引言

党的二十大报告提出，“以中国式现代化全面推进中华民族伟大复兴”。中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化。全面建设社会主义现代化国家，最艰巨最繁重的任务仍然在乡村。乡村振兴在未来较长时间内仍是全党全国工作的重中之重。生态振兴作为乡村振兴的主要内容、重要基础和有力抓手，加快推进乡村生态振兴不仅能够顺应人们对美好生活的期待，也是新时期解决乡村内部以及城乡之间人与自然关系不平衡矛盾的重大举措。近年来，在“美丽中国”“美丽乡村”“和美乡村”建设推进下，乡村生态振兴取得明显成效，但仍有相当部分乡村存在生态破坏、资源浪费、环境污染和村庄衰减等问题，成为实施乡村建设行动、全面推进乡村振兴的掣肘。

面对错综复杂的乡村生态问题，传统的治理手段、管理方式或财力物力投入已难以应对。随着数字中国建设的推进，中国已进入以大数据、物联网、区块链、人工智能等数字技术为标志的信息化发展新阶段，各行业的数据资源采集、应用能力不断提升，数据积累日益丰富。根据《中国数字经济发展研究报告（2023年）》，2022年，我国数字经济规模达到50.2万亿元，数字经济占国内生产总值（GDP）比重相当于第二产业占国民经济的比重，达到41.5%。全“数”前进的中国，正用一系列数字汇聚经济发展的巨大动能，成为推动经济增长、完善社会治理、提升政府服务和监管能力等方面的核心引擎和构建新发展格局的重要力量，数字经济赋能生态环境监控、治理和续航的信息化、现代化也同样面临着前所未有的发展机遇。如何将数字动能与乡村生态振兴、生产和生活环境深度融合，推进生态资源保护利用合理化、生产科学化和治理可视化、生活智能化和服务便捷化，打造智慧决策的“生态大脑”，以提高乡村生态演进韧性，将成为破题实现“乡村振兴”与“生态文明”双重实践的关键选择。

1 文献综述

国外有关乡村生态振兴的研究兴起于霍华德田园城市出现的19世纪末20世纪初，随着人们对自然美景和田园风光的日渐向往，乡村成为迁徙的目的地^[1]，而后研究聚焦于乡村建设与乡村生态的关系。Guido^[2]研究了乡村的功能与价值，认为要依托生态环境优势进行产业布局。实践上，美洲、大洋洲和西欧部分国家提倡发展乡村旅游，日本推行“一村一品”和“六次产业化”^[3]，韩国的“新村运动”，德国的土地整理、村庄革新^[4]，英国的乡村田园景观、乡村公园、低碳乡村建设^{[5, 6]}，均在重建乡村、修复乡村生态方面发挥了重要作用。从数字经济解析乡村生态问题，常见于数字经济对农业生态环境的影响研究。数字科技可以优化生产运行流程，改善资源配置结构，提高生产率、促进碳减排^[7]，其扩散所诱致的产权制度变革与创新能通过激励约束机制减少制造费用，降低生产负外部性^[8]。大数据、无人机、人工智能、物联网等数字技术会带来农业生产系统、价值链和食品系统的变革^{[9, 10]}。

国内乡村生态振兴研究常见于对乡村环境治理问题、成因、困境与路径等问题的探讨^[11-13]，或见于乡村建设与乡村振兴的文献里^[14-16]。数字经济赋能乡村生态振兴则见于大数据、数字技术对农业农村生态环境的影响研究。大数据技术能提高资源整合、科学决策和环境监管能力^[17]，从技术、组织治理、政策网络推进与治理绩效评价等维度，助推乡村生态智慧化环保、资源数字化管理和产业绿色化生产^[18-20]，利于提高农产品绿色科技含量、创新农业盈利增长点、降低营销风险^[21]，易于推广绿水青山的旅游价值^[22]；并通过构建集多主体参与、多目标协同于一体的环境信息管理平台，以推进治理主体的现代化与治理政策的有效化^{[23, 24]}。另外，数字赋能乡村生态振兴、生态环境保护存在信息基础设施薄弱、信息化人才短缺、监管能力低下、数据缺乏共享机制、配套法律法规不健全等问题^{[25, 26]}，需加快农村信息化基础设施建设，加大宣传力度，引进和培育信息化人才^[27]，建立多维网络化的治理机制、治理项目、治理结构与补偿机制，构建基于大数据统一的生态治理技术、数据采集与数据共享平台。

