化程度較低的地區，數字經濟對經濟高質量發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字經濟與高質量發展之間的非線性關系，發現當數字經濟處于較低水平時，會阻礙經濟發展質量,反之，對經濟高質量發展有顯著的強化作用[15]。葛和平、張立用動態面板數據門檻模型進行研究，發現數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度、數字化程度均存在門檻效應，且各地區數字普惠金融的產業升級效應存在異質性[16]。張勛等結合中國數字普惠金融指數和中國家庭追蹤調查，最終發現數字金融在落后地區地發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業行為[17]?；谏鲜龇治?，本文提出假設2。假設2：不同地區的數字經濟發展水平對相應地區的經濟高質量發展影響存在區域異質性。Anserin首先提出了空間溢出效應，空間數據的觀測與空間單元之間的聯系有關,這類特點被稱為空間效應，表現為空間依賴性和空間異質性,產生空間效應的其中一個原因就是空間溢出[18]。Richard-son將區域間擴散效應稱為“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域經濟增長的影響，他強調，中國的經濟增長在很大程度上受到地區間的相互影響[20]。何興強、王利霞對1985—2005年期間我國30個省市區的154個地級及以上城市的FDI區位分布的空間效應進行檢驗，發現樣本城市的FDI間存在顯著的空間效應[21]。Groenewold研究了經濟區域間的溢出效應，他將中國按地理位置化為六個經濟區，發現長江、黃河流域以及西北區域相比東南東北而言，對其他區域有更大的溢出效應，而西南地區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、研發合作和創業投資等方式發生，知識空間的溢出是局部的，將區域間的交互限制在相鄰區域內[23]。馬明認為，在發達地區獲得先進技術并將其應用于其他地區的生產，取決于先進技術的溢出度和受益方吸收知識的能力[24]。數字經濟是建立在互聯網、大數據和其他信息技術的基礎上的，具有互聯和共享的特點，可以打破空間中地理距離的限制?；谏鲜龇治觯岢黾僭O3。假設3：一個地區的數字經濟發展水平對除了該地區之外的其他地區的經濟高質量發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，依據本文需要，從數字基礎，數字產業發展，數字創新3個維度，15個指標，建立數字經濟發展水平評價指標體系，以反映中國各省市的數字經濟發展水平。從基礎設施、經濟發展、人民生活、科技創新、生態環境5個維度，10個指標，建立經濟高質量發展評價指標體系。1）數字經濟評價指標體系?；贕20峰會對數字經濟的相關界定，通過歸納對數字經濟相關領域的研究，結合我國數字經濟發展實際情況，從數字基礎，數字產業發展，數字創新三個維度來衡量數字經濟發展水平。其中，數字基礎通過描述移動基礎和固定設施基礎，反映數字經濟的基礎設施發展規模;數字產業發展包括郵政產業，電信產業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，反映數字經濟在產業結構轉型中起到的作用；數字創新體現在創新投入，創新產出。最終共選取15個指標構成數字經濟發展指數，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，數字經濟指數各指標權重計算結果如表所示。表SEQ表\*ARABIC1數字經濟發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固定設施基礎互聯網寬帶接入端口（萬個）0.05025域名數（萬個）0.13703長途光纜（公里）0.10905有線電視傳輸干線網絡總長（萬千米）0.03206數字產業發展郵政產業郵政業務總量（億元）0.05026郵政業從業人員（萬人）0.05941電信產業電信業務總量（億元）0.14313信息傳輸、計算機服務和軟件業信息傳輸、計算機服務和軟件業從業人員（萬人）0.04847信息傳輸、計算機服務和軟件業固定資產投資（億元）0.07823數字創新創新投入R&D規模以上工業企業人員全時當量（人）0.04695規模以上工業企業人員R&D經費（萬元）0.07556創新產出規模以上工業企業發明專利申請占申請專利總數（%）0.09398規模以上工業企業新產品銷售收入(萬元)0.016762）高質量發展評價指標體系。基于中央提出的高質量發展“創新、綠色、協調、開放、共享”五大基本理念，結合當今社會高質量發展的實際情況和理論研究，選取基礎設施、經濟發展、人民生活、科技創新和生態環境五個維度進行評價?；A設施主要體現在城市公路里程及城市維護建設稅；經濟發展主要體現人均國內生產總值和第三產業產值占比；人民生活主要考慮城市綠化和就業人數兩個方面；科技創新則從財政在科學技術上投入及社發明專利授權數兩方面考慮；生態環境方面包括環境污染治理投資占GDP比重（%）和廢水排放總量（萬噸）。高質量發展指數各指標，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展指數基礎設施公路里程（公里）0.07687城市維護建設資金投入（億元）0.1060經濟發展人均國內生產總值（元）0.0789第三產業產值占比（%）0.0362人民生活人均綠地面積（公頃/萬人）0.0495就業人數（萬人）0.1373科技創新發明專利授權數（件）0.1892科學技術（億元）0.1501生態環境環境污染治理投資占GDP比重（%）0.0768廢水排放總量（萬噸）0.0993.1.2數據來源以2011～2017年我國31個省域作為研究對象，相關數據來源于中國國家統計局、中國環保部和Wind，少量缺失數據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據中包含了年度時間序列，因此需要構建面板數據模型將地域維度與時間維度結合進行分析研究數字經濟發展水平與經濟高質量發展二者之間的相互關系。考慮到面板數據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據模型。對我國31個省域的數字經濟發展狀況和高質量發展水平進行客觀評價時，為避免主觀賦權導致評價出現偏差，采用客觀評價法中較為常用的熵值法衡量各地級市的數字經濟發展狀況和高質量發展水平。設有m個待評方案，n項評價指標，形成原始指標數據矩陣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：假設數據包含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.城鎮化(urban)。城鎮化的深度發展說明地區人力進入城市的規模不斷加大，勞動力質量和數量提升引領產業結構向著高級化邁進。