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徐元国，刘 歆
（浙江工商大学 经济学院，浙江 杭州 310018）
随着大数据、人工智能和云计算等信息技术的快速发展，数字经济已经成为了驱动经济增长，推动产业升级和促进社会进步的新引擎。
自从Tapscott（1996）[1]首次提出了数字经济的概念，国内外学者和机构对数字经济的内涵进行了研究。本质上来说，数字经济具有历史属性，是人类社会和生产方式不断进步的产物，数字经济是现代信息社会所出现的一种更先进的社会经济形态。在数字经济中，数据是核心生产要素，决定着生产率的高低，代表着先进生产力。范围上来看，美国商务部认为数字经济由包含互联网和信息通信技术的活动组成。Mesenbourg（2001）[2]、李忠民和周维颖（2014）[3]分别将电子商务和数字贸易纳入数字经济中，认为它们是数字经济的重要组成部分。
数字经济深刻影响着出口贸易的发展。国内外大量文献从数字经济的内涵出发，分别从互联网、信息通信技术（ICT）和电子商务三个方面研究数字经济对出口贸易的影响。在互联网方面，Freund（2002）[4]和Weinhold（2004）[5]研究发现互联网发展促进了服务贸易和出口贸易的发展。潘家栋和肖文（2018）[6]基于中国与21个主要出口贸易伙伴国数据进行了分析，结果表明互联网可以降低成本，并且出口国与进口国的互联网发展与我国出口贸易具有显著正向影响。在ICT方面，Anselm Mattes等（2012）[7]通过引力模型实证检验了信息通信技术对欧盟贸易产生了重大影响。范鑫（2021）[8]从ICT的不同维度构建了一个衡量数字经济发展水平的指标，运用异质性随机前沿模型进行分析，得到了数字经济通过降低出口成本和优化资源配置来提高出口效率，并且这种影响存在异质性的结论。Da Huo等（2018）[9]通过DID模型估计了制度支持跨境电子商务对新兴市场出口贸易的影响，研究发现试点城市对跨境电子商务的制度支持对出口贸易有正向影响。张薇（2019）[10]研究发现跨境电商发展了第三方交易平台，降低了交易成本并且提高了交易效率，提高了公司的国际竞争力，促进了我国出口贸易发展。
也有学者从国家、产品和企业层面来研究数字经济对出口贸易的影响。在国家层面，牛小雨（2021）[11]利用扩展的引力模型，实证分析了东盟数字经济发展水平与中国出口贸易的关系，结果表明数字经济发展水平与中国出口贸易呈显著正相关关系。在产品层面，傅晓冬和杜琼（2022）[12]根据1996—2019年中国同189个国家和地区的数据，构建扩展的引力模型，实证分析了数字经济对中国文化产品出口额的影响，结果表明数字经济促进了中国核心文化产品出口额的增加，但是随着经济、文化和制度距离的扩大，对出口的正向影响会减弱。在企业层面，李兵和李柔（2017）[13]将工企数据库和海关数据库匹配得到企业面板数据，分别采用固定效应模型和PSM-DID模型，研究了互联网与企业出口的关系。
综上，现有文献从多个角度对数字经济与出口贸易的关系进行了研究，但是由于缺乏对数字经济的统一定义，较少有从数字经济整体出发，而仅使用互联网等要素代表数字经济进行研究，较少关注到数字经济与出口贸易之间可能存在的异质性问题及非线性关系。利用数字经济优化出口贸易结构，促进经济高质量发展，是我国经济发展的重点之一。我国目前处于出口升级转型的关键时期，对外贸易发展面临产业结构调整升级和价值链重构等问题，受新冠肺炎疫情的冲击和影响较大。本文采用2011—2020年我国31个省区市的数据，构建数字经济指数，研究数字经济与出口贸易之间的关系，以期为我国出口贸易的发展提供一点参考。
随着新一轮科技革命的到来，数字经济将从贸易成本、贸易结构、技术创新和市场竞争等几个方面影响我国出口贸易发展。
（一）贸易成本
贸易成本是指除了生产商品本身所需要的成本，包括交易费用、信息成本和运输成本等等。与传统的贸易相比，数字经济的发展，将使距离对贸易的影响变小，冰山贸易成本可以忽略不计。并且由于互联网和大数据技术的应用，交易双方可以直接线上谈判，信息更加透明，也解决了交易双方之间信息不对称问题[14]。此外，随着跨境电子商务和第三方支付平台的普及，交易双方打破了时间和地域的限制，简化了交易流程，提升了交易效率。
