數字經濟發展與出口韌性：來自我國地級市層面的經驗證據

李宏兵，唐 蓮，王 巖

（北京郵電大學經濟管理學院，北京 100088）

一、引言

自加入WTO以來，我國出口取得了顯著的業績，被外界稱為“出口奇跡”，尤其是在2009年、2015年和2019年先后遭受全球金融危機和中美貿易摩擦等外部沖擊后，我國進出口總額大幅下降，但均在此后數年內穩定回升，展現出我國對外貿易在危機沖擊下的強大韌性。習近平主席在2022年世界經濟論壇上指出“中國經濟韌性強、潛力足、長期向好的基本面沒有改變”①詳見《人民日報》2022年1月18日第1版報道《習近平出席2022年世界經濟論壇視頻會議并發表演講強調要在歷史前進的邏輯中前進在時代發展的潮流中發展堅定信心勇毅前行共創后疫情時代美好世界》。，強調了經濟發展韌性在當今時代的重要作用。出口韌性是經濟韌性的重要組成部分，探尋加強出口韌性的路徑正逐漸成為提振經濟的關鍵舉措，而數字經濟作為我國經濟發展新動能，在賦能出口韌性提升和貿易高質量發展方面被寄予厚望。一方面，數字平臺的崛起促進了國際貿易中的信息流動，尤其是在國際動蕩背景下，數字經濟使貿易相關信息實現了實時共享，提高了信息時效性。數字化轉型使數字貿易更具靈活性和抗風險能力，相對于傳統貿易更為高效。另一方面，數字經濟的發展降低了貿易成本，實現了進出口過程的精細、動態、可視化管理。通過打破信息壁壘、降低信息搜尋成本以及提高物流鏈運行效率、降低運輸成本等手段，數字經濟激發了國際市場潛在需求，擴大了貿易市場范圍，加強了出口韌性。面對紛繁復雜的國際局勢與縱橫交織的多種內外因素，中國外貿發展的穩定性不斷受到外部沖擊，探究數字經濟是否及如何影響出口韌性，其作用機理又如何，對深刻理解數字經濟時代的貿易高質量發展具有重要意義。

事實上，Reggiani等［1］首次將“韌性”的概念應用于空間經濟學中，“韌性”泛指一個系統承受沖擊或擾動后恢復、更新、重新定位的能力［2］。之后，這一概念拓展到區域經濟研究領域，被用來反映區域經濟遭受危機沖擊或市場波動后保持穩定并恢復到原有經濟水平的能力［3］。通常包含3種解釋：一為工程韌性，即區域經濟恢復到沖擊前穩態或平衡路徑的能力［4］；二為生態韌性，強調區域在受到沖擊后對原有功能、結構和性能進行完善的能力［2］；三為演化韌性，突出區域受到沖擊后通過對結構功能等方面的調整，最終達到應對沖擊的最佳能力［5］。伴隨著國際貿易不斷發展和國際局勢愈加復雜，學術界拓展了貿易領域的“韌性”定義，認為出口韌性是貿易崩潰后出口貿易的抵抗恢復程度［6］。賀燦飛等［7］提出，韌性在出口貿易方面主要表現為抵抗沖擊、恢復原有狀態和出口結構優化升級。

本文主要探究數字化轉型背景下城市經濟體如何抵抗危機并從危機中恢復的過程，不涉及沖擊后經濟體對功能、結構和適應能力的調整，因而認同工程韌性的概念，從抵抗性和恢復性兩個層面解讀經濟韌性與出口韌性。現有對出口韌性影響因素的相關研究主要從供應鏈視角［8］、全球價值鏈嵌入［9］，以及出口策略、出口市場、產業集聚等多樣化要素出發［7，10-11］。數字經濟與出口韌性這一具體研究主題缺乏一定的直接研究，但相關間接研究提供了多角度的輔助性證據。數字經濟影響出口貿易相關變量的研究視角已有以下主要結論：數字經濟提升了出口增加值，降低了貿易成本，提高了出口產品質量，降低了出口成本，優化出口效率，提升了出口技術復雜度［12-15］。相關文獻都為本文提供了有力的理論支撐，側面說明了研究數字經濟對出口韌性影響的可行性。

總體而言，上述研究為數字經濟影響出口韌性的研究提供了有益的經驗和理論啟示，但仍在如下方面存在一定的局限性：一是現有文獻多從貿易壁壘、貿易成本、人口集聚等視角研究出口韌性，缺乏從數字經濟視角研究影響出口韌性的直接證據；二是已有研究主要聚焦微觀企業或宏觀國家樣本，而對韌性的分析著重于區域本土化研究，以城市出口韌性為研究對象則更具現實意義，但目前這方面的研究較為薄弱；三是關于數字經濟對出口貿易相關的影響研究尚未形成理論體系，其中的作用機制仍未理清。

基于此，本文聚焦于出口韌性，衡量區域經濟的出口規模在遭受外部影響時抵抗衰退趨勢的能力。進一步地，以2008年金融危機作為時代背景，運用主成分分析法構建地級市的數字經濟發展指標，通過理論分析和計量模型驗證數字經濟在危機沖擊下對出口韌性的提升作用，同時深入分析其影響過程，探討技術、貿易開放、產業、網絡等因素在其中的作用機制，提供數字經濟影響出口韌性的直接經驗證據，為相關研究領域提供理論補充，并提出相應政策建議。

本文創新之處在于：第一，研究數字經濟與出口韌性的直接聯系，有利于豐富關于數字經濟提升區域經濟韌性的相關研究，也為考察數字經濟的經濟效應提供新的視角。第二，系統性地闡述數字經濟對出口韌性的作用機制，包括技術創新與貿易開放的作用機制、產業因素的調節效應、互聯網發展規模的非線性影響，對該領域的后續研究與政策制定有一定啟發作用。第三，通過從技術創新、貿易開放等新角度進行機制分析，引入產業發展因素，深化對模型的調節效應的探討，從與數字經濟發展關聯較強的互聯網發展水平視角探究其產生的門檻效應，并從城市發展水平、科技水平等維度開展異質性分析，為研究城市間異質性表現提供更全面的視角。

