“互聯(lián)網(wǎng)+”對中國對外貿(mào)易影響效應(yīng)的實(shí)證研究

摘要：推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+”與對外貿(mào)易的深度融合是建設(shè)貿(mào)易強(qiáng)國的重要著力點(diǎn)?；谖覈?86個城市的截面數(shù)據(jù)，分別運(yùn)用穩(wěn)健最小二乘估計、分位數(shù)回歸以及截面門限模型，實(shí)證分析“互聯(lián)網(wǎng)+”對中國對外貿(mào)易影響的總體效應(yīng)、條件性效應(yīng)以及階段性特征。研究發(fā)現(xiàn)，我國“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)的提升顯著促進(jìn)了對外貿(mào)易的發(fā)展。并且，“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)的提升對國際貿(mào)易的影響效應(yīng)呈現(xiàn)邊際遞減。進(jìn)一步地，“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)的演進(jìn)對我國對外貿(mào)易的影響存在明顯的門限效應(yīng)特征，跨越門限值后“互聯(lián)網(wǎng)+”對國際貿(mào)易的促進(jìn)作用大幅降低。就空間分布來看，沿海地區(qū)城市“互聯(lián)網(wǎng)+”進(jìn)程整體領(lǐng)先于內(nèi)陸與沿邊城市，并且在區(qū)位條件上具有地理稟賦優(yōu)勢，全國大部分城市“互聯(lián)網(wǎng)+”與對外貿(mào)易的協(xié)同發(fā)展已進(jìn)入新階段。最后，基于實(shí)證結(jié)果提出了相應(yīng)政策建議。

關(guān)鍵詞：“互聯(lián)網(wǎng)+”；總指數(shù)；對外貿(mào)易；數(shù)字中國；貿(mào)易規(guī)模；截面門限模型

中圖分類號：F49;F752"" 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A"" 文章編號：1672-0598（2023）0-0092-12

一、引言

始于2018年3月的“中美貿(mào)易摩擦”使我國面臨著比以往更加復(fù)雜的國際競爭環(huán)境，我國對外貿(mào)易的壓力逐步加大。2020年一季度，我國進(jìn)出口總額為65 740億元人民幣，環(huán)比下降23.56%，同比下降6.44%。而對外貿(mào)易的穩(wěn)健增長是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱（王華等，2010；吳婷，2015；余淼杰等，2016）［1-3］。與此同時，我國“互聯(lián)網(wǎng)+”經(jīng)濟(jì)取得了長足進(jìn)步，發(fā)展態(tài)勢迅猛。作為“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)核心要素的數(shù)字經(jīng)濟(jì)，2018年其規(guī)模已突破31萬億人民幣，占我國GDP比重超過1/3，并且年均增速領(lǐng)先于歐美發(fā)達(dá)國家（李飛等2019；陳劍等，2020）［4］［5］。

2020年，李克強(qiáng)總理在《政府工作報告》中明確提出，要“堅定不移擴(kuò)大對外開放，穩(wěn)定產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈，以開放促改革促發(fā)展……促進(jìn)外貿(mào)基本穩(wěn)定……發(fā)展更高水平面向世界的大市場”?；ヂ?lián)網(wǎng)自身的深化發(fā)展以及與經(jīng)濟(jì)、科技、生活等領(lǐng)域的結(jié)合，將對一國對外貿(mào)易產(chǎn)生重要影響。在新時期，面對新形勢，為了探索并厘清推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+”對我國國際貿(mào)易的影響作用，更好地讓互聯(lián)網(wǎng)總指數(shù)的提升為對外貿(mào)易賦能、為進(jìn)出口業(yè)務(wù)提質(zhì)增效，本文基于我國286個城市的“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)，使用分位數(shù)回歸、截面門限回歸方法，實(shí)證分析當(dāng)前“互聯(lián)網(wǎng)+”對國際貿(mào)易的影響效應(yīng)及其特征，總結(jié)背后的經(jīng)濟(jì)規(guī)律，有針對性地提出建議。本文結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是對已有文獻(xiàn)的梳理與評價，總結(jié)已有成果的不足，提出本文創(chuàng)新點(diǎn)與研究假設(shè)；第二部分是實(shí)證模型與數(shù)據(jù)說明；第三部分是實(shí)證結(jié)果與分析；最后是結(jié)論和政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

