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【摘 要】 数字经济发展是推动产业结构转型升级与区域经济增长的重要动力 。基于 2011— 2021 年省级面板数据，通过熵值法与主成分分析法对中国数字经济发展水平进行测度，运用中介 效应模型与门槛效应模型探究了数字经济发展 、产业结构升级与区域经济增长的内在影响机 制 。研究发现：数字经济发展显著促进了区域经济增长，该结论在经过一系列稳健性与内生性检 验后仍然成立;从影响机制上看，数字经济发展可以通过推动产业结构升级从而间接促进区域经 济增长，具有中介效应;数字经济发展对于区域经济增长的影响呈现出非线性特征，对于区域经 济增长的边际贡献逐步提升 。新时代下，我国要发挥数字经济的发展红利，为区域经济增长注入 新动能 。
【关键词】 数字经济,产业结构升级,经济增长,熵值法,门槛效应模型
一、引言
随着数字技术的不断普及 ，数字经济逐渐融入到人类生活与生产的各个方面 ，在推进产业结构 优化升级 ，赋能经济高质量发展等方面被寄予厚望 [1] 。数字经济在地区经济增长中的地位日益凸 显 ，经济发展中要更加重视数据要素的作用 ，加快推进数字产业化发展进程 ，通过数字技术创新为 经济增长赋能 ，充分释放经济发展的活力与潜力 ，推动经济高质量发展 。百年未有之大变局下 ，如 何通过数字经济发展赋能区域经济可持续增长是迫切需要解决的问题 。
数字经济发展推进了生产方式的转变与经济结构的优化 。数字经济通过革新传统生产方式 ， 有利于提升传统产业生产效率 ，降低企业边际成本 ，为经济发展提供新模式与新业态 [2] 。一方面 ， 数字经济发展创新了企业生产经营方式 ，促进了地区间生产要素的交换与共享 ，提高了企业的生产 效率 ;另一方面 ，数字经济发展促进了消费观念 、消费方式与消费结构的转变 ，促进了产业的转型 升级 ，推动经济发展方式从粗放型向集约型转变 [3] 。数字经济发展可以为经济发展注入新动能 ，使 经济发展向更高效率 、更高水平与更高质量迈进 。
通过梳理相关文献可知 ，目前 ，学术界对数字经济主要从以下三个维度进行研究：一是数字经 济对于经济发展的影响研究 。部分学者认为 ，数字经济在促进经济增长的同时也伴随着地区经济 差距扩大的隐患 ，数字经济的增长效应存在地区差异性 [4] 。此外 ，数字经济发展中还存在着资源错 配的问题 ，不利于区域一体化发展 [5] 。 另一部分学者却认为数字经济发展改善了我国经济发展不 均衡的困局 [6] 。李晓钟等( 2022 )[7] 指出数字经济对于邻近地区的经济发展具有正向的空间溢出效 应 ，促进了区域经济的收敛 。数字经济发展通过产业结构升级与流动增效的中介效应促进了经济 增长 [8] 。从影响机制上看 ，一方面 ，数字经济与产业生产高度交互 ，通过拓宽产品销售渠道 、打破信 息壁垒等方式提高了企业的经营收入 [9] ;另一方面 ，数字经济发展提升了企业技术创新能力 ，优化
了资源配置效率 ，有助于促进产业结构转型升级[10] 。可见，数字经济发展畅通了城乡生产要素的自由 流动，促进了地区经济的包容性增长[11] 。
二是数字经济对于技术创新的影响研究 。数字经济发展通过技术吸收 [12] 、创新协同 [13] 与人力资 本积累 [14] 等路径对技术创新能力产生影响 ，对于区域创新能力的提升呈现非线性特征 ，对于区域创 新的边际贡献递增 [15] 。数字经济在提升本地区创新能力的同时也会提升邻近地区的创新水平 ，具 有显著的空间溢出效应 [16] 。 曾祥炎等( 2023 )[17] 指出数字经济促进了我国技术创新收敛 ，缩小了区 域间的技术创新能力差距 。数字经济发展对于技术创新能力的提升存在地区差异性 ，目前 ，我国的 数字经济发展与技术创新的耦合协调水平相对偏低 ，区域间的耦合协调水平差距较大 ，要加强区域 间信息技术交流，增强地区创新能力 [18] 。
