شهر نیویورک، یا تینگ لیو را به عنوان اولین افسر ارشد حوزه عمومی خود معرفی کرد

استخدام تحلیلگر یا کاردان

ادامه ...

Sunday, 4 June , 2023
امروز : یکشنبه, ۱۴ خرداد , ۱۴۰۲

اخبار ویژه »

مبارزه بر سر مهارت ها: تجربیات زیسته فن آوری های در حال تکامل و سلسله مراتب جنسیتی در کار
آلودگی صوتی یک خطر بهداشتی است که تنها چند نفر می‌توانند از آن جان سالم به در ببرند | نامه‌ها
استخدام فنیشین نقشه‌برداری/سیستم اطلاعات جغرافیایی (گزینه برنامه کاری هیبرید)

شناسه خبر : 20687

ارسال

پرینتخانه » مقالات خارجی شهرسازی تاریخ انتشار : 25 می 2023 - 4:30 | 16 بازدید | ارسال توسط : shahrsaz

پایان نامه پایداری، جلد. ۱۵، صفحات ۸۵۷۷: چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تقویت کند؟

پایداری، جلد. ۱۵، صفحات ۸۵۷۷: چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تقویت کند؟ | ۲۰۲۳-۰۵-۲۵ ۰۴:۳۰:۰۰ دسترسی آزادمقاله چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تقویت کند؟ – یک آزمایش شبه طبیعی بر اساس منطقه آزمایشی جامع کلان داده ملی در چین […]

پایداری، جلد. 15، صفحات 8577: چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تقویت کند؟

پایداری، جلد. ۱۵، صفحات ۸۵۷۷: چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تقویت کند؟
| ۲۰۲۳-۰۵-۲۵ ۰۴:۳۰:۰۰

دسترسی آزادمقاله

چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تقویت کند؟ – یک آزمایش شبه طبیعی بر اساس منطقه آزمایشی جامع کلان داده ملی در چین

توسط

کیان شنگ گونگ

^{۱،۲، *}،

شیانگیو وانگ

^۱،۲ و

شی تانگ

^۱،۲

^۱

دانشکده اقتصاد و مدیریت، دانشگاه شیان شیو، شیان ۷۱۰۰۶۵، چین

^۲

مرکز تحقیقات مدیریت و اقتصاد منابع نفت و گاز شانشی (دانشگاه)، دانشگاه شیان شیو، شیان ۷۱۰۰۶۵، چین

نویسنده ای که مسئول است باید ذکر شود.

پایداری ۲۰۲۳، ۱۵(۱۱), ۸۵۷۷; https://doi.org/10.3390/su15118577

دریافت: ۲۵ آوریل ۲۰۲۳
/
بازبینی شده: ۱۹ مه ۲۰۲۳
/
پذیرش: ۲۳ مه ۲۰۲۳
/
تاریخ انتشار: ۲۵ مه ۲۰۲۳

دانلود

ارقام را مرور کنید

بررسی گزارش ها
نسخه ها یادداشت ها

خلاصه

این تحقیق با استفاده از داده های تابلویی صنعت تولید در ۳۰ استان چین از سال ۲۰۰۵ تا ۲۰۲۱، ایجاد یک منطقه آزمایشی کلان داده جامع در سطح ملی چین را به عنوان یک آزمایش شبه طبیعی انجام می دهد و به طور تجربی اثر پردازش توسعه اقتصاد دیجیتال را تجزیه و تحلیل می کند. در مورد تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید با استفاده از مدل DID متغیر با زمان. نتایج نشان می دهد که توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند به طور قابل توجهی تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را ارتقا دهد. تجزیه و تحلیل بیشتر نشان می دهد که توسعه اقتصاد دیجیتال تأثیر قابل توجهی بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید در مناطق با سطح توسعه اقتصادی پایین و مناطق با سطوح توسعه شبکه بالا دارد. توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند به طور قابل توجهی نوآوری فناوری سبز شرکت ها را تحریک کند و ارتقاء ساختارهای صنعتی را به منظور ارتقاء تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید ترویج دهد. تراکم تولید و شدت مقررات زیست محیطی به ترتیب اثرات تعدیل کننده و اثرات آستانه بر تأثیر توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید دارند.

کلید واژه ها:

اقتصاد دیجیتال; صنعت تولید; تحول سبز و ارتقاء; منطقه آزمایشی جامع کلان داده ملی; مدل DID متغیر با زمان; بهره وری کل عوامل

۱٫ معرفی

با تغییر اقتصاد چین از مرحله رشد سریع به مرحله توسعه با کیفیت بالا، ساختار سنتی صنعتی و سیستم تولیدی دیگر نمی تواند شتاب رشد پایدار را برای اقتصاد فراهم کند و یافتن نقاط رشد اقتصادی جدید ضروری است. [۱]. در عین حال، در مواجهه با مصرف بیشتر و بیشتر منابع و مشکلات فزاینده آلودگی زیست محیطی، بهینه سازی و ارتقاء سازه های صنعتی قریب الوقوع بوده است. صنعت تولید به عنوان “بنیاد کشور ما” برای بیش از ۴۰ سال سهم برجسته ای در رشد سریع اقتصاد چین داشته است. بر اساس آمار، ارزش افزوده صنعت تولید چین در سال ۲۰۲۱ نزدیک به ۳۰ درصد از تولید ناخالص داخلی را به خود اختصاص داده است و برای سال‌ها رتبه اول را در جهان به خود اختصاص داده است. با این حال، در مرحله کنونی، صنعت تولید چین هنوز در سطح متوسط و پایین سیستم تقسیم کار زنجیره ارزش جهانی قرار دارد و حالت تولید گسترده فشار زیادی را بر حفاظت از محیط زیست چین وارد می‌کند. [۲]. آمارهای مربوطه نشان می دهد که در سال ۲۰۱۹، مصرف انرژی در بخش تولید چین بیش از نیمی از کل مصرف انرژی این کشور را به خود اختصاص داده است و به رقم خیره کننده ۵۵ درصد رسیده است. انتشار کربن ۳۰ درصد از کل انتشار کربن کشور را تشکیل می دهد و تنها پس از بخش انرژی با ۳۵ درصد در رتبه دوم قرار دارد. می توان مشاهده کرد که صنعت تولید نقش کاملاً غالبی در مصرف انرژی و انتشار کربن دارد. بنابراین، تحت پس‌زمینه استراتژی کربن دوگانه چینی “۳۰۶۰”، صنعت تولید نیاز فوری به تحول و ارتقاء سبز دارد. با استفاده گسترده از اینترنت صنعتی و فناوری داده های بزرگ، توسعه سریع اقتصاد دیجیتال می تواند بهینه سازی حالت توسعه و نوآوری فن آوری صنعت تولید را محقق کند. [۳]، روند دیجیتالی شدن صنعت تولید را تا حد زیادی ترویج می کند و تحول سبز و ارتقاء و توسعه با کیفیت بالا صنعت تولید را تسهیل می کند. در عین حال، توسعه دیجیتالی صنعت تولید، مشاغل بیشتری را فراهم کرده است، تقاضا برای استعدادهای کلان داده را افزایش داده و فرصت هایی را برای جویندگان کار بیشتر فراهم کرده است.

با توسعه سریع اقتصاد دیجیتال، منابع داده به عنوان یک عامل جدید تولید، نقش مهمی را در رقابت بین المللی ایفا می کنند. [۴]. کشورهای سرتاسر جهان استراتژی‌های توسعه کلان داده خود را تدوین کرده‌اند، به این امید که رقابت جامع خود را با کنترل قوی منابع داده افزایش دهند. در این زمینه، بهره برداری کامل و آزادسازی سود عناصر داده، توسعه شدید اقتصاد دیجیتال با داده های بزرگ به عنوان یک ویژگی متمایز، و توانمندسازی توسعه اقتصادی با کیفیت بالا نیز به یکی از عناصر مهم توسعه اقتصادی چین تبدیل شده است. [۵]. بنابراین، در سپتامبر ۲۰۱۵، چین برای اولین بار پیشنهاد ایجاد منطقه آزمایشی جامع داده های بزرگ گوئیژو را ارائه کرد. در سال ۲۰۱۶، برنامه آزمایشی به طور متوالی در پکن، تیانجین، هبی، مغولستان داخلی، شن یانگ، شانگهای، گوانگدونگ، چونگ کینگ و سایر استان ها با هدف به حداکثر رساندن ارزش منابع داده، توسعه صنعت در حال ظهور کلان داده و تحقق بخشیدن به توسعه سریع اقتصاد دیجیتال بر این اساس، این مقاله ایجاد یک منطقه آزمایشی جامع داده‌های بزرگ در سطح ملی را به عنوان یک آزمایش شبه طبیعی برای مطالعه تأثیر پردازش توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید می‌گیرد.

بقیه این مقاله به شرح زیر تنظیم شده است: بخش دوم مرور ادبیات است. بخش سوم مکانیسم نظری را تحلیل کرده و فرضیه تحقیق را مطرح می کند. بخش چهارم طرح تحقیق، معرفی مدل، متغیرها و داده ها است. بخش پنجم نتایج تجربی شامل نتایج رگرسیون پایه، تحلیل ناهمگونی، تحلیل مکانیسم و غیره را ارائه می‌دهد.

۲٫ بررسی ادبیات

جامعه دانشگاهی در سال های اخیر توجه زیادی به توسعه سریع اقتصاد دیجیتال داشته است و ادبیات موجود در مورد اقتصاد دیجیتال به طور کلی سه مرحله را تجربه کرده است: اقتصاد اطلاعات، اقتصاد اینترنت و اقتصاد دیجیتال. [۶]. توسعه اقتصاد دیجیتال نقش مهمی در ارتقای نوآوری منطقه ای دارد [۷]، بهبود راندمان تولید [۸]و بهینه سازی عملکرد سازمانی [۵]. توسعه اقتصاد دیجیتال به ارتقاء ساختار صنعتی کمک می کند [۹,۱۰] و به توسعه اقتصادی باکیفیت دست یابد [۱۱]. با توسعه سریع اقتصاد دیجیتال، فناوری دیجیتال به طور گسترده ای در تولید مورد استفاده قرار گرفته است که تا حدودی به جایگزینی جزئی نیروی کار دست یافته است. [۱۲]، در نتیجه کارایی تولید را بهبود می بخشد و به رشد اقتصادی دست می یابد [۱۳,۱۴]. به یک معنا، دیجیتالی شدن به روشی مهم برای تغییر و ارتقای صنایع سنتی تبدیل شده است. بنابراین، نحوه استفاده از دیجیتالی شدن برای دستیابی به تحول و ارتقاء در صنعت تولید، که یک صنعت سنتی مزیت‌بخش در چین است، به تدریج به موضوع مهمی برای بحث آکادمیک تبدیل شده است. در حال حاضر، یافته های پژوهش در تحول و ارتقای صنعت تولید عمدتاً بر زمینه های تحقیقاتی سنتی مانند تخصیص منابع متمرکز است. [۱۵]، سرمایه گذاری در نوآوری [۱۶]و ادغام صنعتی [۱۷]. همچنین مطالعاتی در مورد رفاه سبز انجام شده است [۱۸] و الگوی توسعه جدید “چرخه دوگانه” [۱۹]، که رشد اقتصادی و مزایای زیست محیطی را در نظر می گیرند. در سال‌های اخیر، برخی از محققان شروع به انجام برخی مطالعات اکتشافی در مورد نقش اقتصاد دیجیتال در ارتقاء تحول و ارتقاء صنعت تولید کرده‌اند. برخی از محققان نقش محرک اقتصاد دیجیتال در توسعه سبز صنعت تولید را از دیدگاه عملکرد صنعت مورد بحث قرار دادند. [۲۰]، تراکم جغرافیایی [۲۱]و زنجیره ارزش جهانی [۲۲]. کای یانزه و همکاران (۲۰۲۱) و Yu Donghua و Wang Meijuan (2022) به ترتیب عواملی مانند محیط نوآوری و کارآفرینی را برای تجزیه و تحلیل مکانیسم اقتصاد دیجیتال در ارتقاء تولید معرفی کردند. [۲۳,۲۴]. برخی دیگر از محققان بحث های عمیقی در مورد رابطه بین صنایع یا شرکت های خاص انجام داده اند [۲۵]مانند ساخت تجهیزات [۲۶] و تولید لوازم ورزشی [۲۷]و اقتصاد دیجیتال، ارتباط منطقی بین اقتصاد دیجیتال و صنعت تولید را عمیق تر می کند. علاوه بر این، در ادبیات موجود، استفاده از اقتصاد دیجیتال رایج است [۱,۴]، مقررات زیست محیطی [۲۸]، و سایر سیاست های صادر شده توسط دولت به عنوان آزمایش های شبه طبیعی و انجام تحقیقات با استفاده از مدل DID.