已有研究的結(jié)論可分為兩類：一類是互聯(lián)網(wǎng)對國際貿(mào)易具有顯著的積極影響（施炳展，2016；孟祺，2017；潘家棟，2018）［6-8］?；ヂ?lián)網(wǎng)能夠有效降低企業(yè)經(jīng)營成本，促進(jìn)相關(guān)領(lǐng)域的研發(fā)與創(chuàng)新，通過多種中介渠道對一國對外貿(mào)易施加正向作用，提升增加值率（耿偉，2019；佟家棟，2019）［9］［10］?；ヂ?lián)網(wǎng)技術(shù)與企業(yè)貿(mào)易活動的有效結(jié)合，一方面提升了企業(yè)出口產(chǎn)品的質(zhì)量，而且對中小企業(yè)的影響尤為明顯；另一方面這種影響由于企業(yè)所有制的不同存在一定程度的差異（李兵等，2020）［11］。持有此類觀點(diǎn)的學(xué)者雖然在研究方法、數(shù)據(jù)選取、國際貿(mào)易具體指標(biāo)的側(cè)重等方面存在差異，但是結(jié)論是一致的：即本國互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展直接或間接地促進(jìn)了對外貿(mào)易。另一類是互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展負(fù)向作用于國際貿(mào)易。楊愷鈞等（2016）［12］采用空間計量的方法，通過建立SLM、SEM、SDM模型實(shí)證考察發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展顯著抑制了當(dāng)?shù)氐倪M(jìn)口貿(mào)易。此外，對于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展反而降低了本地企業(yè)參與進(jìn)口的可能性，進(jìn)而對出口貿(mào)易表現(xiàn)出抑制效應(yīng)（岳云嵩等，2017）［13］。關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)與國際貿(mào)易關(guān)系的研究并未得出完全一致的結(jié)論，造成結(jié)論差異的原因可能是多種的。一是研究對象和數(shù)據(jù)選取的不同，不同的國家和地區(qū)、不同的地理區(qū)域和行政區(qū)層面可能會導(dǎo)致不同的結(jié)論；二是考察期的時間跨度和精準(zhǔn)度不同，也會導(dǎo)致不一致甚至截然相反的結(jié)論，因為同一國家在不同歷史時期，其互聯(lián)網(wǎng)與國際貿(mào)易的發(fā)展可能會因為存在內(nèi)部結(jié)構(gòu)、性質(zhì)、制度方面的差異而面臨不同的外部環(huán)境；三是研究人員的主觀偏好、認(rèn)識局限以及經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來源、準(zhǔn)確度和處理手段等方面的差異均會對估計結(jié)果產(chǎn)生不同程度的影響。但是，現(xiàn)有經(jīng)驗檢驗與機(jī)理分析已在相當(dāng)程度上證實(shí)了互聯(lián)網(wǎng)對國際貿(mào)易的顯著作用，為本研究提供了理論基礎(chǔ)，并為進(jìn)一步的分析與探索明晰了邊界，指引了方向。

從研究方法看，鮮有學(xué)者通過梳理已有研究成果探索數(shù)字化與對外貿(mào)易的關(guān)系。茹玉驄（2014）［14］從貿(mào)易中介的視角梳理了2014年以前電子商務(wù)對國際貿(mào)易發(fā)展影響的相關(guān)文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)電子商務(wù)能夠打破地理位置的限制，減少對外貿(mào)易的中間環(huán)節(jié)和交易成本，為企業(yè)外貿(mào)業(yè)務(wù)增長創(chuàng)造更多機(jī)會。相比之下，更多的學(xué)者采用實(shí)證分析的方法定量考察二者之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。何勇等（2015）［15］構(gòu)建了固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型，涵蓋進(jìn)口額、出口額、進(jìn)出口總額三個要素，再次印證了互聯(lián)網(wǎng)對各國對外貿(mào)易的正向影響。還有學(xué)者采用基于面板數(shù)據(jù)的空間計量手段測度這一問題的區(qū)域空間相關(guān)性，估計了直接效應(yīng)和間接效應(yīng)下的相應(yīng)系數(shù)。進(jìn)一步地，Ordered logit和Ordered Probit模型的估計結(jié)果認(rèn)為基于互聯(lián)網(wǎng)的數(shù)字貿(mào)易會成為未來數(shù)十年對外貿(mào)易的主要形式（陳維濤等，2019）［16］。除了傳統(tǒng)的數(shù)量分析模型外，基于Bustos（ 2011） ［17］對模型的拓展，并從微觀角度就互聯(lián)網(wǎng)化對企業(yè)出口影響的實(shí)證分析亦發(fā)現(xiàn)企業(yè)進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)轉(zhuǎn)型提升了其創(chuàng)新能力，并進(jìn)一步激勵了出口貿(mào)易（沈國兵等，2020）［17］［18］。此外，對中國微觀企業(yè)經(jīng)驗數(shù)據(jù)的考察也支持上述結(jié)論——互聯(lián)網(wǎng)對企業(yè)出口確有明顯的促進(jìn)作用。

從研究視角看，第一，學(xué)界對于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度或應(yīng)用水平的測定標(biāo)準(zhǔn)不一，關(guān)于具體的數(shù)據(jù)選取與指標(biāo)設(shè)定尤其重要。首先，不少學(xué)者將“互聯(lián)網(wǎng)普及率”——每百人中使用互聯(lián)網(wǎng)的人數(shù)作為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的代理變量（溫珺等，2015；楊愷鈞等，2016；孟祺，2017；盧福財?shù)龋?019；）［19-22］；也有學(xué)者用互聯(lián)網(wǎng)用戶的數(shù)量衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，將其作為國際貿(mào)易的核心解釋變量（何勇等，2015；李金城等，2017；譚用等，2019）［23-25］。以上兩種做法并無本質(zhì)區(qū)別，但指標(biāo)所涵蓋的現(xiàn)實(shí)意義都較為單一，僅考慮到了“量”而未考慮到“質(zhì)”，指標(biāo)代表性不強(qiáng)，難以完整、全方位地衡量我國“互聯(lián)網(wǎng)+”數(shù)字化發(fā)展水平，難以有效體現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)、數(shù)字生活、數(shù)字政務(wù)和數(shù)字文化等領(lǐng)域的發(fā)展水平。當(dāng)前，互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)增長方式已逐漸由用戶驅(qū)動向科技驅(qū)動轉(zhuǎn)變。其次，亦有眾多研究人員以企業(yè)是否擁有郵箱、是否擁有主頁、是否擁有微博來衡量企業(yè)互聯(lián)網(wǎng)化程度（李兵等，2017；岳云嵩等，2017；耿偉等，2019；沈國兵等，2020）［26］［27］［9］［18］，這種做法存在明顯缺陷。企業(yè)可能填寫了web和email卻并不使用，企業(yè)也可能使用了互聯(lián)網(wǎng)卻沒有填寫相關(guān)信息，最后是否使用互聯(lián)網(wǎng)與企業(yè)互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平不可等量齊觀。第二，已有文獻(xiàn)多是從全國層面考察中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與對外貿(mào)易的關(guān)系，沒有考慮內(nèi)部不同區(qū)域間的異質(zhì)性，然而不同區(qū)域、不同城市間的“互聯(lián)網(wǎng)+”綜合指數(shù)存在較大差異，甚至大相徑庭。第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多默認(rèn)兩者的關(guān)系是“一成不變”的，進(jìn)而構(gòu)建線性回歸模型估計自變量對因變量的影響系數(shù)，沒有考慮“互聯(lián)網(wǎng)+”對我國進(jìn)出口影響的階段性特征。