三是数字经济对于居民收入的影响研究 。数字经济发展缩小了居民间的数字鸿沟 ，对于居民 收入具有减贫效应 [19] 。从居民收入结构来看 ，数字经济发展对于居民工资性收入提升最为显著 [20] 。 通过培育数字化人才 ，加强地区数字化建设能够有效缩小收入差距 [21] 。数字经济通过提升市场要 素配置效率的路径推动了区域协调发展 ，对于居民收入差距具有门槛效应 [22] 。 与此同时 ，赵伟等 ( 2022 )[23] 指出数字经济发展会加剧地区间的收入不平等现象 ，扩大附近地区间的收入差距 。从影 响机制上看 ，首先 ，数字经济发展为居民提供了更多的就业机会 ，有效提升了工资性收入 [24] ;其次 ， 数字经济发展优化了人力资本结构 ，促进了居民人力资本的高级化 ，提升了居民的就业能力 [25] ;最 后 ，数字经济发展可以优化社会生产环境 ，有效降低企业生产成本 ，激发微观个体生产的活力与效 率，有利于提升居民收入水平 [26] 。
基于此 ，我们研究的边际贡献为：一是通过熵值法与主成分分析法测度了我国数字经济发展水 平 ，丰富了我国数字经济发展研究现状 ;二是将产业结构升级作为中介变量 ，进一步探究了数字经 济 、产业结构升级与区域经济增长之间的内在影响机制;三是通过门槛效应模型研究了数字经济发 展对于经济增长的非线性特征，为相关研究提供借鉴 。
二、理论分析及研究假设
(一)数字经济与区域经济增长
数字经济是一种以数据为关键性要素的新型经济形态 ，通过现代信息网络与数字技术等方式 深刻影响地区经济发展 。从影响机制上看 ，首先 ，数字经济通过数字技术衍生出新产业 、新要素与 新业态 ，不断融入到人类生活与生产的各个领域 ，能够为地区居民创造更多的就业机会 ，提高居民 的就业水平 ，促进地区经济增长 ;其次 ，数字经济通过与传统产业的深度交互 ，变革了传统产业的 生产方式与销售渠道 ，创新了企业的运营模式 ，提升了企业的营运效率 ，有利于降低企业的边际成 本 ，激发企业生产的活力与效率 ;最后 ，数字经济发展能够优化资源配置效率 ，加强企业管理效率 ， 畅通地区间信息与技术的交流 ，通过促进企业技术创新 ，推动企业数字化转型发展等渠道促进地区 经济增长 。数字经济发展能为地区经济增长提供新动能，故提出假设 1：
H1：数字经济发展对于区域经济增长具有直接的促进作用 。
(二)数字经济、产业结构升级与区域经济增长
数字经济发展优化了生产要素之间的配置效率 ，为产业结构升级与经济增长提供动力 。数字 经济发展加强了地区之间生产资料的交换 ，推动了生产要素的自由流动 ，有利于生产要素的市场化 进程 ，提升地区间的产业关联水平 ，促进产业结构的优化升级 。数字经济提高了生产的智能化与信 息化水平 ，有利于转变企业生产方式 ，促进企业的转型升级 。数字经济发展打破了信息与技术壁 垒 ，行业间的信息共享有效降低了企业的隐形成本 ，有利于推动企业数字化创新 ，提高产品技术含 量 ，实现产业结构的转型升级 。从消费需求角度来看 ，数字经济发展改变了人类的消费习惯与消费 模式 ，从而要求企业能够提供更高品质 、更高性价比的产品与服务 ，满足消费者多样化与个性化的 消费需求 ，从需求角度促进企业转变生产方式 ，推进产业结构的转型升级 。产业结构升级有效提升 了资源的配置效率与利用效率 ，有利于促进地区经济增长 。通过分析数字经济与经济增长的作用 渠道，提出假设 2：
H2：数字经济能够通过产业结构升级的路径间接促进地区经济增长 。
(三)数字经济对区域经济增长的非线性影响