二、數字經濟發展影響出口韌性的理論分析

（一）數字經濟對出口韌性的影響

數字經濟與經濟發展和科技進步緊密相關，對國家宏觀經濟具有廣泛而深刻的影響。具體到數字經濟對出口韌性的影響，也存在著多角度的輔助性證據，如數字經濟提升了出口增加值、出口技術復雜度、提高了出口產品質量等［7，12-15］，其中隱含著對出口韌性的提升作用。由于出口韌性受到產業發展、貿易往來、基礎設施、信息化等因素的關聯作用［11］，數字經濟對出口韌性的提升可能存在多條影響路徑，簡要分析，數字經濟影響出口韌性的主要表現如下：

第一，數字經濟通過提升企業生產效率、降低成本，使企業得以生產更具競爭力的產品。國際貿易中的競爭本質上是產品的競爭，更優質、價格更低廉的產品能在激烈的國際競爭中勝出，相關企業即使面對外部需求波動的沖擊，仍能最大限度地保持出口規模。一方面，數字經濟推動產業數字化，將先進數字技術融入企業生產過程，提升資源利用率和生產效率；另一方面，數字化還通過快速連接各方，對企業效率、生產力、成本和敏捷性產生積極影響，使企業能夠在需求下降的情況下保持較強的出口韌性。

第二，數字經濟降低了貿易成本，提供了更多國際貿易合作機會。數字經濟模式下，企業能夠更廣泛地參與多樣化的出口活動，有利于提高貿易開放程度，從而加強出口韌性。信息通信技術的使用打破了時空限制，降低了貿易成本。數字化的物流企業能夠進行線路優化與貨量配置，降低產品的運輸成本。此外，數字經濟催生的國際貿易平臺降低了貿易門檻，使更多中小企業能參與到出口活動中，對完善國家出口結構和分散貿易風險具有積極影響；數字經濟連接起全世界的國家，增強了出口的多樣化，豐富了出口產品、目的地、合作企業的選擇，進而加強了出口韌性。

第三，數字經濟加強了信息的流通性。時效性是關聯國際貿易風險的重要因素，信息的快速高效流通能夠幫助企業規避未知風險。數字經濟的發展使企業的信息流通更加迅速，使企業間能夠及時交換商業信息并達成合作，拓展了國際貿易的深度與廣度，有利于企業掌握全方位的國際貿易信息，增強了企業預測風險的能力，進而使企業有預見性地采取風險應對的措施，有利于降低企業崩潰破產的可能性，從而使出口韌性得以加強。

貿易成本的降低、數字平臺提供的更廣泛的貿易對象選擇等因素，增加了企業抵抗風險的能力，因此數字經濟有利于提升出口韌性的抵抗性。數字技術的融合應用、迅速有效的信息溝通渠道，使企業得以快速從危機中恢復到原有發展水平，貿易開放程度的擴大也使企業在恢復中具有更廣闊的市場選擇，因此數字經濟對出口韌性的恢復性能起到提升作用。據此提出以下假設：

H1：數字經濟對出口韌性的抵抗性和恢復性具有顯著的正向影響。

（二）數字經濟影響出口韌性的理論機制

1.數字經濟通過技術創新影響出口韌性

通過影響技術創新，數字經濟能夠發揮對出口韌性的提升作用。數字經濟與技術創新的緊密關聯使得人工智能、物聯網和云計算等數字技術得以廣泛應用，豐富了技術創新路徑，打破了傳統創新鏈條規律，促成了創新協同效應，為技術創新提供了源源不斷的動力［16］。多樣化的創新主體為主動適應數字經濟時代特征和數字化轉型需求，不斷打造新技術、提供新產品和新服務，使得數字時代下技術創新的效率不斷提升［17-18］。杜傳忠等［15］驗證了數字經濟通過技術溢出效應影響制造業出口技術復雜度的作用機制，發現在數字經濟驅動下的技術創新能夠使企業產出更物美價廉的商品，進而能使企業產品的國際市場競爭力得到提升，從而為提升出口韌性奠定堅實基礎。此外，數字經濟催生出智能制造、柔性生產等模式，使制造業能夠靈活調整產品的生產規模，有助于提升制造系統適應內外部環境變化的能力，對出口韌性的提升有重要的積極作用。

數字經濟帶來的技術創新顯著影響著貿易成本。產品價格在國際進出口貿易中是決定商品流動走向的關鍵因素。范鑫［14］驗證了數字經濟發展能夠通過降低出口成本和優化地區資源配置提高出口效率。數字經濟帶來的技術創新降低了產品生產和貿易過程中的成本，使得城市出口在產品價格上更具競爭力，能夠在國際貿易總體收縮時表現出一定的抵抗性。

此外，數字經濟帶來的技術創新還促進了信息的高速流通。數字經濟推動了信息高速流通與透明化，發達的信息通信技術與集合服務商的數字平臺整合了供應鏈的信息流通，使信息被貿易各方共享，使企業得以依據信息快速決策從而避免損失的發生；在經濟恢復過程中，信息流通也促進了新的貿易關系的建立。綜上所述，提出以下假設：

H2a：通過影響技術創新，數字經濟能夠促進出口韌性的抵抗性和恢復性的提升。

2.數字經濟通過貿易開放影響出口韌性

通過影響貿易開放，數字經濟能夠發揮對出口韌性的提升作用。由于國際貿易在地理區位分散的情況下達成貿易合作相對困難，加上缺乏有效的商務溝通渠道，因此地理相對封閉的區域的貿易開放程度相對較低。在這種情況下，數字經濟的發展增加了內陸地區的貿易機會，縮小了地理區位帶來的差距，大幅提升了貿易開放程度，使國內外企業之間能夠及時交換商業信息，有助于規避由價格、國際局勢、市場供求等因素帶來的商業風險，這對于新興市場的公司和企業尤為重要。數字經濟的發展能夠降低這些公司和企業參與國際貿易的風險，促進其國際業務的開展，最終對出口韌性產生積極的促進作用［19］。