“互聯(lián)網(wǎng)+”深刻影響著經(jīng)濟(jì)、政務(wù)、生活和文化的方方面面。在新時期，面對新形勢、新業(yè)態(tài)，探索中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與對外貿(mào)易的關(guān)系及其階段性與異質(zhì)性，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，同時也為解決中國發(fā)展不平衡、不充分的矛盾，增加人民群眾獲得感，提供理論與實(shí)證支撐。

基于上述分析并結(jié)合已有成果，提出以下研究假設(shè)：

H1：數(shù)字中國“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)的提升對我國對外貿(mào)易具有正向影響

H2：“互聯(lián)網(wǎng)+”與國際貿(mào)易兩者之間并非簡單的線性關(guān)系，其影響效應(yīng)可能會隨“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)的提高而呈現(xiàn)出階段性特征

H3：“互聯(lián)網(wǎng)+”對國際貿(mào)易的影響效應(yīng)存在一定程度的區(qū)域異質(zhì)性

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型構(gòu)建

為了更加全面客觀地回答問題，本文從三個角度建立計量分析模型。首先構(gòu)建如下的基準(zhǔn)模型，估計“互聯(lián)網(wǎng)+”對國際貿(mào)易的影響效應(yīng)：

MXit=α+β1Digitalit+β2Finait+β3FISEIT+β4REECit+β5STEit+β6Unemit+β7Dummyit+μit（1）

式（1）中，MX表示國際貿(mào)易，Digital代表“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)，F(xiàn)ina代表金融發(fā)展水平，F(xiàn)ISE為財政政策，REEC代表實(shí)體經(jīng)濟(jì)規(guī)模，STE指科技投入，Unem指城鎮(zhèn)失業(yè)率，Dummy是虛擬變量，i指地區(qū)，t指時間，μ為隨機(jī)擾動項。由于數(shù)據(jù)類型為截面數(shù)據(jù)，容易產(chǎn)生異方差問題。異方差的存在會導(dǎo)致最佳線性無偏估計（BLUE）難以實(shí)現(xiàn)，故用穩(wěn)健最小二乘估計（RLS）對基準(zhǔn)模型進(jìn)行估計。

“互聯(lián)網(wǎng)+”為國際貿(mào)易賦能、為我國進(jìn)出口業(yè)提質(zhì)增效，亦需要以對外貿(mào)易的發(fā)展水平為條件?；诖耍褂梅治粩?shù)回歸模型對模型（1）進(jìn)行參數(shù)估計［28］［29］。將國際貿(mào)易發(fā)展水平的分位數(shù)作為自變量進(jìn)行回歸，可以反映不同對外貿(mào)易水平條件下“互聯(lián)網(wǎng)+”影響效應(yīng)的變化特征，進(jìn)而揭示二者相互融合過程中的條件性問題。

鑒于已有研究多是建立線性回歸模型對兩者間的關(guān)系進(jìn)行參數(shù)估計，而現(xiàn)實(shí)情況更可能是“互聯(lián)網(wǎng)+”的推進(jìn)對國際貿(mào)易的影響可能存在階段性變化。因此，本研究建立截面門限回歸模型［30］［31］，假定數(shù)字中國“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)的臨界值（即門限值）為γ（或φ、θ），依此將“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)劃分為低水平階段（Digitallt;γ）和高水平階段（Digital≥γ）。

對外貿(mào)易方程為：

MXit=a1+b1Digitalit+c1Covit+ε1it，Digitallt;γMXit=a2+b2Digitalit+c2Covit+ε2it，Digital≥γ（2）

進(jìn)口方程為：

IMit=a3+b3Digitalit+c3Covit+ε3it，Digitallt;φIMit=a4+b4Digitalit+c4Covit+ε4it，Digital≥φ（3）

出口方程為：

EXit=a5+b5Digitalit+c5Covit+ε5it，Digitallt;θEXit=a6+b6Digitalit+c6Covit+ε6it，Digital≥θ（4）

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量

（1）對外貿(mào)易水平（MX）。關(guān)于這一指標(biāo)的定義，學(xué)界較為統(tǒng)一。參照普遍標(biāo)準(zhǔn)，本研究用貨物進(jìn)口額和貨物出口額的總和來衡量對外貿(mào)易水平，單位為億元人民幣。

