数字经济赋能中国出口贸易发展——基于省际面板数据的经验研究*

马兆良,宛文莉

(安徽大学 经济学院,安徽 合肥 230601)

作为新一轮科技革命与产业变革的典型特征,数字经济成为社会广泛关注的焦点。各国都将数字赋能作为提高全球竞争力、促进贸易升级的关键因素。就本质来说,数字经济是一种以信息化大数据为关键生产要素,以互联网、人工智能等数字技术为载体的新型经济形态。数字赋能日益成为助推双循环格局的强大动力[1]。党的十九届五中全会指出,“要发展数字经济，推动数字经济和实体经济深度融合，坚定不移建设数字中国”;2021年3月发布的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》明确提出:“发展数字经济，推进数字产业化和产业数字化，推动数字经济和实体经济深度融合，打造具有国际竞争力的数字产业集群”。近年来，一些学者围绕数字经济与地区出口增长的关系展开研究,大多表明数字经济发展能够促进出口增长。但数字经济对出口贸易影响的具体特征是什么?是否具有差异性?此外,考虑到数字经济具有网络溢出边际效应递增特征,数字经济及各数字化因素对出口贸易增长的影响是否具有非线性特点?对上述问题进行深入研究,对促进我国数字经济发展和出口贸易升级具有很强的现实意义。

一、文献综述

关于数字经济发展影响出口增长的研究多以贸易成本为出发点展开分析。学界普遍认为世界各国出口贸易增长都得益于互联网的迅速普及。Freund等研究发现，一个国家的网络主机数增长10%,会促使出口增长约0.2%[2]。施炳展验证了互联网发展对中国企业出口的促进作用[3]。卓乘风等认为互联网发展能够提升提升区域制造业出口复杂度[4]。孙穗等发现信息通信技术(ICT)能够降低生产成本促进跨境交易[5]。同时，电子商务作为数字经济时代新的交易方式,也从多方面影响着国际贸易的发展。张奕芳等从生产规模、对外贸易成本结构、交易制度规则等方面阐述了电子商务发展是提高我国出口产品贸易效率的关键性因素[6]。茹玉骢等基于电子商务使用程度指标,从企业出口可能性及密集度两个维度,验证了电子商务对出口贸易的积极影响[7]。杨坚争等在不完全竞争市场的假设之下对电子商务发展与进出口贸易的同步性进行分析,发现二者间存在长期均衡关系[8]。

实证研究方面,多以贸易引力模型和企业异质性理论为基础展开分析。Abeliansky等基于贸易引力模型,发现信息和通信技术显著促进了商品和服务贸易[9]。潘家栋等认为互联网技术对我国出口贸易起到提速增效的作用[10]。针对企业层面的研究,李兵等发现互联网的使用会助力企业高效进入出口市场[11]。岳云揭示电子商务平台的应用有效促进了企业出口绩效的提高[12]。范鑫基于异质性随机前沿模型的分析得出，数字经济建设对于降低出口效率损失和出口风险具有积极作用[13]。

综上,现有文献对数字经济驱动区域出口贸易效应作了有益探索,但关于数字经济各因素对出口贸易的影响规律和特征的研究较少,对数字化因素和出口贸易关系认识尚存在不足；同时,由于数字产业划分标准的差异性和定义的分化,数字经济的测算缺乏统一的口径，部分文献仅使用互联网发展水平代表数字经济,存在指标不够全面或不够深入等问题,实证结果缺乏稳健性。此外,鲜有学者考察数字经济及各数字化因素影响出口贸易可能存在的异质性问题和非线性效应。本文的边际改善在于:一是以数字赋能为切入点,从数字基础设施、数字创新和数字应用三个角度系统梳理数字经济特征与属性,尝试构建数字经济发展水平测度指标体系,深入探究各数字化因素对区域出口贸易的影响规律和特征;二是甄别数字经济及各数字化因素与出口贸易之间是否存在非线性关系,边际效应是否会出现动态变化,无论是减少还是相反,是否存在可能的拐点。对已有研究成果作进一步拓展,为进一步推进数字经济建设以及优化中国出口环境与质量提供依据与启示。

