數字經濟對貿易出口的空間溢出與非線性效應
——基于半參數門限空間模型的實證分析

張源野 葉阿忠

(福州大學經濟與管理學院, 福建福州 350108)

隨著數字技術不斷創(chuàng)新與廣泛使用,數字經濟相關產業(yè)發(fā)展迅猛,并逐漸成為“后疫情時代”推動各國經濟發(fā)展的新動能。目前,我國已建成全球最大5G網絡,數字經濟規(guī)?？偭糠€(wěn)居世界第二,并在人工智能、云計算、大數據、區(qū)塊鏈、量子信息等新興數字技術領域躋身全球第一梯隊。數字經濟快速發(fā)展,數字技術不斷滲透到社會經濟生活的各個領域。尤其在國際貿易中,數字化降低了貿易過程中信息匹配和搜尋成本,促進經濟貿易行為發(fā)生,為企業(yè)擴大貿易創(chuàng)造新的可能。

我國“入世”20年來,對外貿易快速擴張,貿易總量和順差規(guī)模都成為世界第一。但隨著經濟增速的“換擋”,貿易出口逐漸從高速增長轉向中高速增長,我國貿易出口的發(fā)展面臨重大挑戰(zhàn)。同時,全球正面臨著新一輪“經濟全球化”帶來的新機遇與新挑戰(zhàn),這也必將對全球產業(yè)鏈布局、各國經濟政治未來走勢與我國發(fā)展產生深刻影響。數字經濟將是在新一輪“經濟全球化”過程中占據經濟發(fā)展主動權與國際話語權的關鍵機遇。因此,如何更好發(fā)展數字經濟,用數字化培育新動能,驅動我國貿易出口新發(fā)展,成為當下的重要議題。

那么,數字經濟是否驅動了我國的貿易出口發(fā)展呢?目前有關文獻的主要觀點是信息通信技術能夠降低貿易成本,從而促進貿易出口增長。Anderson and Van認為,就算不包含貿易政策壁壘,貿易成本也是巨大的,而溝通成本與信息搜尋成本是其中兩種重要形式。(1)Anderson J. E. and Van W.E., “Trade Costs” , Journal of Economic Literature,vol.42,no.3(2004),pp.691-751.Freund and Weinhold指出互聯網能降低貿易過程中的固定成本,刺激了貿易增長。(2)Freund C.L. and Weinhold D., “The effect of the Internet on international trade” , Journal of International Economics,vol.62,no.1(2004),pp.171-189.施炳展總結了前人的觀點,認為互聯網作為信息平臺可以降低貿易成本、擴大貿易規(guī)模、優(yōu)化資源配置水平從而增加企業(yè)出口。(3)施炳展:《互聯網與國際貿易——基于雙邊雙向網址鏈接數據的經驗分析》,《經濟研究》2016年第5期。李冰和李柔在施炳展的觀點上采用不同的數據、測量和方法進行研究,結果表明互聯網的出口效應大于互聯網對國內銷售的促進作用。(4)李兵、李柔:《互聯網與企業(yè)出口:來自中國工業(yè)企業(yè)的微觀經驗證據》,《世界經濟》2017年第7期。目前,直接研究數字經濟發(fā)展對我國出口影響的文獻較少,主要圍繞數字經濟能夠降低國際貿易成本或提高出口競爭力等觀點展開。(5)范鑫:《數字經濟與出口:基于異質性隨機前沿模型的分析》,《世界經濟研究》2021年第2期。

