數字經濟發展提升了城市出口韌性嗎

蘇杭，盧笑同

（東北財經大學 國際經濟貿易學院，遼寧大連 116025）

一、引言

近年來，全球性問題加劇，更加復雜嚴峻和不確定的外部環境對我國出口貿易造成了巨大干擾，出口“承壓而上，穩中見韌”成為應對復雜的國際經濟形勢和保證我國經濟強韌性的關鍵。城市作為我國開放經濟下對外經貿活動的主力軍，擁有高度集聚的人口和經濟資源，是防范外部風險與應對外部沖擊的主要陣地，遭受外部沖擊后，出口韌性強的城市能夠實現出口快速恢復，出口韌性弱的城市則表現為出口的持續低迷①以2008 年全球金融危機帶來的外部沖擊為例，2009—2011 年，珠海市出口額增長率分別為-17.4%、15.9%和13.9%，表現為出口快速恢復；而文山市出口額增長率分別為-49.1%、-29.9%、-59.5%，表現為出口持續低迷，數據來源為Wind 數據庫。，可以說，城市出口韌性將直接反映我國出口抵御外部沖擊和維持穩定增長的能力。因此，如何增強城市的出口韌性從而進一步提升我國出口貿易抵御外部沖擊的能力，是實現貿易高質量發展的核心問題之一。

我國數字經濟發展迅速，憑借全球最大的數字經濟市場、領先全球的數據資源及創新能力強勁的數字產業成為推動世界經濟增長的核心動能。截至2021 年底，我國數字經濟體量躍居世界第二位，增速位列世界第一②數據來源：《全球數字經濟白皮書（2022）》。，與此同時，我國第五代移動通信技術網絡規模位居全球榜首，實現了“從跟跑到領跑”。但值得注意的是，當前我國區域數字經濟發展水平依然沒有擺脫“胡煥庸線”的分割，呈現出“東強西弱”的態勢（田杰棠和張春花，2023），大城市的“虹吸效應”仍在影響周邊城市數字經濟發展，這種資源分配不均勻且呈現進一步集聚的趨勢將使各個地區在經濟下行中受到的影響形成顯著差異（陳安平，2022）。作為數字經濟發展的載體，城市能夠集聚數字經濟資源，通過產業關聯、空間牽引等模式有效拉動經濟增長，伴隨著技術、人才、治理短板進一步補齊，我國城市擁有廣闊的數字經濟發展前景，推動城市數字經濟高質量發展可能是實現城市出口韌性升級、打造“韌性城市”的一條重要路徑。

黨的二十大提出，要深化數字經濟與傳統產業融合、提升數字產業國際競爭力、建設網絡強國和數字中國，2023 年《政府工作報告》對促進數字經濟和實體經濟深度融合、支持工業互聯網發展提出了更高的要求。《關于推動外貿保穩提質的意見》和《關于做好跨周期調節進一步穩外貿的意見》強調了數字經濟通過保訂單、穩預期、穩產業鏈和供應鏈，發揮“穩出口”的作用，進而能夠推動經濟強勁復蘇。因此，在國家著力推動數字經濟發展的政策環境下，探討數字經濟發展影響城市出口韌性的基本規律對于進一步釋放外貿發展潛力，推動出口貿易“穩字當頭，穩中求進”有著非常重要的現實意義。

現有文獻認為，數字經濟是出口貿易領域的“穩定器”，有助于減輕危機影響和加快復蘇，源源不斷地為世界經濟注入新發展動力。就數字經濟的技術子集而言，Albertos 等（2014）研究發現，信息技術密集度高、互聯網嵌入度高的企業的出口并未受到國際金融危機的影響。Eppinger 等（2018）發現，面對金融危機帶來的國內總需求崩潰，企業更傾向于使用互聯網，將主要市場由國內轉向國際，促進了企業出口并彌補了企業在國內市場的損失。就數字經濟賦能國際貿易新業態而言，一方面，借助跨境電商優勢促進國際貿易能夠在短期內幫助出口企業尋找新的中間商和服務供應商（Hayakawa et al，2021），通過“保供效應”有效地保證了供應鏈條完整，促進了貿易全鏈條運行效率的快速恢復；另一方面，跨境電子商務和數字貿易滿足和刺激了消費者的差異化、定制化需求，激活了各種“非接觸式需求”（郭繼文和馬述忠，2022），通過“保需效應”實質性地推動了出口貿易的增長。

韌性（resilience）源起于生態學，主要表現為系統吸收外部沖擊后仍能保持穩定狀態或能否自我修復的能力（Holling，1973），之后被拓展至工程、社會、組織科學等學科領域，并逐漸引起了區域經濟學家和地理經濟學家的重視，Reggiani 等（2002）在空間經濟系統動態研究中引入了韌性的概念，認為韌性在探討系統如何應對沖擊時顯得格外重要，Martin 和Sunley（2015）進一步拓展了韌性的概念，定義區域經濟韌性為一個區域抵抗外部沖擊并從外部沖擊中得以恢復的能力。隨著國際政治經濟環境不確定性對出口貿易的影響日漸增多，學術界將“韌性”的定義拓展至貿易領域，Van den Berg 和Jaarsma（2017）將出口韌性定義為貿易崩潰后出口貿易的反彈程度，賀燦飛等（2019）提出，韌性在出口貿易方面的內涵是抵御沖擊，強勁恢復及出口結構優化升級，Mena 等（2022）進一步認為，出口貿易韌性是一國既能抵御出口貿易中斷，又能在中斷發生后恢復的能力。

