数字贸易壁垒影响实体经济出口复杂度的实证分析

□董玥玥

一、引言

习近平总书记在党的二十大报告中指出：“推动货物贸易优化升级，创新服务贸易发展机制，发展数字贸易，加快建设贸易强国。”当全球化进程迈入曲折发展阶段时，“慢全球化”和“去全球化”论断甚嚣尘上，在一定程度上加剧了数字贸易壁垒，不利于实体经济出口复杂度提高。出于隐私保护、产业发展和国家安全考虑，各国（地区）实施的数字贸易壁垒对实体经济出口产品与服务形成掣肘，阻碍其出口复杂度提升。从国际贸易关系来看，世界贸易组织关税约束条款与美国对华永久性正常贸易关系，为中国建构起相对稳定的国际经贸环境，在降低数字贸易壁垒的同时，推动中国出口产品数量与产品种类激增，对实体经济出口复杂度提升产生显著影响。在这一进程中，数字贸易壁垒对实体经济出口复杂度的影响是否会变动？影响因素与传导机制是什么？该影响因素在不同区域、行业以及企业中是否存在异质性？对于这些问题的回应，有助于理清数字贸易壁垒在提升实体经济出口复杂度过程中所起到的作用，同时也为贸易企业乃至实体经济防范化解外部重大风险提供理论依据与现实借鉴。

现有研究多立足于数字基础设施、全球价值链、金融扭曲与创新抑制等维度对实体经济出口复杂度的影响[1-3]，鲜有研究聚焦数字贸易壁垒与实体经济出口复杂度间的关系。对此，本研究首先从数字贸易壁垒视角出发，系统探究其对实体经济出口复杂度的影响作用。其次，从技术迭代与融资约束两方面，深入探究数字贸易壁垒影响实体经济出口复杂度的作用机制，为明晰二者之间具体影响路径提供理论参照。最后，从地区与企业差异性的角度，分析数字贸易壁垒影响实体经济出口复杂度的异质性，为不同地区、不同性质的企业制定差异化决策提供依据。

二、文献综述与研究假设

现有国际贸易相关研究证实，提升实体经济出口复杂度是推动社会经济全面协调可持续发展的关键途径（卢仁祥，2020）[4]。同时，金融扭曲、企业外向度、知识产权保护、技术创新、制度环境、外商直接投资、基础设施建设等则是影响实体经济出口复杂度的重要因素（屠年松和龚凯翔，2022）[5]。在诸多相关因素中，既有研究成果鲜有聚焦数字贸易壁垒展开深入探究。就理论领域而言，数字贸易壁垒是国际贸易壁垒的重要构成部分，主要包含传统关税壁垒、非关税壁垒以及数据限制措施三类。传统关税壁垒以数字税为核心；非关税壁垒多体现在财政限制、投资限制、贸易限制与自然人流动限制等方面；数据限制措施则涉及相关主体的内容访问权限、平台责任归属以及数据政策落实（赵瑾，2021）[6]。自章志键等（2009）[7]将数字贸易壁垒引入完全信息动态博弈模型和不完全信息静态博弈模型后，探究其对出口贸易现实影响的相关学术成果渐趋丰硕。

传统贸易理论认为，比较优势是贸易模式和国家（地区）分工的决定因素。然而，随着国际贸易理论不断创新，特别是国际贸易实践不断发展，越来越多的学者开始意识到贸易成本的重要性。在新近发展起来的新经济地理学、新兴贸易理论等国际贸易理论分支中，国际贸易存在贸易成本是重要的理论假设。目前，对贸易成本及其效应的研究主要围绕贸易成本与国际贸易、贸易成本与本地市场效应、贸易成本与FDI 区位选择及贸易成本与生产率这四个主题展开。其中，贸易成本的国际贸易效应主要分析贸易成本对贸易量及国际分工模式的影响；贸易成本的本地市场效应主要分析贸易成本的降低是否会强化本地市场效应，从而让本地市场效应成为一个国家（地区）获取对外贸易比较优势的来源；贸易成本的FDI 区位选择效应主要分析贸易成本的变化如何影响跨国厂商对外直接投资的区位选择；贸易成本的生产率效应主要研究贸易成本的下降促进生产率提高的机制。就具体概念而言，贸易成本是指除了生产商品的成本之外，还有获得商品必须支付的所有成本，包括运输成本、批发和零售的配送成本、政策壁垒（关税和非关税壁垒）成本、合同实施成本、汇率成本、法律法规成本及信息成本等。另外，部分学者认为数字贸易壁垒通过贸易成本效应、中间投入效应显著抑制了制造业行业的出口产品质量提升（张国峰等，2022）[8]。由此推及，数字贸易壁垒对企业出口复杂度存在阻滞作用。原因在于：其一，贸易企业的出口产品技术迭代依赖大量资金投入。数字贸易壁垒提升了贸易主体的出口固定成本，加剧企业融资约束，进而对出口贸易技术提升形成挤压效应，阻滞实体经济出口复杂度提升。其二，实体经济出口复杂度提升有赖于贸易产品与服务规模扩大。而数字贸易壁垒加剧会导致企业出口产品与服务流通规模急剧缩小，不利于双边要素的自由流动，降低企业出口复杂度。因此，本研究提出如下假设：