综上，已有研究为本研究提供了重要借鉴，但当前数字经济赋能乡村生态振兴的研究多见于总结归纳与延伸解读，尚未深入揭示赋能的内在理论逻辑或作用机制，赋能效应的实证研究更为鲜见，也未考虑其存在的区域特征。因此，本文相对于现有文献而言，主要的创新之处体现在：系统梳理数字经济对乡村生态振兴赋能的直接机制与中介机制，剖析赋能效应可能存在的区域异质性。本研究不仅有利于推动乡村生态可持续演进、推进数字乡村和数字中国建设，而且也能为各级党委政府做好数字经济化解乡村生态环境的地区差距、推进城乡生态环境一体化发展提供智力支持和决策依据。

2 理论机制与研究假说 2.1 数字经济对乡村生态振兴的直接影响

数字经济通过推动乡村生态、生产和生活“三生”空间的数字化转型发展赋能乡村生态振兴。

第一，数字经济能够助力乡村生态资源数字化智能化保护、利用和管理，涵养高品质生态本底。物联网、大数据、人工智能等数字技术，能够对乡村土壤、森林、空气、水等环境要素进行数字化采集、存储和分析，推动这些生态资源的生态保护与修复，并通过贯穿生态补偿、生态产权界定、价值核算、产品增值、市场交易等全生命周期环节，提升生态产品供给和需求的适配性，促进生态产品价值实现^[28]，加快乡村生态资源价值释放。

第二，数字技术嵌入能为农业与乡村新业态绿色发展提供动力，有利于打造绿色集约的生产空间。一是数字经济能够助推农业“绿上生绿”。大数据、物联网、人工智能等新技术、新手段的应用能够有效促进农业生产、经营、管理、服务数字化，推动智慧农业发展。同时，有助于对传统农业进行全方位、全角度、全链条的数字化改造，随时跟踪农业施肥、施药等方面的详细数据，实现远程调控管理，保障农产品质量，实现农业的生态化转型。二是数字经济拓展了乡村产业发展新空间，推动了智慧农业、家庭农场、休闲观光、健康养生、体验经济、农村电商等产业的爆发式增长，通过兼顾生产事业的活动性与生态环境的相容性^[29]，助力乡村打造低碳绿色的产业体系。

第三，数字经济通过数字乡村建设、数字化治理为实现乡村绿色低碳生活提供保障。数字经济能够为农村生活环境基础设施建设注入“智慧因子”，构建集生活污水、生活垃圾、生活能源等处置设施和监测监管能力于一体的数字化环境基础设施体系，推动村容村貌维护的自动化与智能化水平。通过借助数字技术的宣传和激励优势，以数字平台的打造引导农村居民形成绿色低碳的消费方式。将数字建设融入乡村生活实际场景，以绿色公共服务体系构建为核心，为广大农民提供在教育、医疗、养老、交通等方面的智慧化服务，以农民的数字化生活水平提升推进农民生活方式的生态化转型。

据此，本文提出研究假说1：数字经济可以直接促进乡村生态振兴。

2.2 数字经济对乡村生态振兴的中介影响机制 2.2.1 农村经济增长效应

数字经济是推动乡村产业兴旺、实现农村经济增长的重要手段。数字经济以数字为核心的新型要素作用于农业生产的各个环节，当前，以数字技术应用为标志的立体农业、智慧农场、无人农场等生产方式大量出现，从种到收，极大提升了土地产出效率和劳动生产效率。而且还能以延伸农业产业链条、拓展农业功能，拓展乡村产业发展的边界，通过促进“订单农业”“定制农业”、乡村观光休闲和文化产业、农村电商等产业发展，让分散的农户深度融入供应链、直连城乡新消费市场，对于有效引导农户充分就业、分享乡村产业数字化成果，推动农村经济增长具有重要价值。而农村经济实力的增强又进一步扩大了改善乡村环境的能力，通过技术效应与结构效应为乡村生态振兴提供物质支持。

