數字經濟對外貿高質量發展的促進作用及影響機制

付文宇，趙景峰，賀子欣

（1.西安財經大學經濟學院，西安 710100；2.西北大學經濟管理學院，西安 710127）

0 引言

中國已經邁入高質量發展的新時代，加快外貿高質量發展是新時代對外貿發展提出的新要求，同時也是構建“雙循環”新發展格局的必然選擇。改革開放以來，我國憑借勞動力、資源等方面的優勢，積極嵌入全球價值鏈分工環節，貿易規模迅猛擴大，然而外貿大而不強的矛盾日益突出，如何有效加快外貿高質量發展已成為當前亟須研究的重要課題。

數字經濟時代的到來給中國經濟社會發展帶來了新的機遇，數字技術已逐漸成為中國式現代化建設中的核心推動力。“十四五”規劃明確指出，要大力發掘數字經濟新優勢，提高數字技術應用水平，為我國經濟社會跨越式發展提供保障。數字經濟是一種高級、可持續的經濟形態[1]，加快其與外貿深度融合能夠助力外貿企業轉向智能化發展，從而推動外貿實現從“量”的增長到“質”的蛻變。那么，數字經濟到底能否驅動外貿高質量發展？其影響效果如何，具體的作用機制是怎樣的？研究這些問題對于促進中國外貿發展和升級、實現由貿易大國向貿易強國轉變具有重要意義。

與本文密切相關的研究主要集中于數字經濟對經濟社會的影響以及外貿高質量發展的影響因素兩個方面。關于數字經濟對經濟社會的影響，多數學者從理論和實證出發探討其對共同富裕[2]、區域創新[3]、產業優化升級[4,5]、勞動力資源配置[6]等方面產生的影響。在對貿易產生的影響方面，夏杰長等（2022）[7]研究發現，數字經濟可以作用于R＆D 經費投入和人力資本積累進而加快貿易轉型升級；裴長洪和劉斌（2019）[8]指出，數字經濟能夠降低貿易風險，形成新的競爭優勢。關于外貿高質量發展的影響因素，眾多學者研究發現，影響外貿高質量發展的因素主要包括外部環境、技術創新、稅制改革、金融支持等[9—13]，在外貿發展進程中要高度重視這些因素的作用。

綜上可知，學術界已經展開了豐富且有益的探討，然而系統剖析數字經濟對外貿高質量發展作用機制的研究較少，針對兩者間的非線性關系及其約束機制的深入討論更是缺乏。基于此，本文首先對數字經濟影響外貿高質量發展的理論機制進行闡述；然后，運用2011—2020年中國省級面板數據對數字經濟和外貿高質量發展水平進行測算，并在此基礎上實證檢驗數字經濟對外貿高質量發展的線性影響效果及其作用機制；最后，進一步研究數字經濟對外貿高質量發展的非線性影響以及基礎設施建設和固定資產投資的約束性，以期為推動我國外貿數字化轉型發展提供參考。

1 理論分析與研究假設

現如今，數據已經成為一種重要的新型生產要素，數字經濟憑借自身特性影響著外貿高質量發展，本文從線性影響、作用渠道、非線性影響及其約束機制三個方面展開理論探討。

1.1 數字經濟對外貿高質量發展的線性影響

首先，數字經濟本身具有滲透性以及高效信息共享性，決定了其能夠有效縮短供給端和需求端之間的距離，使信息流通更加高效、資源配置更加合理，有助于增強各地區業務之間的聯系，提高貿易效率，進而促進貿易質量的提升。其次，數字技術的發展改變了貿易品的種類，使得一些非出口部門轉變為出口部門，進一步激發外貿活力，促進地區貿易的發展。最后，數字經濟催生了外貿發展新模式、新業態，數字技術的快速發展能極大地簡化貿易流程，使外貿成本大幅降低[14]。外貿企業為了更好地滿足消費者的個性化需求，以在競爭中占據有利位置，通常會主動提升自主創新能力，提高出口產品質量，進而推動地區外貿高質量發展。