假设H1：数字贸易壁垒降低能够提升实体经济出口复杂度。

由假设1 可知，数字贸易壁垒会加大企业进入国际贸易市场的技术门槛，影响企业出口技术复杂度提升。该种影响主要通过两条路径来实现。第一，数字贸易壁垒弱化使企业进入出口贸易市场的技术门槛降低，出口贸易量级扩大。为在出口市场竞争中占据主动，贸易企业倾向于追加技术研发投入，通过迭代生产设备、优化人力资本提升出口复杂度。同时，企业生产技术水平变高，既直接提升贸易产品技术层次与质量水平，也提高产品生产效率、控制贸易成本，推动出口企业扩大产品研发与技术革新投入，进而间接提升实体经济出口复杂度。第二，数字贸易壁垒弱化有利于企业控制出口贸易所需固定成本、优化经营主体营收情况、直接拓宽流动资本体量。这促使实体经济由此前单一境内融资转向境内与境外融资并举，优化融资渠道与资金体量[9]，为出口复杂度提升提供强有力的资金支持。据此，本研究提出如下假设：

假设H2：数字贸易壁垒降低通过推动企业技术迭代与纾解企业融资约束的路径，提升实体经济出口复杂度。

数字贸易壁垒提高国际贸易活动的不可预测性，提高贸易企业的经营成本与风险成本，由此对企业国际竞争力带来负面影响。如果企业在所在地、经营范围、贸易规模与所有制类型等方面存在差异，则面对数字贸易壁垒时会采取不同应对策略。[10]着眼于理论分析角度，本研究从Melitz（2003）[11]的企业异质性贸易理论出发，通过理论模型研判数字贸易壁垒影响实体经济出口复杂度的作用机制，并对数字贸易壁垒影响实体经济出口复杂度的传导机制、异质性效应展开理论探讨。东南沿海省份市场化起步较早，既有经济基础较好，在基础设施与人力资本等领域也较内陆省份更具竞争力。所以，当数字贸易壁垒得到控制时，沿海地区企业更可通过技术革新与质量优势应对国际市场竞争，提升实体经济出口复杂度。同时，较之于小微企业与非国有企业，大中型企业与国有企业通常表现出更强的经营稳定性，且其制度架构与组织形式更有利于对冲环境风险、摆脱融资约束，故出口复杂度能保持较高水平。由此，本研究提出如下假设：

假设H3：数字贸易壁垒对实体经济出口复杂度的影响具有异质性，在国内东南沿海省份、小微企业以及非国有企业中表现出更强影响效能。

结合上述理论，绘制如图1 所示框架图。本研究立足企业异质性贸易理论，首先以世界贸易数据库样本数据测度贸易产品层面的实体经济出口复杂度，而后经由对照匹配世界贸易数据库与海关进出口数据库获取贸易企业层面的实体经济出口复杂度，以此反映中国实体经济出口复杂度整体水平。在此基础上，本研究将2000—2021 年中国工业企业数据库与海关进出口数据库对照，再把中国加入世界贸易组织作为准自然实验，运用双重差分法研判数字贸易壁垒对实体经济出口复杂度的影响作用。其次，研究基于行业样本数据，立足产业协同视角深入探究数字贸易壁垒降低对实体经济出口复杂度的长期影响作用。同时，本研究着眼于刺激贸易企业技术迭代与纾解贸易企业资金压力两大路径，建构起数字贸易壁垒提升实体经济出口复杂度的机理，借助中介效应模型对潜在影响因素展开实证回归，由此深化对二者关联的阐释。此外，本研究将视角拓展至贸易行业-贸易企业-贸易产品，建构行业上游数字贸易壁垒指数与行业下游数字贸易壁垒指数，立足产业协同视角深入剖析数字贸易壁垒对实体经济出口复杂度的影响。