在實證研究方面,國內外大量文獻表明數字經濟所產生的經濟影響具有空間溢出效應與非線性特征。趙濤等分別采用門檻模型和空間模型研究了數字經濟對高質量發(fā)展的影響,表明其影響存在正向的空間溢出效應和“邊際效應”遞增的非線性特點。(6)趙濤、張智、梁上坤:《數字經濟、創(chuàng)業(yè)活躍度與高質量發(fā)展——來自中國城市的經驗證據》,《管理世界》2020年10期。楊慧梅和江璐證明數字經濟對全要素生產率的促進作用存在顯著的空間溢出效應。(7)楊慧梅、江璐:《數字經濟、空間效應與全要素生產率》,《統計研究》2021年第4期。Wang and Cen的研究表明數字經濟對創(chuàng)新效率也具有上述效應,并且其影響帶有一定滯后性和連續(xù)性的特點。(8)Wang P. and Cen C., “Does digital economy development promote innovation efficiency? A spatial econometric approach for Chinese regions” , Technology Analysis &Strategic Management, vol.34,no.8(2022),pp.1-15.Zhou等則從環(huán)境治理角度出發(fā),研究了數字經濟對減少霧霾污染的影響,結果表明其影響具有顯著的空間溢出效應和非線性特點。(9)Zhou J., Lan H., Zhao C., “Haze Pollution Levels, Spatial Spillover Influence, and Impacts of the Digital Economy: Empirical Evidence from China”, Sustainability, vol.13,no.16(2021),pp.76-90.

有關數字經濟與對外貿易之間的相關關系的實證研究主要采用傳統計量方法,而未考察數字經濟的空間相關關系與非線性特征。例如,Maiti and Kayal研究了數字化對印度服務業(yè)和中小微企業(yè)部門的影響,認為數字化有助于提振印度的貿易額與貿易占比。(10)Maiti M. and Kayal P., “Digitization: Its Impact on Economic Development &Trade”, Asian Economic and Financial Review, vol.7,no.6(2017),pp.541-549.范鑫運用隨機前沿模型分析了數字經濟發(fā)展對我國出口效率的影響,認為數字經濟的發(fā)展能夠通過降低出口成本和優(yōu)化地區(qū)資源配置提高出口效率。(11)范鑫:《數字經濟與出口:基于異質性隨機前沿模型的分析》,《世界經濟研究》2021年第2期。這些研究主要是從數字經濟自身特征和本質出發(fā),考察了其對貿易出口的直接影響。但考慮到互聯網存在的“梅特卡夫效應”,即網絡產生的價值與網絡的用戶數的平方成正比,因而基于互聯網的數字經濟對貿易出口的促進作用也可能存在“梅特卡夫效應”,從而呈現出空間溢出效應與邊際遞增的非線性特征。傳統計量方法的研究成果對數字經濟的空間溢出效應與非線性特征的解釋缺乏說服力。目前僅有姚戰(zhàn)琪利用我國省際面板數據,研究了數字經濟對制造業(yè)出口競爭力具有空間溢出效應。(12)姚戰(zhàn)琪:《數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響及其門檻效應》,《改革》2022年第2期。

對比其他文獻,本文的拓展之處在于三個方面:第一,從Krugman的冰山成本理論出發(fā),用數理模型推導的方式探究數字經濟與貿易出口之間的聯系。第二,將不同數字經濟水平城市空間溢出效應的異質性納入實證模型,同時考慮空間效應和門限效應,對非對稱空間交互作用進行研究。第三,多數研究是通過空間計量模型和非線性模型分別單獨檢驗變量間的空間溢出效應和非線性關系,而未將兩種效應納入一個模型之中進行分析?？紤]到空間溢出效應與非線性效應的潛在相互影響,本文在參數模型基礎上引入非參數部分來分析數字經濟與貿易出口的非線性關系。