聚焦出口韌性的影響因素，姜帥帥和劉慧（2021）將出口韌性分為抵抗力和恢復力兩類，研究發現全球價值鏈嵌入能夠一方面減弱企業的風險抵抗力，另一方面增強企業的出口恢復力。也有研究表明，多樣化的產業結構和出口方式能夠提升出口韌性（賀燦飛和陳韜，2019；劉慧和綦建紅，2021；王文宇等，2021）。此外，也有文章從貿易網絡（胡昭玲和高曉彤，2022）、不確定性沖擊（劉洪愧，2022）、區域貿易協定（魏昀妍等，2023）等角度對出口韌性的影響因素進行探討。與本文研究主題關聯度較高的一支文獻探討了數字化轉型與企業出口韌性之間的聯系，例如，魏昀妍等（2022）認為，數字化轉型能夠通過促進企業出口多樣化、提升企業出口產品質量進而提升企業出口韌性。范黎波等（2022）發現，企業數字化轉型有助于降低企業出口退出風險并提高出口穩定性，創新提升、要素配置改善及市場擴大效應是二者間的重要作用渠道。張鵬楊等（2023）指出在貿易摩擦沖擊下，企業數字化轉型能夠通過出口產品轉換和出口目標國轉移進而提升出口韌性。雖然已有文獻對本文的研究提供了重要的借鑒和啟示，遺憾的是鮮有文章將視角聚焦于城市，研究數字經濟發展與城市出口韌性間的聯系并剖析其作用機制。

基于上述文獻，本文可能的創新在：①在研究視角上，嘗試將視角聚焦到數字經濟發展，在城市-產品-目的國這一更加細致的研究層面揭示數字經濟發展對增強城市出口韌性的重要價值；②在影響機制方面，深度挖掘了數字經濟發展如何通過降低城市貿易成本、提升城市創新能力和提升城市創業活力來影響城市出口韌性，在進一步豐富現有關于出口韌性影響因素研究的同時，有助于明晰數字經濟發展影響城市出口韌性的作用渠道；③在研究價值上，本文不但通過豐富的穩健性檢驗和異質性分析驗證了數字經濟發展對城市出口韌性的促進效果，而且進一步研究了不確定性沖擊背景下數字經濟發展對城市出口韌性的影響，為當前不確定性沖擊加劇背景下城市出口韌性升級提出了數字經濟視角的解決方案。

二、理論機制與研究假說

數字經濟發展能夠有效應對當前和未來出口貿易領域的風險與挑戰，進而為提升城市出口韌性提供新的機遇。具體來說，數字經濟發展能夠通過貿易成本節約效應、創新能力升級效應和創業活力提升效應增強城市出口韌性。

（一）貿易成本節約效應

數字經濟發展能夠降低城市出口面臨的成本約束。在貿易關系建立階段，合適的供需匹配是貿易能夠順利開展的前提。貿易搜索理論（Rauch，1999）認為，國際貿易中賣家和買家通過信息搜尋建立聯系，數字技術的應用為參與國際貿易的企業提供了國外市場的相關訊息，提升了信息獲取的便利性，顯著降低了貿易的信息搜尋成本（Freund and Weinhold，2004；Clarke，2008）。與此同時，數字經濟還能夠減少信息在獲取和傳輸上的延誤，降低國際貿易中存在的信息壁壘，極大地便利了買賣雙方的交流溝通，使得產品的價格、質量等關鍵信息變得透明可比，降低了買賣雙方在合同簽訂過程中付出的協商成本（施炳展和李建桐，2020），并且，這種信息壁壘的降低也有利于買賣雙方在交易之前對潛在交易對象進行高效篩選，有助于提高匹配到高質量交易對手的概率，降低因交易對手違約而產生的額外損失（袁淳等，2021）。在貿易履約階段，得益于數字技術的運用，外貿企業通過物流各環節精細化、動態化、可視化管理及根據貨物特性選取合理的運輸方式，促進了運輸工具和貨物的精準匹配，提高了物流鏈條的運行效率，降低了運輸成本（何樹全等，2021），并且信息化通關平臺的建設還能夠有效壓縮產品出口通關時間，提升產品通關效率，進而有效降低了通關成本。此外，電子商務平臺和移動銀行業務的發展也為國際貿易提供了更加便捷和經濟高效的支付方式，降低了買賣雙方的支付成本。

當前我國外貿面臨著種種風險與挑戰，其中外需不足、供應鏈中斷的問題最為凸顯。面對外部沖擊，數字經濟發展使外貿企業能夠以較低成本精準搜尋合適的上游供應商并充分了解下游市場的產品結構和消費者偏好（金祥義和施炳展，2022），這不僅提升了供需匹配效率，而且保證了出口產品的有效供給、推動了貿易訂單的增長，進而促進了供應鏈順暢運轉，提升了城市出口韌性。同時，由數字經濟帶來的貿易成本下降也有助于激活國際市場上的潛在需求，城市不但能夠提升貿易伙伴數量，而且可以與距離更遠的國家或地區建立貿易關系以擴大城市的出口市場范圍，有助于通過出口市場多元化策略激活新的需求，進而增強城市出口韌性。

因此，本文提出假說1：

數字經濟發展能夠通過貿易成本節約效應提升城市出口韌性（H1）。

（二）創新能力升級效應

資源基礎觀認為，競爭優勢的源泉是既有資源的積累和新資源的開發（Barney，1991），然而此類資源的流動性往往受限于空間和市場，數字經濟的快速發展可以有效打破資源流動的時空限制，加快資源要素的流動，提升城市創新主體間的溝通效率及提高傳統創新要素的質量，進而擴寬了創新資源獲取渠道，有助于城市創新能力升級。具體來說，一方面，傳統意義上的創新往往會被束縛于生產環節或創新主體間形成的“信息孤島”，而數字經濟能夠將原本分散生產環節和企業聯系起來，不但能夠實現企業內部研發、生產、供應等環節聯動發展，而且能夠加強區域間研發部門和應用部門之間的良性互動（韓先鋒等，2019）。這樣一來，在整個城市范圍內，創新主體通過數字經濟得以有效聯通，改變了城市原有的創新方式與創新類型，有助于拓寬城市創新空間。另一方面，在數字經濟時代，數據已成為新的創新要素，其能夠對資本、勞動力和技術等傳統創新要素進行賦能，推動傳統創新要素提質（張昕蔚，2019）。傳統創新要素的流動通常僅在產業鏈上下游或區域內流動，數字技術的嵌入擴大了傳統創新要素的使用邊界，使創新要素向效率更高的產業和地區遷移，有效地提高了創新要素供求匹配度，拓寬了創新主體的創新要素獲取范圍，進而有助于城市創新能力提升。