به طور خلاصه، ادبیات موجود ایده های مفیدی برای تحقیقات بعدی ارائه می دهد. با این حال، تحقیق در مورد تأثیر اقتصاد دیجیتال بر تحول و ارتقاء صنعت تولید عمدتاً در سطح اقتصادی باقی می‌ماند و عوامل محیطی کمتری برای بحث بیشتر در مورد چگونگی تحقق تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید از طریق توسعه اقتصاد دیجیتال بنابراین، این مقاله قصد دارد از داده‌های تابلویی صنعت تولید در ۳۰ استان چین از سال ۲۰۰۵ تا ۲۰۲۱ با در نظر گرفتن رشد اقتصادی و عملکرد زیست‌محیطی استفاده کند و ایجاد مناطق آزمایشی را به‌عنوان یک آزمایش شبه طبیعی به صورت نوآورانه در آزمایش‌های تجربی معرفی کند. تجزیه و تحلیل تأثیر توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنایع تولیدی بر اساس ارتقای توسعه اقتصاد دیجیتال با ساخت مناطق آزمایشی جامع داده های بزرگ در سطح ملی چین [۲۹] تا زمینه ای واقع بینانه برای صنعت تولید فراهم کند تا به سطح بالاتری از توسعه دست یابد.

۳٫ مکانیسم نظری و فرضیه تحقیق

این تحقیق مکانیسم تاثیر توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقای صنعت تولید را از دو بعد شامل اثر مستقیم و اثر غیرمستقیم تحلیل می‌کند و بر این اساس فرضیه‌های پژوهشی را پیشنهاد می‌کند.

۳٫۱٫ اثر مستقیم

با توسعه سریع اینترنت صنعتی و فناوری کلان داده، اقتصاد دیجیتال به تدریج به نیروی محرکه جدید تحول صنعتی چین تبدیل شده است. صنعت تولید، به عنوان یک صنعت برتر سنتی در چین، مسیر توسعه دیجیتال را نیز در پیش گرفته است. از یک سو، اقتصاد دیجیتال با عناصر داده به عنوان هسته دارای اثرات خارجی مثبتی در ارتقاء یکپارچگی و توسعه صنعت نوظهور کلان داده و صنعت تولید سنتی و بهینه سازی تخصیص منابع است. [۲۴]; از سوی دیگر، در زمینه توسعه سبز و پایدار مورد حمایت دولت، جهت تحول و ارتقای صنعت تولیدی، افزایش نسبت “ژن های سبز” است، به طوری که صنعت تولیدی توسعه محور سبز به ادامه فعالیت خود ادامه می دهد. ظهور [۳۰]. با مزایای شبکه و داده، اقتصاد دیجیتال می‌تواند پشتیبانی فنی برای تحول سبز حالت تولید تولید فراهم کند و تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را محقق کند. بر اساس تحلیل فوق، فرضیه ۱ تحقیق پیشنهاد می شود:

فرضیه ۱٫

توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند به طور قابل توجهی تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را ارتقا دهد.

۳٫۲٫ اثرات غیر مستقیم

(۱) اثر نوآوری تکنولوژیکی

با رواج اینترنت، عدم تقارن در اکتساب اطلاعات کمتر و کمتر می شود که به توسعه یکپارچه، نوآوری و ارتقاء صنعت تا حد معینی کمک می کند. در زمینه توسعه سریع فناوری داده های بزرگ، انباشته شدن عوامل تولید مانند سرمایه، استعدادها و فناوری به طور قابل توجهی سطح نوآوری های تکنولوژیکی شهری را بهبود بخشیده است. [۳۱]. بر اساس نظریه رشد جدید، دانش منبع نوآوری فناورانه است. توسعه اقتصاد دیجیتال کانال‌ها و راه‌های انتقال دانش را گسترش می‌دهد، توسعه دیجیتالی فناوری تولید را محقق می‌کند و بنابراین راحتی زیادی را برای نوآوری فن‌آوری شرکت‌ها فراهم می‌کند. در این میان با توجه به نقش مهم نوآوری تکنولوژیک در کاهش آلودگی [۳۲]، کلید دستیابی به تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید در نحوه استفاده از دانش برای نوآوری فناوری تولید سبز گرا نهفته است. بر اساس تحلیل فوق، فرضیه تحقیق ۲a زیر پیشنهاد می شود:

فرضیه ۲a.

توسعه اقتصاد دیجیتال می‌تواند با القای نوآوری‌های فناوری سبز، تحول سبز و ارتقای صنعت تولید را محقق کند.

(۲) اثر ساختار صنعتی

به عنوان یک نیروی محرکه جدید برای تحول و ارتقاء صنعتی، کاربرد گسترده فناوری دیجیتال باعث توسعه سریع صنایع در حال ظهور می شود. این امر ظهور محصولات و مدل های تجاری جدید را از طریق ادغام زنجیره صنعتی و زنجیره نوآوری ترویج می کند، بنابراین ارتباط بین صنایع را تا حد زیادی افزایش می دهد و در نهایت اثر انتشار فناوری را شکل می دهد. با توسعه اقتصاد دیجیتال، حالت سنتی تولید خام نیز می تواند از طریق ادغام ارگانیک صنایع جدید و سنتی دوباره متولد شود. [۳۳]ارتقاء ساختار صنعتی و افزایش چشمگیر نسبت حالت های تولید پاک، کارآمد و هوشمند در صنعت. بنابراین، ارتقاء ساختار صنعتی با تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید در مفهوم سازگار است و بهینه سازی و ارتقاء ساختار صنعتی نیز می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را به میزان قابل توجهی ارتقا دهد. بر اساس تحلیل فوق، فرضیه تحقیق ۲b پیشنهاد می شود:

فرضیه ۲b.

توسعه اقتصاد دیجیتال می‌تواند تحول سبز و ارتقای صنعت تولید را با ارتقاء ساختارهای صنعتی محقق کند.

(۳) اثر تراکم صنعتی

با توسعه مستمر صنعت تولیدی، تجمع بنگاه های تولیدی و عوامل تولید مرتبط با آنها در یک منطقه خاص به طور مستمر تقویت می شود که منجر به اثرات خارجی مثبت می شود، به طوری که از طریق تقسیم کار و تقسیم کار، تحول و ارتقای صنعت تولید را ترویج می کند. همکاری بین شرکت ها [۳۴]. با توانمندسازی اقتصاد دیجیتال، از طریق ادغام ارگانیک زنجیره‌های صنعتی و نوآوری، مزایایی مانند تقسیم کار واضح، کاهش هزینه و اشتراک اطلاعات می‌تواند به تدریج شکل بگیرد و مزایای خارجی مثبت ایجاد شود. برعکس، در غیاب برنامه ریزی و هماهنگی علمی و معقول، افزایش تراکم ممکن است منجر به “عدم صرفه جویی در مقیاس” شود که منجر به رقابت شریرانه و بی نظمی مدیریتی شود و در نتیجه از دست دادن منابع و آلودگی زیست محیطی تشدید شود که برای عملکرد موثر توسعه اقتصاد دیجیتال در ترویج تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید. بر اساس تحلیل فوق، فرضیه ۳ تحقیق پیشنهاد می شود:

فرضیه ۳٫

تراکم تولید اثر تعدیل کننده ای بین توسعه اقتصاد دیجیتال و تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید دارد.

(۴) اثر مقررات زیست محیطی

با ترکیب ادبیات موجود، مشخص می شود که با توجه به “اثر متعاقب هزینه”، زمانی که شدت مقررات زیست محیطی کم باشد، هزینه تولید محصولات افزایش می یابد، سود شرکت ها کاهش می یابد و قیمت محصولاتی افزایش می‌یابد که تأثیری بر فن‌آوری سبز و تجهیزات پاک خواهد داشت و در نتیجه هزینه‌های ورودی بالا و منابع مالی کافی برای توسعه اقتصاد دیجیتال وجود ندارد. توسعه اقتصاد دیجیتال هیچ اثر ترویجی قابل توجهی بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید ندارد. برعکس، زمانی که شدت مقررات زیست محیطی زیاد است، از یک سو، طبق «فرضیه پناهگاه آلودگی»، شرکت های آلاینده در مناطقی که مقررات سختگیرانه دارند، اغلب به منظور کاهش هزینه های تصفیه، به مناطقی با مقررات نسبتاً سست مهاجرت می کنند. تا تحول و ارتقای صنعت تولیدی در حوزه هایی با مقررات سخت گیرانه محقق شود. از سوی دیگر، طبق فرضیه پورتر، مقررات زیست محیطی اثر جبران نوآوری دارد و می‌تواند بنگاه‌ها را به انجام نوآوری‌های فناوری سبز گرا برانگیزد. [۳۵]، در نتیجه تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را ترویج می کند. بر اساس تحلیل فوق، فرضیه ۴ تحقیق زیر پیشنهاد می شود:

فرضیه ۴٫

شدت مقررات زیست محیطی تأثیر آستانه ای بین توسعه اقتصاد دیجیتال و تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید دارد.

چارچوب تحلیل مکانیسم نظری این تحقیق در نشان داده شده است شکل ۱:

۴٫ طراحی مطالعه

۴٫۱٫ ساخت مدل

مدل DID یک روش مهم برای ارزیابی اثر سیاست است. متغیر مستقل آن به طور کلی یک متغیر ساختگی گروه بندی است. به طور خاص، افراد تحت تاثیر سیاست، گروه درمان نامیده می شوند و متغیر ساختگی گروه بندی آن ۱ خواهد بود. افرادی که تحت تاثیر این خط مشی قرار نمی گیرند، گروه کنترل نامیده می شوند و متغیر ساختگی گروه بندی ۰ خواهد بود. با مقایسه تأثیرات مختلف. بین گروه درمان و گروه کنترل قبل و بعد از معرفی خط مشی، می تواند عواملی را که با گذشت زمان تغییر نمی کنند و قابل مشاهده نیستند، حذف کرده و اثر درمان سیاست را از آن سلب کند تا به هدف ارزیابی خط مشی دست یابد.

به منظور آزمایش اینکه آیا توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را ترویج کند، این مقاله به روش Qiu Zixun (2021) اشاره می کند. [۱] و ایجاد مناطق آزمایشی جامع داده های بزرگ در سطح ملی را به عنوان یک آزمایش شبه طبیعی، با ۳۰ استان در چین به عنوان نمونه، و شش استان (گوئیژو، هبی، مغولستان داخلی، لیائونینگ، هنان، و گوانگدونگ) که انجام شده است، در نظر می گیرد. مناطق آزمایشی و چهار شهرداری (پکن، تیانجین، شانگهای و چونگ کینگ) که مناطق آزمایشی را به عنوان گروه درمان و سایر استان ها به عنوان گروه کنترل انجام دادند. از نظر انتخاب گره زمانی مناطق آزمایشی، از آنجایی که ساخت منطقه آزمایشی در استان گوئیژو در سال ۲۰۱۵ آغاز شد و سایر استان ها تنها در سال ۲۰۱۶ تصویب شدند، این مقاله سال اجرای سیاست در استان گوئیژو را سال ۲۰۱۵ تعیین کرد. و سال اجرای سیاست در سایر استانهای آزمایشی ۲۰۱۶ بر اساس تمرین Guo Bingnan (2022) [4].