一、理論分析與研究假設

(一)數字經濟發(fā)展對貿易出口的影響

數字經濟的快速發(fā)展深刻地改變了貿易的方方面面。首先,數字經濟可以大幅降低貿易成本,降低企業(yè)對外貿易的門檻,增加企業(yè)參與國際貿易的可能,從而促進出口增長。一般而言,貿易成本主要包括信息搜尋成本、溝通成本和物流成本等。數字經濟的發(fā)展將有助于降低上述貿易成本。具體來說,數字化技術的廣泛應用緩解了現實世界中交易的供需雙方存在的信息不對稱問題,降低供需雙方的信息搜尋成本,促進供需匹配效率提升。企業(yè)通過互聯網可以進行實時通信,甚至可以通過視頻電話連線進行深度交流,從而降低了通信成本。通過互聯網可以讓企業(yè)節(jié)省使用昂貴的交易平臺的成本,優(yōu)化和降低物流成本。在區(qū)塊鏈和人工智能中數字技術的應用也能降低物流成本。(13)Verhoef P. C., Broekhuizen T., Bart Y., “Digital transformation: A multidisciplinary reflection and research agenda”, Journal of Business Research, vol.122,no.1(2021),pp.889-901.其次,數字經濟擴大了貿易市場界域,數字平臺改變了交易方式,拓寬了貿易出口需求。隨著數字經濟不斷加快發(fā)展步伐,出口貿易市場的參與者和業(yè)務范圍不斷擴展。數字交易平臺使個體企業(yè)家、微型企業(yè)和小農戶能夠以合理的價格、最低的成本大量銷售產品,進入全球市場,購買最新的外國產品和技術,這將有利于貿易出口的快速發(fā)展。數字平臺極大地擴展了“外包業(yè)務”在全球范圍的潛在可能。在“數字化”外包框架下解決的任務范圍很廣,可能包括軟件開發(fā)及科學技術研究、創(chuàng)意項目及多媒體技術的運用、銷售及市場推廣、辦公及資料錄入、翻譯等各種專業(yè)服務。(14)Ahmedov I., “The Impact of Digital Economy on International Trade”, European Journal of Business and Management Research, vol.5,no.4(2020),pp.1-7.此外,數字經濟的發(fā)展將會對資訊科技服務、相關商業(yè)專業(yè)服務以及先進的軟件產品開發(fā)產生巨大的分層次的需求?；谝陨戏治?本文提出以下研究假設:

H1:數字經濟發(fā)展能夠促進貿易出口的增長。

(二)數字經濟對貿易出口的空間溢出效應

數字經濟以現代信息網絡為重要載體,將數字知識和信息作為關鍵生產要素,具有滲透性、融合性、協同性等特點。它可以打破地域限制,實現信息、技術、知識的跨地域傳播,使區(qū)域間的經濟聯系不斷增強。第一,基于信息通信技術的數字經濟發(fā)展,使得企業(yè)可以更好地在更大范圍內進行生產決策,進行區(qū)域間的資源整合,優(yōu)化資源要素配置活力。通過數字平臺、供應鏈管理、產業(yè)集群等方式,區(qū)域內企業(yè)可以更緊密地進行橫向合作或縱向整合,形成產業(yè)鏈或生態(tài)圈,實現規(guī)模效益和協同效應,從而促進出口企業(yè)擴大出口。第二,基礎設施的數字化程度提升,可以增強區(qū)域內企業(yè)之間的連通性和互動性,降低信息和技術交流的成本和障礙,提高信息和技術交流的效率和效果。通過數字平臺、社交媒體、在線學習等方式,區(qū)域內企業(yè)更容易獲取和傳遞信息和技術,從而加速知識創(chuàng)新和技術進步,提升出口產品競爭力。