數字經濟促進貿易開放，降低了企業參與國際貿易的門檻。數字平臺的興起讓不同規模的企業均能參與國際貿易活動，同時平臺提供了完善的服務體系，使得企業間能夠及時溝通并獲取全面的商業信息。貿易門檻的降低使得中小企業也能夠獲得參與國際貿易的有利條件，對降低貿易成本的作用尤為顯著。企業獲得快速靈活的信息溝通渠道與更多可選擇的交易對象，使出口韌性進一步加強。

在數字經濟的影響下，貿易開放提供了更廣闊的國際市場，促進了出口活動的多樣化。數字經濟催生的國際貿易平臺連接了全球各個國家的貿易企業，使得貿易合作伙伴的選擇更加多樣化，也使企業出口的目的地更加分散。貿易開放帶來的企業出口目的地的多樣性加強了出口韌性，使企業能夠在需求波動時靈活調整產品的輸出方向，避免由于出口合作單一而帶來的風險以及出口脆弱性。綜上所述，提出以下假設：

H2b：通過影響貿易開放，數字經濟能夠促進出口韌性抵抗性和恢復性的提升。

3.產業因素的調節效應

已有文獻在探討數字經濟與出口貿易的過程中常常涉及產業層面的因素。本文綜合現有研究成果，從產業集聚和產業多樣化兩個方面探討產業因素的調節效應。

產業集聚對經濟發展的影響主要表現為規模效應和擁擠效應。在區域經濟發展初期，產業規模擴張降低了平均生產成本，產業集聚改變了本地生產要素來源和組織生產協作方式，促進了資源和信息流通，進而提高了生產效率，體現了規模效應的正向影響，從而推動經濟發展和經濟韌性的加強。然而，當產業過度集聚時，可能會導致“大城市病”等問題，表現為擁擠效應的負面影響，對出口韌性產生不利影響。特別是在制造業集聚方面，已有研究表明制造業集聚在數字經濟影響出口產品質量的過程中存在負向作用［13］，制造業集聚可能會降低流通效率，加劇企業間的競爭，對出口韌性提升不利。我國早在2003年就已經進入制造業擁擠時期，較強的擁擠效應比規模效應更加突出，因此制造業集聚對數字經濟影響出口韌性存在的調節效應可能是負面的，據此提出假設：

H2c：制造業集聚對數字經濟影響出口韌性起到負向的調節效應。

產業多樣化是影響經濟韌性的重要因素，這意味著經濟區域內有豐富的產出，就能夠降低外部需求波動的負面影響，降低系統的不穩定風險。多樣化的產業結構能夠分散外部風險，對抵抗外部沖擊表現出較強的韌性。在數字經濟影響出口韌性的過程中，產業多樣化為數字化轉型提供了更大的作用空間和更廣泛的技術融合場景，增強了數字經濟的技術創新拉升作用。多樣的產業結構有助于分散外部風險，使得企業間的勞動力、資金、資源保持較高的流動性，有利于保證受沖擊較小的企業優先發展、受沖擊較大的企業可靈活調整出口策略，區域經濟表現出較強的出口韌性。因此，產業多樣化對數字經濟影響出口韌性存在的調節效應可能是正面的，據此提出如下假設：

H2d：產業多樣化對數字經濟影響出口韌性起到正向的調節效應。

（三）互聯網發展規模的非線性效應

互聯網是數字經濟發展的重要基礎，其對出口韌性的影響需要從終端互聯網用戶規模的角度探討?，F有研究表明，信息通信技術的貿易促進效果與用戶使用密切相關［20］，因此有必要從終端互聯網用戶規模的角度去探討數字經濟對出口韌性的影響。在網絡效應影響下，互聯網以前所未有的方式實現增長擴張，且當規模達到一定程度后其作用效應會被快速放大。梅特卡夫法則指出，當互聯網用戶數達到一定規模后，由于網絡效應的存在，資源的邊際傳播成本逐漸縮小并趨近于零，互聯網價值呈幾何式上升，其價值溢出對經濟的拉升作用較強；而當互聯網用戶規模達到一定飽和水平、數字資源得到充分流通時，大量企業初步完成了數字化轉型，這時互聯網用戶的增長對于傳統經濟發展的拉升作用逐漸減弱，網絡效應的價值溢出不再明顯［21］。因此，互聯網規模與經濟發展之間存在一定的非線性關系。

互聯網規模在數字經濟影響出口韌性的過程中同樣也起到一定的非線性影響。數字經濟通過技術創新促進新型數字技術的發展，提升企業生產效率，降低成本，柔性制造有助于應對外部需求變化，從而提升出口韌性。在互聯網擴張期，用戶數的增加造成價值幾何級增長，促進區域內創新能力的快速提升。進入用戶飽和期后，企業投入互聯網資源的邊際效益減弱，企業逐漸失去投資動力，呈現出“高水平陷阱”［22］。同時，當企業可獲用戶達到飽和，獲客成本提升，龐大用戶規模導致創新惰性，擴張收益和創新效率會逐漸下降［23］。由此可見，互聯網發展規模擴張對數字經濟影響出口韌性的作用可能是非線性的?；陂T檻回歸的驗證，提出如下假設：

H3：以互聯網發展規模為門檻變量，數字經濟對出口韌性的影響存在門檻效應。

綜上所述，本文對數字經濟影響出口韌性的理論機制進行分析與歸納，如圖1所示。

圖1 數字經濟影響出口韌性的理論機制

圖2 平行趨勢檢驗

三、模型構建與變量設定

（一）模型構建

為驗證數字經濟對出口韌性的影響，本文基于2009—2017年的中國地級市面板數據建立實證模型。數據的年份選取原因主要是：第一，以2008年金融危機出口額下降為背景，樣本可以獲得較長的經濟恢復時期；第二，由于2018—2019年中美貿易摩擦加劇，導致我國出口額出現較大波動，因此以2017年為截止年份。設定如下基準模型：