Schumpeter（1939）發現，在蕭條時期，創新能夠通過“創造性破壞”推動經濟復蘇，門斯（G.Mensch）的技術創新論認為，在危機沖擊下，社會上的需求會趨于飽和，而現有的技術不能滿足社會的需求，產生了“技術僵局”。此時只有技術創新或產生新的生產部門才能打破僵局，實現新的經濟繁榮。因此在面臨外部沖擊時，創新是“化危為機”的重要途徑。具體而言，創新能夠提升出口競爭力（Melitz et al，2007），一方面有助于生產模式升級和出口產品質量提升；另一方面有助于促進產品生產轉向高端專業化，進而提升出口技術復雜度。進一步地，低生產成本和高生產率提升了出口價格競爭優勢，產品質量的提高有助于贏得產品的國際口碑，產品技術含量的提升增強了產品的不可復制性。可見，創新有助于產品在差異化競爭中取得優勢，更有利于產品出口，擁有更強的出口韌性。

因此，本文提出假說2：

數字經濟發展能夠通過創新能力升級效應提升城市出口韌性（H2）。

（三）創業活力提升效應

數字經濟發展進一步豐富了創業資源，有助于提升城市創業活力。第一，根據斯密-楊格定理（Smith-Young Theorem），分工和專業化水平會隨著市場規模擴大而提升，數字經濟的規模效益使社會分工和專業化水平日漸增長，產品價值鏈逐漸拉長，越來越多的新產業、新就業形態應運而生，有助于激發市場的創造力，為大眾創業提供了新的機會。第二，在數字經濟時代，創業者的創業成本顯著降低。首先，在匹配成本方面，伴隨數字經濟發展，數據信息的流動方式由過去的供給端單向輸出躍升為供需雙方的高效交換，不僅能夠加速供需匹配和交易，而且激發了產品個性化定制化需求，商品流通速度和產品需求種類的增長為創業提供了良好的需求環境。其次，在信息成本方面，數據多元、流通和共享能夠為創業決策提供信息基礎，有助于創業者把握市場機會，實現靈活自由的價值追求。最后，數字金融的普惠性使更多的人可以獲得信貸支持，緩解信貸約束，有助于中小和微型企業的創立（張勛等，2019）。第三，數字經濟發展能夠帶來較強的社會互動，能夠加強創業成功形成的示范效應，使得城市創業活力進一步增強。

創業活力是企業家精神的體現（Khalida and Bhattib，2015），有助于企業家在不利環境中利用自身優勢與環境因素實現自我成長，促進創業活動的有效開展，這將進一步推動企業進入國際市場③Mu?oz-Bullón 等（2015）認為，企業家精神導向（先動性、風險承擔性和創新性）是企業家進入國外市場的重要決定因素，其使用2001—2008年新生企業家數據進行實證研究，結果表明新生企業家的企業家精神導向會正向影響其跨國經營的意愿。（Mu?oz-Bullón等，2015）。根據漸進國際化理論，企業通過出口學習不但能夠獲得新的知識、技術和資本，而且能夠進一步熟悉國際消費市場的偏好，推動其尋找更多出口早期未考慮的、利潤水平更高的市場作為新的出口目的地，有助于出口多元化戰略實施。與此同時，創業活力的提升往往能夠推動新經濟部門產生，這些部門不但能夠迅速將技術成果輻射至其他產業，而且可以通過推動舊市場淘汰和新市場建立進一步提升生產效率，進而在復雜多變的環境下維持競爭優勢，提升城市出口韌性。

因此，提出假設3：

數字經濟發展能夠通過創業活力提升效應增強城市出口韌性（H3）。

三、模型設定、變量選取和數據說明

（一）計量模型設定

參照He 等（2021）的研究設計，設定了如式（1）的計量模型。

其中：被解釋變量rescijt為城市c在t年向j國出口的HS6 位碼產品i的出口韌性；核心解釋變量Digict為城市c在t年的數字經濟發展水平；Controls為包括城市層面和出口目的國層面的控制變量；β0為常數項；β1為核心解釋變量估計系數，若β1為正，那么意味著數字經濟發展水平對城市出口韌性有著正向影響；β2為控制變量的系數；μcij、ηt分別為城市-HS6 位碼產品-出口目的國層面的固定效應和年份層面的固定效應；εcijt為隨機誤差項。

（二）變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量為城市出口韌性（res），本文借鑒van den Berg 和Jaarsma（2017）的研究思路，以2009—2016年各城市-HS6 位碼產品-出口目的國層面的出口額增長率減去2008 年相應出口額增長率來表示城市的出口韌性④2008 年全球金融危機導致外需放緩、貿易保護主義抬頭，我國出口受阻，對外貿易順差出現明顯下降趨勢，參考既有文獻，選擇2008 年為沖擊元年計算出口韌性。需要說明的是，本文需要以2008 年的出口數據作為后續比較的基礎，因此樣本期始于2009 年。，具體公式如式（2）。