图1 数字贸易壁垒降低提升实体经济出口复杂度的作用机制

三、研究设计与数据说明

（一）模型建构

双重差分法普遍应用于政策效应评估，可将特定政策的落实视为自然实验，在观察样本内引入不受政策影响的控制组与政策影响下的实验组样本，并展开比较分析，以此研判政策推行对研究对象形成的净影响。实体经济细分行业中出口产品类目与占比存在异质性，贸易企业所遭受的数字贸易壁垒也存在现实差异，符合双重差分法的研究逻辑。由此研究中国加入世界贸易组织后美国对华永久性正常贸易关系，并对其进行准自然实验，借鉴既有研究设定如下双重差分模型[12]：

上式中，Infirm-PECjt为t 年份中贸易企业j 实体经济出口复杂度的对数，表示实体经济出口复杂度变化水平。解释变量barrierj表示贸易企业j 在中国加入世界贸易组织后，美国对华永久性正常贸易关系法案正式生效引致的数字贸易壁垒降低程度。postt表示年份虚拟变量，此处以中国加入世贸组织的时间即2002 年为界，将此前年份取值为0，此后取值为1。交互项barrierj×postt表示数字贸易壁垒调整对实体经济出口复杂度的影响效应。也就是说，若回归系数α1>0，则反映在行业维度中数字贸易壁垒降低提升了实体经济出口复杂度。Xjt为企业维度的系列控制变量，φt表示年份固定效应，φj表示个体固定效应，ρjt则表示残差项。

（二）变量测度与数据说明

1.数字贸易壁垒

数字贸易壁垒即各国（地区）政府限制本国（地区）企业、消费者参与国际数字贸易的措施。[13]经济合作与发展组织（OECD）的数字服务贸易壁垒数据库涵盖全球49 个经济体的数字贸易壁垒信息，包括38 个OECD 经济体与11 个非OECD 经济体。OECD 发布的数字服务贸易限制性指数（DSTRI）具备较强客观性与全面性，被当前学界广泛应用于数字贸易壁垒表示，故此处以其量化的指标来研判数字贸易壁垒。[14]该指数从频度分析法演化而形成，纳入了五项子指标，分别为知识产权保护、结算体系建构、基础设施建设、电子交易平台以及其他贸易壁垒。每项指标取值范围为0 至1。指标数值越大表明数字贸易壁垒程度愈高，反之则愈低。在相关研究中，学者孟夏等（2020）[15]以进口指标表示数字贸易壁垒。然而，因数字贸易壁垒本质上涵盖以本地化要求为核心的诸多限制措施，不仅包含进口限制，而且涵盖出口限制，故为全面测度数字贸易壁垒的影响效应，本研究将出口数字贸易壁垒与进口数字贸易壁垒同时引入基准回归模型展开测度，故数据观测范围为2000—2021 年。

本研究将产品层面的DSTRI 指数与中国行业分类代码进行对应，经加权后获取行业维度的数字贸易壁垒指数。因不同产品所面临的数字贸易壁垒具有异质性，而一个行业涵盖诸多产品种类，故行业间数字贸易壁垒降低程度也具有现实差异。具体而言，数字贸易壁垒降幅较大的行业主要是食品加工业、纺织制造业以及日化产品制造业，集中于轻工业类目。而数字贸易壁垒降幅较小的行业主要是能源开采业、金属矿采选业以及能源生产供应业，集中于重工业类目。

