五、實證結果與分析

（一）經濟發展與生態環境耦合協調度的時空特征

基于經濟發展和生態環境系統的指標體系，利用熵權法和耦合協調模型測算得到二者的耦合協調度，圖3展示了全國整體以及東中西部地區的耦合協調度隨時間變化的趨勢。從全國來看，耦合協調水平總體呈上升趨勢，從2011年的0.6394增加到2017年的0.6776，但增長速率較緩慢，年均增長率僅為0.54%。從東中西部地區來看，耦合協調水平因地理區位差異梯次分布。東部地區耦合協調度普遍較高，2017年其耦合協調度均值接近0.70，而在中西部地區，二者的耦合協調度的平均值始終低于全國水平，基本處于0.6239～0.6728。可能因為東部地區城市多地處沿海地帶，具有良好的氣候條件和資源優勢，對外貿易往來頻繁，生產工藝相對先進，故其經濟發展水平自然更加領先，加之東部地區更早實施了環境管制措施，其生產生活過程中更加注重環境保護，因此經濟發展與生態環境之間的關系更加協調；相比之下，中西部地區多為內陸城市，人才、資金、技術等資源獲取能力有限，經濟活動多以粗放式工業生產為主，經濟發展相對滯后，并且其生態環境基礎更加脆弱，使得經濟發展受制于生態環境，迫使二者實現協調發展難度增加。總而言之，雖然近些年經濟發展與生態環境的耦合協調水平有所提高，但提升速率相對較慢，存在較大提升空間，并且在不同地區之間存在著較大的空間差異，在實現高質量發展過程中仍需要得到各界的關注與重視。

（二）基準回歸結果分析

對基準回歸模型進行Hausman檢驗，檢驗的統計量結果顯示在1%的水平上顯著，因此拒絕隨機效應模型，選擇固定效應模型。表2報告了基準模型的回歸結果，其中列（1）未加入控制變量，列（2）加入了控制變量，兩列均控制了個體固定效應和時間固定效應。從回歸結果來看，在僅控制個體和時間效應的情況下，核心解釋變量Index的回歸系數均在5%的顯著性水平上顯著為正，系數值為0.0138；在加入一系列其他控制變量的情況下，Index的回歸系數依舊顯著為正，且系數值變化不大，為0.0150，說明回歸結果相對穩定，數字金融能夠有效促進經濟發展與生態環境的耦合協調度，H1得到驗證。

（三）穩健性檢驗

基準回歸結果說明了數字金融能夠顯著促進經濟發展與生態環境的耦合協調度，為提高上述結論的可信性，進一步對回歸結果進行穩健性檢驗。

1.修正被解釋變量離群值

由于一些不可觀測因素會導致樣本數據產生離群值，為防止個別離群值對基準回歸結果的影響，對經濟發展與生態環境的耦合協調度進行離群值修正，將其最大與最小的1%樣本進行縮尾處理后，再重新對基準回歸模型進行估計，見表3的列（1）和列（2）。

2.子樣本回歸

考慮到地處行政中心的城市得益于在全國范圍內的政治、經濟、資源的優勢地位，往往具備更強的經濟綜合實力和環境規制力度，與本文關心的被解釋變量具有系統性關聯。因此，本文根據直轄市、經濟特區、副省級城市等分類標準，將部分中心城市予以剔除，繼而再對剩余樣本進行回歸估計，具體回歸結果見表3列（3）和列（4）。

3.控制省份和時間趨勢

在基準回歸模型中，城市個體固定效應與時間固定效應均得到控制，但不排除在省級層面仍存在一些隨時間變化的不可觀測因素的影響。因此，基于基準模型，進一步控制省份個體時間趨勢，重新對基準模型進行回歸分析，回歸結果見表3列（5）和列（6）。

4.替換核心解釋變量

選取數字金融指數的對數（ln_Index）作為衡量數字金融發展程度的代理變量，對模型重新進行回歸，見表3列（7）和列（8）。

可以看到，無論何種穩健性檢驗，數字金融的系數依然顯著為正，證明基準回歸結果的穩健性。