但是,數字經濟也可能由于其自身特征和規(guī)律,造成空間溢出效應的非對稱性,一定程度上擴大區(qū)域差距,造成分化發(fā)展。具體來說,數字經濟發(fā)展水平較高的城市,由于擁有更強的數字優(yōu)勢和競爭力,能夠更好地利用數字經濟帶來的機遇和挑戰(zhàn),從而對周邊城市形成一定程度的競爭效應或替代效應,使得周邊城市在數字資源、數字需求、數字人才等方面相對匱乏,導致周邊城市難以分享數字經濟帶來的收益。相反,數字產業(yè)規(guī)模較小、數字化發(fā)展水平較低的城市,由于缺乏足夠的數字條件和潛力,難以充分發(fā)揮數字經濟的優(yōu)勢和作用,從而對周邊城市形成一定程度的依賴關系或協作關系,使得周邊城市能夠共享數字資源、數字需求、數字人才等,讓周邊城市能夠分享數字經濟帶來的收益。這些影響會反映在區(qū)域間的生產力、創(chuàng)新能力、產品質量、市場份額等方面,從而影響城市的出口貿易和競爭力?；谝陨戏治?本文提出以下研究假設:

H2:不同數字經濟水平的地區(qū)間,數字經濟對貿易出口存在非對稱的空間溢出效應。

(三)數字經濟對貿易出口的非線性特征

數字經濟發(fā)展的經濟效益存在規(guī)模經濟效應。(15)李天宇、王曉娟:《數字經濟賦能中國“雙循環(huán)”戰(zhàn)略:內在邏輯與實現路徑》,《經濟學家》2021年第5期。中國作為人口大國與世界第二大經濟體,數字經濟的應用場景與潛在市場資源、相關產業(yè)規(guī)模巨大。相較于其他國家,巨大的規(guī)模效應使得我國在數字經濟發(fā)展中占有無與倫比的優(yōu)勢。隨著數字經濟規(guī)模效應顯現,各部門之間聯動發(fā)展,可使邊際成本持續(xù)降低。根據“梅特卡夫法則”(Metcalfe Law),網絡產生的價值和網絡用戶數量的平方成正比。這說明,基于互聯網的數字經濟發(fā)展所帶來的效益將隨網絡用戶數量的增加呈指數形式上漲。當數字經濟發(fā)展水平超過某個臨界點時,其帶來的效益也許會發(fā)生結構性變化。但是,數字經濟具有規(guī)模效應的同時,極易形成壟斷。Guellec and Paunov認為,市場數字化造成的壟斷力量戰(zhàn)勝了數字創(chuàng)新促進競爭的力量,導致市場集中程度更高、創(chuàng)造性破壞更強的“贏者通吃”市場。(16)Guellec D. and Paunov C., Digital Innovation and the Distribution of Income, NBER Working Papers 23987, National Bureau of Economic Research, Inc,2017.數字平臺企業(yè)完成初期用戶的積累后,就會開始顯現出規(guī)模效應,經歷優(yōu)勝劣汰的市場競爭后,整個市場份額由少數幾家企業(yè)占據,它們很容易利用自身的壟斷地位榨取高額的壟斷利潤,損害消費者和員工的利益。(17)蔡朝林:《共享經濟的興起與政府監(jiān)管創(chuàng)新》,《南方經濟》2017年第3期。由于數字經濟規(guī)模效應與壟斷效應的存在,數字經濟對貿易出口的促進作用可能是先逐漸增加后逐漸減小的。因此,基于以上分析,本文提出以下研究假設:

H3:數字經濟對貿易出口的促進作用存在先增大后減小的非線性趨勢。

二、數字經濟促進貿易出口的數理分析

數字經濟可以有效地降低信息不對稱,提高信息傳遞的速度和準確性,增強市場透明度,促進供需雙方的匹配和交易。所以,數字經濟發(fā)展水平越高,貿易過程中溝通成本與信息搜尋成本越低。同時,數字經濟對一個地區(qū)發(fā)展的影響,不僅體現在該地區(qū)本身,還會通過空間關聯傳遞到其他地區(qū),從而形成區(qū)域間的正向互動。眾多學者研究表明,數字經濟具有空間溢出效應,即周邊地區(qū)數字經濟發(fā)展程度提高也有利于本地區(qū)溝通成本和搜索成本的降低。因此,商流成本CB不僅受到本地區(qū)數字經濟發(fā)展水平Di的影響,也會受到鄰近地區(qū)數字經濟發(fā)展水平Dj的影響。本文用f(dij)表示i、j兩個城市之間數字經濟的虛擬交互潛力,城市間距離dij越小,則數字經濟交互潛力f(dij)越大,反之越小。將商流成本表示成數字經濟的相關函數形式:

(1)

Q=a-bP(a>0,b>0)

(2)

產品銷售往國內與出口均產生“冰山成本”,假設產品出口過程中損耗的部分為1-δF。由于“冰山成本”,企業(yè)出口的實際邊際成本為c/δF。用F代表企業(yè)的固定成本,PF表示產品出口價格,則企業(yè)的出口利潤為:

(3)

由企業(yè)利潤最大化的一階條件有:

(4)

由利潤最大化的一階條件(4),得到QF的均衡解為:

(5)

(6)

(7)

三、模型設定與數據

(一) 模型設定

基于前文的理論分析,數字經濟對貿易出口具有正向影響,為檢驗數字經濟發(fā)展對貿易出口的促進作用,設定基準模型如下:

exi,t=α+βdigi,t+θcomtroli,t+ui+εi,t

(8)

其中,i為城市,t為年份,exi,t和digi,t分別表示城市i在年份t的貿易出口額和數字經濟發(fā)展指數,comtroli,t為控制變量,ui控制個體效應,εi,t為隨機干擾項,εi,t～(0,σ2Ii)。

基于理論分析,數字經濟對出口貿易會產生空間溢出效應,因此需要采用空間計量模型進行估計。傳統空間模型通常假設城市之間的數字經濟交互作用是一個連續(xù)變化的過程,隨著經濟距離和地理距離的增加而逐漸減弱,不存在任何突變或閾值,而且任意兩個城市之間的空間溢出效應是對稱的。然而,前文的理論分析表明,不同數字經濟發(fā)展特征的地區(qū)受到鄰近地區(qū)數字經濟的影響程度可能不同,即存在非對稱性。因此,本文在空間計量模型中引入門限效應,以刻畫非對稱的空間溢出效應。

此外,由于數字經濟發(fā)展產生的規(guī)模效應與壟斷效應,數字經濟對貿易出口的影響是非線性的。因此,本文進一步將數字經濟作為非參數項,構建對應的半參數模型,以刻畫該非線性影響。半參數方法是計量經濟學針對非線性問題的常見建模方法,可對未知函數形式的變量進行估計,同時還可以避免非參數模型的“維度詛咒”問題,提高估計效率和靈活性。綜上所述,本文構建半參數門限空間杜賓模型(STSDM)如下:

(9)

(二)指標選擇與數據來源

被解釋變量(ex)的選取。被解釋變量貿易出口采用城市當年出口總額來衡量。由于部分城市是以人民幣為單位,而多數城市是以美元為單位,這里按當年人民幣年平均匯率由人民幣金額折算為美元金額,單位是萬美元。

核心解釋變量(dig)的指標構建。目前關于數字經濟的具體測度主要集中在省級層面,而城市層面的較少。由于地級市層面許多指標難以獲取,因此構建復雜的數字經濟指標體系存在一定困難。趙濤等通過互聯網普及程度、互聯網相關從業(yè)人員數、互聯網相關產出、移動互聯網普及程度和數字金融發(fā)展五個方面的指標對城市層面數字經濟發(fā)展水平進行測度。(22)趙濤、張智、梁上坤:《數字經濟、創(chuàng)業(yè)活躍度與高質量發(fā)展——來自中國城市的經驗證據》,《管理世界》2020年第10期。本文借鑒趙濤等的做法構建地級市層面數字經濟指標,這五個方面指標具體是:人均互聯網寬帶接入用戶數、計算機服務和軟件業(yè)從業(yè)人員占城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員的比值、人均電信業(yè)務總量、人均移動電話用戶數和中國數字普惠金融指數。然后通過熵權法計算得到數字經濟發(fā)展水平的綜合指標。