二、研究设计

(一) 模型构建

为检验数字经济及其各因素对区域出口贸易的影响效应,根据前文分析,本文借鉴Hu[14]和吴延兵[15]的研究成果,构建如下基准模型:

ln EXPit=β0+β1DIGit+γCVit+μi+νt+εit

。

(1)

其中,i、t分别表示区域和时间,EXPit为区域出口贸易总额,DIGit为数字经济发展水平指标,CVit为控制变量,μi、νt代表地区固定效应和年份固定效应,εit为随机扰动项。

在验证数字经济与出口贸易关系的基础上，考虑到数字经济中互联网的“网络效应”，上述影响是否存在非线性？数字经济发展水平可能会对数字经济促进区域出口贸易的非线性动态溢出产生作用吗？为回答上述疑问，本文参照Hansen的研究方法，以数字经济和数字化因素作为解释变量构建门限效应模型，进一步探究数字化因素对出口贸易水平的影响。首先将模型设定为固定效应下的单一面板门限模型，表达式为

(2)

其中,X是核心变量,q是门限变量,γ为门限值,I为示性函数,如果满足门限条件,则取值为1,否则为0,α11和α12为待估参数值。

在此基础上双重门限模型表达式为

Yit=α01+α11Xit·I(qit≤γ1)+α12Xit·I(γ1

。

(3)

(二) 指标选择与数据来源

1 被解释变量 出口贸易额(EXP)。选取2010—2019年中国内地31省区的出口贸易额(百万美元)为样本数据。通过各年汇率将出口贸易额的单位实现从每单位百万美元到每单位亿元人民币的转换,并以2010年为基期利用价格指数进行调整实现对于数据的处理。

2 解释变量 数字经济发展水平(DIG)。数字经济作为引领未来的新型经济形态,其活动本质是商品和服务以数字化形式进行交易。总的来看,数字化时代的经济运行方式呈现出数字化、网络化、创新驱动的特征,因此数字经济具有资源要素、载体平台和技术创新等三重属性[16]。因此,本文参考了数字经济与社会指数(DESI)、上海社科院全球数字经济竞争力指数等权威机构公布指数以及国内当前学者的文献研究,遵循全面性、可得性和可比性等原则,聚焦数字基础设施、数字创新和数字应用三个数字化因素为评价维度,构建数字经济发展水平指标体系。具体指标选择如表1所示。

表1 数字经济发展水平指数体系构建

(1) 数字基础设施(INF)。聚焦数字技术,以互联网中国国家顶级域名.CN数量(万个)作为基础设施的衡量指标。CN域名是全球最具影响力的通用域名。信息化作为数字经济的本质特征,CN域名数量兼顾了数字经济的数据要素和载体平台的双重属性,主要反映各省通信化、网络化的基础设施覆盖水平。数据来于《中国互联网发展状况统计公报》。

(2) 数字创新(CIN)。以企业研发投资经费(万元)作为数字创新的衡量指标。从创新的角度出发,研发投资给与企业的研发活动充足的物质前提,从而促进科技和产品创新。数据来于《中国科技统计年鉴》。

(3) 数字应用(APP)。数字应用的本质在于是否能创造新的市场价值,开发数字化技术及支持能力实现数字化转型,因此离不开人力资本的投入[17]。人力资本包括基本数字能力和高级技能,本文以普通高等学校在校生人数(万人)作为基本数字能力的体现,以企业科研人员数量(万人)反应数字高级技能发展情况。运用主成分分析法进行两项评价指标权重计算,随后加权求和得出最终的数字应用水平指数。数据来于《中国统计年鉴》。