據此，提出假設1：數字經濟能顯著促進外貿高質量發展。

1.2 數字經濟對外貿高質量發展的作用渠道

數字經濟對外貿高質量發展的作用渠道主要有兩條：

（1）技術創新效應。數字經濟的高融合性決定了它能夠應用于創新實踐的各個環節，使企業便捷地搜集信息并高效配置資源，從而進一步強化技術研發，促進企業產品創新、運營和管理模式等方面的創新，最終推動持續性技術進步。在數字經濟引發技術創新的同時，還將帶動外貿高質量發展。一方面，技術創新有助于提高企業生產效率，促使外貿企業生產出更高技術含量的產品，進而提升其在國際市場上的競爭力；另一方面，技術創新能夠使企業獲得更多的貿易機會，當其參與到激烈的外貿競爭當中時，將倒逼企業提升產品和服務質量，從而推動外貿高質量發展。

（2）產業升級效應。數字經濟能夠加快產業專業化分工，弱化產業主體間經濟活動的邊界性，促使傳統產業落后的發展模式發生根本性改變，有助于提升傳統產業的生產效率和市場競爭力，進而推動產業結構優化升級。而產業升級帶動地區資源優化重組，資源的重新配置將進一步吸引優質人才、資本等流向高效率企業，提升整個經濟社會的運行效率，進而有利于促進外貿高質量發展。

據此，提出假設2：數字經濟能通過技術創新和產業升級促進外貿高質量發展。

1.3 數字經濟對外貿高質量發展的非線性影響及其約束機制

（1）非線性影響。數據要素的邊際效用遞增規律不僅使數字經濟得以快速發展，而且將影響數字經濟對外貿高質量發展的作用效果。一般而言，數字經濟的不斷發展使外貿企業能夠以更低的成本獲得所需的信息和資源，從而吸引更多的經濟主體參與到外貿活動中來。與此同時，數字技術能夠給外貿發展營造良好的網絡環境，有助于進一步提升貿易結構與貿易層次[15]，使得外貿產品生產水平和外貿市場競爭力呈非線性提升。而當數字經濟發展達到一定水平之后，繼續擴大對數字技術的投資和應用能夠給外貿高質量發展帶來的紅利將略微有所減弱，由此引發外貿高質量發展的動態演變。

據此，提出假設3：數字經濟對外貿高質量發展具有非線性影響。

（2）非線性約束機制。社會發展環境和投資環境都會制約數字經濟對外貿高質量發展的影響。在社會發展環境方面，加強基礎設施建設有助于促進地區經濟社會發展，為外貿高質量發展提供所需的便利條件，在一定程度上能降低貿易成本，增強數字經濟帶給外貿高質量發展的溢出效應。在投資環境方面，提高固定資產投資水平有助于激發市場活力，對當地企業的投資活動形成有效刺激，進而使地區資源得以優化配置，產業結構與經濟結構得到改善，為外貿活動的順利開展提供良好的經濟支持，從而有利于發揮數字經濟對外貿高質量發展的積極作用。

據此，提出假設4：數字經濟對外貿高質量發展的影響效果會受到外部環境的約束。

2 研究設計

2.1 模型構建

為檢驗數字經濟對外貿高質量發展的線性影響，構建以下計量模型：

在式（1）中，i和t分別表示地區和年份，Thq表示外貿高質量發展，Dig表示數字經濟，Control為控制變量，μ、ν分別為個體、時間固定效應，ε為隨機誤差項。

為檢驗數字經濟影響外貿高質量發展的作用機理，在式（1）的基礎上，進一步構建中介效應模型[16]：

在式（2）、式（3）中，M為中介變量，具體包括技術創新（lnTech）和產業升級（Stru），其中，技術創新采用地區專利授權數表示，產業升級采用產業高級化指數表示。

進一步，為探究數字經濟對外貿高質量發展的非線性影響，借鑒Hansen（1999）[17]的思路構建面板門檻模型，同時，還引入了基礎設施建設（Inf）和固定資產投資（Invest）兩個約束條件，以揭示社會發展環境和投資環境約束下的作用效果。

在式（4）中，X表示門檻變量，包括數字經濟、基礎設施建設建設、固定資產投資三個方面；I(·)是指示函數，當條件滿足時取值為1，否則為0。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量為外貿高質量發展（Thq）。現有研究中一些學者采用單一指標，如進出口價格或數量、出口產品質量、出口技術復雜度、出口國內附加值率等來衡量外貿高質量發展水平，還有些學者則通過構建指標體系來進行綜合測量。本文借鑒付文宇等（2021）[18]的研究方法，基于數據的可得性與可比性方面的考慮，選用貿易規模、貿易結構、貿易競爭力三個層面的6個指標構建評價指標體系（見表1），運用組合賦權法與多目標線性加權和法測算外貿高質量發展綜合指數，以此衡量外貿高質量發展水平。