（2）進(jìn)口水平（IM）。用貨物進(jìn)口總額來度量，單位為億元。

（3）出口水平（EX）。用貨物出口總額來測度，單位為億元。

2.核心解釋變量

數(shù)字中國“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)是本文的核心解釋變量，由數(shù)字經(jīng)濟(jì)、數(shù)字生活、數(shù)字政務(wù)、和數(shù)字文化等4個分指數(shù)加權(quán)平均而得。其中，數(shù)字經(jīng)濟(jì)分指數(shù)覆蓋醫(yī)療、旅游等產(chǎn)業(yè)元素和云計算、企業(yè)號等創(chuàng)新元素，體現(xiàn)云計算、大數(shù)據(jù)、移動互聯(lián)與各個傳統(tǒng)行業(yè)和其他經(jīng)濟(jì)部門的融合發(fā)展；數(shù)字政務(wù)描述了政府公共服務(wù)的數(shù)字化程度，體現(xiàn)了互聯(lián)網(wǎng)與政務(wù)的融合進(jìn)程；數(shù)字生活分指數(shù)由兩類指標(biāo)加權(quán)平均得到：一類是社交的連接和互動指標(biāo)，另一類是社交支付指標(biāo)；數(shù)字文化分指數(shù)匯總了新聞客戶端、視頻、流媒體、在線文學(xué)、網(wǎng)游等多種數(shù)字化產(chǎn)品的使用總量數(shù)據(jù)，用以衡量各個城市在數(shù)字時代文化和精神領(lǐng)域建設(shè)進(jìn)展?fàn)顩r。

最后，匯總計算規(guī)則如式（5）所示，W表示權(quán)重。可以看出，該指數(shù)從多個視角對數(shù)字中國進(jìn)行了深入描述，客觀涵蓋了“互聯(lián)網(wǎng)+”影響我國對外貿(mào)易的多種要素，能夠有效克服以往研究在指標(biāo)設(shè)定上的缺陷。

“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)=Wij數(shù)字經(jīng)濟(jì)+Wzw數(shù)字政務(wù)+Wsh數(shù)字生活+Wwh數(shù)字文化（5）

3.控制變量

我國對外貿(mào)易的發(fā)展不僅受到“互聯(lián)網(wǎng)+”指數(shù)的影響，還會受到其他多種因素的影響。參考已有研究成果，本文添加了以下控制變量：金融發(fā)展（Fina）、財政政策（FISE）、實(shí)體經(jīng)濟(jì)規(guī)模（REEC）、科技投入（STE）、城鎮(zhèn)失業(yè)率（Unem）和區(qū)位因素（Dummy）。其中，金融發(fā)展用各個城市金融機(jī)構(gòu)年末人民幣各項貸款余額來衡量；財政政策用地方一般公共預(yù)算支出衡量；實(shí)體經(jīng)濟(jì)規(guī)模用采礦業(yè)、制造業(yè)、電力、熱力、燃?xì)庖约八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)的增加值總和來測度；科技投入用各個城市的科學(xué)技術(shù)支出度量；城鎮(zhèn)失業(yè)率=城鎮(zhèn)登記失業(yè)人員數(shù)/（城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員期末人數(shù)+城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員），即城鎮(zhèn)失業(yè)率用城鎮(zhèn)失業(yè)人數(shù)與勞動力人口的比值表示。區(qū)位因素使用啞變量的方法進(jìn)行處理，若城市處于沿海地區(qū)，賦值為1；若城市處在內(nèi)陸或者沿邊，則賦值為0。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

數(shù)字中國“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)來自騰訊研究院編制的《2018中國“互聯(lián)網(wǎng)+”指數(shù)報告》，金融發(fā)展、財政政策、實(shí)體經(jīng)濟(jì)規(guī)模、科技投入、城鎮(zhèn)失業(yè)率等變量數(shù)據(jù)取自《中國城市統(tǒng)計年鑒2018》，本研究數(shù)據(jù)類型為中國大陸286個城市的截面數(shù)據(jù)。此外，為了保持量綱與口徑的一致，同時也為了進(jìn)一步消除可能存在的異方差問題，對相關(guān)數(shù)據(jù)作了自然對數(shù)變換。由于城鎮(zhèn)失業(yè)率是比例指標(biāo)、區(qū)位因素是虛擬變量，未進(jìn)行處理。各變量的描述性統(tǒng)計信息見表1，圖1為我國30座城市的“互聯(lián)網(wǎng)+”指數(shù)與其對外貿(mào)易額。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）“互聯(lián)網(wǎng)+”對國際貿(mào)易的基準(zhǔn)回歸

截面數(shù)據(jù)可能產(chǎn)生條件異方差的問題，而異方差的存在使最佳線性無偏估計（Best Linear Unbiased Estimator，BLUE）難以實(shí)現(xiàn)。目前主流處理手段有3種：最小二乘+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤（R-LS）、加權(quán)最小二乘（WLS）和廣義加權(quán)最小二乘（FWLS）。WLS的使用前提是必須準(zhǔn)確知道每個個體的方差，但在實(shí)踐過程中較難實(shí)現(xiàn)。FWLS的優(yōu)點(diǎn)主要體現(xiàn)于大樣本理論中，它必須估計條件方差函數(shù)，而條件方差的確切形式常常是未知的?；谝陨峡紤]，并結(jié)合Stock和Watson（2011）［32］的建議，本研究運(yùn)用R-LS對模型（1）進(jìn)行估計。另外，為了便于比較，表2同時給出了OLS的估計結(jié)果。進(jìn)一步地，根據(jù)自然地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，并且結(jié)合其所屬省級行政區(qū)，將樣本中的286個城市劃分為沿海、沿邊和內(nèi)陸三大陣營沿海地區(qū)包含：山東、北京、天津、江蘇、上海、浙江、廣東、福建、遼寧、河北。沿邊地區(qū)包含：黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古、新疆、西藏、云南、廣西、 海南。內(nèi)陸地區(qū)包含：四川、重慶、貴州、湖北、湖南、安徽、青海、江西、 甘肅、寧夏、陜西、 山西、河南。。其中，東部城市共99個，占樣本總量的34.6%；內(nèi)陸城市共129個，占樣本總量的45.1%；沿邊城市共58個，占樣本總量的20.3%。對三大陣營分別進(jìn)行回歸，一方面考察不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)規(guī)律的異質(zhì)性；另一方面兼顧模型穩(wěn)健性檢驗，通過對不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的回歸來檢測模型對樣本的適應(yīng)性。估計結(jié)果見表2。通過比較發(fā)現(xiàn)，無論采用OLS回歸還是R-LS回歸，所有解釋變量的符號均未發(fā)生改變，系數(shù)值有微小波動，并且整體顯著性高度一致，說明模型穩(wěn)健性較好。