在控制變量選取上,借鑒相關研究,選取產業(yè)結構升級、研發(fā)投入、對外開放程度、勞動生產率、金融發(fā)展水平以及外商直接投資等方面。

產業(yè)結構升級(isu)。一方面,產業(yè)結構升級能夠促進出口,因為它可以提高出口產品的質量和技術含量,增強出口產品的國際競爭力,擴大出口市場份額,提高出口收入。另一方面,產業(yè)結構升級也可能抑制出口增長,因為它可能導致出口產品的成本上升,減少出口需求。此外,產業(yè)結構升級也可能引起國內資源的重新配置,導致一些傳統出口優(yōu)勢產業(yè)的萎縮或退出,影響出口規(guī)模。(23)金京、戴翔、 張二震:《全球要素分工背景下的中國產業(yè)轉型升級》,《中國工業(yè)經濟》 2013年第11期。產業(yè)結構升級變量用第三產業(yè)增加值占第二產業(yè)增加值比值衡量。

研發(fā)投入(rd)。研發(fā)投入可以提高企業(yè)的創(chuàng)新能力、核心競爭力和產品質量,從而增加出口市場的需求和份額,促進出口增長和結構優(yōu)化。(24)邢斐、王書穎、 何歡浪:《從出口擴張到對外貿易“換擋”:基于貿易結構轉型的貿易與研發(fā)政策選擇》, 《經濟研究》2016年第4期。研發(fā)投入變量用政府R&D 經費內部支出占GDP比重衡量。

對外開放程度(ope)。對外開放程度越高,意味著一個國家或地區(qū)可以進入更大的國際市場,享受規(guī)模經濟的優(yōu)勢,提高出口產品的競爭力和利潤率,從而促進出口的增長。(25)李昭華、吳夢:《改革開放以來中國出口增長推動力的階段性演進及地區(qū)分布差異》,《數量經濟技術經濟研究》2017年第7期。對外開放程度變量用進出口總額占GDP比重衡量。

勞動生產率(lp)。勞動生產率越高,意味著單位勞動成本越低,從而降低了出口產品的成本和價格,提高了出口產品的價格競爭力,從而促進出口的增長。(26)楊繼軍、張二震:《生產率的結構性變動對我國外貿順差的影響》,《國際貿易問題》2008年第12期。勞動生產率變量用人均GDP衡量。

金融發(fā)展水平(fir)。金融發(fā)展水平越高,意味著出口企業(yè)可以從更多的金融機構和市場獲取資金。這樣可以更好滿足出口企業(yè)不同的資金需求,降低其融資成本和風險,增強其競爭力和盈利能力。但對于外部融資依賴程度較低的行業(yè)而言,金融發(fā)展對出口較多呈現負向影響。(27)范兆斌、張柳青:《中國普惠金融發(fā)展對貿易邊際及結構的影響》,《數量經濟技術經濟研究》2017年第9期。金融發(fā)展水平變量用年末貸款余額占GDP比重衡量。

外商直接投資(fdi)。一方面,外商直接投資有利于技術轉移、知識傳播,促進產業(yè)結構升級,改善出口商品結構。另一方面,外商直接投資可能會導致一個國家過度依賴外來技術和市場,從而降低其自主創(chuàng)新和適應變化的能力。(28)楊迤:《外商直接投資對中國進出口影響的相關分析》,《世界經濟》2000年第2期。外商直接投資變量用實際利用外資占GDP比重衡量。

本文選取2011—2019年262個城市的面板數據(忽略數據缺失較多的部分城市),所有數據均來源于《中國城市統計年鑒》、中國數字普惠金融指數(29)張勛、萬廣華、張佳佳,等:《數字經濟、普惠金融與包容性增長》,《經濟研究》2019年第8期。、各城市統計年鑒以及統計公報,對于部分缺失數據采用線性差值法補齊。除熵權法構建的指標以及比值之外,其余變量全取自然對數處理,以降低樣本異方差。本文涉及所有變量的描述性統計的結果見表1。