表1 外貿高質量發展評價指標體系

（2）核心解釋變量為數字經濟（Dig）。借鑒多數學者的研究方法[19]，選用互聯網發展和數字普惠金融兩個方面的5 個指標構建評價指標體系（見表2），測算出數字經濟發展綜合指數（計算方法同上），用來衡量數字經濟發展水平。

表2 數字經濟發展評價指標體系

（3）控制變量。經濟發展水平（lnPgdp），使用地區人均GDP的對數表示；外商直接投資（Fdi），使用實際外商直接投資額與GDP的比值表示；政府干預程度（Gov），使用財政支出與GDP 的比值表示；人力資本（lnHuman），使用人力資本存量的對數表示，計算公式為Y=ln(h)·L，其中，Y表示人力資本存量，h為各地區人均人力資本存量，該值由教育回報率及勞動力平均受教育年限數據計算得出，L表示各地區就業人數；金融支持（Fin），使用金融機構存貸款余額與GDP的比值表示。

（4）中介變量。技術創新（lnTech），采用地區專利授權數表示，并進行對數化處理。一般而言，專利授權數越大的地區技術創新水平越高。產業升級（Stru），采用產業高級化指數表示，即第三產業產值與第二產業產值的比值。

（5）門檻變量。基礎設施建設（Inf），選用公路密度來表示，即公路營運里程數與地區總人口的比值；固定資產投資（Invest），選用固定資產投資占比來表示，即固定資產投資額與地區GDP的比值。

2.3 數據來源與數據處理

本文選取2011—2020 年中國30 個省份（不含西藏和港澳臺）的面板數據展開研究。原始數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》《中國金融年鑒》《中國互聯網絡信息統計報告》、各省份統計年鑒等，數字普惠金融指數來源于北京大學數字金融研究中心。另外，在研究過程中還對部分數據進行了處理：測算數字經濟和外貿高質量發展水平時，由于所使用的具體指標具有不同的量綱，因此對相關指標數據進行了無量綱化處理；考慮到數據的可比性及研究結果的可靠性，對經濟發展水平、人力資本、技術創新這些指標的數據進行了對數化處理，變量的描述性統計結果見表3。

表3 變量的描述性統計結果

3 實證結果分析

3.1 基準回歸分析

下頁表4 報告了數字經濟對外貿高質量發展線性影響的回歸結果。其中，列（1）展示了數字經濟對中國整體層面外貿高質量發展的影響效果，數字經濟的回歸系數為0.064，通過5%的顯著性檢驗，說明數字經濟發展水平每提高10%，外貿高質量發展水平將提高0.64%，表明數字經濟能夠顯著促進中國外貿高質量發展。隨著數字經濟的快速發展，信息流動速度加快，貿易成本降低，進一步促進了出口產品質量的提升，進而推動外貿高質量發展，假設1 得到驗證。列（2）至列（4）展示了數字經濟對各地區外貿高質量發展的影響效果，結果表明：數字經濟對各地區外貿高質量發展均有顯著正向影響，但影響的大小具有一定的差異。具體而言：從列（2）可以看出，在東部地區，數字經濟的回歸系數顯著為正（0.158），表明數字經濟能夠促進東部地區外貿高質量發展。與列（1）的回歸結果相比，東部地區數字經濟的回歸系數比整體層面的回歸系數要大，說明數字經濟對東部地區外貿高質量發展的促進作用大于全國平均水平。由列（3）可知，在中部地區，數字經濟的回歸系數顯著為正（0.063），說明數字經濟發展水平每提高10%，中部地區外貿高質量發展水平將提升0.63%。由列（4）可以看出，在西部地區，數字經濟的回歸系數為0.018，且通過10%的顯著性檢驗，說明數字經濟對西部地區外貿高質量發展具有積極促進作用。由此看出，數字經濟有助于促進各地區外貿高質量發展，并且通過系數對比能夠發現，數字經濟對外貿高質量發展的促進效果呈現“東部地區＞中部地區＞西部地區”的區域異質性特征。事實上，東部地區經濟社會發展較快，各類資源在該地區高度聚集，良好的經濟環境促使數字經濟迅速發展，而高水平的數字經濟進一步激發了外貿企業的技術創新，使外貿產品質量不斷提升，促進地區外貿高質量發展。而中西部地區受多個方面因素的制約，數字經濟發展比較緩慢，其對外貿高質量發展的作用效果相對東部地區較弱。總之，應高度重視數字經濟發揮的重要作用，借助數字經濟的發展推動外貿高質量發展。