就核心解釋變量而言，沿海城市“互聯(lián)網(wǎng)+”的發(fā)展有效促進(jìn)了對外貿(mào)易。在控制其他變量不變的前提下，“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)每提升1個百分點(diǎn)，對外貿(mào)易水平提高約0.4個百分點(diǎn)，與預(yù)期相符。對于沿邊和內(nèi)陸城市而言，“互聯(lián)網(wǎng)+”的發(fā)展對其國際貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，但不顯著，且作用系數(shù)明顯低于沿海地區(qū)。主要原因是我國數(shù)字互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展亦存在不平衡、不充分的矛盾，沿海城市互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的演進(jìn)總體領(lǐng)先于內(nèi)陸與沿邊城市。一些國內(nèi)著名互聯(lián)網(wǎng)公司，如阿里巴巴、騰訊、百度、京東、網(wǎng)易、新浪、搜狐等公司的總部皆位于沿海地區(qū)。而互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)是當(dāng)?shù)匦畔⒒?、?shù)字化、智能化的承載主體，是“互聯(lián)網(wǎng)+”為對外貿(mào)易賦能的主要力量。相比之下，內(nèi)陸和沿邊地區(qū)的“互聯(lián)網(wǎng)+”進(jìn)程整體較為滯后，互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施較為薄弱，與國際貿(mào)易業(yè)務(wù)的融合度有待提升，落后于以深圳、廣州、北京、上海為代表的沿海省份城市。在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展大勢下，內(nèi)陸和沿邊地區(qū)應(yīng)不遺余力地推進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，深化“互聯(lián)網(wǎng)+”在對外貿(mào)易領(lǐng)域的應(yīng)用，借助互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)降低外貿(mào)業(yè)務(wù)的信息搜集成本、溝通成本等。同時打破要素流動壁壘，有序開放電信市場，為“互聯(lián)網(wǎng)+國際貿(mào)易”新業(yè)態(tài)的成長創(chuàng)造良好的政策與制度環(huán)境，為對外貿(mào)易發(fā)展添加新引擎（劉海洋等，2019）［33］。

就控制變量而言，金融發(fā)展有效促進(jìn)了本國對外貿(mào)易。金融的發(fā)展進(jìn)步能夠為外貿(mào)企業(yè)分散風(fēng)險、降低融資成本，有助于企業(yè)拓展進(jìn)出口業(yè)務(wù)。財政政策在一定程度上對國際貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)向影響。結(jié)合表4對模型（4）的估計結(jié)果可以看出，公共財政支出在一定程度上對外部需求產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。實(shí)體經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大有效帶動了我國對外貿(mào)易的增長，科技投入對國際貿(mào)易的作用顯著為正。無論是沿海、內(nèi)陸還是沿邊地區(qū)，科技進(jìn)步促進(jìn)了國際貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，不僅可以降低經(jīng)營成本、提升效率，而且能夠刺激對外貿(mào)易新產(chǎn)業(yè)的出現(xiàn)。失業(yè)率的影響效應(yīng)與預(yù)期一致，與我國對外貿(mào)易增長負(fù)相關(guān)。區(qū)位因素對國際貿(mào)易的影響顯著為正，表明我國對外貿(mào)易發(fā)展確實(shí)存在空間異質(zhì)性特征。沿海地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)、政務(wù)、生活、文化等領(lǐng)域數(shù)字化進(jìn)程領(lǐng)先于其他區(qū)域，互聯(lián)網(wǎng)與對外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)融合程度較高，并且區(qū)位優(yōu)勢明顯，擁有大量優(yōu)質(zhì)港口，為“互聯(lián)網(wǎng)+”促進(jìn)國際貿(mào)易發(fā)展提供了良好的外部自然條件。

（二）不同對外貿(mào)易水平下“互聯(lián)網(wǎng)+”的條件性效應(yīng)

相較于最小二乘估計，分位數(shù)回歸模型具備諸多優(yōu)點(diǎn)。首先，它特別適合具有異方差性的數(shù)據(jù)；其次，它對條件分布的描述更加細(xì)致，能夠展現(xiàn)條件分布的大體特征；再次，它不要求較強(qiáng)的分布假設(shè)，在擾動非正態(tài)情況下的估計量比最小二乘法更加有效；最后，它通過最小化加權(quán)誤差絕對值之和得到估計參數(shù)，減少了異常值對估計量的干擾，使估計結(jié)果更加穩(wěn)健。本文設(shè)定了25%、50%、75%的分位數(shù)，分別代表對外貿(mào)易的低水平組、中水平組、高水平組。由表3可知，“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)對國際貿(mào)易的影響始終為正，并且隨著分位點(diǎn)的提升，這種影響呈現(xiàn)出邊際遞減的趨勢。說明當(dāng)對外貿(mào)易處在較低水平時，“互聯(lián)網(wǎng)+”的影響相對較大；而對于高水平的對外貿(mào)易，這種正向影響變小。因為當(dāng)對外貿(mào)易水平較高時，其上升的空間變小，“互聯(lián)網(wǎng)+”對其的促進(jìn)作用也變小。因此，“互聯(lián)網(wǎng)+”指數(shù)較低的城市應(yīng)當(dāng)加緊步伐，堅定不移地提升本地區(qū)經(jīng)濟(jì)、生活等領(lǐng)域的數(shù)字化水平。