2.2.2 绿色科技创新效应

数字经济凭借高渗透性、密集知识创造和广泛赋能作用，能够重塑经济结构并改变创新范式。通过加强创新主体间的资源交互，打破时空壁垒，拓宽信息传播的渠道和范围，通过衔接企业生产、经营等各个环节，实现资源优化配置影响企业绿色科技创新。而绿色科技创新兼顾了技术进步和环境保护的双重效益，有利于乡村企业提升资源转化率和产业附加值，减少污染排放和能源消耗，促使生产要素向低污染、低排放、高生产率部门流动，挤压高污染高排放企业的生存空间，倒逼高污染企业绿色创新。特别是随着作为城市居民付费的市场行为的乡村旅游等产业的发展，越能强化政府、企业和村民对资源和环境的保护意识，驱使企业自觉形成改善与维护乡村生态环境的内在动力，以绿色科技创新助推乡村生态振兴。

2.2.3 环境规制效应

数字经济有利于创新乡村生态环境监管及执法模式，引导企业防污治污技术的创新和应用，缓解企业融资约束，降低环境规制过程中的企业遵循成本，强化正式规制工具的绿色行为激励作用。另外，数字经济也能够通过环保宣传、公众环境监督渠道和企业宣传的数字化平台打造影响公众参与型规制的绿色行为激励，拓宽社会各主体参与乡村环境治理的渠道，有效提升乡村环境治理能力和环境规制效果，助力乡村生态振兴。

据此，本文提出研究假说2：数字经济能够通过绿色科技创新、农村经济增长、环境规制的中介效应促进乡村生态振兴。

3 模型设定、变量选取与数据来源 3.1 模型设定

为检验数字经济是否驱动了乡村生态振兴，构建如下基准回归模型：

(1)

其中，Ruer_{i, t}为被解释变量，表示i省（区、市）t时期的乡村生态振兴水平；Dige_{i, t}为核心解释变量，表示i省（区、市）t时期的数字经济发展水平；Control_{i, t}表示可能影响被解释变量乡村生态振兴（Ruer_{i, t}）的一系列控制变量；ϑ_t表示时间固定效应；ε_{i, t}为随机误差项。

除了（1）式所体现的总效应外，数字经济还可能通过农村经济增长、绿色科技创新、环境规制的中介作用对乡村生态振兴产生间接影响。因此，构建如下中介效应模型以检验它们的影响机制：

(2)

(3)

在式（2）和式（3）中，M_{i, t}为中介变量，根据前文的理论分析，主要包括农村经济发展水平（InRge）、绿色科技创新水平（InGren）、环境规制（EnRe）。式（2）代表数字经济（Dige）对中介变量（M）的检验，式（3）代表数字经济（Dige）和中介变量（M）对乡村生态振兴（Ruer）的检验，具体判别方法采用因果逐步回归分析法。

3.2 变量选取

被解释变量：乡村生态振兴（Ruer）。乡村生态振兴是指通过改善农村生态、生产、生活环境，促进乡村生态文明建设，实现乡村可持续发展，包括生态本底品质化、生产绿色低碳化、生活绿色宜居化。生态本底品质化是指通过加强生态保护、修复和改善自然生态环境及生态系统，提高土地、水资源、大气环境等自然环境的品质，实现生态系统的健康和稳定发展。生产绿色低碳化是指通过推广环保型农业、发展绿色产业和循环经济等方式，促进乡村经济的转型升级，实现生产过程的绿色低碳化。生活绿色宜居化是指通过改善农村生活环境和基础设施建设，提高农民的生活质量和幸福感。在参考已有研究^[30-32]基础上，从生态本底品质化、生产绿色低碳化、生活绿色宜居化三个方面构建乡村生态振兴评价指标体系，见表 1。采用熵值法定量测度得到乡村生态振兴水平。