（二）贸易结构
对外贸易可以分为货物贸易和服务贸易。
1.货物贸易。在传统的贸易格局中，发达国家生产资本密集型产品，发展中国家生产劳动密集型产品，然后相互交换。而在数字经济时代，信息和数据成为了国际分工中最关键的要素[15]。一些可数字化的产品如书籍、报刊等实体货物被电子产品所替代，随之增加的是那些数字贸易产品。信息通信技术整合管理现有的产业链，将数字技术与传统的货物相结合，实现货物贸易的数字化，凭借数字经济带来的比较优势，优化了货物贸易的结构。
2.服务贸易。数字经济突破了传统贸易中的很多障碍，将之前许多不能贸易的服务内容纳入到服务贸易中。比如，受新冠肺炎疫情的影响，许多地方利用5G和VR技术推出了云旅游服务，使人们足不出户即可欣赏美丽风景。此外，互联网和数字技术大大提高了服务贸易的效率，促进了现代服务业的发展，不仅衍生出一批以数字经济为主的服务部门，还提高了传统服务贸易的数字含量，不断丰富服务出口的类别，提高了出口竞争力，优化了服务贸易的结构。
（三）技术创新
大数据、区块链、物联网和云计算等新技术的推广，有利于出口企业通过技术创新，改变以出口低附加值产品为主的出口方式，将新技术用于生产领域，增加产品技术含量，提高产出效率，冲击产品价值链的中高端领域，在国际竞争中把握主动权。同时，企业之间的技术创新竞争，能提高整个行业的技术水平，形成产业集聚和规模经济，从而推动整个行业的出口竞争力增强，促进出口的增加。
（四）市场竞争
数字经济在加速全球化的同时，也导致了贸易出口型企业之间的竞争越来越激烈。我国的某些劳动密集型企业可能由于存在数字鸿沟，在与国外企业的竞争中处于劣势。互联网的广泛应用使得价格信息更加透明，对企业的成本管控提出了更高的要求。此外，我国人口红利已经消失，劳动力成本逐渐上升，产品的价格随之也会提高，会导致贸易伙伴国选择进口其他国家价格更低的产品。不同国家不同技术水平的企业可能由于数字鸿沟的“马太效应”[16]，差距越来越大，从而阻碍贸易的发展。
根据以上分析，本文提出如下假设：
H1：数字经济对出口贸易具有显著的促进作用，促进程度因区域异质性而具有差异；
H2：数字经济对出口贸易的促进作用不是简单的线性关系，而是呈现一定的非线性。
（一）变量选取及说明
1.被解释变量：出口贸易额。出口贸易对我国经济发展的贡献巨大，选取出口贸易额作为被解释变量，表示我国各省区市对外出口贸易额，根据每年的平均汇率将单位从万美元转化成了亿元，记为xt。
2.核心解释变量：数字经济指数。数字经济作为一种新型经济形态，对其的衡量还没有统一的指标，本文参考郭峰等（2020）[17]的方法，选取互联网普及率、互联网相关从业人员数、互联网相关产出、移动互联网用户数和数字金融普惠发展这五个指标（见表1），分别用熵值法和主成分分析法构建了数字经济指数。其中用熵值法构建的数字经济指数记为DIGS，用来进行主要研究；
用主成分分析法构建的数字经济指数记为DIGZ，用来进行稳健性分析。
表1 数字经济发展水平指标体系
熵值法是一种客观赋权法，具体步骤如下：
（1）标准化处理：对原始数据用极值法进行标准化处理，使所有数据处于0 ～1之间。
Fi取值在0 ～1之间，Fi越大，表示某省份的数字经济发展水平越高。
3.控制变量：（1）对外直接投资额，记为FDI，单位为亿元。一般来说，一个地区外商直接投资水平越高，其出口贸易能力也越强。（2）贸易开放水平，记为TO，参考牛小雨（2021）[11]的方法，利用各省份每年进出口贸易总额占GDP的比重计算得出。一般来说，一个地区贸易开放度越高，出口贸易额越多。（3）基尼系数，记为GC。由于一个地区的贫富差距会影响出口贸易发展，参考田卫民（2012）[18]的方法，计算出了各省份的基尼系数。一般来说，一个地区贫富差距较大，出口贸易额会相应减少。
（二）数据来源
本文选取我国除港澳台地区的31个省区市2011—2020年的面板数据来研究数字经济对出口贸易的影响，并将31 个省份分为东中西三部分。数据来源于《中国统计年鉴》、各省份统计年鉴、《中国城市统计年鉴》、中经网数据库和北京大学发布的数字普惠金融指数。表2为各个变量的描述性统计结果。