其中，i表示我國各個城市，t表示年份；被解釋變量出口韌性的衡量包含抵抗性和恢復性兩部分，式（1）中，Res表示城市出口韌性的抵抗性，式（2）中，Rec表示城市出口韌性的恢復性；核心解釋變量Digital表示城市數字經濟發展水平指標；X表示控制變量，主要包括：城市的人均GDP（元）對數（GDP）、科學技術支出（萬元）的對數（Science）、固定資產投資（萬元）的對數（Investment）、城鎮單位從業人數（Employees）、在崗職工平均工資（元）（Wages）、第三產業產值占GDP的比重（Service）。由于選用了面板數據，為排除地級市個體差異可能造成的干擾，本文加入了個體固定效應；另外，為了控制隨時間變動的變量對模型造成的影響，加入了時間固定效應，構建了雙向固定效應模型，μi表示城市i的個體固定效應，λt表示t年的時間固定效應。

為了驗證數字經濟對出口韌性的作用機制，本文構建了中介效應模型和調節效應模型，以探究相關研究因素在回歸模型中起到的內在作用，具體見式（3）～（5）。

機制檢驗模型如式（3）～（5），通過逐步法檢驗回歸系數來驗證機制變量的作用，本文對技術創新和貿易開放兩個機制路徑進行探究，機制變量Mit選取的變量包括：中國區域創新創業指數（Innovationit）、對外貿易依存度（Tradeit）。

為了驗證調節效應的作用，本文加入核心變量與調節變量的交互項，構建調節效應模型如式（6）～（7）所示，從制造業集聚和產業多樣化兩個方向進行探究，調節變量Zit選取的變量包括：制造業集聚（Manufacture），用制造業的區位熵來衡量；產業多樣化（Industry），用產業多樣化指數（Var）來衡量。

由于理論分析部分探討了互聯網規模的非線性效應，為了檢驗互聯網規模擴張的不同階段對基準回歸的影響，借鑒Hansen［24］的研究，構建門檻回歸計量模型，見式（8）～（9），其中，I為指標函數，Thr代表門檻變量。

（二）變量選取

1.出口韌性

被解釋變量出口韌性的定義參考已有文獻研究中賀燦飛等［25］、宗會明等［26］的設定，將出口韌性分為抵抗性和恢復性兩部分。出口韌性抵抗性部分，由于本文主要聚焦于2008年金融危機的后續影響，因此以2008年的出口額為標定，采取大多數學者的定義方式，以城市當年的出口額與2008年出口額的差值占2008年出口額的比重來衡量，計算公式見式（10），Res的數值越大，出口下降幅度越小，表示出口韌性的抵抗性越強。出口韌性恢復性則參考賀燦飛等［25］的研究，將出口韌性恢復性（Rec）定義為虛擬變量，當t年出口額超過2008年出口額時，則設定Rec取值為1，否則取值為0。

2.數字經濟

本文的核心解釋變量數字經濟發展水平的定義，以趙濤等［27］構建的城市數字經濟指標體系為基礎進行改進，考慮到科研創新能力與數字技術發展水平的相關性［28］，基本指標為人均電信業務總量、百人中移動電話用戶數、百人中互聯網寬帶接入用戶數、ICT從業人員占城鎮單位從業人員比重、科研從業人員占城鎮單位從業人員比重，采取主成分分析的方式確定權重得出綜合得分。

3.控制變量

基于已有研究，選擇的控制變量包括：經濟發展規模（GDP），用地級市人均GDP（元）的對數表示；科技研發投入（Science），用科學技術的政府支出（萬元）的對數表示；固定資產投入（Investment），用固定資產投資（萬元）的對數表示；人力資本規模（Employees），用城鎮單位從業人數表示；勞動力成本（Wages），用在崗職工平均工資（元）表示；產業結構（Service），用第三產業占GDP的比重表示。

4.機制變量與調節變量

機制變量主要有兩個：一是技術創新（Innovation），用北京大學開放數據庫的中國區域創新創業指數表示，這一指數通過采用新建企業、外商投資、專利開發、商標授權等數據，較為全面地表現了城市維度創新創業的水平。大眾創業和萬眾創新是數字經濟釋放出口紅利的重要渠道［29］，技術創新是數字經濟影響出口韌性的重要中間因素。二是貿易開放（Trade），用對外貿易依存度表示，即進出口總額占GDP的比重。數字經濟促進了信息流通，降低了出口貿易的成本，大大降低了參與出口的企業準入門檻。更大規模的出口企業能使區域經濟的出口更具韌性，而對外貿易依存度則能從一定程度上展現出口企業的數量與規模。

調節變量主要有3個：一是制造業集聚（Manufacture），用制造業的區位熵進行衡量。評價產業集聚程度的指標較多，其中區位熵通過反映區域產業分布與全國產業分布的相對水平來衡量區域產業集聚水平，兼具客觀性與數據可獲得性，被眾多學者采納選用。本文參考楊仁發［30］的研究，通過城市制造業的區位熵來評價制造業集聚水平，式（11）為區位熵agglir的計算公式，其中，i表示城市，r表示行業，eir表示i城市r行業的就業規模。

二是產業多樣化（Industry），參考陳奕瑋等［31］的做法，用產業多樣化指數（Var）進行衡量，見式（12），其中，pr表示r行業的從業人員所占比重。產業多樣化指數通過類似信息熵的計算方式來測度產業多樣化水平，Var的數值越高，代表產業多樣化的水平越高，而Var的數值越低則代表多樣化水平越低，但一般也意味著產業專業化的水平更高。

三是互聯網用戶數（Net），門檻回歸模型部分，為了衡量互聯網的擴張規模對基準模型的影響，選取最能直觀表現互聯網發展規模的變量作為門檻變量，即互聯網用戶數（每萬人）。