核心解释变量：数字经济（Dige）。数字经济是以数字化信息为关键资源，以互联网平台为主要信息载体，以大数据、云计算等新一代数字技术创新驱动为牵引，通过与经济社会深度融合，不断提高经济社会的数字化、网络化、智能化水平，加速重构经济发展与治理模式的新型经济形态。包括数字基础设施建设、数字产业化及产业数字化。数字基础设施是确保数字经济产业运行与发展的基础，是数字化转型的重要支撑；数字产业化与产业数字化是数字经济发展的先导力量。数字产业化是利用数字技术产品以及服务形成新兴的产业，通过产生新的商业模式而拥有较强的成长力和与利润创造力，推动知识密集型产业的发展，实现产业结构优化升级。产业数字化是将传统产业通过运用信息化技术进行数字化转型，重新塑造传统的生产组织模式，推进各种要素的配置效率与生产效率。因此，在参考已有研究^[33-35]基础上，从数字基础设施、数字产业化、产业数字化三个方面来建立数字经济评价指标体系，如表 2所示。采用熵值法定量测度得到数字经济发展水平。

中介变量。中介变量包括：①绿色科技创新（InGren）：采用绿色专利数量，即发明专利和实用新型专利授权量之和来衡量。②环境规制（InEnRe）：采用废水治理投资额和废气治理投资额的加权平均值来衡量。③农村经济增长（InRueg）：采用农村人均可支配收入来衡量。

控制变量。控制变量包括：①城镇化水平（Urbl）：采用城镇人口占总人口的比重来衡量。②城乡二元结构（Urbr）：采用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入^①的比值来衡量。③乡村人口密度（InDepp）：采用各地区单位面积土地上的乡村人口数量来衡量。④财政支农水平（Fins）：采用农林水支出占地方一般公共预算支出的比重来衡量。⑤农村金融发展水平（Rufi）：采用涉农贷款余额占农林牧渔业总产值的比重来衡量。

① 农村人均可支配收入的统计口径2010—2020年发生变化，其中2010—2012年为农村人均纯收入，2013—2020年为农村人均可支配收入，由于二者差距不大，2010—2012年农村人均可支配收入指标数据由农村人均纯收入代替。

3.3 数据来源及说明

本文研究涉及2010—2020年我国（港澳台、西藏地区除外）的30个省份数据，原始数据来源于《中国农村统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国城乡统计年鉴》《中国第三产业统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》，国家统计局及各省（区、市）统计年鉴、中国农村金融报告、生态环境部统计数据、中金数据，部分缺失数据采用移动平均法、线性插值法补齐，表 3为各变量的描述性统计分析。

4 实证检验与结果分析 4.1 基准回归分析

实证回归之前，首先对解释变量和控制变量进行多重共线性检验，结果发现解释变量和控制变量的方差膨胀因子（VIF）数值最大为3.41，模型整体的VIF数值为1.98，均明显小于10，说明本文选取的解释变量和控制变量之间不存在多重共线性问题。接着进行基准回归分析，模型1为数字经济对乡村生态振兴的回归结果，模型2至模型6是在此基础上逐步加入其他对乡村生态振兴产生影响的控制变量时的回归结果，见表 4所示。

根据 表 4，在未加入控制变量的模型（1）中，数字经济（Dige）的系数为0.067 3且在5% 的水平上显著为正，说明数字经济的发展对乡村生态振兴有促进作用。在模型（2）~（6）中逐步加入城镇化水平、城乡二元结构、人口密度、财政支农水平、农村金融发展水平等控制变量的过程中，数字经济的回归系数依然显著为正且不断增加，具有明显的“绿色效应”，表明数字经济的确能够有效促进乡村生态振兴，从而验证了假说1。在生态层面上，近年来，数字经济为生态产品价值转化提供强大引擎，激活了“沉睡”的生态资源，引导要素向生态产品价值重塑与创造过程流动，促进了生态产品溢价。如浙江丽水立足山清水秀的自然本底，通过开展生态系统生产总值核算，完善生态产品价值核算机制，让生态有了可以量化的经济价值，打造出了高质量绿色发展的“丽水模式”。在生产层面上，数字经济通过推动新一代数字技术在农业生产、经营、管理与服务各环节深度融合应用，推动农业绿色发展。例如，数字技术不仅能运用农业生产环境的实时监测，而且还通过对农药废弃包装进行可视化处理，创新农业有机废弃物资源模块化、数字化、肥料化利用模式，提高了农业废弃物的资源化利用水平。在生活层面上，以数字经济为代表的现代生活方式，不断赋能乡村生活，通过在生活垃圾污水处理、清洁能源建设、家居安防等方面进行智能化改造，为乡村居民生活带来了更多的便利和舒适，推动了乡村生活空间的生态化转型。