就控制變量而言，金融發(fā)展、實(shí)體經(jīng)濟(jì)規(guī)模、科技投入、區(qū)位條件對國際貿(mào)易的影響效應(yīng)均顯著為正，與基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果一致。對外貿(mào)易始終離不開金融的支持，金融發(fā)展可通過貿(mào)易融資機(jī)制、技術(shù)促進(jìn)機(jī)制、規(guī)模經(jīng)濟(jì)機(jī)制、資本積累機(jī)制、金融服務(wù)支持機(jī)制等作用于對外貿(mào)易，支撐其發(fā)展。如在金融服務(wù)機(jī)制中，金融業(yè)通過提供融資工具、信用保險和信用擔(dān)保等刺激進(jìn)出口貿(mào)易。實(shí)體經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增長和“互聯(lián)網(wǎng)+”指數(shù)類似，隨著對外貿(mào)易水平的提升，其影響力度經(jīng)歷了邊際遞減的過程。而財政政策、失業(yè)率對國際貿(mào)易的影響效應(yīng)依舊為負(fù)。因此，在新時期，應(yīng)當(dāng)堅定落實(shí)國家“六穩(wěn)”“六?！钡恼卟渴穑选胺€(wěn)就業(yè)”放在首要位置。

（三）“互聯(lián)網(wǎng)+”對國際貿(mào)易的階段性影響特征

為了進(jìn)一步刻畫“互聯(lián)網(wǎng)+”對我國對外貿(mào)易影響的階段性特征，本研究在基準(zhǔn)回歸和分位數(shù)回歸之后構(gòu)建截面門限模型，采用序貫檢驗（Sequential test）方法估計門限值，回歸結(jié)果如表4所示囿于篇幅，未報告門限效應(yīng)檢驗等信息，如需備索。。

根據(jù)估計結(jié)果，“互聯(lián)網(wǎng)+”對我國對外貿(mào)易的影響可以劃分為兩個階段：“互聯(lián)網(wǎng)+”指數(shù)不及0.342的低水平階段和超過0.342的高水平階段。在“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)從低到高的演進(jìn)過程中，其對國際貿(mào)易的影響效應(yīng)呈現(xiàn)邊際遞減特征：在控制其他變量不變的前提下，“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)每提升1個百分點(diǎn)，對外貿(mào)易規(guī)模平均提高約2.8個百分點(diǎn)；當(dāng)“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)跨越門限值后，其對國際貿(mào)易的影響效應(yīng)明顯減弱，約為0.4。就全部研究樣本而言，53座城市的“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)處在門限值之下。與此同時，有233座城市跨越門限值，進(jìn)入到“互聯(lián)網(wǎng)+”指數(shù)的較高階段，其影響效應(yīng)的演進(jìn)趨勢類似于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展——由高速增長轉(zhuǎn)變?yōu)楦哔|(zhì)量增長，兩者本質(zhì)雖不相同，卻存在某種內(nèi)在聯(lián)系（荊文君等，2019）［34］?？刂谱兞空w顯著性在“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)跨越門檻值后出現(xiàn)明顯提升，金融發(fā)展始終是促進(jìn)對外貿(mào)易的重要力量?？萍歼M(jìn)步與實(shí)體經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大有效助推國際貿(mào)易發(fā)展，而失業(yè)問題依舊是阻礙我國對外貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大的一個不利因素。

需要注意的是，我國進(jìn)口規(guī)模并未出現(xiàn)基于“互聯(lián)網(wǎng)+”的門限效應(yīng)特征，作用系數(shù)穩(wěn)定在0.6左右，其余控制變量的符號總體一致。“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)對出口貿(mào)易的影響高度顯著，并且依照門限值可劃分為兩個階段：當(dāng)“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)越過0.333后，其對我國出口貿(mào)易的正向影響大幅減弱。在數(shù)字互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的較高水平階段，進(jìn)一步探索其與出口貿(mào)易的內(nèi)在聯(lián)系和作用機(jī)理是極具現(xiàn)實(shí)意義的未來研究方向。另外，不論是對外貿(mào)易還是具體的進(jìn)口與出口貿(mào)易，如金融發(fā)展、科技投入在“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)的低水平階段，其助推作用因受到影響而不能得到有效釋放。區(qū)位條件始終是沿海省份城市的一個自然稟賦優(yōu)勢。

