數字經濟與出口貿易高質量發展
——基于二元邊際的視角

張 帆，劉嘉偉，施震凱

（1.南京財經大學會計學院，南京 210023；2.南京市發展和改革委員會，南京 210000；3.江南大學商學院，江蘇 無錫 214122）

0 引言

自改革開放特別是中國加入WTO 以來，中國出口貿易實現了跨越式增長，成為經濟增長的重要驅動力。出口貿易穩定增長[1]是實現對外貿易高質量發展的前提和基本內涵，如何推動出口貿易增長一直是國際貿易研究中的重要議題。異質性企業貿易理論使得對貿易增長結構進行更為深入的研究成為可能，具體體現為對出口增長二元邊際的分析。在當今世界百年未有之大變局背景下，以數字化、信息化、網絡化為特征的新一輪科技革命強勢爆發，推動了數字經濟的蓬勃發展，這些為新時代下中國出口貿易高質量發展提供了新的歷史機遇。數字經濟在深刻改變生產生活方式的同時，也成為全球新一輪產業變革的驅動力量和重構世界經濟格局的重要因素，具體表現全球化的內容和形式發生巨大變化，數據流動成為新時代全球化的新特征。總體而言，數字經濟發展能夠培育出口貿易新優勢，拓展國際貿易的深度和廣度，為出口貿易高質量發展創造新的機遇和條件。

自Hummels和Klenow（2005）[2]提出二元邊際測算方法后，不少文獻借此分析出口貿易增長的主要來源是集約邊際還是擴展邊際，但未能獲得一致結論[3—5]。大量文獻針對出口二元邊際的影響因素展開討論，如Eaton等（2004）[6]研究發現貿易成本是影響擴展邊際顯著變化的重要因素；王孝松等（2014）[7]通過研究中國出口產品遭遇反傾銷時二元邊際的變化情況，發現反傾銷措施顯著抑制了中國出口增長，其對集約邊際的影響比擴展邊際更強；劉洪鐸等（2018）[8]研究發現，良好的聲譽對促進出口國擴展邊際增長具有顯著作用，但對集約邊際的影響不顯著；施震凱和張能靜（2022）[9]基于跨國面板數據研究發現，雖然數字基礎設施抑制了出口擴展邊際的增長，但對價格邊際和數量邊際產生了積極影響。

圍繞數字經濟發展對出口貿易增長的影響，既有文獻大多從互聯網和ICT應用的角度切入。如Freund和Weinhold（2000）[10]基于54個國家構成的跨國的數據分析顯示，ICT對出口貿易具有積極作用。Chung和Cárdenas-Barrón（2013）[11]基于1997—2006年亞太經濟體的貿易數據分析發現，互聯網和固定電話對國際貿易產生積極影響。Xing和Whalley（2014）[12]基于2013—2015 年51 個國家相關數據的研究表明，互聯網接入率每提高10%，雙邊貨物貿易出口將提高1.2%。施炳展（2016）[13]通過分析互聯網對中國企業出口的影響發現，互聯網作為信息平臺可以降低交易成本、擴大交易規模、優化資源配置水平，從而提升企業的出口規模。韓會朝（2019）[14]研究發現，互聯網技術具有市場進入和市場滲透的雙重作用，不僅能提高中國企業出口概率，還能促進出口增長。

總體而言，雖然探討出口二元邊際的文獻眾多，但關于數字經濟對其產生影響的研究尚處于文獻積累階段，且主要是討論互聯網或者ICT等，較少從更廣泛的數字經濟角度對此展開討論。即便是基于互聯網或者ICT等的研究，也主要是集中于出口貿易規模，鮮有文獻從二元邊際分解的角度來進行探討。對此，本文就數字經濟發展對出口貿易高質量發展將產生怎樣的影響展開深入分析，重點探討數字經濟發展對出口增長及其二元邊際分解的影響。