將采取各省市地區城鎮人口與地區總人口的比值來表示。2.政府行為(gov)。產業結構升級是政府宏觀調控的目標之一，政府行為對產業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GDP的比重得出。3.技術創新(pat)。促進技術進步的一個前提條件是技術創新，增加創新產出可以有效地提升技術水平[26]，從而促進市場內各行業的轉型升級。本文用各省市的專利授權數衡量技術創新水平。4.產業結構(is)。產業結構由工業化轉向服務業能夠對經濟高質量發展起到明顯的作用，因此本文使用第三產業產值與第二產業產值的比值來衡量產業結構。5.對外開放程度(open)。對外開放程度在經濟增長的數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投入要素，其水平的高低影響該地區勞動者的質量水平，從而影響經濟高質量發展水平的高低。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.產業協同度(co)。產業協同發展結構是經濟增長質量的重要影響因素，不同的協同度對經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、三產業總產值與第一產業總產值的比值衡量產業協同度?？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，對數字經濟與高質量發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性，鄰接矩陣中，兩地區鄰接則用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域單元屬性值的相似程度，主要是用于檢驗空間數據在整體空間上的分布特征，一般用Moran'sI指數來進行計算；第二種描述的是一個局部空間單位與其臨近區域同一變量的相似程度，主要是用來分析局部地區的空間集聚特征，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，這樣既可以衡量各個地區之間經濟高質量發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性。全局Moran'sI指數定義（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。由定義可得，全局Moran'sI指數范圍在-1到1之間，指數大于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，即LISA指數，該指數可用來觀測每個空間單元造成全局自相關的比例，或者驗證經濟變量是高集聚現象還是低聚集現象。其計算公式如式[28]:空間計量經濟模型在經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；為事先設定的階的空間權重矩陣。數字經濟與經濟高質量發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，各地區數字經濟發展水平與經濟高質量發展水平之間存在著較為明顯的空間關聯性。本文利用Arc-GIS和GeoDa軟件對數字經濟發展水平綜合發展指數與經濟高質量發展的綜合指數作進行空間分析。表為2011、2014和2017年全國31省的數字經濟綜合指數與經濟高質量發展綜合指數的全局MoranI檢驗值。從表中可以看出，全國31個省市數字經濟與經濟高質量發展的綜合指數之間存在較為明顯的空間集聚性。表SEQ表\*ARABIC3全局Moran指數年份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。四川的數字經濟發展水平較高，各項發展水平都領先于其他西部地區，但是相較東南沿海地區來說，仍存在一定的差距?！暗?低”關聯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rho-2.95-1.63-2.28Log-likelihood1185.86911165.56551180.0707空間相關系數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字經濟綜合指數對經濟高質量發展具有正向影響作用，系數在1%的顯著性水平下均顯著。數字經濟綜合指數的空間滯后系數是正值?？刂谱兞浚赫袨椤a業結構、城鎮化、產業創新、勞動力水平、對外開放程度以及產業協同度的系數也均顯著為正，表明各控制變量對經濟高質量發展存在顯著的正向促進作用。其中，經濟高質量發展的空間溢出系數為0.2073，在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明我國各省市經濟高質量發展存在著顯著的空間關聯關系和依賴特征。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?；诖朔治鰯底纸洕笖导皞€控制變量對經濟高質量發展影響的空間效應。表SEQ表\*ARABIC7SDM模型空間效應分解結果變量數字經濟綜合指數政府行為(gov)技術創新(pat)城鎮化(urban)產業結構(is)對外開放(open)勞動力水平(labor)產業協同(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，數字經濟發展對經濟高質量發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。本省市數字經濟發展水平每提升1%，本省市及其周邊省市的經濟高質量發展水平分別提升0.2378%和0.690%，且存在間接效應大于直接效應的現象，說明數字經濟發展水平存在較為顯著的空間溢出效應。隨著數字經濟發展水平的提高，優化了以往的經濟發展方式，為各省市的經濟發展提供了新的動能。從控制變量上看，政府行為（gov）、技術創新（pat）、城鎮化（urban）、產業結構（is）、對外開放（open）、勞動力水平（labor）以及產業協同（co）均對本省市經濟高質量發展存在正向的促進作用。其中，對外開放程度對本省市的經濟高質量發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質外資和出口本省市的產品產出，從而形成良好的循環體系。城鎮化水平的間接效應最大，且促進效果顯著，表明提高城鎮化水平對周邊省市的經濟高質量發展水平有顯著的帶動作用。區域異質性本文從區域角度對我國東部地區和非東部地區做區域異質性分析，利用固定效應模型進行回歸，回歸結果如下：表SEQ表\*ARABIC8區域異質性分析結果變量東部非東部數字經濟綜合指數0.7808723（3.24）.3457482（5.7）gov.003254（1.81）-.0002717（-0.39）pat.0043147（2.57）