前期 ，由于地区数字基础设施建设不完善 ，数字技术的应用受到限制 ，数字经济主要应用于居 民日常消费等领域 ，与实体经济融合水平较低 ，数字经济在企业生产中的覆盖范围与使用深度有待 提升 ，且地区间存在着较大的“数字鸿沟”，因此会削弱数字经济对于经济增长的贡献幅度 。 随着 国家的大力提倡与一系列相关政策的出台 ，数字经济发展规模不断扩大 ，在经济发展中的地位日渐 凸显 ，对于经济增长的边际效应有显著提升 。 由于数字经济具有共享性与平台性等特征 ，企业可以 通过互联网等手段实现信息的共享与技术水平的提升 ，有利于降低企业的生产成本 ，提高生产效率 与地区经济发展水平 。 同时 ，数字经济的覆盖范围由原来的居民日常生活领域逐步扩大至企业生 产中 ，推进了企业生产的智能化 、协同化 ，提升了企业生产效率 ，促进地区经济向更高水平与更高 质量迈进 。基于此，提出假设 3：
H3：数字经济对于区域经济增长存在非线性特征，边际贡献逐步提升 。
三、研究设计
(一)模型构建
为探究数字经济发展对区域经济增长的影响，我们构建如下计量模型：
ecoit = α0 + α1digeit + α2 Xit + μi + λt + εit ( 1 )
其中 ，i 表示省份 ，t 表示时间 ，ecoit 为 i 省份在 t 时间的经济发展水平 ，digeit 为 i 省份在 t 时间 的数字经济发展水平 ，Xit 代表一系列控制变量 ，λt 为时间效应 ，μi 为个体效应 ，εit 为随机扰动项 ， α1 为数字经济的回归系数，表示数字经济对于区域经济增长的影响 。
式( 1 )表示数字经济对于区域经济增长的直接影响 ，为探究数字经济 、产业结构升级与区域经 济增长的内在影响机制 ，引入中介变量(med )，参考温忠麟等( 2004 )[27] 的做法建立中介效应模型 ， 研究数字经济推动经济增长的间接影响机制，建立如下计量模型：
medit = β0 + β1digeit + β2 Xit + μi + λt + εit ( 2 )
ecoit = γ0 + γ1digit + γ2 medit + γ3Xit + μi + λt + εit ( 3 )
其中 ，med 为中介变量 ，其他变量含义与前文相同 ，γ1 为数字经济对于经济增长的直接影响 ， γ2 ∗β1 代表数字经济对经济增长的间接影响 。
由前文分析可知 ，随着数字经济的迅猛发展 ，对于区域经济增长的边际贡献呈现出非线性的特 征 ，参考 Bruce( 1999 )[28] 的做法 ，通过门槛效应模型探究数字经济发展与区域经济增长的非线性关 系，根据式( 1 )建立如下计量模型：
ecoit = δ0 + δ1digeit ·I(indit ⩽γ) + δ2 digeit ·I(indit > γ) + δ3Xit + μi + λt + εit ( 4 )
其中 ，I(·) 为指标函数 ，在满足相应条件下取值为 1.不满足则取值为 0.digeit 为核心解释变量 ， indit 为门槛变量 ，γ 为待估计的门槛值 ，其他变量含义与前文相同 。式( 4 )为单门槛模型 ，双门槛以 及三门槛模型建立与式( 4 )相似 。
(二)变量选取
1.被解释变量 。 区域经济增长(eco )。 我们选取人均 GDP 的自然对数来衡量各地区经济发展 水平 。
2.核心解释变量 。数字经济发展水平(dige )。参考赵涛等( 2020 )[29] 的相关研究 ，从数字普惠金 融与互联网发展两个维度衡量各省数字经济发展水平 。其中 ，互联网发展通过每百人互联网用户 数 、计算机服务和软件从业人员占比 、人均电信业务总量与每百人移动电话用户数四个指标衡量 ， 通过熵值法测算各省份的数字经济发展水平，其基本思路如下 。
( 1 )数据标准化 。 由于上述指标单位具有不一致性 ，为消除不同指标间的量纲关系 ，对于上述 指标数据进行正向标准化处理：
通过标准化后的指标数据与该指标的比重计算出综合得分 ， 0 ≤si ≤ 1 。
3. 中介变量 。通过前文分析可知 ，产业结构升级在数字经济推动区域经济增长中存在着间接 影响 ，因此选取产业结构升级(ind )作为中介变量 ，以第二 、三产业增加值占地区生产总值的比重 来测度产业结构升级 。