基于相关数据采用客观赋权法中的熵值法,借鉴杨丽等[18]对熵值法评价模型进行改进,添加时间变量以实现不同年份之间的比较。数字经济发展水平指数结果如表2所示。

表2 区域平均数字经济发展水平指数

3 控制变量 参考相关研究,控制变量选择了区域经济发展水平、利用外资水平、贸易开放水平以及产业发展水平。其中,区域经济发展水平以人均地区生产总值PGDP(万元/人)表示;利用外资水平由区域吸引外商直接投资总额FDI(百万美元)表示;贸易开放水平OPEN(%)反映了一个地区受国际贸易影响和参与国际分工的程度,用外贸依存度(%)来衡量;以第三产业占比PTI(%)来测度产业发展水平。涉及数据主要来源于各省市统计年鉴、统计公报和统计网站。

(三) 描述性统计

虽然数字经济在我国兴起较晚,但近十年来我国数字经济实现跨域式发展,后发优势充分体现,据此本文选取2010—2019年中国31个省(市、自治区)的面板数据作为样本。由于变量之间维度不同,数据值差异较大,在不改变变量间相关性的前提下降低数据的波动性,即对部分原始数据进行取对数处理。各变量描述性统计反映了整体数据的分布特征,见表3。

表3 变量描述性统计特征

三、基准回归结果与分析

(一) 全样本回归结果

首先进行基准回归,对于实证模型进一步估计方法的选择,根据Hausman检验选择个体固定效应模型。表4为全样本基准回归结果。

表4 全样本基准回归结果

从表4可知,方程(1)显示数字经济与区域出口贸易总额之间的系数显著为正,表明数字经济的发展能够有效促进出口贸易发展。为验证该结论的稳健性,方程(2)在加入区域经济发展水平、资本流动情况等控制变量后再次回归,发现核心变量数字经济发展水平的系数明显减小,表示数字经济对出口贸易水平提升作用随着控制变量加入而减小但仍保持显著为正,解释变量被遗漏的问题也通过控制变量的引入得到改善。

为进一步考察数字经济通过数字基础设施、数字创新及数字应用三个数字化因数推动出口贸易发展,细化探究各项数字化因素对区域出口贸易的影响效应,采取逐步添加核心解释变量的方法将数字基础设施(INF)、数字创新(CIN)、数字应用(APP)依次带入进行回归,见表4中列(3)～(5)。回归结果与预期基本一致。随着解释变量的增加,各系数的变化范围趋于稳定,显著性变化幅度不大。

(1) 以区域互联网域名数来衡量的数字经济基础设施系数显著为正,若某地区数字经济基础设施发展水平提高一倍的标准差,则该地区出口贸易水平可提升0.104%,说明数字基础设施的发展促进贸易出口增长。伴随着互联网运用程度持续深化,市场信息逐步趋于透明化、公开化,一定程度减少了市场垄断并加剧了竞争,迫使企业加速发展数字技术[19]。在互联网交易市场下,电子商务交易、大数据技术等应用降低了区域企业出口成本,通过互联网这一新兴途径出口厂商大大提高了出口交易的积极性。对于出口商品的买方也能通过数字化的交易实现与卖方点对点的互动,追踪出口产品的实时情况。

(2) 企业研发投资经费即区域数字创新的系数为正,且在1%水平上显著。资本投入是进行技术创新、研制新产品的物质基础,各省市企业在研发投资上提供的经费支持有力提升了区域内技术创新水平。以科技创新为依托,在区域资本投资支持下,数字经济发展迅速。在保证资金投入充足的前提下,企业会消除研发经费短缺的顾虑,完善互联网设施,大胆创新并积极研发新产品,从而使得产品结构得以优化。通过跨国界的数字平台释放出积极的市场信号,引起更多国外进口商的关注,进而促进双方贸易合作,有利于提升区域出口贸易水平。