从控制变量方面来看，城镇化水平的回归系数均在1% 的水平上显著为负，可能在于城镇化造成大量农村劳动力转向城市，容易导致农村土地撂荒、弃耕和粗放经营，使得农村趋向边缘化，农村生态环境资源不断被消耗。城乡二元结构的回归系数均在1% 的水平上显著为负，这主要在于“城市中心主义”的环保理念和模式、农村在权力层面的弱势地位等因素的影响，造成农村环境保护意识、农村环境基础设施建设、农村环境保护体制建设、农村环境保护法制建设等方面都较滞后。乡村人口密度的回归系数均在1% 的水平上显著为正，这可能在于乡村人口密度的增强在一定程度上也能够带来更便捷的生活、更高的劳动生产率与农户收入，为形成环保的生产生活提供物质基础。财政支农水平的回归系数均在1% 的水平上显著为负，这可能在于多数地区还未建立健全以绿色生态为导向、促进乡村生态资源合理利用与生产生活环境保护的财政支农政策体系和激励约束机制，在财政支农政策的精准性、指向性和实效性上不足致使。农村金融发展水平的回归系数为正但并不显著，这可能由于近年来，我国农村金融已经初步形成了层次多、覆盖广，兼具竞争性与包容性的普惠金融供给体系，为乡村环境治理带来了资金支持；但由于乡村数字金融生态环境氛围不足、乡村信用环境不发育、金融法规不健全使农村金融发展促进乡村生态振兴的效用难以充分发挥。

4.2 分维度检验结果

为了进一步探讨数字经济对乡村生态振兴各个维度的具体影响，分别将生态本底品质化、生产绿色低碳化、生活绿色宜居化这三个维度指数作为被解释变量进行基准回归，结果如表 5所示。可以看出，数字经济的估计系数均在1% 的水平上显著为正，说明数字经济发展能显著促进乡村生态本底品质化、生产绿色低碳化和生活绿色宜居化，从而推动乡村生态振兴，再次验证了前文的假说1。同时，进一步比较分析可以发现，数字经济对乡村生活绿色宜居化的影响最大为0.2701，对乡村生产绿色低碳化的影响次之为0.2351，对乡村生态本底品质化的影响最小为0.1998，说明数字经济主要是通过推动乡村生活绿色宜居化作用于乡村生态振兴。

4.3 中介效应分析

在前文理论机制分析基础上，分别构建以农村经济增长、绿色科技创新、环境规制为中介变量的中介效应模型进行检验分析，表 6为中介效应回归结果。

根据表 6，模型（1）和模型（2）是用来检验农村经济增长这一传导机制是否存在，从模型（1）可以看出数字经济显著正向影响农村经济增长，影响的回归系数为0.3605在1% 的水平上显著。从模型（2）可以看出数字经济和农村经济增长都显著正向影响乡村生态振兴，其回归系数分别为0.1327、0.3160且均在1% 的水平上显著，结合中介效应判断方法可知，农村经济增长作为中介变量的传导路径存在，并且在数字经济推动乡村生态振兴的过程中产生了部分中介效应，计算可知，农村经济增长的中介效应为0.1139，说明农村经济增长作为中介变量时，其中介效应占数字经济对乡村生态振兴总效应的46%。同理可知模型（3）和模型（4）、模型（5）和模型（6）分别是用来检验绿色科技创新、环境规制传导机制的存在性。从模型（3）~ 模型（6）可以看出数字经济均在1% 的水平上显著正向影响绿色科技创新、乡村生态振兴、环境规制、乡村生态振兴，回归系数依次为4.3396、0.1082、2.4540、0.2230，绿色科技创新和环境规制分别在1%、10% 的水平上显著正向影响乡村生态振兴，回归系数分别为0.0319、0.0095。同时结合上文的分析方法可知，绿色科技创新、环境规制作为中介变量的传导路径存在，并均在数字经济推动乡村生态振兴的过程中产生了部分中介效应，计算可知绿色科技创新、环境规制的中介效应分别为0.1384、0.0236，说明绿色科技创新、环境规制作为中介变量时，其中介效应分别占数字经济对乡村生态振兴总效应的56%、9.6%。