2.实体经济出口复杂度

出口复杂度即跨境贸易及贸易融资的复杂性，反映一个国家或地区的贸易结构及竞争力。[16]Hausmann 等（2017）[17]立足于出口复杂度这一理论概念构建国家层面的出口复杂度指数。其基本思路是：通过显示性比较优势计算出某一可贸易商品的技术含量指标；接下来，对各商品技术含量指标与该国（地区）不同商品出口额占该国（地区）总出口额的比重进行加权平均，即可计算得到一个国家（地区）的总体出口技术含量。此处借鉴这一方法测度实体经济出口复杂度。具体而言，首先，使用世界贸易数据库数据依据式（2）计算产品维度的实体经济出口复杂度。PECi为类目产品的实体经济出口复杂度，xij代表经济体j 中i 类目产品的实体经济出口额，Xij为经济体j 的实体经济出口总额，xij/Xij为经济体j 中i 类目产品的实体经济出口额在出口总额中的占比。

其次，将世界贸易数据库数据与中国海关进出口数据进行对比，获取贸易企业各类产品的出口复杂度。最后，以各类目产品的实体经济出口额在出口总额中占比权重进行加总，得出贸易企业j 的实体经济出口复杂度：

上式中，EECj为贸易企业j 的实体经济出口复杂度，xij/Xij为贸易企业j 中i 类目产品在出口总额中的占比，PECi则为i 类目产品的实体经济出口复杂度。

3.控制变量

（1）企业异质性贸易理论强调企业的微观特征，企业经营时间跨度是企业的微观特征，企业经营时间跨度越长代表其生存能力强、业态可持续发展战略较为清晰、经营效率较优。此处参照田增瑞等（2019）[18]的研究，选取经营年限（EBL）作为控制变量，其以当期年份与贸易企业注册成立年份之差表示。

（2）资产集中率（ECI）即贸易企业产生单位销售额所需要的资本，是评估企业资金管理效率能力的重要指标。测度资产集中率主要有银监会口径与可归集口径两种方式，此处结合任秋潇和王一鸣（2016）[19]的研究，以销售收入在平均资产总额中的占比表示。

（3）借鉴侯薇薇等（2023）[20]学者研究，选取经营体量（ESV）作为控制变量，用贸易企业每期工业销售产值（涵盖已销售成品、半成品的价值，以现行价格计算）取对数衡量。

（4）全要素生产率（TFP），即贸易企业各项要素的综合生产率，是衡量单位总投入形成总产量的关键指标。此处参考涂心语和严晓玲（2022）[21]的方法，具体计算公式如下：

上式中，W 表示贸易企业当期总产值，P 代表贸易企业劳动力数量，H 代表贸易企业固定资产总额，d 代表资本在生产函数中的贡献水平。依据郝枫等（2021）[22]的观点，将该贡献度取值为0.333。

（三）数据来源与处理

研究所涉样本数据主要来源于三个数据库：其一为2000—2021 年中国工业企业数据库，该数据库涵盖企业经营年限、工业销售产值、平均资产总额等数据。其二为经济合作与发展组织（OECD）的数字服务贸易壁垒数据库，以DSTRI 指数作为数字贸易壁垒的代理变量。其三为世界贸易数据库与海关进出口数据库，以此研判贸易企业层面的实体经济出口复杂度。

研究样本数据处理方式具体如下：第一步，借助联合国拟定海关国别（地区）代码表，把由世界贸易数据库测算得出的贸易产品维度实体经济出口复杂度与中国海关进出口数据进行对照，依据贸易企业各类目产品出口金额在出口总额中的占比进行加权测算，获得贸易企业维度实体经济出口复杂度。第二步，以涵盖实体经济出口复杂度的海关数据与中国工业企业数据库进行对照，将二者合并为非平衡面板数据。第三步，因国内《国民经济行业分类》于2017 年进行第四次修订，故本研究据此调整所涉及的四分位行业代码。同时，就样本数据中存在缺失与异常等问题，借鉴李源和薛玉莲（2022）[23]的方法予以删除。最终，获取2000—2021 年188134 个贸易企业的非平衡面板样本，总计585539 项样本数据。

四、实证分析

（一）基准回归

数字贸易壁垒影响实体经济出口复杂度的基准回归结果如表1 所示。表1 中列（1）仅对个体固定效应与年份固定效应进行控制，故将其视为基准回归结果。由此可知，交互项的系数符号为正，且在1%水平上显著。这反映在初始被美国授予正常贸易关系地位即关税差额较高的行业（数字贸易壁垒降幅较大的行业）中，贸易企业实体经济出口复杂度较之于关税差额较低行业（数字贸易壁垒降幅较小的行业）中的企业显著偏高。也就是说，当中国加入世贸组织后，数字贸易壁垒降低有力提升了国内实体经济出口复杂度，假设H1 得证。列（2）-（5）将经营年限、资产集中率、经营体量与全要素生产率四项控制变量依次纳入基准回归模型。由结果可知，交互项的系数符号在引入企业维度控制变量后依然为正，且通过1%水平的显著性检验。这进一步证实数字贸易壁垒的降低有利于提升企业层面的实体经济出口复杂度。该结果不同于苏理梅等（2016）[24]聚焦2002—2005 年的短期数据样本结论。