از آنجایی که سال اجرای سیاست در استان های پایلوت یک سال نیست، ارزیابی اثر درمانی پایلوت منطقه پایلوت برای مدل DID مرسوم دشوار است. به همین دلیل در این تحقیق به روش Back T et al. (2001) برای تأیید تأثیر اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید با ساخت یک مدل DID متغیر با زمان. [۳۶]. مدل خاص به صورت زیر تنظیم می شود:

متر g تی f پ_{من تی} = آ_{۰} + آ_{۱} D_{من تی} + آ_{۲} {ایکس}_{من تی} + {متر}_{من} + د_{تی} + ه_{من تی}

(۱)

جایی که $متر g تی f پ_{من تی}$ بیانگر سطح تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید در استان است $من$ در سال $تی$ که با استفاده از بهره وری کل عوامل سبز صنعت تولید در این مقاله اندازه گیری شده است. $D_{من تی}$ متغیر ساختگی سیاست ایجاد شده توسط منطقه آزمایشی جامع داده های بزرگ و ضریب آن را نشان می دهد $آ_{۱}$ نشان دهنده اثر درمانی سیاست است. ${ایکس}_{من تی}$ متغیر کنترل را نشان می دهد. ${متر}_{من}$ بیانگر اثر ثابت ولایت است. $د_{تی}$ نشان دهنده اثر ثابت سال است. $ه_{من تی}$ عبارت اختلال تصادفی را نشان می دهد.

۴٫۲٫ توضیحات داده ها

برای اطمینان از در دسترس بودن داده ها و سازگاری کالیبر آماری، این مقاله تاثیر توسعه اقتصاد دیجیتال را بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید چین بر اساس داده های تابلویی صنعت تولید در ۳۰ استان چین از سال ۲۰۰۷ تا ۲۰۲۱ مورد مطالعه قرار می دهد. منابع اصلی داده این مقاله شامل سالنامه آماری چین، سالنامه آماری استان های چین، سالنامه آماری زیست محیطی چین، سالنامه آماری انرژی چین، پایگاه داده EPS و پایگاه داده WIND است.

۴٫۳٫ تنظیم متغیر

(۱) متغیر توضیح داده شده

عامل کل سبز بهره وری سبز صنعت تولید (

متر g تی f پ

). بر اساس تحلیل مکانیسم نظری، این تحقیق بهره‌وری کل عوامل سبز را اتخاذ می‌کند که عوامل تولید مانند نیروی انسانی، سرمایه و فناوری را پوشش می‌دهد و عملکرد اقتصادی و زیست‌محیطی را در نظر می‌گیرد تا به طور کامل تحول سبز و ارتقا را منعکس کند. بر اساس ایده ها و شیوه های لی شیائوانگ و همکاران. (۲۰۲۲) و یانگ شیانگ و همکاران. (۲۰۱۹)، این تحقیق بهره وری کل عوامل سبز صنعت تولید را با استفاده از روش شاخص SMB-GML بر اساس خروجی نامطلوب محاسبه می کند و تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را از دو جنبه زیست محیطی و اقتصادی به طور جامع منعکس می کند. [۲,۳۷]. شاخص GML به صورت زیر ساخته می شود:

جی م L_{تی}^{تی + ۱} = \frac{۱ + \underset{{اس}_{V}^{جی}}{\to} ({ایکس}^{تی} ، y^{تی} ، ب^{تی}; g^{تی})}{۱ + \underset{{اس}_{V}^{جی}}{\to} ({ایکس}^{تی + ۱} ، y^{تی + ۱} ، ب^{تی + ۱}; g^{تی + ۱})} = جی E اف اف سی {اچ}_{تی}^{تی + ۱} \times جی تی E سی {اچ}_{تی}^{تی + ۱} = \frac{۱ + \underset{س_{V}^{تی}}{\to} ({ایکس}^{تی} ، y^{تی} ، ب^{تی}; g^{تی})}{۱ + \underset{س_{V}^{تی + ۱}}{\to} ({ایکس}^{تی + ۱} ، y^{تی + ۱} ، ب^{تی + ۱}; g^{تی + ۱})} \times \frac{۱ + \underset{س_{V}^{جی}}{\to} ({ایکس}^{تی} ، y^{تی} ، ب^{تی}; g^{تی}) / ۱ + \underset{س_{V}^{تی}}{\to} ({ایکس}^{تی} ، y^{تی} ، ب^{تی}; g^{تی})}{۱ + \underset{س_{V}^{جی}}{\to} ({ایکس}^{تی + ۱} ، y^{تی + ۱} ، ب^{تی + ۱}; g^{تی + ۱}) / ۱ + \underset{س_{V}^{تی + ۱}}{\to} ({ایکس}^{تی + ۱} ، y^{تی + ۱} ، ب^{تی + ۱}; g^{تی + ۱})}

(۲)

که در آن شاخص GML را می توان به دو جزء تقسیم کرد: کارایی فنی (GEFFCH) و پیشرفت فنی (GTECH). $ایکس$ ، $y$ ، $ب$ ، و $g$ به ترتیب متغیرهای ورودی، متغیرهای خروجی توافقی، متغیرهای خروجی غیر توافقی و متغیرهای جهت دار را نشان می دهد، و $\underset{{اس}_{V}^{جی}}{\to} ({ایکس}^{تی} ، y^{تی} ، ب^{تی}; g^{تی})$ تابع فاصله جهتی SBM دامنه کامل را نشان می دهد.

(۲) متغیر توضیحی

متغیر خط مشی آزمایشی (

D

) برای منطقه آزمایشی جامع داده های بزرگ در سطح ملی. این متغیر یک متغیر ساختگی برای ایجاد یک منطقه آزمایشی است و مقدار ۱ if استان را می گیرد

من

(از جمله استانی که شهر آزمایشی منطقه آزمایشی به آن تعلق دارد) در سال به یک منطقه آزمایشی جامع داده های بزرگ در سطح ملی تبدیل می شود.

تی

، و ۰ در غیر این صورت.

(۳) متغیرهای کنترل

به منظور ارزیابی دقیق اینکه آیا توسعه اقتصاد دیجیتال می‌تواند تأثیر سیاست تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را ارتقا دهد، این مقاله به ادبیات موجود اشاره می‌کند و عوامل مربوطه را که ممکن است بر ارزیابی سیاست‌گذاری تأثیر بگذارد، کنترل می‌کند. از جمله سطح توسعه اقتصادی (

ل n پ g د پ

) با سرانه تولید ناخالص ناخالص منطقه ای اندازه گیری می شود. سطح باز شدن به دنیای بیرون (

o پ ه n

) با سهم کل واردات و صادرات در تولید ناخالص داخلی منطقه اندازه گیری می شود. سطح شهرنشینی (

تی o w n

) با سهم جمعیت شهری در جمعیت ساکن پایان سال اندازه گیری می شود. سطح سرمایه گذاری تحقیق و توسعه (

r د من

) با سهم سرمایه گذاری تحقیق و توسعه در تولید ناخالص داخلی منطقه اندازه گیری می شود. سطح سرمایه انسانی (

ساعت ج

) با استفاده از میانگین سالهای تحصیل با مراجعه به لیو دا (۲۰۱۸) اندازه گیری می شود. [۳۸]. فرمول محاسبه به شرح زیر است:

ساعت ج

= (تعداد افراد تحصیل کرده در مقطع ابتدایی × ۶ + تعداد افراد تحصیل کرده در دبیرستان × ۹ + تعداد افراد تحصیل کرده در دبیرستان یا دبیرستان × ۱۲ + تعداد افراد تحصیل کرده در دانشگاه و بالاتر × ۱۶) / تعداد کل افراد ۶ سال به بالا

(۴) متغیرهای مکانیزم

نوآوری فناوری سبز (

ل n g تی من

) با تعداد اختراعات اختراع سبز اعطا شده اندازه گیری می شود. ساختار صنعتی (

من س

) با نسبت ارزش افزوده صنعت سوم در ارزش افزوده صنعت ثانویه اندازه گیری می شود. تجمع تولیدی (

متر آ g

) با شاخص آنتروپی مکان اندازه گیری می شود و فرمول محاسبه به شرح زیر است:

متر آ g_{من تی} = \frac{م من V_{من تی} / م من V_{تی}}{جی D پ_{من تی} / جی D پ_{تی}}

(۳)

جایی که $متر آ g_{من تی}$ نشان دهنده تراکم تولیدی استان است $من$ در سال $تی$ ، $م من V_{من تی}$ ارزش کل تولیدی استان را نشان می دهد $من$ ، $م من V_{تی}$ نشان دهنده ارزش کل تولید ملی است، $جی D پ_{من تی}$ نشان دهنده تولید ناخالص داخلی منطقه ای استان است $من$ ، و $جی D پ_{تی}$ نشان دهنده تولید ناخالص داخلی ملی است.

(۵) متغیر آستانه

شدت تنظیم زیست محیطی (

ه r

) با مراجعه به روش Ren Xiaosong (2020) اندازه گیری می شود. [۳۹]با استفاده از شاخص جامع شدت مقررات زیست محیطی که بر اساس انتشار سه زباله در واحد ارزش خروجی محاسبه شده و فرمول محاسبه به شرح زیر است:

اولا، انتشار فاضلاب صنعتی، SO صنعتی_۲ انتشارات و انتشار دود صنعتی به ازای واحد ارزش خروجی استاندارد شده و به شرح زیر محاسبه می شود:

پ E_{من j}^{اس} = پ E_{من j} - دقیقه (پ E_{j}) / حداکثر (پ E_{j}) - دقیقه (پ E_{j})

(۴)

جایی که $پ E_{من j}$ انتشار در واحد مقدار خروجی آلاینده دسته است $j$ در استان $من$ ، و $پ E_{من j}^{اس}$ نتیجه استاندارد شده این شاخص است. $حداکثر (پ E_{j})$ نشان دهنده حداکثر مقدار انتشار به ازای واحد مقدار خروجی آلاینده دسته است $j$ در تمام استان ها $دقیقه (پ E_{j})$ نشان دهنده حداقل مقدار انتشار به ازای واحد مقدار خروجی آلاینده دسته است $j$ در تمام استان ها

بر این اساس وزن آلاینده های مختلف با فرمول زیر محاسبه می شود:

{دبلیو}_{j} = پ E_{من j} / \bar{پ E_{من j}}

(۵)

جایی که ${دبلیو}_{j}$ نشان دهنده وزن $j_{تی ساعت}$ آلاینده، و $\bar{پ E_{من j}}$ نشان دهنده سطح متوسط انتشار در هر واحد مقدار خروجی است $j_{تی ساعت}$ آلاینده در استان $من$ .