表2 变量的描述性统计
（三）模型构建
通过分析，本文将出口贸易额作为被解释变量，将数字经济指数作为核心解释变量，贸易开放水平、基尼系数和对外直接投资额作为控制变量。为降低多重共线性和异方差的概率，将出口贸易额和对外直接投资额取对数。构建的个体固定效应模型如下：
其中lnxt表示出口贸易额，DIGS表示数字经济指数，TO表示贸易开放水平，GC表示基尼系数，lnFDI表示对外直接投资额，i表示省份，t表示年份，μ是个体固定效应，ε为随机扰动项。
为了检验数字经济与出口贸易之间的非线性关系，参照Hansen（1999）[19]的方法，经过stata16.0软件多次测试，发现贸易开放水平通过了门限检验，因此把贸易开放水平设为门限变量，单一门限模型为式（2），其可以扩展成多重门限模型：
TO是门限变量，I为指标函数，当门限变量大于γ时取1，否则取0。
（一）单位根检验
本文收集的经济数据可能不平稳，直接进行回归容易导致伪回归，所以先对面板数据进行单位根检验。本文采用llc检验方法对面板数据进行单位根检验。如表3所示，所有变量的P值都小于0.05，拒绝原假设，所有变量都是平稳的。
表3 面板单位根检验
（二）Hausman检验
经过stata16.0软件运算，chi2（4）=34.65，并且Prob＞chi2=0.0000。故拒绝原假设，采用个体固定效应模型对所给的面板数据进行实证分析是适合的。
（三）基准回归
对上式（1）进行回归，表4为回归结果。首先对核心解释变量进行回归，发现数字经济指数在1%的水平上显著为正，表明数字经济的发展可以促进我国出口贸易的发展。数字经济发展水平每上升1个单位，出口贸易额可以增长0.496个单位，并且随着逐步加入控制变量，数字经济指数依然显著为正。此外可以发现，贸易开放水平和对外直接投资额加入后，系数也在1%水平上显著为正，数字经济指数的系数也随之增大。说明贸易开放水平和吸引外商投资的能力也可以促进我国出口贸易的发展，并且一个地区贸易开放程度越高，吸引外资能力越强，数字经济的发展对出口贸易的促进作用越强。基尼系数的系数不显著，与预期不一致，可能与数据收集的误差有关，或者说明贫富差距对出口贸易的影响不大。
表4 总体回归结果
（四）分区域回归
由于我国各个地区的数字经济发展水平具有较大差异，所以将我国分为东中西三个区域来进行回归，表5为分区域的回归结果。由于各个地区的异质性，各个变量的显著性稍有不同。东中西三个地区的数字经济指数均在1%水平上显著，与总体回归结果一致，说明数据比较稳定。其中，中部地区数字经济指数系数最大，西部地区数字经济指数系数最小，说明中部地区的数字经济发展水平对出口贸易的促进作用最大，数字经济发展水平每上升1个单位，出口贸易额增加1.371个单位，西部地区的数字经济发展对出口贸易的促进作用最小，数字经济发展水平每上升1个单位，出口贸易额增加0.761个单位。原因可能是东部地区的互联网和信息基础设施已比较完善，数字经济发展水平已达到上限；
中部地区正大力承接由东部地区转移过来的高新技术产业，不断完善数字基础设施，吸引外资和改善产业结构，在一定程度上，数字经济的发展势头已超过东部地区；
西部地区的自然环境较差，基础设施不完善，数字经济发展水平较低。因此假设H1成立。
表5 分区域回归结果
（五）稳健性检验
本文采用主成分分析法代替熵值法构建数字经济指数来进行稳健性检验。如表6所示，用两种方法构建的数字经济指数作为核心解释变量，回归结果一致，说明基准回归结果具有稳健性。
表6 稳健性检验
（六）门限效应
为了研究数字经济与出口贸易之间的非线性关系，选择门限模型来进行检验。经过stata16.0软件多次测试，发现贸易开放水平通过了门限检验。
如表7所示，当数字经济指数作为核心解释变量，贸易开放水平作为门限变量时，在1%水平上显著存在单一门限，门限值为0.0546，双重门限未通过显著性检验。说明数字经济对出口贸易的影响存在非线性的贸易开放水平门限效应。
表7 门限效应检验与门限估计值