表1 基准回归结果

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验

运用双重差分法，研判中国加入世界贸易组织后，数字贸易壁垒演化对企业实体经济出口复杂度的干预水平。然而，建构双重差分模型需要满足平行趋势检验这一前提。这意味着，在2002 年这一时间节点前，实验组与控制组变量测度结果的演化态势应基本耦合。参考Hering 和Poncet（2014）[25]的相关研究，先分析数字贸易壁垒干预实体经济出口复杂度的时序效应，然后开展平行趋势检验。将中国加入世界贸易组织前m 年的虚拟变量设置为pre-m（m=1，2），再将中国加入世界贸易组织后n 年的虚拟变量设置为pre-n（n=1，2，3，...），让二者之和与变量barrier 相乘，使其构造成另一交互项，而后将之引入基准回归模型展开探究。由检验结果可知，中国加入世界贸易组织前，边际效应95%的置信区间涵盖数值为0。这表明在数字贸易壁垒得到控制之前，实验组与控制组企业层面的实体经济出口复杂度演化基本一致，平行趋势检验假定得以满足。在数字贸易壁垒逐渐降低后，检验系数在95%置信区间中未涵盖数值0，证明中国加入世界贸易组织后，降低数字贸易壁垒对企业层面实体经济出口复杂度提升带来极大利好。值得注意的是，在不同时间窗口下这一干预效应的发挥存在异质性。在较短时间内（即美国授予正常贸易关系地位后4 年内），该变量系数符号为负。从第5 年开始，影响趋于正向且能通过显著性检验。由此证明降低数字贸易壁垒短期内不利于企业层面的实体经济出口复杂度提升，但在较长时间内，可有效提高贸易企业的实体经济出口复杂度。

2.预期效应检验

若贸易企业在数字贸易壁垒相关政策调整前已然具有现实预期，则会导致双重差分模型检验结果形成偏误。为确保数字贸易壁垒具备外生性，本研究将中国加入世界贸易组织前1 年虚拟变量preA 和实验组虚拟变量barrier 的交互项barrier×preA 纳入基准回归模型。若交互项系数通过显著性检验，则表明在现实意义中存在预期效应；若未表现出显著，则表明贸易企业在中国加入世界贸易组织前尚未具有提升实体经济出口复杂度的既有预期。估计结果见表2 列（1），由此证明中国加入世界贸易组织后获得的与美国对华永久性正常贸易关系具备极强外生性。

表2 稳健性检验

3.实体经济出口复杂度的质量调节

前述基准回归模型中对于实体经济出口复杂度这一被解释变量的探究侧重于产品技术迭代，未将产品质量水平纳入考量，故在稳健性检验中借鉴于欢等（2022）[26]的研究，测算产品质量调节之后的实体经济出口复杂度。具体研究步骤如下：首先，以商品单位价值测度产品质量层次，qualityij=priceij。式中，qualityij表示经济体j 的出口贸易中商品i 的质量层级，priceij为经济体j 出口商品i 的单位价格，θin表示经济体j 出口商品i 在国际同类目市场中份额占比。而后，按照商品质量层级调节获取的产品层面实体经济出口复杂度，qPECic=(qic)σPECi，σ＝0.2。在此基础上，以贸易企业单一产品出口额在出口总额中占比进行加总处理获取企业维度实体经济出口复杂度，公式如下：

企业产品质量调节后，实体经济出口复杂度作为因变量的检验结果如表2 列（2）所示，自变量barrierj×postt系数符号仍为正且通过显著性检验，证明数字贸易壁垒降低可有效提升实体经济出口复杂度。因此，基准回归模型具备较强稳健性。