در نهایت، شاخص جامع شدت مقررات زیست محیطی محاسبه شده و فرمول آن به شرح زیر است:

ه r_{من j} = \frac{۱}{۳} \sum_{j = ۱}^{۳} {دبلیو}_{j} پ E_{من j}^{اس}

(۶)

آمار توصیفی متغیرهای مرتبط در بالا نشان داده شده است میز ۱:

۵٫ تحلیل تجربی

وابستگی مقطعی یک مشکل کلیدی در آزمایش رابطه بین متغیرهای انتخاب شده در مدل داده پانل است. نادیده گرفتن آن ممکن است منجر به سوگیری برآورد و شکست مدل شود [۴۰]. بنابراین، قبل از تحلیل رگرسیون، این تحقیق با مراجعه به Yue Dou و همکاران. (۲۰۲۱)، ابتدا وابستگی مقطعی را با استفاده از تست‌های Breusch-Pagan LM و Pesaran CD آزمایش کرد. [۴۱]. نتایج در نشان داده شده است جدول ۲; مشاهده می شود که آمار در سطح ۱% معنی دار است که نشان دهنده قبولی آزمون وابستگی مقطعی است.

۵٫۱٫ رگرسیون معیار

نتایج رگرسیون پایه تاثیر توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید نشان داده شده است. جدول ۳، که در آن مدل (۱) نتایج کنترل کننده اثرات سال ثابت و اثرات استان را فقط نشان می دهد، در حالی که مدل های (۲)-(۶) نتایج کنترل کننده اثرات سال و استان را با گنجاندن متغیرهای کنترل نشان می دهد. در این تحقیق یک به یک انتخاب شدند.

مطابق با جدول ۳می‌بینیم که ضرایب متغیرهای ساختگی خط مشی همیشه در سطح ۱% به طور قابل توجهی مثبت هستند، صرف نظر از اینکه متغیرهای کنترلی اضافه شوند یا نه، که نشان می‌دهد توسعه اقتصاد دیجیتال می‌تواند به طور قابل توجهی تحول سبز و ارتقاء را ارتقا دهد. از صنعت تولید به طور مشخص، در مقایسه با استان‌های غیرپایلوت، ایجاد منطقه آزمایشی جامع کلان داده منجر به افزایش متوسط ۳۶٫۴ درصدی بهره‌وری کل عوامل سبز صنعت تولید در استان‌های آزمایشی شده است، بنابراین فرضیه ۱ معتبر است. با توجه به متغیرهای کنترلی انتخاب شده در این مقاله، ضریب تولید ناخالص داخلی سرانه به طور معنی داری مثبت است که نشان می دهد بهره وری کل عوامل سبز صنعت تولید می تواند با بهبود سطح توسعه اقتصادی به طور قابل توجهی بهبود یابد، یعنی توسعه اقتصادی منجر به ترویج تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید می شود. علاوه بر این، ضرایب سایر متغیرهای کنترل معنادار نیستند. یعنی سطح گشودگی به دنیای خارج، سطح شهرنشینی، سطح سرمایه‌گذاری تحقیق و توسعه و سطح سرمایه انسانی تأثیر قابل‌توجهی بر تحول سبز و ارتقای صنعت تولید ندارد.

۵٫۲٫ تست های استحکام

(۱) آزمون روند موازی

یک پیش نیاز مهم برای استفاده از مدل DID برآورده کردن فرضیه روند موازی است. یعنی روند تغییر زمانی گروه درمان و گروه کنترل باید بدون تاثیر سیاست ثابت باشد. در این راستا، این تحقیق به روش وانگ بانبان (۲۰۲۰) اشاره دارد. [۴۲] و با استفاده از روش تحلیل رویداد مدل زیر را می سازد:

متر g تی f پ_{من تی} = ب_{۰} + \sum_{ک \geq - ۸ ، ک \neq ۱}^{۶} ب_{ک} D_{من تی}^{ک} + ل {ایکس}_{من تی} + {متر}_{من} + د_{تی} + ه_{من تی}

(۷)

جایی که $من$ بیانگر استان است، $تی$ سال را نشان می دهد و $D_{من تی}^{ک}$ نشان دهنده متغیر ساختگی برای دوره ای است که منطقه آزمایشی جامع برای داده های بزرگ ایجاد شده است. فرض کنید گره زمانی خط مشی ناحیه آزمایش با نشان داده شده است $ه_{من}$ ، و اگر $تی - ه_{من} = ک$ ، سپس $D_{من تی}^{ک} = ۱$ ، در غیر این صورت $D_{من تی}^{ک} = ۰$ . این تحقیق شش دوره پس از ایجاد منطقه پایلوت را بررسی می کند، یعنی: $ک \leq ۶$ ، و هشت دوره قبل از ایجاد منطقه پایلوت، یعنی $ک \geq - ۸$ . این در حالی است که این تحقیق سال قبل از ایجاد منطقه پایلوت را به عنوان سال پایه در نظر می گیرد، یعنی: $ک \neq ۱$ . ضریب $ب_{ک}$ نشان دهنده تاثیر بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید قبل و بعد از ایجاد مناطق پایلوت است و اگر ضریب تفاوت معنی داری با ۰ نداشته باشد. $ک < ۰$ ، یعنی آزمون روند موازی قبول شده است. معانی سایر متغیرها مانند رابطه (۱) است. نتایج آزمون روند موازی در نشان داده شده است شکل ۲، که در آن محور افقی تعداد سالهای قبل و بعد از ایجاد منطقه آزمایشی جامع کلان داده را نشان می دهد و محور عمودی ضریب تخمینی اثر درمان سیاست را نشان می دهد. یافتن این که مقادیر تخمینی از $ب_{ک}$ . تفاوت معنی داری با ۰ قبل از ایجاد منطقه آزمایشی ندارند، که نشان می دهد فرضیه روند موازی برآورده شده است. اثر درمانی این سیاست پس از ایجاد منطقه آزمایشی شروع به چشمگیر شدن می کند و سال به سال روند افزایشی را نشان می دهد، که نشان می دهد توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را به میزان قابل توجهی ارتقا دهد، که به طور کامل نشان می دهد. که نتایج رگرسیون قوی هستند.

(۲) تست PSM-DID

تصادفی بودن در انتخاب گروه های درمان و کنترل یکی دیگر از پیش نیازهای مهم برای استفاده از مدل تفاوت مضاعف است و این مقاله از رویه شی دقیان و همکاران استفاده می کند. (۲۰۱۸) برای استفاده از متغیرهای کنترل به عنوان متغیرهای کمکی و تطبیق گروه های درمان و کنترل با استفاده از روش تطبیق نزدیکترین همسایه برای کاهش مشکل سوگیری انتخابی [۳۱]. ایده خاص به شرح زیر است: متغیر ساختگی سیاست رگرسیون Logit به متغیر کنترل برای محاسبه امتیاز تمایل است. فرمول محاسبه به شرح زیر است:

پ_{من} ({ایکس}_{من}) = پ (D_{من} = ۱ | ایکس = {ایکس}_{من}) = g (فی ({ایکس}_{من}))

(۸)

جایی که $پ_{من} ({ایکس}_{من})$ نمره گرایش است، $D_{من}$ متغیر ساختگی خط مشی است و مقادیر گروه کنترل و آزمایش به ترتیب ۰ و ۱ است. $فی ({ایکس}_{من})$ تابع خطی متغیرهای کنترلی است و $g$ تابع توزیع لاجیت است. استان‌هایی با مقادیر امتیاز تمایل مشابه به‌عنوان گروه کنترل برای انجام یک آزمون روند مشترک با گروه درمان به‌عنوان راهی برای تأیید اینکه آیا فرضیه حمایت مشترک را برآورده می‌کنند، استفاده شد و نتایج در زیر نشان داده شده است. شکل ۳.

مشاهده می شود که بین گروه های درمان و کنترل قبل و بعد از تطابق تفاوت معنی داری وجود نداشت و انحراف استاندارد شده پس از تطابق به طور معنی داری کمتر بود و مقدار t تفاوت معنی داری با ۰ نداشت که نشان دهنده معتبر بودن PSM است و تحلیل DID را می توان بر این اساس انجام داد. نتایج در مدل های (۱) و (۲) در نشان داده شده است جدول ۴، که در آن برآورد ضرایب متغیرهای ساختگی سیاست به طور قابل توجهی مثبت است که اساساً با نتایج رگرسیون پایه مطابقت دارد.

(۳) آزمایش دارونما

با توجه به زمان‌بندی ناهماهنگ ایجاد حوزه آزمون جامع داده‌های بزرگ، این تحقیق به روش لی پی و همکاران اشاره دارد. (۲۰۱۶) برای آزمایش دارونما [۴۳]. مراحل اجرا به شرح زیر است: ابتدا ۱۰ استان از ۳۰ استان به عنوان گروه شبه درمانی و سایر استان ها به عنوان گروه شاهد انتخاب شدند. سپس، یک سال به‌طور تصادفی از گروه شبه‌درمان به‌عنوان سال اجرای شبه سیاست انتخاب می‌شود. در نهایت، متغیر ساختگی شبه سیاست تولید می شود و رگرسیون ۵۰۰ بار به عنوان راهی برای آزمایش اینکه آیا ایجاد منطقه آزمایشی تأثیر قابل توجهی بر روی گروه درمانی انتخاب شده به طور تصادفی دارد یا خیر تکرار می شود. نمودار توزیع برآورد اثر پردازش ترسیم شده در نشان داده شده است شکل ۴، که از آن می بینیم که تخمین های اثر درمان گروه تصادفی حول ۰ متمرکز شده است، با تفاوت زیادی با تخمین های ضریب واقعی، و بیشتر پ-مقادیر بزرگتر از ۰٫۱ هستند، که نشان می دهد ایجاد منطقه آزمایشی جامع داده های بزرگ تأثیر معنی داری بر روی گروه شبه درمان به طور تصادفی انتخاب شده ندارد، که استحکام نتایج رگرسیون را بیشتر نشان می دهد.

(۴) تغییر تنظیمات مدل

از آنجایی که اکثر مناطق آزمایشی جامع داده های بزرگ در سال ۲۰۱۶ ایجاد شدند، این مقاله به روش Qiu Zixun (2021) اشاره می کند. [۱]، که سال ۲۰۱۶ را به عنوان سال شروع سیاست مناطق آزمایشی جامع داده های بزرگ تعیین می کند، متغیر ساختگی سال ۲۰۱۶ و سال های بعدی را ۱ و سال های قبلی را ۰ می گیرد. متغیر ساختگی استان های استان های پایلوت در مناطق پایلوت را ۱ و استان های غیرپایلوت را ۰ می گیرد و سپس متغیرهای ساختگی خط مشی جدید با ضرب این دو در یکدیگر تولید و با استفاده از مدل تفاوت دوگانه سنتی تخمین زده می شوند. نتایج در مدل های (۳) و (۴) در نشان داده شده است جدول ۴، و ضریب ترم تعامل به طور قابل توجهی مثبت است که اساساً با نتایج رگرسیون پایه مطابقت دارد.

(۵) جایگزینی متغیرهای توضیحی

این مقاله به عملکرد ژانگ فنگ و همکاران اشاره دارد. (۲۰۱۹) و تابع فاصله جهتی متغیرهای slack را برای اندازه گیری شاخص کارایی انتقال سبز معرفی می کند (

ل n متر آ من

) صنعت تولید با توجه به روش تحلیل رشد سبز صنعتی و استفاده از آن به عنوان متغیر جایگزین برای متغیرهای توضیحی تحلیل رگرسیونی. [۳۰]. نتایج در مدل های (۵) و (۶) در نشان داده شده است جدول ۴، که در آن ضرایب متغیرهای ساختگی سیاست به طور قابل توجهی مثبت باقی می مانند و تفاوت معنی داری با نتایج رگرسیون پایه ندارند.