其中：c為城市；i為產品；j為出口目的國；t為年份；exprate為出口額增長率。

2.核心解釋變量

本文著重關注的核心解釋變量為城市數字經濟發展水平（Digi），參考黃群慧等（2019）提出的數字經濟發展綜合評價指標構建方法，本文采用城市每百人互聯網寬帶接入的用戶數、城市信息傳輸計算機服務和軟件業從業人員數占全部就業人員數的比重、城市人均電信業務總量及城市每百人移動電話年末用戶數4 個指標構建綜合評價體系⑤值得注意的是，《“十四五”數字經濟發展規劃》對數字經濟發展指標的合理測度提供了有益參考，與此同時柏培文和張云（2021）、戴魁早等（2023）對城市數字經濟發展水平的測度進行了較為創新的探索。但考慮到本文研究年份為2009—2016 年，樣本時間區間從2009 年開始能夠反映城市出口從2008 年全球金融危機的沖擊中恢復的過程，而部分子指標如域名、網站、網民數量從2011 年開始統計，與本文樣本區間重合度較小，綜合已有研究對數字經濟發展評價體系的構建思路以及考慮到相對而言更加細致的城市層面數據的可得性，最終借鑒黃群慧等（2019）的研究思路構建數字經濟發展指標綜合評價體系。。首先對4 個指標進行標準化處理并用熵權法計算評價指標的權重，之后通過對加權后評價指標的權重進行TOPSIS 評價計算進而測算出城市數字經濟發展水平。具體測算步驟如下：

（1）對原始矩陣X=(xck)m×n進行標準化。

其中：c為城市；k為本文選取的用于測算城市數字經濟發展水平的4 個分項指標；Y為經過標準化后的矩陣。

（2）計算第k項指標在第c年的數值占該指標的比重（pck）。

（3）計算k項指標熵值（eck），當pck=0 時，pcklnpck=0。

（4）計算第k項指標的差異指數（Gk）。

（5）計算第k項指標的權重（Wk）。

（6）由標準化矩陣和各指標權重可得加權標準化矩陣（Zck）。

（9）計算熵權TOPSIS 法結果（Hc）。

3.控制變量

本文選取了城市和出口目的國兩個層面的控制變量：

城市層面的特征變量包括：城市經濟體量（lnpgdp），以城市人均地區生產總值的對數來衡量，城市經濟體量越大，越容易暴露在外部沖擊中；集聚水平（lncluster），以城市人口密度的對數衡量，城市集聚水平越高，產業之間的關聯性就越高，進而有利于抵御外部沖擊；城市對外開放度（lnopen），以城市出口額的對數來衡量，對外開放水平較高的地區往往能夠吸引大量的資源、技術和公司，高效地調動全球資產用于區域發展，進而提高應對危機的能力。

出口目的國的特征變量包括：目的國經濟發展水平（lnjpgdp），以目的國人均生產總值的對數來表征，目的國經濟發展水平越高，對我國出口的拉動效應越大；目的國對外開放度（lnjopen），以目的國外商直接投資凈流入的對數來衡量，目的國對外開放度越高，市場進入難度越低，有利于出口的順利進行；目的國市場規模（lnmarket），以目的國人口數的對數來衡量，市場規模反映了目的國的進口需求規模，面臨外部沖擊，需求的銳減可能會削弱經濟體抵御沖擊的能力。

（三）數據說明

為了使研究更加精確細致，本文使用中國海關數據庫中的城市-產品-目的國層面的出口數據測算城市出口韌性，在進行測算之前，剔除了出口數據缺失、出口目的地不明（因數據缺失，未包含西藏地區及港澳臺地區）的數據，并且考慮到直轄市行政級別特點可能導致出口體量明顯高于其他城市的問題，本文剔除了直轄市出口數據。此外，出口數據來源于中國海關數據庫，城市層面的核心解釋變量及控制變量的數據來自《中國城市統計年鑒》，國家層面控制變量數據來自世界銀行的世界發展指標（WDI）數據庫。

在經過上述處理后，獲得用于分析的240 個城市、3543 個產品、191 個出口目的國所組成的研究樣本，表1為描述性統計結果。

表1 主要變量的描述性統計

（四）中國城市數字經濟發展與出口韌性的典型事實

本文繪制了2009 年、2011 年、2013 年和2016 年城市數字經濟發展水平的核密度圖及2009—2016 年數字經濟發展的時間趨勢圖。如圖1 所示，我國城市數字經濟發展水平總體呈現右偏分布，表明我國只有少數城市擁有較高的數字經濟發展水平，大多數城市的數字經濟發展還有待進一步加強。通過對比可以發現，首先，核密度圖左側的峰值在不斷下降，右側的峰值在不斷上升，說明隨著國家政策的落實和科技的進步，更多城市加入了高數字經濟發展水平的隊伍中，但這種“多峰”分布提醒我們仍要注意數字經濟發展“兩極分化”現象，防范“數字鴻溝”的出現。其次，可以觀察到核密度圖整體向右移動，并且結合圖2 也能夠發現，我國城市數字經濟發展水平呈現逐年上升的態勢。

圖1 數字經濟發展核密度對比

圖2 2009—2016 年數字經濟發展時間趨勢

與此同時，本文也繪制了2009 年、2011 年、2013 年和2016 年城市出口韌性的核密度圖及2009—2016 年城市出口韌性變化趨勢圖。由圖3 可以看出，多數城市出口韌性處于中等水平，僅有少數城市出口韌性較高。而且可以發現，隨著時間的推移，核密度曲線呈現出向右移動的特點，這表明隨著穩外貿政策的積極效應持續顯現，城市出口韌性逐漸上升。同時，結合圖4 可以發現，我國城市出口韌性的總體水平也呈現逐年上升趨勢。