表4 線性影響的回歸結果

此外，經濟發展水平（lnPgdp）能夠顯著促進外貿高質量發展，這和多數學者的研究結論相符。經濟發展越好的地區，人們對生活水平與質量的要求就越高，驅使企業生產高技術含量、高質量的產品，進而促進外貿質量的提升。外商直接投資（Fdi）的影響效果并不顯著，這可能是因為吸引外資會導致管理、研發失去自主性，對核心技術攻克動力不足，一定程度上阻礙了外貿高質量發展。政府干預程度（Gov）對東部地區外貿高質量發展的影響顯著為正，但對整體層面、中部和西部地區的影響并不顯著。這也說明恰當的政府干預能夠促進外貿高質量發展，然而政府干預也有可能會破壞市場規律，對某些地區的外貿高質量發展產生不利影響。人力資本（lnHuman）對整體層面、東部和西部地區外貿高質量發展的影響顯著為負，對中部地區的影響不顯著，反映出我國勞動力優勢已經不明顯，人力資本缺乏，人口紅利正逐漸消失，人力資本對外貿高質量發展的作用效果減弱。金融支持（Fin）對整體層面以及西部地區的外貿高質量發展有顯著正向影響，對東部地區的影響顯著為負，對中部地區的影響則不顯著。

3.2 作用機制檢驗

在對線性影響效果進行實證分析之后，本文展開中介效應檢驗以探究數字經濟推動外貿高質量發展的作用渠道，回歸結果見表5。

表5 整體層面的中介效應檢驗結果

表5列（1）是不包含中介變量的基準回歸結果，列（2）和列（3）是分別以技術創新和產業升級作為被解釋變量的回歸結果，可以看出數字經濟對技術創新和產業升級的影響顯著為正。列（4）和列（5）報告了核心解釋變量和中介變量對外貿高質量發展的影響效果，可以看出，技術創新和產業升級的回歸系數顯著為正，二者的系數分別為0.044和0.065，表明加快技術創新和產業升級對外貿高質量發展具有明顯的促進作用。值得注意的是，與列（1）的估計結果相比，在分別加入中介變量技術創新和產業升級之后，數字經濟的估計系數有所減小，說明技術創新和產業升級是數字經濟影響外貿高質量發展的兩個可能渠道。另外，由中介效應的計算方法可知，技術創新的中介效應為0.054（1.226×0.044），產業升級的中介效應為0.047（0.723×0.065），即數字經濟發展水平每提高10%，通過技術創新和產業升級路徑能夠使外貿高質量發展水平分別提高0.54%和0.47%。為確保結果的穩健性，進行Sobel 檢驗，結果同樣說明技術創新和產業升級起到中介變量的作用。至此，假設2得到驗證。

另外，作用機制的區域異質性檢驗結果如下頁表6所示。從表6 列（1）至列（4）可以看出，對東部地區而言，技術創新和產業升級是數字經濟影響該地區外貿高質量發展的有效途徑，其中，技術創新的中介效應為0.014（1.298×0.011），產業升級的中介效應為0.019（0.635×0.030）。從列（5）至列（8）可以看出，中部地區技術創新和產業升級的中介效應是存在的，技術創新的中介效應為0.013（0.754×0.017），產業升級的中介效應為0.010（0.294×0.035）。從列（9）至列（12）可以看出，西部地區技術創新的中介效應是存在的，其中介效應為0.005（0.905×0.006），說明數字經濟能通過技術創新推動西部地區外貿高質量發展；而西部地區產業升級的中介效應并不顯著，從列（12）可以看出，產業升級未通過顯著性檢驗和Sobel 檢驗，可以得出產業升級是數字經濟影響西部地區外貿高質量發展的可能路徑，但該中介變量的中介效應較弱且不顯著。