۵٫۳٫ تست های ناهمگنی

به منظور آزمایش اینکه آیا ایجاد منطقه آزمایشی جامع کلان داده تأثیرات متفاوتی بر تحول سبز و ارتقاء صنایع تولیدی در مناطق مختلف دارد یا خیر، این مقاله ناهمگونی اثرات سیاست را از دو منظر بیشتر تحلیل می‌کند: سطح توسعه اقتصادی. و سطح توسعه شبکه

(۱) سطح توسعه اقتصادی

با توجه به نتایج رگرسیون معیار بالا، توسعه اقتصادی نه تنها تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را ترویج می‌کند، بلکه اثر پردازش ایجاد منطقه آزمایشی جامع داده‌های بزرگ را بر تحول سبز و ارتقای صنعت تولید افزایش می‌دهد. سپس، آیا تفاوتی در تأثیر رفتار سیاست برای مناطق با سطوح مختلف توسعه اقتصادی وجود دارد؟ بر این اساس، این مقاله به تمرین Qiu Zixun و Zhou Yahong (2021) اشاره دارد. [۱] و بر اساس این معیار که آیا تولید ناخالص داخلی سرانه هر استان در دوره قبل در مقطع زمانی سیاست گذاری بیشتر از تولید ناخالص داخلی سرانه کل کشور است یا خیر، نمونه را به دو دسته مناطق توسعه یافته و کمتر توسعه یافته تقسیم می کند. دوره جاری، و تجزیه و تحلیل رگرسیون را به طور جداگانه انجام می دهد. نتایج در مدل های (۱) و (۲) در نشان داده شده است جدول ۵. نتایج نشان می‌دهد که اثر ارتقای ایجاد منطقه پایلوت بر تحول سبز و ارتقای صنایع تولیدی در مناطق توسعه‌یافته معنی‌دار نیست، در حالی که اثر ترویجی در مناطق کمتر توسعه‌یافته بسیار معنادار است. دلیل احتمالی آن این است که در مقایسه با مناطق توسعه یافته، مناطق کمتر توسعه یافته بیشتر به فرصت های توسعه اطلاعات و فناوری توجه می کنند و از طریق ادغام و توسعه صنایع جدید و صنایع مزیت دار سنتی، جهش سطح توسعه اقتصادی خود را محقق می کنند.

(۲) سطح توسعه شبکه

توسعه اقتصاد دیجیتال عمدتاً بر فناوری اینترنت متکی است و ایجاد یک منطقه آزمایشی جامع داده های بزرگ مستلزم ساخت زیرساخت شبکه کامل است. بنابراین، تأثیر ارتقاء توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید باید برای مناطق با سطوح مختلف توسعه شبکه متفاوت باشد. بر این اساس، این مقاله به روش Guo Bingnan (2022) اشاره می کند. [۴] و نمونه را به ترتیب به دو دسته مناطق با سطوح توسعه شبکه بالا و مناطق با سطوح توسعه شبکه پایین با توجه به میانگین تعداد کاربران بین المللی اینترنت در هر استان در دوره قبل از نقطه زمانی سیاست تقسیم می کند و به ترتیب تحلیل رگرسیون انجام می دهد. نتایج در مدل های (۳) و (۴) در نشان داده شده است جدول ۵. نتایج رگرسیون نشان می‌دهد که اثر ارتقای ایجاد منطقه پایلوت بر تحول سبز و ارتقای صنعت تولیدی در مناطق با سطوح توسعه شبکه بالا معنادارتر است اما اثر ارتقای معنی‌داری بر مناطق با سطوح توسعه شبکه پایین ندارد. دلیل ممکن است این باشد که در مقایسه با مناطق با سطوح توسعه شبکه پایین تر، مناطق با سطوح توسعه شبکه بالاتر می توانند به مزایای اقتصاد دیجیتال در ترویج تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید بازی کنند.

۵٫۴٫ آزمایش مکانیسم نفوذ

(۱) آزمون اثر میانجیگری

بر اساس تأیید قبلی مبنی بر اینکه توسعه اقتصاد دیجیتال می‌تواند تحول سبز و ارتقای صنعت تولید را ترویج کند، مکانیسم تأثیر توسعه اقتصاد دیجیتال را بیشتر تأیید کنید تا تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را ترویج کند. ارتقای نوآوری فناوری سبز و ارتقاء ساختار صنعتی از دو منظر اثر نوآوری فناورانه و اثر ساختار صنعتی و ساخت مدل اثر میانجی به شرح زیر:

متر ه د من آ_{من تی} = ج_{۰} + ج_{۱} D_{من تی} + ج_{۲} {ایکس}_{من تی} + {متر}_{من} + د_{تی} + ه_{من تی}

(۹)

متر g تی f پ_{من تی} = د_{۰} + د_{۱} D_{من تی} + د_{۲} متر ه د من آ_{من تی} + د_{۳} {ایکس}_{من تی} + {متر}_{من} + د_{تی} + ه_{من تی}

(۱۰)

در میان آنها،

متر ه د من آ_{من تی}

نشان دهنده متغیرهای واسطه، از جمله نوآوری در فناوری سبز (

ل n g تی {من}_{من تی}

) و ساختار صنعتی (

من س_{من تی}

) که عمدتاً بر اهمیت

ج_{۱}

د_{۱}

د_{۲}

، و سایر متغیرها همان معنای معادله (۱) را دارند. نتایج آزمون اثر میانجی در نشان داده شده است جدول ۶، که در آن مدل های (۱) و (۲) و مدل های (۳) و (۴) به ترتیب اثرات میانجی نوآوری فناوری سبز و ساختار صنعتی را آزمایش می کنند. از آن‌ها، می‌توان دریافت که برخی از اثرات میانجی هم برای اثر نوآوری تکنولوژیکی و هم برای اثر ساختار صنعتی قابل توجه است. این نشان می‌دهد که اقتصاد دیجیتال می‌تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را با ترویج نوآوری‌های فناوری سبز و ارتقاء ساختار صنعتی محقق کند. بنابراین فرضیه ۲a و ۲b تحقیق تایید می شود.

(۲) تست اثر تعدیل

با توجه به نتایج رگرسیون معیار فوق، توسعه اقتصادی نه تنها تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را ترویج می‌کند، بلکه علاوه بر این، این مقاله نقش تراکم تولید را در تأثیر توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء تولید تأیید می‌کند. صنعت از دیدگاه اثر تراکم صنعتی با اشاره به تمرین شی دان (۲۰۲۰) [۲۸]متغیر تعدیل‌کننده تراکم تولید به‌عنوان تأثیرگذار بر تحول سبز و ارتقای اقتصاد دیجیتال برای ساخت مدل اثر تعدیل‌کننده به شرح زیر استفاده می‌شود:

متر g تی f پ_{من تی} = آ_{۰} + آ_{۱} D_{من تی} + آ_{۲} متر آ g_{من تی} + آ_{۳} D_{من تی} متر آ g_{من تی} + آ_{۴} {ایکس}_{من تی} + {متر}_{من} + د_{تی} + ه_{من تی}

(۱۱)

در میان آنها،

متر آ g_{من تی}

نشان دهنده انباشتگی تولید متغیر تعدیل کننده است،

D_{من تی} متر آ g_{من تی}

عبارت متقابل متغیر ساختگی خط مشی و متغیر تعدیل کننده است، ما بر اهمیت ضریب تمرکز می کنیم

آ_{۳}

، سایر متغیرها به معنای معادله (۱) هستند. نتایج آزمون اثر تعدیل در مدل (۵) در نشان داده شده است جدول ۶که در آن ضریب تراکم تولید به طور قابل توجهی مثبت است، که نشان می دهد تراکم تولیدی می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را ترویج دهد. ضریب ترم تعامل بین تراکم تولید و متغیر ساختگی خط مشی به طور معنی داری منفی است، که نشان می دهد تراکم تولید نقش تعدیل کننده منفی در تأثیر توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقای صنعت تولید دارد، بنابراین فرضیه تحقیق را تأیید می کند. ۳٫

۵٫۵٫ تست اثر آستانه

به منظور تأیید نقش مقررات زیست محیطی در تأثیر توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید، این مقاله به عملکرد یانگ دان و همکاران اشاره می کند. (۲۰۲۰) و یو دونگهوا و همکاران. (۲۰۱۷)، و شدت مقررات زیست محیطی را به عنوان متغیر آستانه برای آزمایش تفاوت در تأثیر اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید در بخش های مختلف در نظر می گیرد. [۳۲,۴۴]. در این مقاله از روش بوت استرپ برای نمونه برداری ۳۰۰ بار برای تخمین مقادیر آستانه استفاده شده است که نتایج در زیر نشان داده شده است. جدول ۷. نتایج نشان می‌دهد که نه سه آستانه و نه آستانه دوگانه معنی‌دار نیستند، در حالی که مقدار آستانه منفرد ۰٫۰۰۷۴ در سطح ۱۰ درصد معنی‌دار است که نشان می‌دهد یک اثر آستانه واحد بر شدت تنظیم محیطی وجود دارد، بنابراین فرضیه ۴ است. معتبر.

از نظر تحلیل، این تحقیق به روش وانگ یانگ (۲۰۲۱) اشاره دارد. [۴۵] برای ساخت یک مدل آستانه پانل به صورت زیر:

متر g تی f پ_{من تی} = ب_{۰} + ب_{۱} D_{من تی} (ه r_{من تی} \leq پی) + ب_{۲} D_{من تی} (ه r_{من تی} > پی) + ب_{۳} {ایکس}_{من تی} + {متر}_{من} + د_{تی} + ه_{من تی}

(۱۲)

جایی که $ه r_{من تی}$ شدت مقررات زیست محیطی را به عنوان یک متغیر آستانه نشان می دهد، $پی$ بیانگر مقدار آستانه واحدی است که باید تخمین زده شود و سایر متغیرها همان معنای معادله (۱) را دارند. با توجه به نتایج آزمون اثر آستانه و وجود مقدار آستانه واحد، نمونه به دو بخش تقسیم شده و رگرسیون اثر آستانه به طور جداگانه انجام می شود. که در جدول ۸نتایج نشان می دهد که وقتی مقررات زیست محیطی کمتر از ۰۰۷۴/۰ باشد، ضرایب هر دو متغیر ساختگی سیاست و شدت مقررات زیست محیطی ناچیز است. هنگامی که شدت مقررات زیست محیطی بیشتر از ۰٫۰۰۷۴ باشد، ضرایب تخمینی هر دو متغیر ساختگی سیاست و شدت مقررات زیست محیطی به طور قابل توجهی مثبت است. این نشان می دهد که وقتی افزایش شدت مقررات زیست محیطی مقدار آستانه را می شکند، تأثیر ارتقای توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید به طور قابل توجهی افزایش می یابد.

۶٫ نتیجه گیری و پیشنهادات

این مقاله بر اساس داده های تابلویی صنعت تولیدی ۳۰ واحد اداری استانی از سال ۱۳۸۴ تا ۱۳۹۰، به تحلیل تجربی اثر پردازش توسعه اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقای صنعت تولید با استفاده از آزمایش شبه طبیعی تاسیس می پردازد. که از منطقه آزمایشی جامع کلان داده ملی پیروی می کند. نتیجه گیری به شرح زیر است: اول، توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند به طور قابل توجهی تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را ترویج کند. ایجاد منطقه آزمایشی کلان داده به میزان زیادی توسعه اقتصاد دیجیتال محلی را ارتقا می دهد، بنابراین سرعت تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تسریع می بخشد. دوم، توسعه اقتصاد دیجیتال نقش مهمی در تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید در مناطق توسعه نیافته اقتصادی و مناطق توسعه‌یافته شبکه ایفا می‌کند. نقش فعال‌کننده اقتصاد دیجیتال در تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را می‌توان به طور مؤثرتری ایفا کرد. سوم، اقتصاد دیجیتال می‌تواند نوآوری فناوری سبز شرکت‌های تولیدی را تحریک کند و بهینه‌سازی ساختار صنعت تولید را ارتقا دهد تا تحول سبز و ارتقای صنعت تولید را محقق کند. چهارم، انبوه شدن صنعت تولید اثر تنظیم کننده ای بر تأثیر اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید خواهد داشت. پنجم، شدت بیشتر مقررات زیست محیطی می تواند به طور قابل توجهی اثر ترویجی اقتصاد دیجیتال بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را افزایش دهد تا از اثر سیاست منطقه آزمایشی کلان داده بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید استفاده شود. بهتر.