圖3 城市出口韌性核密度對比

圖4 2009—2016 年城市出口韌性變化趨勢

通過上述分析，不難看出，無論是數字經濟發展水平還是城市出口韌性在研究樣本期內均呈現出明顯的上升趨勢，故本文初步認為數字經濟發展水平升級有可能是城市出口韌性提升的原因之一。為進一步觀察數字經濟發展水平與城市出口韌性的關系，還繪制了能夠反映二者之間關系的散點圖。如圖5 所示，橫軸是城市數字經濟發展水平（Digi），縱軸為城市出口韌性（res），通過二者間散點圖的分布情況及其擬合線可以看出數字經濟發展與城市出口韌性存在一定的正相關，即城市數字經濟發展水平越高，城市出口韌性越強，這在一定程度上給出了支持本文研究猜想的經驗性證據，然而此類統計分析中仍混雜著影響因果識別的其他干擾因素，因此本文在第四部分的實證分析中采用更為嚴謹的方法嘗試深入探究二者間的關聯。

圖5 數字經濟發展與城市出口韌性的關系

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

表2 匯報了基準模型回歸結果，其中，（1）列控制了全部的固定效應但未加入城市和出口目的國的特征變量；（2）列、（3）列分別加入了城市控制變量、出口目的國控制變量并始終控制城市-產品-目的國和年份固定效應，結果顯示數字經濟發展（Digi）均對城市出口韌性（res）有顯著正向的影響。接下來，基于表2 的（3）列進行結果分析，在控制了全部固定效應和控制變量后，數字經濟發展系數為0.389，并且通過了5%水平的顯著性檢驗，說明伴隨數字經濟發展水平上升，城市的出口韌性也得以提高，即證明了數字經濟發展有助于城市出口韌性的提升。此外，相關控制變量回歸系數的結果與本文的預期一致，城市經濟體量越大，出口越容易暴露在沖擊中，會對城市出口韌性產生負向影響，城市集聚水平和對外開放度對出口韌性存在正向影響，目的國經濟發展水平和對外開放度越高，越有利于城市出口韌性提升，而目的國市場規模不利于城市出口韌性提升。

表2 基準回歸結果

（二）穩健性檢驗

1.替換研究維度

前文在測算城市出口韌性時，將研究維度精確到了城市-HS6 位碼產品-目的國層面。為了確保研究結論的穩健性，在此嘗試放寬產品限制，在城市-HS4 位碼產品-目的國層面重新測算了城市出口韌性并納入模型進行回歸，結果見表3 的（1）列，可見數字經濟發展對城市出口韌性的促進效果依然存在。

表3 穩健性檢驗

2.剔除極端值

極端觀測值的存在可能對本文基準回歸系數產生較大影響，因此對模型中的變量進行1%雙邊縮尾以排除極端值可能會對基準回歸結果造成的影響，之后進行回歸，結果見表3 的（2）列，可以看出在剔除了極端值影響的情況下，基準結論依舊成立。

3.替換被解釋變量

第一，借鑒Martin（2012）的研究思路對城市出口韌性進行重新測算，具體方法如式（14）。

其中：rescijt為城市c在t年向j國出口的HS6 位碼產品i的出口韌性為城市c在t年向j國出口的HS6 位碼產品i的實際出口額的變化量，用城市c在t年向j國出口的HS6 位碼產品i的出口額減去上一年的出口額表示為城市c在t年向j國出口的HS6 位碼產品i的預期出口額的變化量，用城市c在t年向j國出口的HS6 位碼產品i的出口額乘以產品i在t年對j國出口的全國平均增長率growthrateijt來表示，即

其中：Eijt、Eij(t-1)分別為全國產品i在t年和t-1 年向j國的出口額。

第二，考慮到金融危機發生在2007 年年底，可能在2008 年就已經對出口額產生了一定的影響，本文將參照年份提前至2007 年，并以2009—2016 年各城市-HS6 位碼產品-出口目的國層面的出口額增長率減去2007年相應出口額增長率來表示城市的出口韌性，結果見表3 的（3）列、（4）列，說明采取替換被解釋變量策略進行重新回歸后，基準結論依舊成立。

4.替換核心解釋變量

本文通過以下兩種方法替換核心解釋變量：第一，城市企業數字化水平（Digient），采用各城市上市公司年報中企業數字化轉型關鍵詞出現頻次的對數表征⑥數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）的年報關鍵詞研究數據庫（AKRD），值得注意的是，其關于企業數字化轉型的詞頻統計層面為省份-上市公司-年度，本文根據上市公司固定電話區號與城市相匹配，最終計算出各城市上市公司數字化轉型關鍵詞的頻次。；第二，參照趙濤等（2020）的研究設計，基于前文給出的評價體系，使用主成分分析（PCA）計算城市數字經濟發展水平⑦在對評價指標進行標準化處理后，首先進行了KMO 和Barlett 檢驗，發現KMO 值為0.789 且顯著度為0.000，說明所選指標適合做主成分分析，根據累計方差百分比大于85%的原則，本文最終提取了兩個主成分，并求解出主成分得分和城市數字經濟發展水平。，記為Digipca。

回歸結果見表3 的（5）列、（6）列，可以發現，在替換核心解釋變量后，結果仍舊顯示數字經濟發展能夠促進城市出口韌性提升。

（三）內生性處理

本文設定的基準模型可能產生以下兩種原因造成的內生性問題：第一，出口韌性較強的城市可能會進一步加強數字技術的運用，倒逼數字經濟發展，進而產生反向因果問題；第二，雖然本文在基準回歸中通過不同的固定效應盡可能地降低遺漏變量所導致的估計偏誤，但是可能存在既影響城市數字經濟發展又影響城市出口韌性的外生經濟沖擊或其他不可觀測因素，進而產生遺漏變量問題。