表1 變量的描述性統計

(三)空間權重矩陣

為了對比結果的穩(wěn)健性,本文選取鄰近空間權重、地理距離空間權重、經濟距離空間權重和高斯核空間權重四種空間權重矩陣。鄰近空間權重矩陣W1設定為:兩個地區(qū)相鄰則取值為1,不相鄰則取值為0。地理距離權重矩陣W2設定為兩個城市行政中心距離的倒數,表達式為:

(10)

其中,i、j表示兩個不同的城市,wij代表W2矩陣第i行j列的元素。

借鑒程云潔和董程慧的做法(30)程云潔、董程慧:《貿易便利化對中國工業(yè)制成品出口貿易的空間效應研究》,《數量經濟技術經濟研究》2021年第2期。,構建經濟距離矩陣W3如下:

(11)

借鑒Zhang and Wang的做法(31)Zhang H. and Wang X., “Combined asymmetric spatial weights matrix with application to housing prices”, Journal of Applied Statistics, vol.44,no.13(2017),pp.2337-2353.,構建高斯核空間權重矩陣W4如下:

(12)

四、實證結果分析

(一)空間相關性檢驗

在實證研究之前,首先需要對被解釋變量貿易出口額與解釋變量數字經濟發(fā)展水平進行空間相關性檢驗。本文使用全局Moran's I統計量對整體的空間相關性進行檢驗,其計算公式為:

(13)

表2 2011—2019年城市數字經濟與出口的空間整體特征

圖1 2011年、2015年、2019年我國各城市的數字經濟水平Moran散點圖

(二)基準回歸

表3報告了數字經濟影響貿易出口的OLS結果,根據hausman檢驗結果,所有模型均應采用固定效應。在所有回歸中,核心解釋變量數字經濟的系數均顯著為正,說明數字經濟發(fā)展促進了貿易出口增長,這初步驗證了假設H1。控制變量中研發(fā)投入、對外開放程度和勞動生產率的系數顯著為正,說明城市研發(fā)投入的增加、勞動生產率的提高以及對外開放程度提升有利于城市貿易出口增長。產業(yè)結構升級系數顯著為負,說明產業(yè)結構升級抑制了我國出口貿易增長。一方面,產業(yè)結構升級意味著出口產品的技術含量和附加值提高,從而導致出口商品成本與價格上升,這影響了中國出口產品在國際市場上的競爭力和需求,特別是在一些價格敏感的發(fā)展中國家市場。另一方面,產業(yè)結構升級也意味著國內資源的重新配置,從低端產業(yè)向高端產業(yè)轉移。這可能會導致一些傳統出口優(yōu)勢產業(yè)的萎縮或退出,影響出口規(guī)模,特別是在一些對外依存度較高的地區(qū)或行業(yè)。但這并不意味著應該放棄或放緩產業(yè)結構升級。相反,應該通過深化改革開放、創(chuàng)新發(fā)展模式、優(yōu)化貿易政策、拓展多元化市場等,促進外貿轉型升級和高質量發(fā)展,實現外貿與產業(yè)結構的良性互動。金融發(fā)展水平系數為負,但未通過5%的顯著性水平,這說明金融發(fā)展水平沒能有效與實體經濟發(fā)展水平相匹配,沒有有效地促進出口結構優(yōu)化。外商直接投資的系數為正,但不顯著。一方面,外商直接投資可以帶來資金、技術、管理、市場等方面的資源,提高出口企業(yè)的競爭力與創(chuàng)新能力,帶動相關產業(yè)鏈的發(fā)展,增加上下游企業(yè)的出口。另一方面,外商直接投資可能擠占或排斥國內投資,導致國內企業(yè)失去市場份額和發(fā)展空間,從而使得外商直接投資對貿易出口的影響不顯著。