4. 控制变量 。参考刘洋等( 2021 )[30] 学者的研究 ，引入相关控制变量：( 1 )城镇化水平(urban )， 通过各地区城镇人口占总人口的比重衡量城镇化水平;( 2 )政府干预程度( gov )，通过一般公共财 政支出与地区生产总值的比重表示政府干预程度;( 3 )人力资本(edu )，以普通高等在校学生数占 年末常住人口的比值测度各地区人力资本的变化;( 4 )对外开发度(open )，以进出口总额占地区生 产总值的比重测度开放水平;( 5 )固定资产投资水平(invest )，以固定资产投资占地区生产总值的 比重衡量;( 6 )技术创新( tein )，选取各地区专利授权数的自然对数来衡量技术创新水平 。
(三)数据来源与描述性统计
通过整理 2011 — 2021 年我国 31个省份的相关数据 ，构建平衡面板数据研究数字经济 、产业结 构升级与地区经济增长的内在影响机制 。 除数字普惠金融指数来源于《北京大学数字普惠金融指 数( 2011 — 2021 )》外 ，其他相关变量通过国家统计局网站与各省份统计年鉴获取 ，缺失数据采用插 值法补充，相关变量的描述性统计见表 1 。
(一)基准回归结果分析
为探究数字经济对区域经济增长的影响 ，根据( 1 )式建立计量回归模型 ，通过 Hausman 检验选 择双向固定效应模型，基准回归结果见表 2 。
表 2 中列( 1 )为 OLS 回归结果 ，列( 2 )为引入相关控制变量下的个体固定效应回归结果 ，列( 3 ) 为控制了时间与省份下的双向固定效应回归结果 。列( 1 )表明数字经济对于经济增长的影响系数 为 1.84.列( 2 )表明在引入相关控制变量后 ，数字经济的回归系数为 0.246.表明数字经济每增加 1 个 单位就促进区域经济增长 0.246 个单位 ，列( 3 )表明在双向固定效应下 ，数字经济每增加 1 个单位就 显著促进区域经济增长 0.223 个单位 。从列( 1 )与列( 3 )回归结果分析可知 ，无论是否引入相关的 控制变量，数字经济对于区域经济增长的影响均显著为正，验证了假设 1 。
在列( 3 )的控制变量中 ，城镇化水平的回归系数在 1%的水平下显著为正 ，说明城镇化水平的提 升可以有效畅通城乡生产要素 ，实现资源的有效配置 。政府干预程度的回归系数为负 ，可能是由于 政府干预会导致资源的浪费与市场配置效率的下降 。人力资本的回归系数为负 ，但未通过显著性 检验 ，说明受教育水平的提升并未明显促进区域经济增长 。对外开放的回归系数为负 ，可能是由于 我国在全球分工价值链中地位较低 ，引进外资会形成技术依赖 ，不利于提升技术创新能力与区域经 济增长 。 固定资产投资回归系数在 1%的水平下显著为正 ，说明固定资产投资会完善地区基础设施 建设 ，扩大生产规模 ，推动区域经济增长 。技术创新未能通过显著性检验 ，说明技术创新对于当下 的地区经济增长没有显著的提升 。
(二)机制分析
理论分析中基于产业结构升级视角探究了数字经济推动区域经济增长的间接影响机制 ，通过 构建中介效应模型进一步验证作用机制，模型回归结果见表 3 。
表 3 中列( 1 )验证了数字经济发展对于产业结构升级的影响 ，数字经济发展显著提升了产业结 构升级 ，数字经济每提升 1 个单位 ，产业结构会升级 0.078 个单位 。 由列( 2 )可知 ，数字经济的回归 系数显著为正 ，数字经济发展推动了区域经济增长 。将数字经济与产业结构升级同时引入回归方 程 ，回归结果如列( 3 )所示 ，数字经济与产业结构升级的回归系数显著为正 ，均在 5%的水平下显 著 ，说明数字经济发展与产业结构升级均能够促进区域经济增长 。 因此 ，数字经济发展能够推动产 业结构升级从而间接促进区域经济增长，验证了假设 2 。
从表 3 分析可知 ，数字经济对于区域经济增长的直接影响为 0.170.数字经济通过产业结构升级 促进区域经济增长的间接影响为 0.054( 0.688*0.078 )，中介效应占总效应的比例为 23.99%(总效应 为直接效应与间接效应之和)。 因此 ，数字经济驱动地区经济增长以直接效应为主 ，以产业结构升 级的间接效应为辅 。