本文首先采用滯后一期的數字經濟發展水平（L.Digi）替代核心解釋變量來克服反向因果問題。原因在于城市當年的出口韌性能夠受到上一年數字經濟發展的影響，但是上一年的數字經濟發展水平幾乎不會受到當年出口韌性的影響。結果見表4 的（1）列，說明在克服反向因果問題后，基準回歸結論依舊成立。

表4 內生性問題處理

接下來，本文借鑒Nunn 和Qian（2014）提出的以歷史數據構建工具變量的思路，以全國互聯網上網人數滯后一期與2000 年各城市年末固定電話用戶數的交互項作為工具變量。因為當今數字經濟的技術子集如互聯網和移動通信技術正是歷史上通信技術如固定電話的升級換代，因此固定電話的使用與數字經濟發展水平有著較強的相關性，滿足了相關性假定；同時，隨著科技進步，移動電話逐漸代替固定電話，而且城市固定電話的使用并不會直接影響到城市的出口韌性，滿足了排他性假定。兩階段最小二乘法（2SLS）估計結果見表4 的（2）列、（3）列，其中（2）列匯報了第一階段的估計結果，結果表明，本文所選取的工具變量（IV）顯著提升了城市數字經濟發展水平；（3）列展示了第二階段的估計結果，可見模型通過了“識別不足”檢定和“弱工具變量”檢定⑧Kleibergen-Paap rk LM 統計量為6.827 且在1%的水平上顯著拒絕了“工具變量識別不足”的原假說，Kleibergen-Paap rk Wald F 統計量為112.678，大于臨界值16.38，拒絕了“弱工具變量”的原假說。，而且估計結果表明，經過內生性處理后回歸結果依舊穩健。

（四）排除其他政策干擾

作為數字經濟的基礎工具，移動通信技術的進步意味著網絡連接速度更快，延遲時間更短，能夠有效實現移動狀態下的高速數據業務，滿足用戶移動高速上網的需要，推動了移動辦公、移動電子商務的進步，有效帶動產業鏈快速發展。因此本文認為移動通信技術進步能夠有效提升城市數字經濟發展水平。

2013 年，工信部宣布向三大運營商發布第四代移動通信技術（4G）牌照，這為驗證數字經濟發展與城市出口韌性的因果關系提供了準自然實驗框架。考慮到城市間移動通信基站密度存在差異，移動互聯網發展規模不一致，因而“4G 牌照頒布”這一政策沖擊對不同城市的沖擊強度是不同的。為此，參照Chen 等（2020）的研究思路，本文采用廣義雙重差分法（GDID）研究4G 牌照頒布對城市出口韌性的作用效果，模型設定如式（18）。

其中：rescijt為城市c產品i在年份t對j國的出口韌性；treatc，2012為政策實施前城市的移動通信基礎，以2012 年城市互聯網用戶數的對數值表征；postt為“4G 牌照頒布”處理變量，在2013 年及以后的年份取1，其余情況取0；treatc，2012×postct為DID 交互項，其估計系數λ1即為該政策對出口韌性的影響；λ2為控制變量估計系數。

在進行廣義雙重差分估計之前，本文檢驗了GDID的識別條件，即在4G 牌照頒布前各城市出口韌性是否滿足平行趨勢假定。具體模型構建如式（19）。

其中：p為4G 頒布年份的相對期數。

圖6 匯報了平行趨勢檢驗結果⑨為了避免多重共線性問題，本文選取沖擊年份的前一年（2012 年）作為基準組。，可見在4G 牌照頒布之前，估計系數并不顯著，在2013 年當期和后兩期，估計系數顯著為正，證明了模型的有效性。廣義雙重差分回歸結果見表5，可見4G 牌照的頒布有助于城市出口韌性提升，說明移動通信技術升級夯實了城市數字經濟發展根基，促進了城市出口韌性升級。

圖6 平行趨勢檢驗

表5 廣義雙重差分回歸結果

（五）異質性分析

1.城市異質性分析

城市間數字經濟發展的稟賦不同，相比于其他城市，東部城市、數字經濟一線城市和新一線城市擁有較為完善的數字基礎設施、較為先進的數字產業化水平和較高的數字技術滲透度，集聚了大量數字經濟發展資源（呂明元等，2021）。那么在這兩類城市中數字經濟發展對出口韌性的作用效果是否更強？本文構建了東部地區虛擬變量eastern、數字經濟一線城市和新一線城市虛擬變量first⑩數據來源：《中國數字經濟發展研究報告（2022）》。并將數字經濟發展水平與虛擬變量的交互項Digi×eastern、Digi×first納入模型進行分析，由表6 的（1）列、（2）列可知，東部城市和數字經濟一線、新一線城市的數字經濟發展推動城市出口韌性升級的作用更強。

表6 城市異質性分析

當前我國數字經濟生態尚不成熟，內生秩序和自發力量尚未形成，因此數字經濟發展對城市出口韌性的作用強度會受政府治理效能的影響，為了考察這一問題，本文選擇以下變量表征城市政府治理效能，將變量與城市數字經濟發展水平的交互項納入模型進行分析；①政府財政支出與城市GDP 之比（finance），財政支出反映了政府支配社會資源的程度，表征了政府職能的履行情況；②政府電子政務績效排名（egov）○1由于中國軟件評測中心對電子政務績效的衡量方法隨時間而變動，所以本文采用電子政務績效排名這一相對值來衡量各城市電子政務發展情況，為了反映排名越靠前電子政務發展水平越高的事實，本文將排名做取相反數處理，回歸結果更易于讀者理解，數據來自中國軟件評測中心。，數字政府作為一種新興治理模式，其電子政務績效不僅反映了政府的數字關注度，而且能夠反映新興政府治理模式的成效；③數字普惠金融指數（DFIIC），政府對數字經濟的關注能夠顯著發揮數字經濟的普惠性，將數字經濟發展動力帶給各行各業，即數字經濟的普惠性能夠反映政府對數字經濟的重視和治理成效；④城市知識產權司法審判案件數（ip）○12數據來自北大法寶法律數據庫。，數字經濟擁有低復制成本特征，因此知識產權保護強度能夠反映地方政府對數字經濟發展環境的調控。表6 的（4）～（6）列顯示，政府治理效能越強的城市，數字經濟發展推動城市出口韌性升級的作用越大。