(3) 数字应用系数在5%水平上显著为正,说明数字应用程度越高越能提升出口贸易水平。数字经济作为助力经济高质量发展的经济形态,其重要一环在于对大数据的识别、选择、过滤、存储和利用,以实现资源优化配置和再生[20]。数字化的知识和信息的掌握能够提升社会整体教育水平,提高民众数字素养是影响数字经济发展的重要因素。同时掌握数字高级技能的人力资本是技术进步的重要投入因素,科研人员是企业技术研发、产品制造的重要角色,其发展也会体现在出口商品的竞争力上,具有较强竞争力的产品能够迅速获得国际市场份额,推动出口贸易增长。

(4) 控制变量统计结果与预期基本符合,结果说明利用外资水平、贸易开放水平以及产业发展水平提高能够有效推动我国出口贸易增长。对于地区人均生产总值PGDP系数始终为正,但随着核心变量的增加显著水平降低。本文认为这与我国现阶段的出口贸易现状有关。从总体上看,近年来我国数字产品出口取得了长足的发展,但在出口商品结构中,低附加值、低技术含量的资本密集型产品仍占主导地位,数字产品比重仍相对有限[21]。

(二) 区域子样本回归结果

考虑到经济发展水平区域不平衡,本文将我国31个省市(自治区)进一步划分为东部、中部和西部地区进行回归(1)本文模型中所指东部地区包括辽宁、北京、天津、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南;中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地区包括内蒙古、四川、贵州、重庆、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西。,以考察不同区域数字经济及各数字化因素对出口贸易发展的不同影响。区域分组回归结果见表5。结果显示,东、中、西部地区数字经济发展水平系数均在1%水平上显著为正,证明前文结论在不同的区域均成立。对不同地区回归系数进行对比,数字经济发展水平系数自东部向中西部逐渐减小,对东部地区的作用最为突出、中部地区其次,而西部地区最低,说明数字经济发对出口贸易的提升作用存在明显的区域性差异。从现实角度出发,西部地区在地理位置、气候环境、互联网基础设施、人力和物质资本投入、运输条件等方面比东中部地区明显存在更多的劣势和阻碍因素,因此在利用数字经济发展出口贸易的同时需要紧密关注劣势领域的提升和改进。就各数字化因素而言,数字基础设施、数字创新对出口贸易额呈现出显著的正相关与基准回归一致。数字应用有所出入,这里我们认为总体上普通高等学校在校生和科研人员数量的增加能够促进数字技术的发展从而推动出口贸易。但如果仅仅是数量上的增加而人力资本水平偏低,其吸收和转化国外先进技术的能力匮乏,限制了运用数字技术提高出口水平的能力,无法达到相同的效果。新产品的创造只有是技术功能上的深层次创新,才能体现数字应用的真正价值[22]。

表5 区域子样本回归结果

四、非线性效应分析

(一) 门限效应检验

存有“门限效应”是进行面板门限回归的前提。进行门槛回归前,需进一步确定“门限个数”和“门限值”。本文首先采用LLC、IPS以及Fisher-ADF三种方法对变量进行单位根检验,发现各变量均显著稳定后,依次进行单一门限、双重门限以及三重门限检验。门限估计值和门限效应自抽样(Bootstrap)检验结果如表6所示。数据显示,在控制其他因素的条件下,数字经济、数字基础设施和数字应用对地区出口贸易总额影响的单门槛检验P值分别为0.000 0、0.000 0和0.030 0,单一门槛非常显著,门限值分别是-13.103 3、0.698 1和1.100 0。数字创新对区域出口贸易影响的单一门限、双重门限F值分别在1%和5%水平下通过显著性检验,而三重门限模型不显著。因此资本投入对地区出口贸易的影响具有双重门限效应,门限值分别为γ1=8.577 7、γ2=18.577 7。