表6 各地區中介效應檢驗結果

3.3 穩健性檢驗

為保證實證結果的穩健性，本文采用以下兩種方法進行檢驗：一是進行樣本縮尾處理。為了避免異常值的存在影響研究結論的準確性，對數字經濟和外貿高質量發展進行1%分位上的雙邊縮尾處理。二是替換解釋變量。采用主成分分析法對核心解釋變量數字經濟進行重新測算以替換原來的指標數據。表7的回歸結果顯示，數字經濟的回歸系數均顯著為正，數字經濟對外貿高質量發展具有顯著的促進作用，因此回歸結果較為穩健。

表7 穩健性檢驗結果

4 進一步分析

為進一步探究數字經濟對外貿高質量發展的非線性影響以及基礎設施建設和固定資產投資的約束性，本文運用面板門檻模型展開實證檢驗。首先進行門檻存在性檢驗，以確定模型的具體形式，結果見表8。

表8 門檻模型的回歸結果

從表8 可以得出，以數字經濟為門檻變量時，模型顯著通過單一門檻和雙重門檻檢驗，而三重門檻檢驗結果不顯著，說明數字經濟對外貿高質量發展的影響存在明顯的雙重門檻效應，兩個門檻值分別為0.069和0.430。據此可將數字經濟發展水平分為低水平（Dig≤0.069）、中等水平（0.069＜Dig≤0.430）和高水平（Dig＞0.430）。而基礎設施建設和固定資產投資僅通過單一門檻檢驗，未通過雙重門檻和三重門檻檢驗，基礎設施建設的門檻值為23.047，固定資產投資的門檻值為0.235。

結合門檻存在性檢驗結果構建相應的計量模型，估計結果見表9。表9列（1）是以數字經濟為門檻變量的回歸結果，由此可以得出，當數字經濟處于不同發展階段時，其回歸系數均顯著為正，說明數字經濟對外貿高質量發展有明顯的促進作用，但不同發展階段的作用效果是不同的。總體來看，數字經濟的回歸系數從0.044增大至0.161，而后減小至0.152，表明隨著數字經濟的不斷發展，其正向影響先逐漸擴大，并且當數字經濟處于中等水平（0.069＜Dig≤0.430）時，其對外貿高質量發展的促進效果達到最優，當數字經濟達到高水平（Dig＞0.430）時，其促進效果將略微減小，假設3得到驗證。與此同時，表9還報告了在基礎設施建設和固定資產投資的約束下，數字經濟影響外貿高質量發展的非線性特征。從列（2）可以看出，隨著地區基礎設施建設的不斷完善，數字經濟的回歸系數由0.105增加到0.129，表明當門檻變量為基礎設施建設時，數字經濟對外貿高質量發展的正向作用力是持續擴大的。從列（3）可以看出，隨著固定資產投資的不斷增加，數字經濟的回歸系數由0.047 增加到0.099，表明當門檻變量為固定資產投資時，數字經濟對外貿高質量發展的作用效果同樣在增強。至此，驗證了假設4是成立的。

表9 非線性影響的回歸結果

5 結論

本文首先對數字經濟影響外貿高質量發展的理論機制進行闡述，然后運用2011—2020 年中國省級面板數據對數字經濟和外貿高質量發展水平進行測算，最后構建計量模型對數字經濟影響外貿高質量發展的效果展開實證檢驗，得出以下結論：

（1）線性影響分析表明，數字經濟對外貿高質量發展具有明顯的促進作用，其作用效果呈現“東部地區＞中部地區＞西部地區”的區域異質性特征。

（2）作用機制檢驗表明，數字經濟能夠通過技術創新與產業升級推動外貿高質量發展，并且技術創新和產業升級是數字經濟影響東部地區和中部地區外貿高質量發展的路徑，西部地區技術創新的中介效應存在，而產業升級的中介效應較弱且不顯著。

（3）非線性影響分析表明，隨著數字經濟的不斷發展，數字經濟對外貿高質量發展的促進效應先逐漸增強而后又有所減弱。與此同時，隨著基礎設施建設的加強和固定資產投資的不斷增加，數字經濟對外貿高質量發展的促進作用是持續增強的。