2.出口目的國異質性分析

考慮到發達國家往往具有更高的科學技術水平，數字經濟發展水平更高，更有利于城市與出口目的國信息聯通，實時獲取目的國的需求信息，促進交易達成，那么數字經濟發展是否更有利于出口目的地為發達國家的城市提升出口韌性？本文構建發達國家虛擬變量developed，并將交互項Digi×developed納入模型進行回歸，結果見表7 的（1）列。通過交互項Digi×developed的估計系數可以看出，數字經濟發展更有利于提升城市對發達國家的出口韌性。

表7 出口目的國異質性分析

為了進一步證明目的國數字經濟發展水平能夠影響數字經濟發展對城市出口韌性的作用效果，本文以目的國互聯網用戶平均帶寬作為該國數字經濟發展水平的代理變量，記作jDigi，數據來自國際電信聯盟（ITU），將交互項Digi×jDigi納入模型進行回歸，結果見表7 的（2）列。通過交互項Digi×jDigi的系數可以看出，數字經濟發展更有利于提升城市對數字經濟發展水平高的國家的出口韌性。

隨著地緣政治問題突顯，出口會受到出口目的國政局變化、貿易制裁、腐敗等行為的影響，出口目的國政局不穩會加大信息不對稱度，城市通過數字技術獲取目的國需求信息將會變得更加困難。那么數字經濟發展是否會因出口目的國的政治風險不同而對城市出口韌性產生差異化影響？因此，本文采用國際國家風險指南（ICRG）中公布的世界各國政治風險指數來衡量目的國政治風險，記作policy，該評價指數由12 個分指標構成，本文通過將分指標加總得到各國政治風險得分，得分越高，政治風險越低。接下來將交互項Digi×policy納入模型進行回歸，結果見表7 的（3）列，說明目的國政治風險越低，數字經濟發展推動城市出口韌性升級的作用越大。

五、機制檢驗

基于前文分析，本文認為數字經濟發展能夠通過貿易成本節約效應、創新能力升級效應和創業活力提升效應來推動城市出口韌性升級，為了檢驗上述機制，設定如式（20）調節效應模型。

其中：M為調節變量，本文重點關注的是交互項Digi×M的系數β3。

（一）貿易成本節約效應

考慮到城市面臨的出口貿易成本難以通過城市的特征變量進行刻畫，所以本文采用間接手段，通過考察城市貿易成本降低的具體表現來解答這一問題。第一，貿易成本下降有助于提升買賣雙方的供需匹配效率，使貿易訂單更容易建立，這增加了產品的通關次數，即貿易成本越低，產品通關次數越多。遵循這一思路，參考岳云嵩和李兵（2018）的做法，采用城市層面HS6 位碼產品出口通關次數的對數（cusnum）進行表征。第二，貿易成本下降也意味著國際市場上的潛在需求得以激活，城市不但能夠與更多的貿易伙伴建立貿易關系，而且能夠向距離更遠的國家或地區出口以擴大城市的出口市場范圍。因此，本文采用以下兩種方式反映貿易成本的變化，一是利用城市出口貿易伙伴數量的對數（partnernum）來表示貿易成本，貿易成本越低，城市搜尋新貿易對象的能力越強；二是利用城市平均出口距離的對數（meandist）來表征貿易成本，貿易成本越低，平均出口距離越遠。同時，本文進一步參考了范鑫（2021）的做法，以各年各城市對不同國家的出口額占當年地區出口總額的比重作為權重，計算出各城市出口加權平均距離（weighted-meandist）作為貿易成本的代理變量。其中，城市產品通關次數和出口貿易伙伴數量根據中國海關數據庫計算得出，地理距離數據來自法國國際經濟研究中心（CEPII）數據庫。由表8 的（1）～（4）列可得，調節項Digi×M的系數分別為0.217、2.521、22.985 和0.140，并且均通過了1%水平的統計顯著性檢驗，驗證了本文的假說1，即數字經濟發展能夠降低城市的貿易成本，進而有助于城市出口韌性升級。

表8 機制分析結果

（二）創新能力升級效應

本文從創新數量、創新質量和創新效率三方面綜合考察城市創新能力，首先選用城市當年專利授權數的對數值（innum）表征城市創新能力。其次，考慮到在專利中發明專利的技術含量更高，所以選取城市發明專利授權數的對數值（innqua）來衡量城市創新質量。最后，關于城市創新效率，采用城市當年專利授權數與財政科學支出之比（inneff）衡量將交互項納入模型進行回歸，發明專利數據均來自于中國研究數據服務平臺（CNRDS）。從表8 的（5）～（7）列可得，調節項Digi×M的系數β2分別為0.175、0.110 和2.636 并通過了統計顯著性檢驗，驗證了本文的假說2，即數字經濟發展增強了城市的創新能力，進而有助于城市提升出口韌性。

（三）創業活力提升效應

本文首先選用中國區域創新創業指數（IRIEC）中的“新建企業數量得分”分項指標來表征城市創業活力，記作enscore。另外，還參考白俊紅等（2022）的做法，采用“人口法”，即城市每百人新建企業數表征城市創業活力，記作enavg，數據來源于愛企查數據庫。從表8 的（8）列、（9）列可得，調節項Digi×M的系數β2分別為0.015 和0.085 并通過了統計顯著性檢驗，驗證了本文的假說3，即數字經濟發展能夠激發城市創業活力，進而有助于城市出口韌性提高。