通过对比上述三种中介效应的大小，可以发现其中介变量的效应发挥存在异质性，其中绿色科技创新效应最大为0.1384；农村经济增长效应次之为0.1139；环境规制效应最小为0.0236，说明数字经济发挥的绿色科技创新效应最能有效促进乡村生态振兴。综上，数字经济可以通过促进绿色科技创新、农村经济增长、环境规制产生的间接效应来促进乡村生态振兴，从而验证了假说2。

4.4 区域异质性分析

由于各省（区、市）的资源禀赋、开放程度、经济发展等存在差异，各省（区、市）的数字经济发展对乡村生态振兴的影响可能存在异质性。研究将中国划分为东、中、西三大地区来探究不同地区数字经济对乡村生态振兴的差异性，回归结果如所表 7所示。

由表 7可知，数字经济在1% 水平上显著促进了东部、中部及西部地区的乡村生态振兴，影响效应大小呈现出“西部>中部>东部”态势，总体上，中西部地区数字经济更能显著促进乡村生态振兴，原因可能在于东部地区的数字经济基础设施建设相对较为完善，乡村的经济发展、生态建设等早已从中获益，因而数字经济驱动乡村生态振兴的边际效用相对较小。而中西部地区虽然在市场环境、区位条件、数字经济建设等方面较为落后，但后发优势更强烈，近几年中西部地区的政策导向相较于东部地区更为积极，中央政府也相继推出了一系列扶持中西部地区数字经济发展的政策，如建立大型、超大型数据处理中心、实施“东数西算”工程等，对乡村生态振兴的驱动作用更大。

4.5 内生性检验

数字经济发展对乡村生态振兴影响的基准回归估计可能存在内生性问题，因此，本文进一步参考田野等^[36]的处理方法，采用数字经济的滞后一期作为工具变量进行2SLS回归对潜在的内生性问题进行处理，检验结果如表 8的模型（1）所示。同时，为了进一步减弱反向因果关系乡村生态振兴对数字经济的影响，使本文的研究结果更具有说服力，也进一步参考孟维福等^[37]的做法，取数字经济的滞后一期和滞后二期分别与乡村生态振兴进行基准回归，检验结果如 表 8的模型（2）和模型（3）所示。

由表 8的模型（1）可知，在将数字经济的滞后一期作为工具变量考虑内生性问题之后，数字经济对乡村生态振兴依然在1% 的水平上呈现出显著的正向影响，从而进一步证实了前文回归得到的结论。其中，Kleibergen-Paap rk的LM统计量p值均为0.0000，显著拒绝“工具变量识别不足”的原假设；在工具变量弱识别的检验中，Kleibergen-Paap rk的Wald F统计量也远大于Stock-Yogo弱识别检验10% 水平上的临界值，以上检验说明了工具变量选择的合理性。由模型（2）和模型（3）可知，数字经济的滞后一期和滞后二期均能在1% 的显著性水平上促进乡村生态振兴，与前文的基准回归结果一致，说明本文的结论具有可靠性。

4.6 稳健性检验

为了保证研究结果的可靠性，本文进一步采用分时间段检验法、特殊值剔除法进行稳健性检验，以验证数字经济是否会对乡村生态振兴产生不同的影响，具体检验结果如表 9所示。

4.6.1 分时间段检验

自从2015年提出建设“数字中国”，我国的数字化进程开始全面加快，数字经济发展势头狂劲，经济发展也开始提质增效，逐步迈向数字化时代。因此，本文以2015年为节点，将样本划分为2010—2015年和2016—2020年两个时间段，进行回归分析，结果如表 9中（1）（2）所示，数字经济的回归系数均在1% 的水平上显著为正，与前文实证分析结果一致。即数字经济发展可以促进乡村生态振兴的结论具有一定的稳健性；同时，进一步观察可以发现，第二阶段数字经济的回归系数较第一阶段是有所提高的，这也从侧面反映出2015年以来，我国的数字经济发展较为快速、优势明显，对乡村生态振兴的促进作用也明显加大。