بر اساس نتایج فوق، پیشنهاداتی به شرح زیر ارائه می شود: اول، تقویت ارتقاء و ساخت منطقه آزمایشی جامع داده های بزرگ برای ترویج بیشتر ساخت و توسعه اقتصاد دیجیتال. از یک سو، اجرای حالت توسعه ترکیب صنعت نوظهور داده های بزرگ با صنعت مزیت سنتی می تواند به صنعت تولید کمک کند تا تحول “رهایی از مجازی و واقعی” را درک کند. از سوی دیگر، صنایع سنتی باید تشویق شوند تا از اقتصاد دیجیتال برای تحقق تحول و ارتقاء استفاده کامل کنند و حالت توسعه سبز را با منافع اقتصادی و زیست محیطی اتخاذ کنند که منجر به توسعه پایدار صنایع سنتی می شود. ثانیاً، مناطقی که توسعه اقتصادی نسبتاً عقب مانده دارند باید به ساخت زیرساخت شبکه توجه بیشتری داشته باشند و به مزیت های اقتصاد دیجیتال کاملاً بازی کنند و با تکیه بر اینترنت امکان تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را فراهم کنند. ما باید قاطعانه از فرصت راه اندازی منطقه آزمایشی کلان داده استفاده کنیم و توسعه اقتصاد دیجیتال را به عنوان تمرکز کلی برای ترویج تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید در نظر بگیریم. سوم، معرفی سیاست‌های مربوطه برای تشویق شرکت‌ها به انجام نوآوری‌های فناوری سبز و هدایت شرکت‌های تولیدی برای در پیش گرفتن مسیر تحول سبز و ارتقاء. چهارم، برنامه‌ریزی منطقی منطقه تراکم تولیدی، نقش تراکم تولیدی را کامل می‌کند و از تأثیر منفی تراکم بیش از حد بر تحول سبز و ارتقای صنعت تولید جلوگیری می‌کند. پنجم، تقویت مقررات زیست محیطی، برنامه ریزی منطقی و اجرای علمی اقدامات نظارتی، تضمین عمق و وسعت مقررات زیست محیطی و کمک به توسعه اقتصاد دیجیتال برای ترویج تحول سبز و ارتقاء تولید.

مشارکت های نویسنده

مفهوم سازی، QG; روش، QG; نرم افزار، QG و XW. اعتبار سنجی، QG و XW. تجزیه و تحلیل رسمی، QG و XW. تحقیق، XW; منابع، XW; مدیریت داده، XW; نوشتن – آماده سازی پیش نویس اصلی، QG و XW. نوشتن-بررسی و ویرایش، XT; تجسم، XT; نظارت، QG; مدیریت پروژه، QG; تأمین مالی، QG همه نویسندگان نسخه منتشر شده نسخه خطی را خوانده و با آن موافقت کرده اند.

منابع مالی

این تحقیق توسط کمک مالی صندوق ملی علوم اجتماعی به شماره ۱۸BGL173، کمک مالی صندوق علوم اجتماعی استان شانشی به شماره ۲۰۲۰R038، و صندوق نوآوری و قابلیت عملی پروژه فارغ التحصیل دانشگاه شیان شیو با شماره کمک مالی YCS22214288 تامین شد.

بیانیه هیئت بررسی نهادی

قابل اجرا نیست.

بیانیه رضایت آگاهانه

قابل اجرا نیست.

بیانیه در دسترس بودن داده ها

مجموعه داده های در دسترس عموم در این مطالعه مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت. این داده ها را می توان در اینجا یافت: سالنامه آماری چین (۲۰۰۶-۲۰۲۰)، سالنامه های آماری استان های چین (۲۰۰۶-۲۰۲۰)، سالنامه آماری محیط زیست چین، سالنامه آماری انرژی چین، پایگاه داده EPS، و پایگاه داده WIND.

تضاد علاقه

نویسندگان هیچ تضاد منافع را اعلام نمی کنند.

منابع

کیو، Z.-X. ژو، Y.-H. توسعه اقتصاد دیجیتال و بهره‌وری کل عوامل منطقه‌ای – تحلیلی مبتنی بر منطقه آزمایشی جامع داده‌های بزرگ در سطح ملی. جی. فاینان. اقتصاد ۲۰۲۱، ۴۷، ۴-۱۷٫ [Google Scholar]
لی، X.-Y.; روزانه.؛ مو، S.-Q. یان، X.-F. تراکم صنعت خدمات تولیدی و تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید – نقش تعدیل کننده فناوری اطلاعات و ارتباطات. J. دانشگاه جنوب غربی ۲۰۲۲، ۴۸، ۸۳-۹۶٫ [Google Scholar]
Ps، H.; Dh, L. تکامل ساختار پیوندی صنعت ICT و نقش آن در سیستم اقتصادی: مورد کره. Inf. تکنولوژی توسعه دهنده ۲۰۱۹، ۲۵، ۴۲۴-۴۵۴٫ [Google Scholar]
Guo، B.-N.; وانگ، ی. ژانگ، اچ. آیا توسعه اقتصاد دیجیتال کیفیت هوای شهری را بهبود می‌بخشد – یک آزمایش شبه طبیعی بر اساس یک منطقه آزمایشی کلان داده ملی یکپارچه. J. دانشگاه گوانگدونگ. مالی اقتصاد ۲۰۲۲، ۳۷، ۵۸-۷۴٫ [Google Scholar]
لی، ایکس. وی، X.-H. توسعه اقتصاد دیجیتال و بهینه‌سازی عملکرد در صنعت توزیع – شواهدی از یک منطقه آزمایشی جامع داده‌های بزرگ. جی. تکنول. اقتصاد مدیریت ۲۰۲۲، ۲، ۸۵-۸۸٫ [Google Scholar]
Xu، X.-C.; رن، ایکس. چانگ، Z.-H. کلان داده و توسعه سبز چین هند اقتصاد. ۲۰۱۹، ۴، ۵-۲۲٫ [Google Scholar]
واریان، اچ.-ر. معاملات با واسطه رایانه صبح. اقتصاد کشیش ۲۰۱۰، ۱۰۰، ۱-۱۰٫ [Google Scholar] [CrossRef]
هوانگ، Q.-H. یو، ی.-ز. ژانگ، اس.-ال. توسعه اینترنت و بهبود بهره وری تولید: مکانیسم های ذاتی و تجربه چین چین هند اقتصاد. ۲۰۱۹، ۸، ۵-۲۳٫ [Google Scholar]
Laudien، S.-M.; Pesch, R. درک تأثیر دیجیتالی شدن بر طراحی مدل کسب و کار شرکت خدماتی: یک تحلیل کیفی-تجربی. کشیش مناگ. علمی ۲۰۱۹، ۱۳، ۵۷۵-۵۸۷٫ [Google Scholar] [CrossRef]
چن، H.-Z. ژائو، J.-F. مالی دیجیتال، بهینه سازی ساختار صنعتی و توسعه اقتصادی با کیفیت بالا. J. جنوب غربی مینزو دانشگاه. ۲۰۲۲، ۴۳، ۹۴-۱۰۸٫ [Google Scholar]
Vial, G. Understanding Digital Transformation: A Review and a Research Agenda. جی. استراتژی. Inf. سیستم ۲۰۱۹، ۲۸، ۱۱۸-۱۴۴٫ [Google Scholar] [CrossRef]
Acemoglu، D. Restrepo، P. مسابقه بین انسان و ماشین: پیامدهای فناوری برای رشد، سهم عوامل و اشتغال. صبح. اقتصاد کشیش ۲۰۱۸، ۱۰۸، ۱۴۸۸-۱۵۴۲٫ [Google Scholar] [CrossRef]
چو، Y.-C. چوانگ، H.-C. Shao, B. تاثیرات فناوری اطلاعات بر بهره وری کل عوامل: نگاهی به جنبه های خارجی و نوآوری ها. بین المللی J. Prod. اقتصاد ۲۰۱۴، ۱۵۸، ۲۹۰-۲۹۹٫ [Google Scholar] [CrossRef]
Stiroh، K. فناوری اطلاعات و احیای بهره وری ایالات متحده: داده های صنعت چه می گویند؟ صبح. اقتصاد کشیش ۲۰۰۲، ۹۲، ۱۵۵۹-۱۵۷۶٫ [Google Scholar] [CrossRef]
Autio، E. بین المللی شدن کارآفرینی استراتژیک: یک چارچوب هنجاری. استراتژی انبار جی. ۲۰۱۷، ۱۱، ۲۱۱-۲۲۷٫ [Google Scholar] [CrossRef]
بائو، ی.-د. لی، Y.-S. دنگ، Y.-Y. تأثیر سرمایه گذاری نوآوری بر تحول و ارتقای صنعت تولید – یک مطالعه تجربی بر اساس داده های پانل استانی در چین. قبیله فوجیان ۲۰۲۱، ۴، ۷۶-۹۱٫ [Google Scholar]
Xia, L. آیا ادغام صنعتی تحول و ارتقاء صنعت تولید را ترویج می کند؟ – بر اساس دیدگاه ادغام تولید پیشرفته و صنعت خدمات مدرن. J. Harbin Univ. بازرگانی ۲۰۲۱، ۵، ۶۸-۸۵٫ [Google Scholar]
Xu، D.-L. ژانگ، X.-G. مطالعه بر روی اثر رفاه سبز سرویس دهی به صنعت تولید در چین – بر اساس دیدگاه دوگانه بهبود آلودگی و TFP محیطی. دانشگاه جی چین Geosci. 2021، ۲۱، ۵۶-۷۲٫ [Google Scholar]
ژانگ، اف. شی، ز.-ک. Wu, G. تأثیر اقتصاد دیجیتال و مقررات زیست محیطی بر بهره وری کل عوامل سبز. Nanjing J. Soc. علمی ۲۰۲۲، ۶، ۱۲–۲۰+۲۹٫ [Google Scholar]
جی، K.-X. لیو، X.-T. Xu, J. اقتصاد دیجیتال و توسعه پایدار صنعت تولید چین: از دیدگاه عملکرد صنعت و توسعه سبز. پایداری ۲۰۲۳، ۱۵، ۵۱۲۱٫ [Google Scholar] [CrossRef]
وانگ، ام.-جی. ژانگ، M.-Z. چن، H.-Q. یو، دی.-اچ. چگونه اقتصاد دیجیتال تراکم جغرافیایی صنعت تولید را ارتقا می دهد؟ پایداری ۲۰۲۳، ۱۵، ۱۷۲۷٫ [Google Scholar] [CrossRef]
ژو، R.-R.; تانگ، دی.-سی. دا، دی. چن، W.-Y. کنگ، ال. Boamah, V. تحقیق در مورد صنعت تولید چین در حال حرکت به سمت سطح متوسط و بالا GVC که توسط اقتصاد دیجیتال هدایت می شود. پایداری ۲۰۲۲، ۱۴، ۷۷۱۷٫ [Google Scholar] [CrossRef]
Cai، Y.-Z. گونگ، X.-S. جین، ام. اقتصاد دیجیتال، محیط نوآوری و تحول و ارتقای تولید. حالت. مشخص. ۲۰۲۱، ۳۷، ۲۰-۲۴٫ [Google Scholar]
یو، D.-H. وانگ، ام.-جی. اقتصاد دیجیتال، کارآفرینی و توسعه با کیفیت بالا صنعت تولید. اصلاحات ۲۰۲۲، ۱۷، ۱-۲۱٫ [Google Scholar]
ژو، سی. Yang, J. تحقیق در مورد مکانیسم تحول و ارتقاء صنعت تولید تجهیزات که توسط اطلاعات سازی هدایت می شود. دانشگاه جی. شیان مالی اقتصاد ۲۰۱۹، ۳۲، ۱۲۰-۱۲۷٫ [Google Scholar]
فو، Z.-H. Chen, P. تحقیق در مورد ارزیابی کارایی صنعت خدمات فناوری اطلاعات در ترویج تحول و ارتقاء صنعت تولید کالاهای ورزشی – استان هوبی را به عنوان مثال در نظر بگیرید. J. Tianjin Univ. ورزش ۲۰۲۲، ۳۷، ۲۸۲-۲۸۸٫ [Google Scholar]
جیا، J.-F. ژائو، RN; لیو، W.-P. مطالعه گروه‌بندی تحول و ارتقای شرکت‌های تولیدی دولتی در اقتصاد دیجیتال. Res. توسعه دهنده مدیریت ۲۰۲۲، ۳۴، ۱۳-۲۶٫ [Google Scholar]
شی، دی. لی، اس.-ال. سیستم تجارت آلاینده ها و بهره وری مصرف انرژی – اندازه گیری و شواهد تجربی برای شهرها در سطح استان و بالاتر. چین هند اقتصاد. ۲۰۲۰، ۹، ۵-۲۳٫ [Google Scholar]
لی، Q.-X. Du, K. ارزیابی تأثیر تأثیر ایجاد منطقه آزمایشی جامع داده های بزرگ در سطح ملی بر توسعه اقتصاد دیجیتال منطقه ای. علمی تکنولوژی مدیریت Res. 2021، ۴۱، ۸۱-۸۹٫ [Google Scholar]
ژانگ، اف. آهنگ، X.-N.; دونگ، اچ.-زی. مکانیسم محرک وقف منابع بر تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید – توضیحی بر اساس مدل دوربین فضایی. اقتصاد چین شرقی مدیریت ۲۰۱۹، ۳۳، ۱۱۱-۱۱۹٫ [Google Scholar]
شی، د.-ق. دینگ، اچ. وی، پی. لیو، جی.-جی. آیا ساخت شهر هوشمند می تواند آلودگی زیست محیطی را کاهش دهد؟ چین هند اقتصاد. ۲۰۱۸، ۶، ۱۱۷-۱۳۵٫ [Google Scholar]
اندرسون، دی. پیشرفت فنی و کاهش آلودگی: دیدگاهی اقتصادی از فناوری ها و شیوه های انتخاب شده. محیط زیست توسعه دهنده اقتصاد ۲۰۰۱، ۶، ۲۸۳-۳۱۱٫ [Google Scholar] [CrossRef]
لی، ز.-جی. Che, S.-H.; وانگ، جی. توسعه اقتصاد دیجیتال و تحول و ارتقاء ساختار صنعتی – آزمون ناهمگونی بر اساس ۲۷۵ شهر در چین. J. دانشگاه گوانگدونگ. مالی اقتصاد ۲۰۲۱، ۳۶، ۲۷-۴۰٫ [Google Scholar]
مایکلز، جی. راوخ، اف. ردینگ، اس.-جی. شهرنشینی و تحول ساختاری. QJ Econ. 2012، ۱۲۷، ۵۳۵-۵۸۶٫ [Google Scholar] [CrossRef]
یانگ، دی. ژو، پی. ژو، Y.-Q. تحقیق در مورد مکانیسم نوآوری سبز و مقررات زیست محیطی موثر بر توسعه کیفیت صنعتی – تجزیه و تحلیل بر اساس اثرات نظارتی و آستانه Inq. به اقتصاد. مسائل ۲۰۲۰، ۱۱، ۱۲۱-۱۳۱٫ [Google Scholar]
برگشت، تی. لوین، آر. Levkoy، A. بانک های بد بزرگ؟ برندگان و بازندگان از مقررات زدایی بانک ها در ایالات متحده. جی. فاینان. ۲۰۰۱، ۶، ۲۸۳-۳۱۱٫ [Google Scholar] [CrossRef]
یانگ، ایکس. لی، X.-P. ژونگ، سی.-پی. مطالعه روند تکامل پیشرفت تکنولوژی سوگیری صنعتی و عوامل موثر در چین جی. کوانت. تکنولوژی اقتصاد ۲۰۱۹، ۳۶، ۱۰۱-۱۱۹٫ [Google Scholar]
لیو، دی. وی، J.-F. لی، X.-Y. ناهمگونی سرمایه انسانی، تفاوت های بین نسلی و شهروندی کارگران مهاجر. J. دانشگاه جنوب غربی ۲۰۱۸، ۴۴، ۵۸–۶۸+۱۹۲٫ [Google Scholar]
رن، X.-S. لیو، ی.-جی. ژائو، جی.-اچ. تأثیر تراکم اقتصادی بر شدت انتشار کربن و مکانیسم انتقال مردم چین منبع. تقریبا. ۲۰۲۰، ۳۰، ۹۵-۱۰۶٫ [Google Scholar]
پسران، م.-ح. تخمین و استنتاج در پانل های ناهمگن بزرگ با ساختار خطای چند عاملی. اقتصادسنجی ۲۰۰۶، ۷۴، ۹۶۷–۱۰۱۲٫ [Google Scholar] [CrossRef]
دوو، ی. ژائو، جی. دونگ، X.-C. دونگ، K.-Y. کمی کردن اثرات نابرابری انرژی بر انتشار کربن در چین: تجزیه و تحلیل در سطح خانوار. اقتصاد انرژی ۲۰۲۱، ۱۰۲، ۱۰۵–۵۰۲٫ [Google Scholar] [CrossRef]
وانگ، بی.-بی. مو، Q.-H. کیان، اچ.-ق. الگوهای انتشار و اثرات اجرای نوآوری های سیاست زیست محیطی محلی – شواهد تجربی خرد بر اساس انتشار سیاست های سیستم اصلی رودخانه چین هند اقتصاد. ۲۰۲۰، ۸، ۹۹-۱۱۷٫ [Google Scholar]
لی، پی. لو، ی. وانگ، جی. آیا مسطح کردن دولت عملکرد اقتصادی را بهبود می بخشد؟ شواهدی از چین J. Dev. اقتصاد ۲۰۱۶، ۱۲۳، ۱۸-۳۷٫ [Google Scholar] [CrossRef]
یو، D.-H. Sun، T. مقررات زیست محیطی، حق بیمه مهارت و رقابت بین المللی صنعت تولید. چین هند اقتصاد. ۲۰۱۷، ۵، ۳۵-۵۳٫ [Google Scholar]
وانگ، ی. ژو، جی.-جی. آیا پایلوت شهر هوشمند می تواند رشد اقتصادی را ارتقا دهد؟ – یک آزمون تجربی بر اساس مدل تفاوت مضاعف. اقتصاد چین شرقی مدیریت ۲۰۲۱، ۳۵، ۸۰-۹۱٫ [Google Scholar]