4.两期倍差估计

依据鲍曙光（2022）[27]的相关文献，由于存在序列问题，多期倍差法面临高估参数估计量显著性水平的潜在风险。为解决序列问题，本研究采用两期倍差法展开二次回归。此处将2002 年作为时间节点，使数据样本归为两类梯次：第一梯次是2000—2001 年（中国加入世界贸易组织之前）的数据；第二梯次是2002—2021 年（中国加入世界贸易组织之后）的数据。在此基础上，计算全部变量的算术平均数。两期倍差估计的检验结果见表2 列（3）。由此可知，系数符号仍为正且显著，这进一步证实数字贸易壁垒降低能够有力提升实体经济出口复杂度。

（三）中介机制检验

1.技术迭代

为检验数字贸易壁垒影响实体经济出口复杂度的技术迭代效应，本研究以中国工业企业数据库内新型产品工业产值作为技术迭代（technology）的代理变量。若贸易企业新型产品工业产值>0，则技术迭代则取值为1，反之取0。参考江涛等（2022）[28]的研究，此处先分析数字贸易壁垒降低对贸易企业技术迭代的影响，而后在基准回归模型中引入技术迭代展开检验，经由对照估计系数的显著性水平与数值演化方向研判该传导机制成立与否，结果见表3 列（1）、（2）。由列（1）可知，数字贸易壁垒降低对企业技术迭代带来极大积极影响。将技术迭代纳入考量后，降低数字贸易壁垒对提升实体经济出口复杂度仍起到有力推动作用，故该影响机制具备部分中介效应。

表3 传导机制分析

2.资金压力

为检验数字贸易壁垒降低经由干预资金压力进而提升实体经济出口复杂度的传导机制，参考陈诗一等（2021）[29]相关研究，以经营借款利息支出（payment）作为贸易企业资金压力的代理变量。经营借款利息支出数额越大，表明贸易企业所获得金融贷款越多，面临资金压力越小。表3 列（3）、（4）报告了中介效应检验结果。由此可知，数字贸易壁垒降低有力纾解了贸易企业的资金压力。将资金压力纳入考量后，barrierj×postt系数符号仍为正且通过显著性检验。这证明在该传导机制中存在部分中介效应。因此，假设H2 得证。

（四）异质性讨论

1.贸易企业属地异质性

为分析数字贸易壁垒降低干预实体经济出口复杂度的区域异质性，研究将中国大陆29 个省级行政区（新疆、西藏、港澳台除外）的企业样本分类划入东部沿海区域（北京、天津、河北、辽宁、山东、江苏、浙江、福建、上海、广东、海南）与中西部内陆区域（重庆、黑龙江、吉林、河南、湖北、湖南、山西、陕西、安徽、四川、云南、贵州、青海、甘肃、江西、内蒙古、宁夏、广西）。在此基础上展开回归估计，结果见表4 列（1）、（2）。由此可知，就东部沿海区域贸易企业而言，降低数字贸易壁垒有力提升实体经济出口复杂度。然而，该影响效应对中西部内陆区域贸易企业而言尚不突出。

表4 异质性分析

2.贸易企业所有制异质性

依据企业在工商行政管理部门的登记注册类型代码，将数据样本分类划入国有贸易企业以及非国有贸易企业两大类别并展开实证检验，结果见表4 列（3）、（4）。由此可知，降低数字贸易壁垒对非国有贸易企业实体经济出口复杂度存在积极影响，对国有贸易企业影响并不显著。造成这一现象的潜在原因是，国有贸易企业具备较强金融贷款能力与市场政策利好条件，同时承担着更强的社会化责任（蒋奋和周威，2021）[30]。因而，数字贸易壁垒变动对国有企业带来的负向外部影响效应相对较低。

3.贸易企业体量异质性

依据《统计上大中小微型企业划分办法（2017）》，将样本企业分类划入大中型企业与小微型企业两类，展开实证检验，结果见表4 列（5）、（6）。由此可知，降低数字贸易壁垒对小微型贸易企业实体经济出口复杂度存在突出的积极影响，而对大中型贸易企业并未产生突出影响。综上可知，假设H3 得证。

五、拓展研究

本研究拟借助2000—2021 年产业样本数据，立足产业协同视角深入研判数字贸易壁垒降低对实体经济出口复杂度的影响效应。

首先，参考徐世腾等（2022）[31]在相关研究中的做法，建构产业上游数字贸易壁垒指数以及产业下游数字贸易壁垒指数。对产业上游数字贸易壁垒的计算界定如下：

上式中，j 行业处于行业上游，γij表示i 行业由j 行业进口的中间投入品在i 行业中间投入品购买总量中所占比重，DTBjt表示j 行业数字贸易壁垒指数。对产业下游数字贸易壁垒的计算界定如下：