4.6.2 剔除特殊值法

根据前文测算可知，广东、北京、江苏、浙江这四个省份的平均数字经济发展水平最高，分别为0.8545、0.6117、0.5767、0.5331。数字经济发展水平越高的地区，对乡村生态振兴的影响也可能越大，从而掩盖其他地区数字经济可能对乡村生态振兴产生的影响，造成检验结果的不准确。因此，参考李本庆等^[38]的处理方法将这四个地区的样本数据剔除，使用余下26个省份的样本数据重新进行回归分析，结果如表 9模型（3）所示。结果表明，数字经济的回归系数仍在1% 水平上显著为正，且系数有所提高，这充分说明了数字经济能够显著促进乡村生态振兴，本文的研究结果具有稳健性。

5 结论与政策启示 5.1 结论

本文基于我国2010—2020年30个省份的面板数据，构建数字经济和乡村生态振兴的指标体系，采用固定效应模型来研究数字经济对乡村生态振兴的影响；并引入绿色科技创新、农村经济增长和环境规制作为中介变量，结合中介效应模型实证检验了数字经济作用乡村生态振兴的机制。研究得出以下结论：①数字经济和乡村生态振兴之间具有明显的正相关关系。同时，区域异质性分析表明数字经济影响乡村生态振兴的效应呈现出“西部>中部>东部”态势，中西部地区数字经济的绿色赋能效应更明显。②数字经济不仅可以通过直接效应促进乡村生态振兴，也可以通过农村经济增长、绿色科技创新、环境规制的中介效应来促进乡村生态振兴，且绿色科技创新的中介效应最大。

5.2 政策启示

第一，强化农村数字基础设施建设，赋能乡村“三生”环境改善。加大政府统筹和投入，优化数字基础设施和发展环境。建议国家设立专项资金，有序推进农村5G及千兆互联网的建设，建立农业农村环境大数据中心，以生态资源数字化管理、智慧农业与农村产业数字化融合发展及数字乡村建设为目标，强化数字技术在生态资源保护与利用、农业生产经营、生态农业、循环农业、农产品加工、物流运输、乡村文化休闲等方面的赋能与渗透，不断拓展农业农村大数据应用场景。加快构建集污水、垃圾、农业废弃物、农村能源等处理处置设施和监测监管能力于一体的数字化环境基础设施体系，推动农村环境基础设施运营与管护的自动化与智能化水平，实现农村生活环境由治理走向“智”理。

第二，要加大数字经济对企业绿色科技创新、农村经济增长、环境规制的作用强度，赋能乡村生态振兴。一是要以数据要素支持企业绿色科技创新，借助数字技术深挖数据信息要素价值，加快企业绿色科技创新成果转化，提高资源利用率，促进污染减排，为数字经济释放绿色效应惠及乡村生态振兴提供动力；二是要通过数字技术加速乡村产业数字化、数字产业化转型步伐，推动乡村数字经济产业融合发展，促进农村经济增长，为乡村生态振兴注入活力；三是要运用数字化技术，对企业破坏生态环境的行为进行监督约束，提升环境规制的倒逼效应，促使污染企业走低碳绿色发展道路，引导数字经济对绿色、节能减排的新技术、新产品研发和推广的支持，实现环境规制效用惠及数字经济促进乡村生态振兴的美好愿景。

第三，实施差异化的数字经济发展策略。基于各地区数字经济对乡村生态振兴影响的分异效果，各区域应实施与本地相匹配的数字经济发展策略。东部地区要在数字技术应用和创新方面有所突破，推动新一代典型数字技术“大智云物”的发展，为乡村产业数字化、数字产业化提供技术支持，提高数字经济助推乡村生态振兴的效能；中西部地区应立足低成本优势和资源禀赋条件，建设大型、超大型数据处理中心，带动乡村数字基础设施水平提升、抓好数字农业新产业、管好数字乡村新治理，为乡村生态振兴提供新动能和黏合剂。尤其是西部地区要积极承接东数西算工程，实现东西联动，发挥规模化、集约化效应，改造传统产业、促进清洁能源开发，推动全产业链实现绿色协同发展。