شکل ۱٫
چارچوب تحلیل مکانیسم نظری

شکل ۲٫
تست روند موازی

شکل ۳٫
تست روند رایج

شکل ۴٫
تست پلاسبو

میز ۱٫
آمار توصیفی.

متغیرها	کمترین	بیشترین	مقدار میانگین	انحراف معیار	نمونه ها
$متر g تی f پ$	۰٫۱۷۰	۴٫۹۷۹	۱٫۴۴۲	۰٫۸۵۷	۵۱۰
$D$	۰	۱	۰٫۱۲۰	۰٫۳۲۵	۵۱۰
$ل n پ g د پ$	۸٫۱۹۰	۱۲٫۰۰۸	۱۰٫۳۲۰	۰٫۷۴۵	۵۱۰
$o پ ه n$	۰٫۰۱۳	۱٫۷۱۱	۰٫۳۲۰	۰٫۳۷۶	۵۱۰
$تی o w n$	۲۴٫۷۷۰	۸۹٫۶۰۰	۵۲٫۸۵۱	۱۴٫۲۷۱	۵۱۰
$r د من$	۱٫۷۸۳	۵٫۷۸۱	۴٫۳۵۳	۰٫۶۳۳	۵۱۰
$ساعت ج$	۶٫۱۷۶	۱۳٫۸۲۹	۹٫۴۴۳	۱٫۲۹۳	۵۱۰
$ل n g تی من$	۰	۸٫۸۲۸	۵٫۰۲۷	۱٫۷۵۶	۵۱۰
$من س$	۰٫۱۵۶	۴٫۹۷۹	۱٫۴۰۱	۰٫۵۸۲	۵۱۰
$متر آ g$	۲٫۷۸۷	۴٫۴۷۲	۳٫۸۶۰	۰٫۲۸۲	۵۱۰
$ه r$	۰٫۰۰۵	۰٫۰۸۴	۰٫۰۳۳	۰٫۰۱۹	۵۱۰

جدول ۲٫
آزمون های وابستگی مقطعی.

تست	آمار	پروب
تست بروش-پاگان LM	۱۶۲۰٫۷۹ ***	۰٫۰۰۰۰
سی دی تست را سفارش دهید	۱۲٫۳۵ ***	۰٫۰۰۰۰

توجه: *** نشان می دهد که در آزمون معنی داری در سطح ۱% قبول شده اند.

جدول ۳٫
رگرسیون معیار.

متغیرها	$متر g تی f پ$
متغیرها	(۱)	(۲)	(۳)	(۴)	(۵)	(۶)
$D$	۰٫۴۰۴ ***	۰٫۴۶۲ ***	۰٫۴۳۷ ***	۰٫۴۳۲ ***	۰٫۳۹۹ ***	۰٫۳۶۴ ***
	(۰٫۱۰۵)	(۰٫۰۹۵)	(۰٫۰۸۷)	(۰٫۰۹۰)	(۰٫۰۸۶)	(۰٫۰۸۵)
$ل n پ g د پ$		۰٫۳۷۶ ***	۰٫۴۳۳ ***	۰٫۴۳۳ ***	۰٫۴۲۳ ***	۰٫۳۹۶ ***
		(۰٫۰۵۸)	(۰٫۰۷۶)	(۰٫۰۷۷)	(۰٫۰۷۳)	(۰٫۰۷۰)
$o پ ه n$			۰٫۰۰۹-	۰٫۰۱۲-	۰٫۰۰۳	۰٫۰۱۷
			(۰٫۰۰۸)	(۰٫۰۰۸)	(۰٫۰۱۱)	(۰٫۰۱۳)
$تی o w n$				۰٫۰۰۱	۰٫۰۰۱	۰٫۰۰۲
				(۰٫۰۰۲)	(۰٫۰۰۱)	(۰٫۰۰۱)
$r د من$					۰٫۴۹۶-	۰٫۴۴۸-
					(۰٫۲۳۹)	(۰٫۲۳۵)
$ساعت ج$						۰٫۵۴۱-
						(۰٫۲۸۸)
$ج o n س تی آ n تی$	۱٫۳۹۴ ***	−۲٫۱۶۵ ***	−۲٫۲۰۵ ***	−۲٫۱۵۶ ***	۲٫۲۳۰	۱٫۴۴۵
	(۰٫۰۱۶)	(۰٫۵۴۳)	(۰٫۶۲۱)	(۰٫۶۶۱)	(۲٫۱۷۷)	(۲٫۲۰۵)
$پ r o v من n ج ه ه f f ه ج تی$	√	√	√	√	√	√
$y ه آ r ه f f ه ج تی$	√	√	√	√	√	√
$ن$	۵۱۰	۵۱۰	۵۱۰	۵۱۰	۵۱۰	۵۱۰
${آر}^{۲}$	۰٫۸۲۵	۰٫۸۴۸	۰٫۸۴۹	۰٫۸۵۰	۰٫۸۵۷	۰٫۸۵۹

توجه: *** نشان می دهد که در آزمون معنی داری در سطح ۱% قبول شده اند.