（三）數據來源

本文所采用的數據為2007—2017年地級市層面的宏觀經濟數據，數據來自中國城市統計年鑒，表1為模型中各變量的基本統計情況，機制變量中選取的創新創業指數來自北京大學開放數據庫中的中國區域創新創業指數。數據處理說明如下：為避免極端值對模型造成影響，基準回歸之前對出口韌性與數字經濟的指標進行了1%的縮尾處理；刪除缺失值較多的城市；針對少數缺失值，使用插值法填補。最終得到2007—2017年中國282個城市的非平衡面板數據。

表1 主要變量的描述性統計

本文探討數字經濟對出口韌性的影響，在模型中納入多個地級市宏觀經濟變量。為防止數據存在多重共線性從而對模型造成影響，對各變量進行方差膨脹因子檢驗，檢驗結果如表2所示，各個變量的方差膨脹因子及其均值均小于10，表明變量間不存在多重共線性，從而保證了后續研究的準確性。

表2 方差膨脹因子檢驗

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表3報告了實證模型的基準回歸結果，從核心解釋變量的系數來看，數字經濟對出口韌性抵抗性和恢復性均具有顯著的正向影響。列（1）為數字經濟對出口韌性抵抗性的單獨回歸，回歸系數為正且在5%的置信水平上顯著；列（2）加入了各個控制變量，回歸系數仍表現出較強的顯著性，說明數字經濟發展指標每提高1個單位，出口韌性抵抗性指標就提升0.221個單位，表明數字經濟對出口韌性抵抗性有較強的提升作用；列（3）為數字經濟對出口韌性恢復性的單獨回歸，回歸系數為正且在1%的置信水平上顯著；列（4）加入了控制變量，回歸系數仍表現出較強的顯著性，說明數字經濟發展指標每提高1個單位，出口韌性恢復性指標就提升0.067個單位，表明數字經濟對出口韌性恢復性具有顯著提升作用。假設H1得以驗證。

表3 基準回歸結果

從控制變量來看，出口韌性抵抗性的回歸加入控制變量后，解釋變量的回歸系數有所提升，表明城市相關變量對出口韌性的抵抗性存在一定影響；而出口韌性恢復性的回歸加入控制變量后，解釋變量的回歸系數與顯著性均略有下降，表明城市相關變量對出口韌性恢復性的提升作用較弱。列（2）中人均GDP（GDP）、科學技術支出（Science）、固定資產投資（Investment）的系數顯著為正，這表明城市發展規模、科研的投入等城市宏觀經濟因素對出口韌性抵抗性的提升作用較大；而職工平均工資（Wages）和第三產業占GDP比重（Service）的系數顯著為負，可能的原因是：影響出口韌性的關鍵產業為制造業，其抵抗性需要較低的人力資源成本與較高的產業規模作為支撐。列（4）中固定資產投資（Investment）和城鎮職工人數（Employees）的系數顯著為正，表明產業內的固定資產與員工規模對出口韌性恢復性具有一定正向影響，人均GDP（GDP）的系數顯著為負，可能的原因是：金融危機導致了經濟衰退，GDP發生波動，而出口額的恢復在時間上與GDP的恢復并不同步。

（二）穩健性檢驗

1.雙重差分法

由于模型可能存在遺漏變量、樣本選擇的相關問題進而影響模型結果，本文采用雙重差分法進行檢驗，選取“寬帶中國”的政策實施作為實驗條件，以“寬帶中國”示范城市為處理組，其他城市為對照組，保證模型結果的準確性。我國國務院于2013年發布了“寬帶中國”國家戰略方案，并逐步推進在我國各地級市的實施，在2014年、2015年、2016年分別發布了“寬帶中國”示范城市名單，為“互聯網＋”應用范圍的拓展奠定了基礎，對數字經濟的發展起到了重要作用。一方面，網絡基礎設施建設是支撐數字經濟持續發展的重要根基，對技術升級、性能優化和服務質量提升都有深刻影響［27］；另一方面，“寬帶中國”戰略的實施能夠完善地區信息網絡建設，從而加速地區間全產業鏈數字化、智能化重構，減少經濟發展與貿易往來中因信息不對稱而導致的機會主義行為［32］，提升地區間資源配置效率，產生“數字紅利”，在通過信息化、數字化、智能化賦能貿易發展的同時，也通過促進技術創新、降低貿易成本等路徑進一步加強出口貿易的抵抗性和恢復性，從而實現對出口韌性的影響。由于出口韌性恢復性為虛擬變量，且實現出口規?；謴偷拇蠖鄶党鞘性凇皩拵е袊睉鹇允┬兄耙褜崿F恢復，政策影響的年份區間內恢復性的數據缺少分析價值，因此本文著重于出口韌性抵抗性的驗證。借鑒Liu等［33］的做法構建多期DID模型，以驗證研究的準確性，具體見式（13）：

其中，DID為政策影響的交互項，為treat與post的乘積，treat為處理組的虛擬變量，處理組為1，實驗組為0，post為處理時期的虛擬變量，處理期及之后的年份賦值為1，處理之前的年份賦值為0。

雙重差分法的檢驗結果如表4所示，列（1）為不加入控制變量的初步回歸，政策交互項和解釋變量的回歸系數均在1%的置信水平上顯著，列（2）為加入控制變量的結果，列（3）為加入城市和時間固定效應的結果，回歸系數均顯著，交互項顯著，表明“寬帶中國”政策對數字經濟影響出口韌性具有正向促進作用，而數字經濟在加入交互項后仍表現出較強的顯著性，表明在政策實行的情況下數字經濟對出口韌性仍具有顯著的正向影響，驗證了模型的準確性。

表4 雙重差分法檢驗結果

由于雙重差分法的使用前提為：政策實施前，處理組與對照組具有相似的趨勢，且在政策實施后，處理組與對照組具有顯著差異，因此需要進行平行趨勢檢驗?！皩拵е袊弊鳛槎嗥谡哂绊?，采用的方法也為多期DID，與傳統DID的平行趨勢檢驗有所不同，本文參考付鑫等［34］的檢驗方法，構建如下檢驗模型：