上式中指标变量说明同式（6），中间投入品进口、行业产值相关数据来源于2002 年中国工业企业数据库与海关进出口数据库。

而后，依据前文式（2）测算产品维度的实体经济出口复杂度。在此基础上，依据贸易产品代码的匹配关联，将HS6 位码商品的实体经济出口复杂度加总至工业生产中不同行业内，以各类目产品出口产值在行业总出口额中的占比确定其细分权重。

最终，建构如下具体检验模型：

上式中，lnEECit为t 时期i 行业的实体经济出口复杂度取对数。post2表示年份虚拟变量，以中国加入世贸组织的时间即2002 年为界，将此前年份取值为0，此后（包含2002 年）取值为1。Xit为行业维度的相关控制变量，即同行业贸易企业个数。行业集中度以大中型贸易企业资产总额在行业总资产数额中占比表征。技术资源投入以行业技术研发专项资金投入数额表示。行业平均资产以行业固定资产净值与行业劳动者数量之比表示。ηt代表年份固定效应，ηi表示行业固定效应，θit为残差项。

表5 报告了产业协同角度下的检验结果。列（1）为2000—2021 年全行业数据样本估计结果。列（2）将既有被解释变量替换为通过质量调节的实体经济出口复杂度。列（3）中，为去除2008 年全球金融危机对行业维度实体经济出口复杂度的潜在干预，因此仅保留2000—2007 年的样本数据。上述全部估计检验均对行业相关控制变量、行业个体固定效应与年份固定效应进行有效控制。由回归结果可知，交互项系数未通过显著性检验，但系数符号为正，具备较强显著性。这证实数字贸易壁垒降低经由产业上游作用于本产业实体经济出口复杂度的影响效能并不突出，但能够经过产业下游交互协同作用有力提升本产业实体经济出口复杂度。

表5 立足产业协同的估计结果

由于产业上下游关联对不同行业类别的影响存在异质性，本研究立足行业差异视角，研判数字贸易壁垒降低经由产业协同对行业维度实体经济出口复杂度的干预效应。此处将全部行业依据不同生产要素结构划入劳动力密集、资本密集与技术密集三类，展开分组估计。表6 列（1）-（3）报告分组回归结果，由此可知数字贸易壁垒降低经由产业下游协同可有力提升劳动力密集行业实体经济出口复杂度，数字贸易壁垒经由产业上游协同则会阻滞资本密集行业实体经济出口复杂度提升，经由产业下游协同可明显提升该产业实体经济出口复杂度。数字贸易壁垒降低对技术密集行业实体经济出口复杂度则均未表现出显著干预效能。技术密集与资本密集行业在下游产业中贸易企业的倒逼影响下，倾向于迭代基础设施、更新技术设备、追加研发资金，以提升实体经济出口复杂度。然而，当前国内技术密集产业通常匮乏核心技术与关键机制，在技术创新投入与产出转化应用领域也尚未占据主动。（陈劲和阳镇，2021）[32]

表6 行业异质性探究

此外，本文还研究了聚焦行业集中率，将样本分类划入高行业集中率与低行业集中率两个类别。由表6列（4）、（5）报告的回归结果可知，降低数字贸易壁垒可经由产业下游协同提升该产业实体经济出口复杂度。但产业上游协同会明显阻滞高行业集中率的行业主体出口复杂度提升，同时促使低行业集中率行业主体的实体经济出口复杂度提升。