جدول ۴٫
تست های استحکام

متغیرها	تست PSM-DID		تغییر تنظیمات مدل		جایگزینی متغیر توضیحی
متغیرها	$(۱) متر g تی f پ$	$(۲) متر g تی f پ$	$(۳) متر g تی f پ$	$(۴) متر g تی f پ$	$(۵) ل n متر آ من$	$(۶) ل n متر آ من$
$D$	۰٫۲۸۱ ***	۰٫۳۰۳ ***	۰٫۴۱۳ ***	۰٫۳۷۷ ***	۰٫۲۱۳ ***	۰٫۲۰۶ ***
	(۰٫۰۹۸)	(۰٫۰۹۶)	(۰٫۱۰۷)	(۰٫۰۸۷)	(۰٫۰۶۸)	(۰٫۰۶۱)
$سی o n تی r o ل v آ r من آ ب ل ه س$	✕	√	✕	√	✕	√
$پ r o v من n ج ه ه f f ه ج تی$	√	√	√	√	√	√
$y ه آ r ه f f ه ج تی$	√	√	√	√	√	√
$ج o n س تی آ n تی$	۱٫۳۵۰ ***	−۲٫۳۷۳	۱٫۳۹۴ ***	۱٫۳۵۳	۱٫۳۷۶ ***	۲٫۷۴۳
	(۰٫۰۱۵)	(۲٫۵۳۲)	(۰٫۰۱۶)	(۲٫۲۱۶)	(۰٫۰۱۴)	(۲٫۷۶۱)
$ن$	۴۲۰	۴۲۰	۵۱۰	۵۱۰	۵۱۰	۵۱۰
${آر}^{۲}$	۰٫۸۸۰	۰٫۸۹۶	۰٫۸۲۵	۰٫۸۶۰	۰٫۸۰۱	۰٫۸۰۸

توجه: *** نشان می دهد که در آزمون معنی داری در سطح ۱% قبول شده اند.

جدول ۵٫
تست های ناهمگونی

متغیرها	$متر g تی f پ$
متغیرها	(۱) مناطق توسعه یافته	(۲) مناطق کمتر توسعه یافته	(۳) مناطق با سطح توسعه شبکه بالا	(۴) مناطق با سطح توسعه شبکه پایین
$D$	۰٫۱۳۰	۰٫۳۰۲ **	۰٫۲۰۶ **	۰٫۲۰۱
	(۰٫۱۲۳)	(۰٫۱۳۲)	(۰٫۰۱۰)	(۰٫۱۵۵)
$سی o n تی r o ل v آ r من آ ب ل ه س$	√	√	√	√
$پ r o v من n ج ه ه f f ه ج تی$	√	√	√	√
$y ه آ r ه f f ه ج تی$	√	√	√	√
$ج o n س تی آ n تی$	۲٫۳۹۱	−۱٫۱۳۳	۱٫۹۳۹	−۳٫۹۸۷ *
	(۲٫۵۱۸)	(۲٫۸۷۰)	(۲٫۳۰۳)	(۲٫۲۷۱)
$ن$	۲۸۹	۲۲۱	۳۴۰	۱۷۰
${آر}^{۲}$	۰٫۸۵۹	۰٫۸۹۵	۰٫۸۶۱	۰٫۹۱۶

توجه: * و * نشان می دهد که در آزمون معناداری در سطح ۵% و ۱۰% قبول شده اند.

جدول ۶٫
آزمون مکانیزم نفوذ.

متغیرها	اثر نوآوری تکنولوژیکی		اثر ساختار صنعتی		اثر تراکم صنعتی
متغیرها	$(۱) ل n g تی من$	$(۲) متر g تی f پ$	$(۳) من س$	$(۴) متر g تی f پ$	$(۵) متر g تی f پ$
$D$	۰٫۱۲۶ **	۰٫۲۵۲ ***	۰٫۰۳۰ **	۰٫۱۷۱ ***	۰٫۲۲۰ ***
	(۰٫۰۵۴۷)	(۰٫۰۸۰)	(۰٫۰۱۲)	(۰٫۰۵۶)	(۰٫۰۵۹)
$ل n g تی من$		۰٫۵۵۴ ***
		(۰٫۰۹۰)
$من س$				۰٫۷۸۹ ***
				(۰٫۲۲۴)
$متر آ g$					۰٫۱۵۲ **
					(۰٫۰۶۵)
$D \times متر آ g$					−۰٫۰۵۹ **
					(۰٫۰۲۶)
$سی o n تی r o ل v آ r من آ ب ل ه س$	√	√	√	√	√
$پ r o v من n ج ه ه f f ه ج تی$	√	√	√	√	√
$y ه آ r ه f f ه ج تی$	√	√	√	√	√
$ج o n س تی آ n تی$	۳٫۵۶۴ ***	۰٫۳۲۲-	−۳٫۷۵۵ ***	۰٫۰۳۴-	−۳٫۵۰۸ **
	(۰٫۶۴۹)	(۱٫۱۰۷)	(۰٫۳۲۲)	(۱٫۵۴۶)	(۱٫۵۸۷)
$ن$	۵۱۰	۵۱۰	۵۱۰	۵۱۰	۵۱۰
${آر}^{۲}$	۰٫۹۶۴	۰٫۸۸۶	۰٫۹۹۹	۰٫۸۸۱	۰٫۸۷۸

توجه: ***، ** نشان می دهد که آنها آزمون معنی داری را در سطح ۱٪، ۵٪ گذرانده اند.

جدول ۷٫
آزمون اهمیت اثر آستانه.

$ه r$	آستانه	مقدار F	پ ارزش	بوت استرپ	۱% ارزش آستانه	۵% ارزش آستانه	۱۰٪ ارزش آستانه
تنها	۰٫۰۰۷۴ *	۲۴٫۷۲	۰٫۰۹۶۷	۳۰۰	۳۸٫۵۲۳۵	۲۹٫۵۸۵۷	۲۴٫۴۱۷۶
دو برابر	۰٫۰۰۷۸	۵٫۲۴	۰٫۷۹۳۳	۳۰۰	۳۸٫۸۰۴۸	۳۰٫۵۵۸۸	۲۲٫۳۲۰۶
سه گانه	۰٫۰۵۶۰	۴٫۷۸	۰٫۷۵۶۷	۳۰۰	۳۱٫۶۷۵۱	۲۳٫۱۹۵۰	۱۸٫۴۶۸۱

توجه: * نشان می دهد که آنها آزمون معنی داری را در سطح ۱۰٪ گذرانده اند.

جدول ۸٫
رگرسیون اثر آستانه.

متغیرها	اثر مقررات زیست محیطی
متغیرها	$(۱) متر g تی f پ$	$(۲) متر g تی f پ$
$D$	۰٫۰۵۰	۰٫۱۶۹ ***
	(۰٫۳۴۴)	(۰٫۰۵۸)
$ه r \leq ۰٫۰۰۷۴$	۰٫۱۸۰-
	(۰٫۱۳۳)
$ه r > ۰٫۰۰۷۴$		۰٫۷۸۴ **
		(۰٫۰۹۷)
$سی o n تی r o ل v آ r من آ ب ل ه س$	√	√
$پ r o v من n ج ه ه f f ه ج تی$	√	√
$y ه آ r ه f f ه ج تی$	√	√
$ج o n س تی آ n تی$	۶٫۹۷۹	−۳٫۳۰۰ **
	(۴٫۸۷۶)	(۱٫۵۷۹)
$ن$	۴۹	۴۶۱
${آر}^{۲}$	۰٫۹۰۴	۰٫۸۸۷

توجه: ***، ** نشان می دهد که آنها آزمون معنی داری را در سطح ۱٪، ۵٪ گذرانده اند.

سلب مسئولیت/یادداشت ناشر: اظهارات، نظرات و داده های موجود در همه نشریات صرفاً متعلق به نویسنده (ها) و مشارکت کننده (ها) است و نه MDPI و/یا ویرایشگر(ها). MDPI و/یا ویراستار(های) مسئولیت هرگونه آسیب به افراد یا دارایی ناشی از هر ایده، روش، دستورالعمل یا محصولات اشاره شده در محتوا را رد می کنند.

© ۲۰۲۳ توسط نویسندگان. دارنده مجوز MDPI، بازل، سوئیس. این مقاله یک مقاله با دسترسی آزاد است که تحت شرایط و ضوابط مجوز Creative Commons Attribution (CC BY) توزیع شده است (https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/).

به اشتراک بگذارید و استناد کنید

MDPI و ACS Style

گونگ، کیو. وانگ، ایکس. تانگ، ایکس. چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می‌تواند تحول سبز و ارتقای صنعت تولید را تقویت کند؟ – یک آزمایش شبه طبیعی بر اساس منطقه آزمایشی جامع داده‌های بزرگ ملی در چین. پایداری ۲۰۲۳، ۱۵، ۸۵۷۷٫ https://doi.org/10.3390/su15118577

سبک AMA

گونگ کیو، وانگ ایکس، تانگ ایکس. چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می‌تواند تحول سبز و ارتقای صنعت تولید را تقویت کند؟ – یک آزمایش شبه طبیعی بر اساس منطقه آزمایشی جامع داده‌های بزرگ ملی در چین. پایداری. ۲۰۲۳; ۱۵(۱۱):۸۵۷۷٫ https://doi.org/10.3390/su15118577

شیکاگو/سبک تورابین

گونگ، کیان‌شنگ، شیانگیو وانگ و شی تانگ. ۲۰۲۳٫ “چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تقویت کند؟ – یک آزمایش شبه طبیعی بر اساس منطقه آزمایشی جامع داده های بزرگ ملی در چین” پایداری ۱۵، نه ۱۱: ۸۵۷۷٫ https://doi.org/10.3390/su15118577

توجه داشته باشید که از اولین شماره سال ۲۰۱۶ این مجله به جای شماره صفحات از شماره مقاله استفاده می کند. جزئیات بیشتر را ببینید اینجا.

معیارهای مقاله

منابع:
۱- shahrsaz.ir , پایداری، جلد. ۱۵، صفحات ۸۵۷۷: چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تقویت کند؟
,۱۶۸۵۰۶۹۷۰۴
۲- https://www.mdpi.com/2071-1050/15/11/8577 | 2023-05-25 04:30:00

پایان نامه پایداری، جلد. ۱۵، صفحات ۸۵۷۷: چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تقویت کند؟

چگونه توسعه اقتصاد دیجیتال می تواند تحول سبز و ارتقاء صنعت تولید را تقویت کند؟ – یک آزمایش شبه طبیعی بر اساس منطقه آزمایشی جامع کلان داده ملی در چین

خلاصه

۱٫ معرفی

۲٫ بررسی ادبیات

۳٫ مکانیسم نظری و فرضیه تحقیق

۳٫۱٫ اثر مستقیم

۳٫۲٫ اثرات غیر مستقیم

۴٫ طراحی مطالعه

۴٫۱٫ ساخت مدل

۴٫۲٫ توضیحات داده ها

۴٫۳٫ تنظیم متغیر

۵٫ تحلیل تجربی

۵٫۱٫ رگرسیون معیار

۵٫۲٫ تست های استحکام

۵٫۳٫ تست های ناهمگنی

۵٫۴٫ آزمایش مکانیسم نفوذ

۵٫۵٫ تست اثر آستانه

۶٫ نتیجه گیری و پیشنهادات

مشارکت های نویسنده

منابع مالی

بیانیه هیئت بررسی نهادی

بیانیه رضایت آگاهانه

بیانیه در دسترس بودن داده ها

تضاد علاقه

منابع

به اشتراک بگذارید و استناد کنید

معیارهای مقاله

آمار دسترسی به مقاله

لغو پاسخ