將交互項各年度數據均加入回歸，觀察系數σ的差異性，結果如圖1所示。圖中縱坐標為交互項系數，用來衡量政策效應差異，橫坐標為政策實行的年份，在政策實行前6年至前2年，系數趨于平穩且不顯著異于0。從政策實行基期至實行后2年，系數顯著異于0。政策實行后3年系數不顯著異于0，實行后4年又逐漸恢復原有趨勢，其可能的原因有兩點：第一，“寬帶中國”的政策影響在施行數年后，對數字經濟基礎設施的提升作用不再突出，對數字經濟影響出口韌性的邊際作用逐漸減弱；第二，2015年我國外貿出口規模因外部因素出現大規模下跌，影響了數字經濟對出口韌性的提升作用，導致結果的短期異常。因此，數據通過了平行趨勢檢驗，保證了雙重差分法結果的準確性。

2.工具變量法

雖然數字經濟明顯對出口韌性存在正向作用關系，但出口韌性影響著城市的經濟持續穩定，較強的出口韌性使城市得以在外部危機沖擊下仍保持穩定增長，推動科技與產業的發展，進而影響到數字經濟的發展規模，因此二者可能存在一定的雙向因果關系，從而導致內生性問題。

為了解決此問題，本文采用兩階段最小二乘法進行工具變量檢驗，工具變量的選取參考黃群慧等［35］與Nunn等［36］的做法，用1984年各城市每百萬人郵局數量作為工具變量，該數據為截面數據，不能表現面板數據的時間變化量，因此依據已有文獻的做法構造交互項，利用郵局數據（Station，隨城市變化）與移動電話用戶數量（Phone，每百萬人，隨時間變化）構建交互項。其中，郵局數量作為數十年前的電信基礎設施數據，對如今的出口韌性影響甚微，而加入移動電話用戶數量構建交互項滿足了面板數據的模型要求。檢驗結果如表5所示，均控制了控制變量與雙向固定效應，列（1）為第一階段回歸，交互項的系數在1%的置信水平上顯著為正，為避免弱工具變量問題，檢驗顯示F值為113.633，遠大于10，因此模型選擇的工具變量為強工具變量。列（2）～（3）中，數字經濟影響出口韌性的回歸系數均表現出一定的顯著性，因此使用工具變量法能在一定程度上避免模型內生性問題。

3.省份固定效應

我國的進出口貿易狀況、數字經濟的發展力度在不同區域存在一定差異，各個省份依據國家的戰略規劃形成的政策計劃也因各省份的個體特征而不盡相同，進而對模型造成影響。為避免省份層面的影響因素對模型造成干擾，在原有模型的基礎上加入省份固定效應，如表6的列（1）～（2）所示。結果顯示，在加入省份固定效應后，核心解釋變量的回歸系數與顯著性均沒有下降，這表明模型結果在考慮省份層面因素的影響下仍是穩健的。

表6 省份固定效應與縮尾處理的檢驗結果

4.縮尾處理

由于我國各個城市數字經濟發展、進出口貿易等經濟因素的差異較大，東南沿海地區城市相關因素的規模明顯高于內陸城市，因此為了避免因較大差異產生的極端值對模型造成較大的干擾，對出口韌性抵抗性和數字經濟兩個核心變量進行2%的縮尾處理，結果見表6的列（3）～（4），核心解釋變量數字經濟的顯著性不變，系數略有增強，這表明在減少極端值干擾的情況下，數字經濟對出口韌性的影響得到提升，進一步驗證了模型結果的可靠性。

五、機制檢驗與異質性分析

（一）機制檢驗

基準回歸已經驗證了數字經濟對出口韌性存在顯著的正向影響，對于其中的作用機制，前文進行了理論層面的探討，下面將通過機制檢驗對部分理論分析進行驗證，運用逐步回歸法，主要驗證技術創新與貿易開放兩方面的機制。

1.技術創新機制

理論分析部分闡述了數字經濟通過推動技術創新使企業數字化程度提升，使企業有了更靈活的生產方式、更暢通的信息溝通渠道，得以應對外部危機造成的波動，從而提升出口韌性。本文采用北京大學開放數據庫的中國區域創新創業指數（Innovation）來衡量城市的技術創新程度，這一指數包含了新建企業、外商投資、專利開發、商標授權等子指標，能夠較全面地衡量城市的創新創業水平。表7顯示了機制檢驗的結果，同樣加入了控制變量和城市、時間的雙向固定效應，結果顯示：數字經濟影響技術創新的回歸系數在1%的置信水平上顯著，數字經濟影響出口韌性抵抗性和恢復性的回歸系數仍具有較強的顯著性，這表明數字經濟確實通過技術創新這一機制變量影響出口韌性，表現為部分中介效應，假設H2a得到驗證。

表7 技術創新和貿易開放的作用機制

2.貿易開放機制

理論分析部分闡述了數字平臺的構建使得更多中小企業能夠參與到對外貿易的大市場當中，信息溝通更加便捷的區域的對外貿易占經濟的比重也比信息閉塞的地區更高，且明顯會對出口韌性造成影響。因此，數字經濟將通過影響城市的貿易開放進而推動出口韌性的提升。利用機制檢驗，以對外貿易的依存度（Trade）即進出口總額占GDP比重來衡量貿易開放程度，結果如表7所示，加入了控制變量與雙向固定效應，結果顯示：列（4）中數字經濟影響外貿依存度的系數在5%的置信水平上顯著為正，在列（5）～（6）中，外貿依存度的系數在1%的置信水平上顯著為正，數字經濟的系數不顯著，這表明數字經濟確實通過影響外貿依存度進而影響出口韌性，表現為完全中介效應，假設H2b得到驗證。