五、結(jié)語

本研究基于中國286個主要城市的截面數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了數(shù)字中國進(jìn)程中“互聯(lián)網(wǎng)+”對我國對外貿(mào)易的影響效應(yīng)與特征。研究得到以下結(jié)論：基準(zhǔn)回歸發(fā)現(xiàn)，我國“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)的提升顯著促進(jìn)了對外貿(mào)易的發(fā)展。輔助的分位數(shù)回歸表明，在對外貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大的進(jìn)程中，“互聯(lián)網(wǎng)+”的進(jìn)步對其影響效應(yīng)存在明顯的邊際遞減特征。進(jìn)一步的門限效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)的提升對我國對外貿(mào)易的影響存在明顯的門限效應(yīng)特征，跨越門限值后“互聯(lián)網(wǎng)+”對國際貿(mào)易的促進(jìn)作用大幅減弱。整體來看，全國大部分地級以上城市已跨越門限值，“互聯(lián)網(wǎng)+”對國際貿(mào)易的影響進(jìn)入到新階段。就空間分布來看，沿海地區(qū)城市“互聯(lián)網(wǎng)+”進(jìn)程整體領(lǐng)先于內(nèi)陸與沿邊城市，并且在區(qū)位條件上具有自然地理稟賦優(yōu)勢。“互聯(lián)網(wǎng)+”對進(jìn)口貿(mào)易的影響始終顯著為正，并且不具備明顯的階段性特征；當(dāng)“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)跨越門限之后，其對出口貿(mào)易的助推作用明顯減弱。就控制變量而言，金融發(fā)展始終是促進(jìn)對外貿(mào)易的一個顯著因素，并且其影響效應(yīng)隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”總指數(shù)的提升而增強(qiáng)?？萍歼M(jìn)步與實(shí)體經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)張能夠有效拉動對外貿(mào)易發(fā)展，但是失業(yè)問題是制約國際貿(mào)易發(fā)展的一個滯礙因素。

基于以上經(jīng)驗分析結(jié)果，得到以下啟示：第一，應(yīng)全方位推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略布局，落實(shí)并不斷深化其與國際貿(mào)易的相互融合，進(jìn)而優(yōu)化對外貿(mào)易增長模式。強(qiáng)化數(shù)字技術(shù)在對外貿(mào)易領(lǐng)域的應(yīng)用，降低企業(yè)信息搜集成本、溝通成本等交易成本，打破要素流動壁壘。第二，解決好“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)展進(jìn)程中區(qū)域間存在的不平衡、不充分問題。重點(diǎn)支持沿邊地區(qū)的“互聯(lián)網(wǎng)+”進(jìn)程，完善數(shù)字化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，充分釋放“互聯(lián)網(wǎng)+”的賦能作用，為對外貿(mào)易提質(zhì)增效。第三，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展大勢不可逆，外貿(mào)企業(yè)應(yīng)以積極主動的姿態(tài)融入其中，加快實(shí)現(xiàn)自身在相關(guān)領(lǐng)域的升級改造，不斷創(chuàng)新“互聯(lián)網(wǎng)+外貿(mào)”新模式、新業(yè)態(tài)。第四，應(yīng)強(qiáng)化金融發(fā)展對進(jìn)出口貿(mào)易的支持，尤其是“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)展指數(shù)較低的區(qū)域。合理增加財政政策對進(jìn)出口貿(mào)易的支持力度，避免公共財政支出對外部需求的擠出效應(yīng)?？刂坪檬I(yè)問題，把“穩(wěn)就業(yè)”放在突出地位。適度增加外貿(mào)領(lǐng)域的科研投入，為我國對外貿(mào)易發(fā)展尋找新引擎，使之更穩(wěn)健、更能有效應(yīng)對不利的外部沖擊。最后，如何實(shí)現(xiàn)數(shù)字技術(shù)與國際貿(mào)易的深度融合，讓“互聯(lián)網(wǎng)+”更好地為對外貿(mào)易賦能，穩(wěn)定進(jìn)出口、防控風(fēng)險，為我國對外貿(mào)易提質(zhì)增效，將是未來研究的方向和重點(diǎn)。

參考文獻(xiàn)：

［1］ 王華，賴明勇，柒江藝.國際技術(shù)轉(zhuǎn)移、異質(zhì)性與中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新研究［J］.管理世界，2010（12）：131-142.

［2］ 吳婷.國際貿(mào)易對我國初次分配的影響——基于勞動者報酬基準(zhǔn)進(jìn)口率的實(shí)證分析［J］.國際貿(mào)易問題，2015（7）：47-56.

［3］ 余淼杰，崔曉敏，張睿.司法質(zhì)量、不完全契約與貿(mào)易產(chǎn)品質(zhì)量［J］.金融研究，2016（12）：1-16.

［4］ 李飛，陳巖，金紅.數(shù)字經(jīng)濟(jì)下內(nèi)外網(wǎng)絡(luò)均衡對中國海外并購質(zhì)量的影響——復(fù)雜知識缺口彌合效果的視角［J］.科研管理，2019，40（12）：73-84.

［5］ 陳劍，黃朔，劉運(yùn)輝.從賦能到使能——數(shù)字化環(huán)境下的企業(yè)運(yùn)營管理［J］.管理世界，2020，36（2）：117-128.

［6］ 施炳展.互聯(lián)網(wǎng)與國際貿(mào)易——基于雙邊雙向網(wǎng)址鏈接數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2016，51（5）：172-187.

［7］ 孟祺.互聯(lián)網(wǎng)對國際貿(mào)易的影響：集約邊際抑或擴(kuò)展邊際［J］.當(dāng)代財經(jīng)，2017（9）：100-108.

［8］ 潘家棟，肖文.互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對我國出口貿(mào)易的影響研究［J］.國際貿(mào)易問題，2018（12）：16-26.

［9］ 耿偉，楊曉亮.互聯(lián)網(wǎng)與企業(yè)出口國內(nèi)增加值率：理論和來自中國的經(jīng)驗證據(jù)［J］.國際經(jīng)貿(mào)探索，2019，35（10）：16-35.

［10］佟家棟，楊俊.互聯(lián)網(wǎng)對中國制造業(yè)進(jìn)口企業(yè)創(chuàng)新的影響［J］.國際貿(mào)易問題，2019（11）：1-15.