1 理論機制

本文在Lawless（2010）[15]的理論基礎上探討數字經濟發展對出口二元邊際的影響作用，并結合相關推導結果提出待驗證的假設。設xjk(i)為進口國j的消費者對出口地企業k產品i的需求量，同時用nk表示廠商k生產的產品種類，并且廠商生產的產品具有異質性，為簡化分析，本文以表示廠商所能生產產品種類的集合，其中，σ表示同一個廠商內部不同產品間的替代彈性。進一步假設消費者追求效用最大化，且其具有的CES效用函數形式為，其中，ε表示不同企業間產品的替代彈性，且ε<σ。那么可以將出口目的國j對出口國廠商生產的k產品的需求函數表示為xj(k)=，其中，pj(k)為產品k在出口目的國j國的價格，Yj表示j國的人均GDP，而Pj則代表符合D-S形式的價格指數，其具體形式為。

假定出口地廠商按照成本最小化進行生產，并以c和a分別表示產品出口所需的生產成本以及生產效率水平，a從分布函數G(a)中抽取，且G(a)服從[0，+∞)的概率密度函數，從而可以得到單位產品所需的成本為c/a。假設產品生產時包含固定成本f(θ)和可變成本τ(θ)兩種成本，并且這兩種成本均會受到數字經濟發展水平θ的影響，假設均為負相關，即數字經濟水平提高能夠降低企業生產的固定成本和可變成本。推導可知產品在出口目的國的最優銷售價格為。進一步假設μ=(ε-1)ε-1ε-ε，推導可知進入出口目的國j的生產率門檻為：

進一步假設廠商k對出口目的國j的總出口額為：

本文采用生產率a來代表異質性產品，并假設產品l的出口額為Sj(a)。由此，目的國j的進口總額S等于門檻值在之上的產品出口額之和，即由此，出口擴展邊際，而出口集約邊際。固定成本f(θ)和可變成本τ(θ)是影響出口行為的重要因素，不妨假設出口至目的國j所需的總成本為tcj=f(θ)ατ(θ)1-α。進一步假設出口省份的數字經濟發展水平為r，并將f和τ視為r的單調減函數。對數字經濟r求偏導可得：

由于概率密度函數G(a)始終為正值，可知>0。由此，可以得出假設1：數字經濟有助于減少廠商的固定成本和可變成本，進而降低企業出口所需的總成本，由于總成本與出口擴展邊際成反比，故數字經濟有助于出口擴展邊際的增長。

進一步推導數字經濟對出口集約邊際的影響，由于前文假設數字經濟可影響固定成本f和可變成本τ，故式（4）和式（5）分別針對f和τ求偏導：

由式（4）可知，數字經濟能夠減少企業生產過程中所需的固定成本，進而降低出口的生產率門檻，雖然使得更多廠商進入出口市場，但降低了出口集約邊際。

可以發現，一方面，數字經濟能夠通過降低廠商的可變成本，加劇市場競爭程度，降低出口產品價格，導致出口集約邊際下降；但另一方面，可變成本的下降又增加了廠商的出口總量，有助于出口集約邊際增長。在兩方面的相互作用下，數字經濟對出口集約邊際的影響方向并不確定。據此，本文提出假設2：數字經濟對出口集約邊際的影響受到固定成本和可變成本的耦合作用，其對出口集約邊際的影響方向不確定。

2 模型構建及指標測算

2.1 模型構建

由于存在零點貿易問題，因此本文采用Heckman兩階段模型分析數字經濟對出口二元邊際的影響，第一階段是出口決策模型，在外生變量選擇上借鑒Helpman等（2008）[16]的研究，采用出口目的國與中國是否具有共同語言（comlang）來衡量；第二階段是出口表現模型，在模型中引入了逆米爾斯比率IMRi,t，以此修正樣本的自選擇問題，具體形式如下：