(三)异质性检验
为探究数字经济发展对于区域经济增长的影响是否存在地区差异性 ，我们按照东部 、中部与西 部进行地区异质性检验，回归结果见表 4 。
数字经济发展对于经济增长的影响受到地区资源禀赋 、市场化水平等多方面影响 ，不同地区数 字经济对经济增长的边际贡献存在差异性 。从分地区回归结果来看 ，东部与中部地区数字经济发 展对于区域经济增长有促进作用 ，而西部地区的数字经济发展并未能有效提高区域经济发展水平 ， 且西部地区的回归系数并不显著 ，数字经济赋能区域经济增长呈现出东部 > 中部 > 西部的地域特 征 ，与刘鑫等( 2023 )[31] 学者的研究结论相似 。东部地区数字经济发展水平较高 ，数字经济发展能够 充分利用生产要素，提高要素配置效率，促进经济发展 。而中西部地区数字基础设施建设有待完善， 资源禀赋初始条件较为落后，数字经济的发展红利尚未体现，对于经济增长的带动效应不明显 。
(四)稳健性与内生性检验
1. 稳健性检验 。我们参考崔日明等( 2023 )[32] 学者的研究 ，通过两种方法进行稳健性检验：( 1 ) 更换被解释变量：为消除价格因素的影响 ，以 2011 年为基期 ，计算各省份的实际人均 GDP 作为被解 释变量进行稳健性检验;( 2 )缩尾处理：对被解释变量在 1%范围下进行缩尾处理 ，避免极端样本值 的影响 。 回归结果分别见表 5 中列( 1 )与列( 2 )，通过分析可知 ，在改变被解释变量与对相应数据进 行缩尾处理后，数字经济发展的回归系数均显著为正，说明回归结果具有较强的稳健性 。
2. 内生性检验 。为避免由于测量误差等原因带来的内生性问题 ，我们借鉴张少华等( 2021 )[33] 的 研究 ，通过主成分分析法对数字经济发展水平进行重新衡量 。首先 ，KMO 与 Bartlett检验结果表明： KMO=0.7>0.6.且 P=0.000<0.05.说 明各变 量 间 的相关性较 强 ，可 以 采 用 主 成分分析 法 ;其 次 ，根 据 累 计贡献率达到 80%的原则选取两个主成分 ;最后 ，按照每个主成分的方差贡献率占据累计方差贡献 率的比重进行线性加权 ，得到数字经济发展指数 。 同时 ，选取数字经济发展的滞后一阶作为我们的 工 具变 量 ，通过 两 阶段最 小二乘 法( 2SLS)检验模 型 的 内 生性 问题 。两种 内 生性检验 结果见表 5 中 的 列( 3 )与 列( 4 )，通过分析可 知 ，列( 3 )与 列( 4 )的 回 归 系数 均显著 为 正 ，与前文 回 归 结果相 同 ，说 明在识别内生性检验后，数字经济发展能够促进区域经济增长这一结论仍然成立 。
(五)非线性效应研究
随着数字经济的不断深入发展 ，对于区域经济增长的影响可能呈现出非线性的特征 ，为探究两 者 间 的 非 线性关 系 ，我 们 以产业 结 构升级 为 门槛变 量 ，通过建立 门槛效应模 型进行检验 。首先 ，检 验门槛数是否存在 ，通过 boorstrap 法反复抽样500 次后 ，根据相关统计量与 P值选择门槛数 ，门槛效 应检验结果如表 6 所示 。 由表 6 可知 ，数字经济发展对于经济增长的单门槛检验的 P 值为 0.000.门 槛值 为 0.879.双 门槛检验 的 P 值 为 0.068.门槛值 为 0.940.在 10% 的水平 下显著 ，三 门槛 的检验 P 值 为 0.208.门槛值 为 0.996.三 门槛 未 通 过检 验 。结果表 明 ，数 字 经 济发 展对 于 区 域 经 济 增 长 的 影 响 存在双门槛效应 。