表6 门限效应检验结果

表7具体展示了以出口贸易总额为被解释变量,以数字经济(ln DIG)为解释变量和门槛变量的门限效应检验结果。表7中Boostrap选取500次,数字经济对区域出口贸易的影响存在单门限效应。门限值的点估计值-13.10落在95%的置信区间内,且置信区间长度较小,说明该门限值统计意义上等于真值,门限值的识别效果较好。

表7 数字经济的门限效应检验

为进一步说明门限值显著存在并理解置信区间的构造过程,本文借助似然函数图LR(Likelihood Ratio)检验门槛的真实性。似然比检验图如图1所示。

图1 数字经济单门槛似然比函数图

图1中，LR为0时的对应点为门限值,虚线以下95%的置信区间为LR<7.5所对应的区间。由于LR=0时得到的门限值-13.103位于虚线下方,说明是真实有效的,不能拒绝门槛值等于真实值的原假设。该检验结果证实数字经济在不同发展阶段下,对出口贸易水平的影响不同,突变效应明显。

(二) 门限回归结果

门限回归结果见表8，ln DIG1～ln DIG2、ln INF1～ln INF2和ln APP1～ln APP2分别对应单一门槛下数字经济、数字基础设施及数字应用水平自低到高的两个门槛区间，ln CIN1～ln CIN3对应双重门槛下数字创新程度由低到高的三个门槛区间。

表8 数字化因素对区域出口贸易的门槛估计结果

表8中，方程(1)对数字经济发展水平指数进行取对数处理，当ln DIG值低于-13.103 3时回归系数为0.184，并在1%水平上显著，说明在此区间内数字经济发展显著促进区域出口贸易水平的提升；当ln DIG值高于-13.103 3时，其回归系数为0.238，说明数字经济的出口贸易驱动效应依然存在，且促进强度进一步增大。在以数字化因素作为门槛变量的模型中，方程(2)和(4)分别是以数字基础设施和数字应用作为门槛变量的估计结果。当数字基础设施水平、数字创新分别跨越0.698 1和1.100 0时，弹性系数有所减小促进作用消弱，即发展初期对出口贸易水平的促进作用强于发展后期。方程(3)显示数字创新对区域出口贸易总额的影响通过了双重门槛模型检验。当ln CIN分别跨越8.577 7和13.721 4时，均在1%的显著水平上呈正相关，此时每提高1%的数字创新投入，会使出口贸易额分别提高0.656、0.589和0.606，随着数字创新程度增加弹性系数先增大后有所减小。

五、结论与政策建议

本文运用熵值法构建指标体系，测度我国省级数字经济发展水平,围绕数字经济及各项数字化因素对区域出口贸易的影响进行理论分析和实证检验。主要结论为:(1) 我国出口贸易水平的提升与数字经济的发展高度相关,数字基础设施、数字创新和数字应用都对我国出口贸易总额起显著的正向作用,通过稳健性检验该结论依然成立;(2) 数字经济对出口贸易的影响具有区域异质性,数字经济服务出口贸易可能存在高发展阶段门槛,对东、中部地区的促进作用更加明显;(3) 数字经济对出口贸易呈现出显著的正向且“边际效应”递增的动态非线性变化趋势,各数字化因素与出口贸易水平也均存在非线性关系。

相应政策建议如下:第一,引领数字经济全面高质量发展,加大对具有高度规模经济特点的新型ICT产业的创新发展力度。力推企业数字技术创新,加快实现企业与数字经济的融合,提高产品竞争力形成出口新优势。第二,加快新基建,减小区域发展不平衡。各地区政府应精准施策,完善数字经济所依托的基础设施建设,并从社会整体教育水平和数字经济融合程度等多角度出发,寻找限制因素对症下药。第三,着力构建包容共赢的国际规则体系,构建数字贸易国内国际双循环。现阶段针对数字贸易的保护主义越来越多,中国应积极参与数字贸易国际规则谈判,提供数字贸易的“中国方案”。