为了进一步证明门限效应的真实性，借助似然比函数图来说明。如图1所示，LR为0时的点是门限值，且门限值为0.0546，位于虚线下方，拒绝“不存在门限效应”的原假设，说明门限效应是真实的。表明数字经济在不同的贸易开放水平下，对出口贸易的影响不同。因此假设H2成立。
图1 门限效应似然比函数图
（七）门限模型回归结果
如表8 所示，当贸易开放水平低于门限值0.0546 时，DIGS·I的系数为-1.116，显著为负，说明数字经济阻碍了出口贸易的发展；
当贸易开放水平跨过门限值0.0546 时，DIGS·I的系数为0.960，显著为正，说明数字经济促进了出口贸易的发展。所以，数字经济对出口贸易的影响会受到贸易开放水平的影响，在贸易开放度较低的地区，数字经济会阻碍出口贸易的发展，而在贸易开放度高的地区，数字经济会促进出口贸易的发展。可能的原因是，在贸易开放水平低的地区，信息闭塞，数字基础设施不完善，面临更多的数字垄断与贸易壁垒，发展数字经济所需要的成本也更高，所以发展数字经济非但不能促进出口贸易的发展，反而会造成负面影响。而在贸易开放水平高的地方，信息化水平越高，数字技术创新能力也越强，数字经济的发展进一步节省了贸易成本，提高了贸易效率，从而促进了出口贸易的增长。
表8 门限模型回归结果
数字经济可以通过降低贸易成本、优化贸易结构和促进技术创新来促进出口贸易发展，数字经济也可以通过加剧竞争威胁来阻碍出口贸易发展。本文基于2011—2020年31个省区市的数据，利用熵值法构建数字经济指数，运用个体固定效应模型与门限模型进行实证分析，探讨数字经济与我国出口贸易之间存在的线性和非线性关系以及异质性问题。得到如下结论：
第一，数字经济对我国出口贸易具有显著的促进作用，具体而言数字经济发展水平每上升1个单位，出口贸易额可以增长0.496个单位，且通过稳健性检验后结论依然成立。
第二，数字经济对我国出口贸易的促进作用因区域差异而不同，对中部地区的促进作用最明显，对西部地区的促进作用最弱。
第三，数字经济对我国出口贸易的影响受到贸易开放水平的影响，在贸易开放度较低的地区数字经济会阻碍出口贸易的发展，而在贸易开放度高的地区数字经济会促进出口贸易的发展。
本文基于数字经济指数，运用个体固定效应模型进行实证分析，并将贸易开放度和基尼系数等因素纳入分析框架之中，探讨了异质性，深化了既有研究。运用门限模型探讨数字经济与出口贸易之间存在的非线性关系，拓展了既有研究。根据上述结论，为充分发挥数字经济对出口贸易的促进作用，提出以下建议：
第一，加强数字基础设施建设。数字基础设施建设是发展数字经济的基础，可以为各个地区的经济发展和出口贸易发展提供良好的数字环境。我国出口贸易具有区域不协调的问题，正如所得出的实证结果，中部地区和东部地区由于完善的数字基础设施，数字经济对出口贸易的促进作用大于西部地区。特别是中部地区，在中部崛起战略的支撑下，大力进行数字新基建，促进了出口贸易发展。而西部地区数字基础设施较少，需要尽快补齐数字基建的短板，同时普及互联网和5G基站，承接东部和中部地区的数字产业，吸引更多数字资源，优化贸易结构，发挥数字经济对出口贸易的促进作用。
第二，营造良好的数字化环境。数字设施完善和贸易便利化程度高的地方更容易吸引外商投资。东中部地区的对外直接投资可以促进当地的出口贸易发展，而西部地区的对外投资水平对当地出口贸易发展不起作用。因此，西部地区要改善当地的数字化环境，增强服务能力，完善数字监督管理体系，保护外来投资者在当地的合法利益。东中部地区要鼓励本地数字化人才和企业走出去，向西部地区提供技术和经验。
第三，提高贸易开放水平。不同区域的贸易开放水平有差异，从而对我国经济增长的影响也不同[20]。在贸易开放度较低的地区，数字经济会阻碍出口贸易的发展，而在贸易开放度高的地区，数字经济会促进出口贸易的发展。所以，对于贸易开放度较低的地区，要加大对外开放的力度，减少对数字型企业的融资约束，减少与外界进行贸易的壁垒，创造公正包容的市场环境；
对于贸易开放度较高的地区，继续保持较高的开放水平，加强与周边地区的联系，带动周围地区的发展。我国要加强与世界各国的数字合作，在自贸区的谈判中加入数字经济等议题，加大我国在数字经济领域的话语权，打破各种数字壁垒，构建数字经济的国内国际双循环，推动出口贸易的发展。