由 表 6 检 验 结 果 可 知 ，以 产 业 结 构 升 级 为 门 槛 变 量 时 ，数 字 经 济 对 于 区 域 经 济 增 长 的 影 响 存 在 双 门槛效 应 。基 于 此 ，进 行 门槛效 应模 型 回 归 ，回 归 结果见表 7 。根 据表 7 可 知 ，数 字 经 济发 展 对 于 区 域 经 济 增 长 的 影 响 存 在 非 线 性特 征 。 当产 业 结 构 升 级 小 于 第 一 门槛值( 0.94 )时 ，数 字 经 济 的 回 归 系 数 为 0.082 ，未 通 过 显 著 性 检 验 ，数 字 经 济 对 于 经 济 增 长 的 促 进 作 用 不 显 著 ;当 产 业 结 构 升 级跨越 第 一 门槛值( 0.94 )时 ，数 字 经 济 的 回 归 系 数 为 0.429 ，且 在 1% 的 水 平 下 显 著 ，对 于 经 济 增 长 的 促 进 作 用 有 所 提 升 ;当 产 业 结 构 升 级 跨 过 第 二 门 槛 值( 0.996 )时 ，数 字 经 济 的 回 归 系 数 为 0.745 ，且 在 1% 的 水 平 下 通 过 显 著 性 检 验 ，数 字 经 济 对 于 区 域 经 济 发 展 的 贡 献 率 较 前 者 提 升 。 通 过对比发现 ，数字经济发展对于区域经济增长的推进作用不断提升 ，数字经济的边际贡献水平不 断 上 升 ，两 者 呈 现 出 非 线 性 的特 征 ，验 证 了假 设 3 。可见 ，数 字 经 济 依 托 互联 网 等 技术 成 为 赋 能 区 域经济增长的重要动力 。
数字经济在基础设施完善的地区率先开展 ，数字经济发展前期 ，各地区配套设施不完善 ，数字 经济在生产中的应用范围较小 ，数字经济发展对于经济增长的红利没有充分释放;随着数字经济规 模的不断扩大 ，数字经济与实体生产深度融合 ，推动了产业结构的合理化与高级化 ，提升了地区技 术创新能力，对于经济增长的边际贡献逐步提高 。
五、研究结论与政策建议
(一)研究结论
基于 2011 — 2021 年省级面板数据 ，采用熵值法与主成分分析法测度了中国数字经济发展水平 ， 从产业结构升级视角 ，运用中介效应模型与面板门槛效应模型验证了数字经济发展对于区域经济 增长的影响 ，得出以下结论：第一 ，数字经济发展促进了区域经济增长 ，该结论在经过稳健性与内 生性检验后仍然成立;第二 ，数字经济能够通过促进产业结构升级的中介效应间接推动区域经济增 长 ;第三 ，数字经济发展对于区域经济增长存在地区差异性 ，对于东部地区的经济增长最为显著 ; 第四 ，门槛效应模型结果表明数字经济发展对于区域经济增长存在双门槛的非线性特征 ，对于经济 增长的边际效应逐步递增 。
(二)政策建议
1. 加强数字基础设施建设 ，促进数字经济发展 。数字经济逐渐成为赋能区域经济增长的重要 动力 。 目前 ，我国数字经济发展要完善数字基础设施建设 ，加强 5G 网络技术 、人工智能与数字中心 等基础设施布局 ，加强对于数字技术的研发投入 ，扩展数字经济的覆盖范围与使用深度 。 同时 ，积 极推进数字经济产业化 ，优化数字资源配置效率 ，重视数据要素的作用 ，充分释放数字经济发展红 利，为区域经济增长注入新动能 。
2. 通过数字经济推动产业结构升级 ，发挥产业结构升级在经济增长中的中介作用 。我国要通 过数字经济构建新产业与新业态 ，推动数字经济与产业发展的深入交互 ，依靠数字技术实现产业的 智能化与数字化 ，提升生产要素的配置效率与利用效率 ，建立起协同共享的现代化产业体系 ，推进 企业数字技术创新，促进企业数字化发展，通过产业结构的优化升级推动区域经济的可持续发展 。
3.制定差异化发展战略 ，因地制宜推进数字经济发展 。 由于各地区经济资源禀赋不同 ，数字经 济对于区域经济增长具有不均衡性 。我国要强化顶层制度设计与政策支持 ，通过适度的政策倾斜 推进中西部地区数字经济发展 ，鼓励地区数字技术创新 ，缩小地区间的“数字鸿沟”，推进地区经济 增长 。东部地区要发挥数字经济的辐射功能 ，建立起开放共享 、协调发展的数字经济发展格局 ，通 过规模化效应促进经济协同发展 。
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