其中，dumijt表示t年i省份的某一商品是否向j國出口的虛擬變量，當出口額為正即存在出口時取值為1，否則將數值設置為0。Yi,t表示被解釋變量，具體包括總效應、擴展邊際和集約邊際三個指標，DEi,t表示t年i省份的數字經濟發展水平，這些指標均由本文計算獲得；εi,t和φi,t為隨機擾動項。Xi,t表示控制變量，主要包含：（1）外商直接投資（fdi），中國在較長的一段發展時間內主要采用出口導向的外資政策，其對各省的出口二元邊際有一定的影響；（2）基礎設施發展水平（tra），良好的基礎設施是經濟高效發展的前置條件，不僅能減少生產活動所需的時間成本和經濟成本，而且能更好地促進出口貿易發展；（3）創新能力（pat），以各省專利申請數作為衡量創新能力的代理變量；（4）人均GDP差距（dgdp），以各省份與目的國人均GDP 差距的絕對值來衡量；（5）自貿協定（rta），當目的國與中國簽訂自貿協定時設為1，否則為0。

本文數據主要來源于中國工業企業數據庫、中國海關數據庫、WDI數據庫、CEPII數據庫以及《中國統計年鑒》。在數據處理方面，本文樣本為我國31個省份（不含西藏和港澳臺）與196 個國家或地區的配對數據，時間跨度為2004—2016 年。個別缺失值以插值法填補，對非比值變量進行對數化處理。

2.2 數字經濟的測算

借鑒既有文獻構建多維度的指標體系測度方法，結合中國省際數據特點，本文構建包含數字基礎設施、數字化應用、數字技術人才、數字經濟基礎、數字產業發展、數字金融發展6個一級指標，18個二級指標的數字經濟發展水平評價指標體系，并采用全局主成分分析法計算各二級指標的權重，具體數值如表1所示。

表1 中國省際數字經濟發展水平評價指標體系

3 回歸結果及分析

3.1 基準模型回歸結果

表2 列（1）報告了Heckman 第一階段模型的檢驗結果，變量DE的系數顯著為正，意味著數字經濟發展水平提高顯著提升了出口概率。列（2）至列（4）報告了Heckman第二階段模型的回歸結果，可以發現IMR均顯著不為0，表明模型有效。列（2）的變量DE的系數不顯著為正，表明雖然數字經濟對出口總效應影響為正，但其積極作用尚未完全顯現。將總效應分解為擴展邊際和集約邊際后，可以發現數字經濟與出口擴展邊際之間呈現顯著的正相關關系，但對出口集約邊際產生了抑制效應。導致以上現象的原因可能有兩點：一是隨著各省份數字經濟的發展，各省份擴大了對外交流的可能，增加了出口商品種類；二是數字經濟帶來的新業態、新模式推動了更多產品的生產，消費者的選擇更為豐富。以上結果表明，雖然數字經濟提高了出口擴展邊際，并抑制了出口集約邊際，且在兩者耦合下影響了出口總效應，但其發揮的積極作用仍值得肯定。

表2 基準模型回歸結果

此外，從變量fdi的結果看，各省份外商直接投資的增多降低了出口概率，也降低了出口擴展邊際，但促進了出口集約邊際增長。變量tra在第一階段中顯著為正，表明基礎設施改善有助于推動出口貿易發展，并在第二階段對各被解釋變量發揮了積極作用。變量lnpat對出口擴展邊際和集約邊際的影響方向存在差異，既顯著促進了出口集約邊際，也明顯抑制了出口擴展邊際，并在耦合作用下對出口總效應起到了負向作用。人均GDP差距的擴大不僅降低了出口概率，而且抑制了貿易份額增加，在擴展邊際和集約邊際中均得到體現，結合重疊需求理論可知貿易雙方的發展差距越大，其居民的需求偏好重疊的部分越低，從而降低了貿易發生的可能性。變量rta僅在第一階段模型中顯著為正，表明簽訂自由貿易協定有助于提升貿易雙方的合作概率，但對各出口邊際的影響尚不顯著。