六、研究结论与启示

（一）研究结论

本研究运用企业异质性贸易理论，依托中国加入世界贸易组织后数字贸易壁垒降低这一现实情况进行准自然实验，借助双重差分模型研判降低数字贸易壁垒对实体经济出口复杂度的影响作用与中介机制。研究表明，数字贸易壁垒的降低对实体经济出口复杂度提升会带来利好。该结论在经过两期倍差估计、预期效应检验与替换指标变量后仍然稳健。经中介机制检验证实，降低数字贸易壁垒经由刺激贸易企业技术迭代与纾解贸易企业资金压力两大路径显著提升实体经济出口复杂度。此外，数字贸易壁垒对实体经济出口复杂度的影响作用具有突出的区域异质性以及企业异质性。具体来看，数字贸易壁垒的降低对提升东南沿海区域贸易企业、小微型贸易企业以及非国有贸易企业的实体经济出口复杂度有积极影响，但对中西部内陆区域贸易企业、大中型贸易企业与国有贸易企业并未表现出显著影响效应。通过聚焦关联产业上下游的拓展研究可知，降低数字贸易壁垒亦可经产业下游协同提升该产业实体经济出口复杂度，对劳动密集、资本密集行业与不同行业集中率行业而言均是如此。然而，就高集中率的行业而言，降低数字贸易壁垒会经产业上游协同阻滞实体经济出口复杂度提升，但对低行业集中率行业则会带来相反影响。

（二）理论启示

1.创新国际数字贸易理论和实证研究视角

本研究基于企业异质性贸易理论，构建数理模型研判数字贸易壁垒影响实体经济出口复杂度的作用机制，将国际数字贸易相关变量的研究进一步细化到企业层面，从企业异质性视角出发，阐释国际数字贸易成因、结构和利益分配，为国际数字贸易理论和实证研究提供了一个创新视角。

2.本研究为提升实体经济出口复杂度提供参考

理论模型推导结果表明，数字贸易壁垒下降对实体经济出口复杂度提升具有利好作用，且对实体经济出口复杂度的影响具有异质性，对国内东南沿海省份、小微企业以及非国有企业表现出更强影响效能。数字贸易壁垒降低经由推动企业技术迭代与纾解企业融资约束两条路径来提升实体经济出口复杂度。该理论与实证推演能够为实体企业通过降低数字贸易壁垒、提升技术创新能力、弱化内外部融资约束来提升出口技术复杂度提供参照，且针对不同类型企业具有差异化作用。

3.拓宽国际贸易理论的应用前景与贸易成本效应的理论视角

本研究着眼于国际贸易实践不断发展与国际贸易理论不断创新的实际情况，研究关注贸易成本效应的重要影响。贸易成本的国际贸易效应主要分析贸易成本对贸易量及国际分工模式的影响；贸易成本的本地市场效应主要分析贸易成本的降低是否会强化本地市场效应，从而让本地市场效应成为一个国家对外贸易比较优势的来源。

（三）实践启示

1.因地制宜、因时而动，制订差异化数字贸易壁垒应对方案

相关部门应坚持“自由有底线，监管有边界”的原则，明确区别有效监管和贸易壁垒，对各类数字贸易监管措施的实施细节、必要性等现实问题给出更为清晰的阐释和分析。充分考虑不同地区的数字技术水平和贸易发展程度，帮助中西部内陆地区提升数字基础设施建设水平，弥合区域间潜在的数字鸿沟。推动中西部地区获得国外优质数字服务，同时可通过建立信息港等方式，给予东部地区更为开放的市场环境。针对不同数字贸易行业采取不同壁垒应对措施，实现风险评估前置并实施精准防范策略，力争将数字贸易壁垒对实体经济出口产生的经营风险降到最低，以此为实体经济出口复杂度提升贡献力量。

2.积极融入多边协定，切实推动数字贸易便利化改革进程

经济体应推动双边或多边区域贸易协定升级，通过有力控制贸易成本、增强贸易便利性，间接对冲数字贸易壁垒对于实体经济出口复杂度的抑制效应。地方政府对接高标准数字贸易规则倒逼国内监管实践改革，以参与全面与进步跨太平洋伙伴关系协定（CPTPP）等高水平协定谈判为契机，把握高标准数字贸易规则的发展方向，有前瞻性和针对性地进行高标准数字贸易规则压力测试，进而提升实体经济出口复杂度。

3.激发技术创新效能，着力提升实体经济出口复杂度

地方政府可选择技术升级可能性大的高新技术制造领域，展开智能制造示范试点，培养龙头企业，形成辐射带动性极强的贸易产业链模式。贸易企业应积极落实国家数字化战略，整合行业内部各环节数据资源，建立覆盖产品全生产链条的数据链，提高分工网络的连通性。此外，行政机构可主持搭建联合科研平台，提高贸易产业出口产品的技术含量，促进出口复杂度提升。