六、進一步分析：基于外部不確定性沖擊背景的再考察

2008 年金融危機至今，擁有前所未見的頻度和強度的外部沖擊不斷干擾著我國經濟的平穩運行。中國宏觀經濟形勢分析與展望課題組（2022）認為，當前世界經濟已經進入了外部沖擊頻發期，從全球視角看，國際經濟社會將變得更加動蕩。因而，經濟體的韌性和經濟主體的應對能力將在充滿不確定性的全球經濟發展環境中經受更加嚴苛的考驗。因此在不確定性沖擊遷延不斷的背景下數字經濟能否持續提升城市出口韌性有待進一步探討。為此，在本部分，本文將對外部不確定性沖擊進行量化并構建交互效應模型，嘗試對該問題進行解答，模型設定如下：

其中：rescijt為出口韌性；Uncert為城市出口面臨的外部不確定性沖擊水平；Digict為城市數字經濟發展水平；Digict×Uncert為本文重點關注的數字經濟發展與外部不確定性沖擊水平的交互項；β為估計系數。

本文根據沈昊旻等（2021）的研究，采用中國貿易救濟信息網提供的全球涉華貿易救濟案件數的對數（lntput）來表征城市面臨的貿易政策不確定性沖擊，此外將涉華救濟案件細分為反傾銷、反補貼和保障措施，分別統計各類救濟案件的數量并將其以對數形式納入模型中進行穩健性檢驗，記作lnad、lncv和lnsg。值得注意的是，lntput是中國國家層面的變量，直接控制時間固定效應將會導致lntput與固定效應完全共線而使其無法識別，因此通過加入國內生產總值和貨幣供應量的增速作為控制變量以控制宏觀層面的影響因素。

基于不確定性沖擊背景的再考察結果列示在表9 中，可見不確定性沖擊的確會減弱城市的出口韌性；但是聚焦城市數字經濟發展與不確定性沖擊的交互項，可以發現，不同類型的沖擊與城市數字經濟發展水平的交互項系數均顯著為正，說明在不確定性沖擊背景下，數字經濟發展能夠平抑外部不確定性沖擊帶來的風險，提升城市出口韌性，再次有效地論證了數字經濟在城市面臨外部沖擊時作為出口貿易“穩定器”和“新引擎”的有效性。

表9 基于不確定性沖擊背景的再考察

七、結論和政策建議

面對全球經濟增速放緩、貿易局勢緊張帶來的巨大負面沖擊，城市作為我國開放經濟下對外經貿活動的主力軍，其出口韌性對我國穩住外貿基本盤、促進外貿“穩中提質”至關重要。為此，本文基于2009—2016 年中國城市和海關數據，分析了數字經濟發展與城市出口韌性二者之間的聯系及內在的作用機制。主要研究結論為：第一，數字經濟發展有效促進了城市出口韌性升級，且經過穩健性檢驗和內生性處理后的結論也支持了這一觀點。第二，異質性分析表明，數字經濟發展對城市出口韌性的作用效果因地區、出口目的國的性質而異。第三，機制分析表明，數字經濟發展有助于降低城市貿易成本、提升城市創新能力和增強城市創業活力進而增強城市出口韌性。第四，進一步分析表明，外部不確定性沖擊背景下，數字經濟能夠熨平風險，持續推動城市出口韌性提升。

本文的研究結論對城市抓牢新一輪科技革命機遇，大力發展數字經濟，在不確定性加劇背景下實現“穩出口”有著重要的政策含義：

第一，進一步發掘數字經濟提高城市出口韌性的潛能。研究結論表明，數字經濟發展能夠通過降低城市貿易成本、提升城市創新能力和創業活力來推動城市出口韌性升級。因此在國家大力推動數字經濟發展的背景下，政府應在提升數字經濟發展水平的同時，著重培育城市數字經濟發展的貿易成本節約效應、創新效應及創業效應。具體而言，地方政府應繼續推動出口企業的數字技術運用和推廣，一方面要提高信息溝通的效率和質量；另一方面要在數字綜合服務、倉儲運輸和數字通關上下功夫，借助數字化手段和工具，進一步降低貿易成本。而且，地方政府可以在研發端加大數字經濟人才引進力度和數字研發投入規模，進一步加強數字經濟專業人才培養，著重突破能夠帶來比較優勢的核心技術，在生產端繼續鼓勵傳統產業實現數字化轉型，進行數字創新。更進一步地，地方政府要繼續利用數字平臺為新創企業提供孵化空間，落實稅收優惠、普惠金融等創業支持政策，降低創業者的信息獲取難度和創業成本。

第二，充分考慮數字經濟發展在不同情境下對城市出口韌性作用的差異性表現。研究發現，數字經濟發展對城市出口韌性的作用效果因城市區位和政府治理效能而存在差異。因而，應當注意到當前我國數字經濟發展尚未擺脫胡煥庸線的束縛，如中西部數字基礎設施建設力度不足、數字經濟賦能力度不高的現實，所以需要進一步彌合區域間的數字鴻溝，在繼續發揮東部城市及數字經濟一線城市的示范作用的同時，著重通過加強數字經濟新基建建設和數字經濟新企業培育的手段帶動中西部城市數字經濟發展。對地方政府而言，應完善協商機制、加強信息共享以提升政府治理效能，同時也應進一步提升政府數字關注度，抓住數字經濟發展機遇。此外，研究發現，數字經濟發展對城市出口韌性的作用效果也取決于目的國經濟發展水平和政治風險。因此，地方政府在進行出口決策時要利用數字技術對貿易伙伴的政治風險和經濟發展狀況做充分的調查，利用大數據分析城市出口比較優勢和面臨的外貿環境，“因城施策”地制定出口計劃。