3.2 穩健性檢驗

（1）剔除直轄市。本文在剔除北京、天津、上海、重慶4 個直轄市樣本的基礎上，重新估計了基準回歸模型，表3報告了回歸結果。可以發現，變量DE在第一階段中仍顯著為正，表明數字經濟有助于提升出口概率，這與前文結論相一致。在第二階段中，數字經濟發展對出口擴展邊際和出口集約邊際分別發揮了促進和抑制作用，并在兩者耦合作用下推動了總效應增長。與前文結論略有不同的是，變量DE對總效應影響的顯著程度大于表2的結果，表明數字經濟對這些省份出口貿易發揮了更為顯著的促進作用。

表3 穩健性檢驗

（2）剔除異常值。本文進一步采用截尾方式剔除樣本中處于上下5%區間的異常值?？梢园l現，變量DE的系數在第一階段中顯著為正，在第二階段中對出口擴展邊際和集約邊際分別發揮了正向和負向作用，對出口總效應的影響為正但不顯著，所獲結論與前文一致。

（3）模型替換。為了更直觀地分析數字經濟對出口二元邊際的直接影響，本文采用普通面板模型重新估計基準模型?？梢园l現，DE對出口擴展邊際和出口集約邊際分別起到了顯著的促進和抑制作用，并在兩者耦合下對出口總效應發揮了積極影響，所得出的主要結論與前文一致，僅在數字經濟對出口總效應的影響顯著程度上存在細微差異。

4 進一步討論

4.1 異質性檢驗

（1）地區異質性。本文依據國家計委、國家統計局《關于沿海和內地劃分問題的通知》，將研究樣本劃分為沿海地區和內陸地區，表4 報告了相關結果。可以發現，變量DE在第一階段中均顯著為正，表明數字經濟能夠顯著推動沿海和內陸各省份的出口貿易。在二元邊際中，數字經濟對沿海地區和內陸地區發揮了相反作用，并且在沿海地區的總效應為正。分別來看，數字經濟促進了沿海地區擴展邊際的增長，但抑制了內陸地區；數字經濟降低了沿海地區的出口集約邊際，但對內陸地區的影響不顯著。以上結果意味著數字經濟對出口二元邊際的影響主要集中在沿海地區，對內陸地區的沖擊相對不明顯。

表4 異質性檢驗

（2）國別異質性。本文將研究樣本按照出口目的國劃分為發達國家和發展中國家，表4報告了相關結果。可以發現，在第一階段中，數字經濟改善促進了各省份對發達國家和發展中國家的出口選擇。但兩個子樣本在第二階段的回歸結果存在較大的差異，數字經濟改善更有助于各省份對發達國家的出口增長。導致這一現象的可能原因在于，一是數字經濟的不斷應用促使各省份研發具有高技術、高附加值新型產品，拓展了出口產品種類。二是數字經濟的發展提高了各省份的生產技術水平，加速制造業中高端中間生產環節向發展中國家轉移，從而減少了出口種類，造成出口擴展邊際下降。

（3）產品異質性。本文依據謝建國（2003）[17]的研究方法將產品劃分為技術密集型和非技術密集型，表4報告了相關結果。可以發現，變量DE的系數在第一階段中顯著為正，表明數字經濟有助于促進技術密集型和非技術密集型產品出口，但在第二階段中數字經濟對技術密集型產品的二元邊際影響相對不明顯，不僅未能顯著促進技術密集型產品出口種類的擴張，也未能顯著推動該類產品出口規模增長。對于非技術密集型產品而言，變量DE在各模型中均顯著，雖然推動了出口擴展邊際，且抑制了出口集約邊際，但在兩者耦合作用下推動了出口總效應增長。