3.制造業集聚調節機制

理論分析部分闡述了制造業集聚對數字經濟影響出口韌性存在一定影響，歐家瑜等［13］和周升起等［37］的研究表明數字經濟提升了出口產品質量，而制造業集聚在其中表現出負向調節作用，原因在于制造業集聚帶來的正向規模效應小于負向擁擠效應，制造業中大規模高相關性企業的集中分布，使出口相對專業化，但產品種類集中于某幾樣品類，容易導致區域應對外部沖擊的出口韌性較差，因此，制造業集聚可能對數字經濟影響出口韌性產生負向作用。利用調節效應檢驗，以制造業的區位熵來衡量制造業集聚（Manufacture），并加入了控制變量與雙向固定效應，結果如表8所示。表8列（1）中，數字經濟和制造業集聚的系數均在1%的置信水平上顯著為正，表明制造業集聚對出口韌性抵抗性的影響中，正向的規模效應占主導，而交互項的系數在1%的置信水平上顯著為負，表明制造業集聚在數字經濟影響出口韌性抵抗性的作用中起到負向調節作用，擁擠效應占據主導，而列（2）中各項系數均不顯著，表明制造業集聚在數字經濟影響出口韌性恢復性中不存在調節效應，結果驗證了假設H2c。

表8 制造業集聚、產業多樣化的調節機制檢驗

4.產業多樣化調節機制

理論分析部分闡述了產業多樣化在數字經濟影響出口韌性中的作用，賀燦飛等［7］驗證了相關多樣化對出口韌性具有負向影響，相關多樣化指的是一系列多樣化、強關聯的產業分布，相關多樣化的數值越高，產業間的關聯性越強，對出口韌性的抑制作用越明顯。本文從相反的視角進行分析，探究產業多樣化對數字經濟影響出口韌性的作用，根據已有文獻，可知產業結構豐富以及關聯性不強的產業分布，減少了需求沖擊的傳導渠道，抑制了沖擊在關聯產業間的傳播，從而有利于提高出口韌性，因此產業多樣化可能對數字經濟影響出口韌性具有正向的調節作用。同樣加入了控制變量與雙向固定效應，檢驗結果如表8所示。表8列（3）中，數字經濟與產業多樣化的交互項在1%的置信水平上顯著為正，表明產業多樣化對數字經濟影響出口韌性抵抗性起到正向的調節效應，列（4）中數字經濟與產業多樣化的交互項在1%的置信水平上顯著為正，表明產業多樣化對數字經濟影響出口韌性恢復性起到正向的調節效應。假設H2d得到驗證。

（二）門檻效應分析

由于理論分析部分探討了互聯網規模擴張的非線性效應，為了檢驗互聯網規模擴張的不同階段對基準回歸的影響，本文借鑒Hansen［24］的研究，構建門檻回歸計量模型。選取互聯網用戶數（Net，每萬人）作為門檻變量，并進行門檻值計算，檢驗結果如表9所示：互聯網用戶數作為門檻變量時，數字經濟對出口韌性抵抗性的影響具有雙門檻效應，且在5%的置信水平上顯著，門檻值分別為11.640和13.941，而數字經濟對出口韌性恢復性的影響不具有門檻效應。

表9 門檻效應檢驗

表10為門檻效應估計結果，同樣加入了控制變量和雙向固定效應。結果表明：在互聯網用戶數小于等于11.64萬人時，數字經濟的系數為1.239且在1%的置信水平上顯著，此時互聯網發展規模處于初期階段，數字經濟對出口韌性抵抗性的拉升作用較明顯。當互聯網用戶數處于11.65萬～13.94萬人時，數字經濟的系數為1.700且在1%的置信水平上顯著，系數有所上升，表明互聯網發展達到一定規模，信息流通和資源共享的效率大幅提升，網絡效應顯著，區域經濟的技術創新水平上升，數字經濟對出口韌性抵抗性的正向影響也得到了提升。而當互聯網用戶數超過13.94萬人時，數字經濟的系數為0.839且在1%的置信水平上顯著，此時互聯網規模發展逐漸成熟，用戶群體趨向固定，新增用戶對區域經濟創新水平的邊際收益減少，進而導致對數字經濟影響出口韌性的促進作用有所下降，因此數字經濟的系數相較于前兩個階段更低。整體來看，互聯網規模擴張對數字經濟提升出口韌性抵抗性表現出“倒U型”的影響，印證了互聯網發展規模的非線性效應，驗證了假設H3。

表10 門檻效應回歸結果

（三）基于城市特征的異質性分析

根據已有文獻，不論是對城市經濟韌性還是出口韌性的實證研究，均反映存在較強的地區異質性，我國城市出口額與距離沿海地區的遠近息息相關，不同城市的出口產品種類、出口目的國、出口依存度均存在差異，這都影響著城市在受到危機沖擊時出口總量的變化程度。數字經濟發展的地區差異影響了數字技術的應用程度以及企業的數字化轉型，進而影響了地級市出口韌性的差異性。另外，城市對外貿易依存度表現為進出口總額占GDP的比重，代表著城市經濟對于進出口貿易的倚重程度，不同對外貿易依存度的城市在應對外部經濟波動時也會表現出不同程度的出口韌性。為此，進一步考察城市不同特征對回歸結果的差異性影響，從地理分布、數字經濟發展水平、對外貿易依存度3個視角進行異質性分析。

1.基于地理分布的異質性分析

表11的列（1）（2）（5）（6）將地級市按照所在省份的地域分布分為東部和中西部兩組并進行回歸分析。

表11 地理分布影響出口韌性的異質性分析

從抵抗性來看，數字經濟對出口韌性的影響在東部地區不顯著，而在中西部地區的回歸系數在1%的置信水平上顯著；從恢復性來看，結果則相反，東部地區的回歸系數在5%的置信水平上顯著，而中西部地區的回歸系數則不顯著，并且數字經濟對中西部地區抵抗性影響與對東部地區恢復性影響的系數均高于基準回歸，說明數字經濟對于對應地區出口韌性的影響更強。分析其中原因，可能是地理分布導致的外部需求波動對我國城市東部和中西部地區的影響存在差異，進而影響到數字經濟對出口韌性的提升作用。具體來說，東部地區外貿產業發達，受到外部需求波動的影響更大，數字經濟對出口韌性的提升作用在東部地區被危機沖擊所掩蓋，而中西部地區受影響相對較小，且中西部地區數字經濟發展相對落后，數字經濟對出口韌性抵抗性的拉升作用則表現更為明顯，進而導致了數字經濟對中西部地區出口韌性抵抗性的提升作用更為顯著；而當外部需求回升時，東部地區接收需求變動的反應更加迅速，恢復更快，比較之下中西部地區接收需求回升的速度更慢，因此從恢復性來看，東部地區數字經濟對出口韌性恢復性的作用更為顯著。