［11］李兵，岳云嵩.互聯(lián)網(wǎng)與出口產(chǎn)品質(zhì)量——基于中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的研究［J］.東南大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2020，22（1）：60-70.

［12］楊愷鈞，褚天威.互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、交通運(yùn)輸及進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系研究——基于中國省際面板數(shù)據(jù)空間計量分析［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2016（6）：95-100

［13］岳云嵩，李兵，李柔.互聯(lián)網(wǎng)對企業(yè)進(jìn)口的影響——來自中國制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗分析［J］.國際經(jīng)貿(mào)探索，2017，33（3）：57-69.

［14］茹玉驄，李燕.電子商務(wù)、貿(mào)易中介與國際貿(mào)易發(fā)展：一個文獻(xiàn)綜述［J］.浙江社會科學(xué)，2014（7）：54-62.

［15］何勇，陳新光.互聯(lián)網(wǎng)影響國際貿(mào)易的理論與實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2015，32（4）：54-60.

［16］陳維濤，朱柿穎.數(shù)字貿(mào)易理論與規(guī)則研究進(jìn)展［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2019（9）：114-126.

［17］BUSTOS P.Trade liberalization，exports，and technology upgrading：evidence on the impact of MERCOSUR on argentinian firms［J］.American Economic Review，2011，101（1）：304-340．

［18］沈國兵，袁征宇.企業(yè)互聯(lián)網(wǎng)化對中國企業(yè)創(chuàng)新及出口的影響［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2020，55（1）：33-48.

［19］溫珺，尤宏兵.互聯(lián)網(wǎng)對中國外貿(mào)的影響研究［J］.經(jīng)濟(jì)問題探索，2015（2）：71-78.

［20］楊愷鈞，褚天威.互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、交通運(yùn)輸及進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系研究——基于中國省際面板數(shù)據(jù)空間計量分析［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2016（6）：95-100

［21］孟祺.互聯(lián)網(wǎng)對國際貿(mào)易的影響：集約邊際抑或擴(kuò)展邊際［J］.當(dāng)代財經(jīng)，2017（9）：100-108.

［22］盧福財，金環(huán).互聯(lián)網(wǎng)對制造業(yè)價值鏈升級的影響研究——基于出口復(fù)雜度的分析［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2019（2）：89-97.

［23］何勇，陳新光.互聯(lián)網(wǎng)影響國際貿(mào)易的理論與實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2015，32（4）：54-60.

［24］李金城，周咪咪.互聯(lián)網(wǎng)能否提升一國制造業(yè)出口復(fù)雜度［J］.國際經(jīng)貿(mào)探索，2017，33（4）：24-38.

［25］譚用，孫浦陽，胡雪波，等.互聯(lián)網(wǎng)、信息外溢與進(jìn)口績效：理論分析與經(jīng)驗研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2019，42（12）：77-98.

［26］李兵，李柔.互聯(lián)網(wǎng)與企業(yè)出口：來自中國工業(yè)企業(yè)的微觀經(jīng)驗證據(jù)［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2017，40（7）：102-125.

［27］岳云嵩，李兵，李柔.互聯(lián)網(wǎng)對企業(yè)進(jìn)口的影響——來自中國制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗分析［J］.國際經(jīng)貿(mào)探索，2017，33（3）：57-69.

［28］KOENKER，ROGERAND GILLBERT BASSETT J R．Regression quantiles［J］．Econometrica，1978，46（1） ：33-50．

［29］KOENKER，ROGER．Quantile regression［M］．Cambridge： Cambridge University Press，2005，81．

［30］HANSEN B E．Threshold effects in non-dynamic panels： estimation ， testing and inference［J］．Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-368．

［31］HANSEN，BRUCE．Sample Splitting and Threshold Estimation［J］．Econometrica，2000，68：575-603．

［32］STOCK J M，WATSON.Introduction to econometrics：3rd edition ［M］．Boston：Addison-Wesley，2011．

［33］劉海洋，高璐，林令濤.互聯(lián)網(wǎng)、企業(yè)出口模式變革及其影響［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2019，19（1）：261-280.

［34］荊文君，孫寶文.數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展：一個理論分析框架［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2019（2）：66-73.

An Empirical Study of the Effect of “Internet+” on China’s Foreign Trade in the Context of Digital China Strategy

ZHANG Jun1，GUO Xi-yu2

（1. School of Economics and Finance， Chongqing University of Technology， Chongqing 400054， China;

2. Qufu Sub-Branch， People’s Bank of China， Qufu 273100， Shandong， China）

Promoting the profound integration of “Internet+” and foreign trade is an important focus of building an advanced trading country. Based on the cross-sectional data of 286 cities in China， this paper uses robust least squares estimation， quantile regression， and cross-sectional threshold models to empirically analyze the overall effect， conditional effect， and stage characteristics of the impact of “Internet+” on China’s international trade. The research found that the improvement of China’s “Internet+” index has significantly promoted the development of foreign trade. Moreover， the increase in the “Internet+” index has a diminishing marginal effect on international trade. Furthermore， the evolution of the “Internet+” index has obvious characteristics of threshold effect on China’s foreign trade. After crossing the threshold， the “Internet+” promotion effect on international trade is greatly reduced. In terms of spatial distribution， cities in coastal areas are generally ahead of inland and border cities in the “Internet+” process， and have geographical endowment advantages in terms of location conditions. Generally speaking， the coordinated development of “Internet+” and foreign trade in most cities in China has entered a new stage. Finally， corresponding policy recommendations are put forward based on the empirical results.

“Internet+”; combined index; foreign trade; digital China; trade scale; cross-section threshold model

（責(zé)任編校：朱 艷）