4.2 調節效應檢驗

（1）外商直接投資。從現實來看，中國出口貿易取得飛速發展的重要原因是引入外資，而外商直接投資在各省份的情況不一，可能存在著調節作用。為檢驗外商直接投資在數字經濟影響出口二元邊際過程中的調節作用，本文在基準模型中引入交乘項DE×fdi。由下頁表5可以發現，變量DE在第一階段中顯著為正，即促進了出口選擇，在第二階段中顯著性略有下降，表明其對被解釋變量的作用被DE×fdi吸收，意味著外商直接投資發揮了調節作用，且對出口集約邊際的影響更為明顯。

表5 調節效應的回歸結果

（2）基礎設施?；A設施是推進數字經濟發展行穩致遠的重要手段，良好的基礎設施不僅能夠降低貿易成本，并且也為轉型升級提供重要推力。為此，在模型中引入交乘項DE×tra，以此檢驗基礎設施的調節效應?？梢园l現，DE的系數在引入交乘項后仍有助于提高出口選擇概率，且對出口擴展邊際和出口集約邊際分別發揮了促進和抑制作用。從交乘項的回歸結果來看，基礎設施在數字經濟影響出口擴展邊際的過程中起到了積極作用。但DE×tra對出口集約邊際的抑制作用更為顯著，原因可能在于良好的基礎設施能夠有效降低產品出口過程中的成本，從而降低出口價格。

（3）創新能力。根據既有文獻的研究成果可知，創新能力能夠通過產業集聚、人力資本、研發激勵等多個途徑對出口貿易產生影響[18]，也可發揮調節作用，為此引入交乘項DE×lnpat進行探討?？梢园l現，不僅交乘項DE×lnpat對出口擴展邊際的影響顯著為正，而且DE在第二階段的結果產生了較大變化：一是其對出口擴展邊際和出口總效應影響的顯著程度；二是其對出口集約邊際的影響方向。這些變化不僅表明創新能力在數字經濟影響出口二元邊際過程中起到了極為重要的調節作用，也更加肯定了數字經濟對出口二元邊際的積極作用。

5 結論與建議

本文基于中國海關數據庫中“企業-產品-出口目的國”的微觀數據估計了中國各省份的出口二元邊際，進而采用Heckman 兩階段模型探討了數字經濟對出口二元邊際的影響。結果表明，數字經濟有助于提高出口貿易概率，雖然對出口擴展邊際和出口集約邊際分別發揮了促進和抑制效應，但在兩者耦合下對出口總效應產生了積極影響。此外，本文從地區異質性、國別國異質性和產品異質性等方面探討發現，數字經濟在沿海地區、發展中國家、非技術密集型產品等子樣本中對出口二元邊際的影響更為顯著?；谡{節效應模型，本文進一步發現外商直接投資、基礎設施、創新能力在數字經濟影響出口二元邊際過程中發揮了調節作用，有助于出口總效應的提升，并主要體現在出口集約邊際上。

基于以上結論，本文提出如下對策建議：（1）加快完善數字經濟發展所需的新型數字基礎設施建設。良好的數字基礎設施是數字經濟發展的硬件基礎和重要載體，建議充分考慮行業差異、地區發展差異，積極推進新型數字基礎設施建設，加強各產業之間信息的共享和聯系，鼓勵出口企業的數字化轉型，充分發揮數字經濟在促進出口貿易高質量發展方面的優勢。（2）增強數字技術創新能力。針對出口企業數字化創新前期投入高、試錯成本高等問題，采取重點推進、系統布局、生態引領的推進舉措，選取重要產業重點企業，通過提供資金支持、智力服務和培育數字化轉型服務主體等系統性舉措，促使關鍵企業轉型逐步帶動產業生態的全面轉型。（3）健全數字經濟的市場運行機制。營造安全有序的要素市場環境，通過整合優質資源、破除發展阻礙、暢通流通渠道等方式，積極推動數字技術在資源流通中的應用，促進出口部門向科技含量高、附加值高的生產性制造業和高端制造業發展，帶動我國出口貿易高質量發展。