表11的列（3）（4）（7）（8）將我國地級市按照所屬地區分為南部地區和北部地區進行異質性分析，結果顯示南部數字經濟對出口韌性的作用系數均不顯著，北部的作用系數則均在10%的水平上顯著，分析其原因可能在于：北部地區城市數字經濟發展相對落后，企業數字化水平相對較低，數字經濟處于發展的初步階段，產生的邊際效益更高，對出口韌性的拉升作用明顯。另外，在恢復性上表現與東部和中西部的結果不同，原因可能在于出口需求波動更多是從東部傳導到中西部，而南部、北部均有沿海城市分布，因此需求波動的傳導并沒有影響數字經濟在南部和北部城市的作用差異。

2.基于數字經濟發展水平的異質性分析

表12的列（1）（2）（5）（6）為不同數字經濟發展水平對出口韌性影響的回歸結果，將地級市按照數字經濟發展水平的均值為界分為高數字經濟城市和低數字經濟城市兩組，創建虛擬變量進行回歸分析。

從抵抗性來看，結果顯示高數字經濟城市的影響要弱于低數字經濟城市，前者數字經濟的回歸系數在1%的置信水平上顯著為正，后者系數在5%的置信水平上顯著為正，且遠大于前者的系數。從恢復性來看，結果顯示高數字經濟城市的影響要弱于低數字經濟城市，前者數字經濟的回歸系數不顯著，后者系數則表現出較強的顯著性；同時，數字經濟對低數字經濟城市的出口韌性抵抗性和恢復性影響的系數均高于基準回歸的結果，說明數字經濟對低數字經濟城市出口韌性的影響更強。

3.基于對外依存度的異質性分析

表12中列（3）（4）（7）（8）為不同對外貿易依存度對出口韌性影響的回歸結果，將地級市按照2009年對外貿易依存度的均值為界分為高對外依存度城市和低對外依存度城市兩組，創建虛擬變量進行回歸分析。從抵抗性來看，結果顯示高對外依存度城市的影響要弱于低對外依存度城市，前者數字經濟的回歸系數不顯著，后者的系數在1%的置信水平上顯著為正。從恢復性來看，結果顯示高對外依存度城市的影響要弱于低對外依存度城市，前者數字經濟回歸系數不顯著，后者的系數在1%的置信水平上顯著為正；同時，數字經濟對低對外依存度城市的出口韌性抵抗性和恢復性影響的系數均高于基準回歸的結果，說明數字經濟對低對外依存度城市出口韌性的影響更強。

六、結論與政策建議

本文對數字經濟與出口韌性兩個要素進行分析，構建數字經濟影響出口韌性的理論框架，并提出研究假設，通過實證模型的檢驗驗證了假設的正確性。研究表明：數字經濟對出口韌性抵抗性和恢復性具有顯著的正向影響，在納入城市相關因素的控制變量、城市固定效應、時間固定效應的情況下，數字經濟對出口韌性的回歸系數仍顯著為正，并且這一結果在雙重差分、工具變量、控制省份固定效應和縮尾處理等穩健性檢驗后依舊穩健。進一步研究發現：數字經濟主要通過促進技術創新和貿易開放，從而促進出口韌性抵抗性和恢復性的提升；其中，制造業集聚對數字經濟影響出口韌性有負向調節作用，產業多樣化對數字經濟影響出口韌性有正向調節作用。門檻效應分析結果表明：以互聯網用戶數為門檻變量，數字經濟對出口韌性抵抗性的影響存在雙門檻效應，呈現“倒U型”影響效應。此外，上述影響存在地區異質性，具體而言，按照地理分布特征，中西部地區城市數字經濟對出口韌性抵抗性的影響強于東部地區城市，東部地區城市數字經濟對出口韌性恢復性的影響強于中西部地區城市，北部地區城市數字經濟對出口韌性的作用強于南部地區城市；按照數字經濟發展水平特征，低數字經濟發展水平城市的數字經濟對出口韌性抵抗性和恢復性的影響均強于高數字經濟發展水平城市；按照對外依存度特征，低對外貿易依存度城市的數字經濟對出口韌性抵抗性和恢復性的影響均強于高對外貿易依存度城市。

上述研究結論揭示了數字經濟對出口韌性的影響效應和理論機制，為高質量發展目標下對外貿易發展提供了豐富的政策啟示：首先，應加大對數字經濟與相關產業的支持力度，推動其規模發展，引導其戰略規劃，加速數據確權，積極參與國際數字經濟標準與規則制定，建立我國數據監管范式。其次，促進數字技術在傳統行業的深度融合。數字經濟影響出口韌性的重要作用機制在于技術創新，因此要不斷促進數字技術在傳統行業中的深度融合，開發數字技術應用場景，刺激傳統行業得以煥發新的活力。再次，應推動國內各地域均衡發展，減小城市差異，促進中西部地區和欠發達地區的數字經濟發展，實現數字化、智能化的產業革新。最后，倡導經濟多樣化發展，積極應對外部沖擊，避免高度相關的產業密集分布，倡導企業開展多樣化經營，提供良好開放的經營環境，為拓展新市場提供政策便利；同時，積極參與國際貿易合作，建立更多經濟合作伙伴關系，提高對新興市場國家的貿易開放程度，這將有利于提升企業的出口多樣化，進而有助于提升出口韌性。