(三)半參數門限空間杜賓模型回歸

1. 空間計量模型的選擇

空間計量模型種類很多,采用何種空間計量模型需要通過相應檢驗。首先,四種空間權重下的LM檢驗與穩(wěn)健LM檢驗均顯著,說明可以選擇空間誤差模型(SEM)和空間滯后模型(SAR)。然后,通過LR檢驗,表明空間杜賓模型(SDM)不能退化為SEM模型或SAR模型,因此采用SDM模型形式最為合理,即模型中需同時包含解釋變量與被解釋變量的空間滯后項。表4是空間計量模型檢驗結果。

表4 空間計量模型選擇的相關檢驗

2. 回歸結果分析

進一步地,考慮到數字經濟對貿易出口的非線性影響與非對稱空間溢出,因此利用半參數門限空間杜賓模型進行實證分析。對于STSDM模型的估計,需要先對非參數變量進行處理。通過R軟件使用高斯核估計出最優(yōu)窗框值,然后利用matlab軟件計算出各個變量的條件期望差值,使用廣義空間兩階段最小二乘法進行估計,其參數估計方法和步驟參照Deng(32)Deng Y., “Estimation for the spatial autoregressive threshold model”, Economics Letters, vol.171, no.10(2018), pp.172-175.和葉阿忠等(33)葉阿忠、張錫書、朱松平:《應用空間計量經濟學:軟件操作和建模實例》,清華大學出版社,2020年。的部分思路。因為控制變量的空間影響不是本文的考察重點,而且大多數控制變量的空間滯后項的系數是不顯著的,導致核心解釋變量的回歸結果出現較大偏差,因此在STSDM模型中剔除控制變量空間滯后項中不顯著的部分進行回歸分析,后文不再贅述。表5是半參數門限空間杜賓模型回歸結果。

為了比較估計的穩(wěn)健性,本文列出了四種不同空間權重矩陣的STSDM結果。在進行回歸之前,需要對模型中可能存在的門限數量以及門限值加以明確,進而才能夠針對性地對模型估計結果加以分析。表5中結果顯示,4個模型雙重門限檢驗在10%的水平下不具有顯著性,而單一門限檢驗均達到至少5%顯著性水平,即估計結果顯示存在單一門限效應。所有模型W*dig系數全為正,且通過5%顯著性水平,表明數字經濟對貿易出口存在正向空間溢出效應。第一機制W*dig(dig≤r)系數均小于第二機制W*dig(dig>r)系數,說明不同數字經濟發(fā)展水平城市受到周邊區(qū)域的空間溢出效應不同,體現了數字經濟對貿易出口空間溢出效應的非對稱性,驗證了假說H2。由于數字發(fā)達地區(qū)通常具有更完善的數字基礎設施、更便捷的數字服務、更開放的數字政策、更廣闊的數字市場等,這些因素使得數字發(fā)達地區(qū)更容易吸收周邊地區(qū)的優(yōu)秀數字人才和創(chuàng)新成果,進行知識共享與合作研發(fā),提高了產品生產效率與質量,進一步促進城市貿易出口發(fā)展。因此,數字發(fā)達地區(qū)受到的正向空間溢出效應更大。

所有模型被解釋變量空間滯后W*ex的參數估計值均為正,達到1%顯著性水平,說明城市貿易出口具有顯著正向的空間相互作用,意味著一個城市的貿易出口水平受到其周邊城市的貿易出口水平的正向影響,即周邊城市貿易出口水平越高,該城市的貿易出口水平也越高,反之亦然。這可能是因為周邊城市之間存在著產業(yè)鏈、供應鏈、物流鏈等方面的協同效應,使得一個城市的貿易出口能夠帶動或者受到其他城市的貿易出口的刺激或者制約。同時,鄰近城市之間存在著技術創(chuàng)新、人才流動、標準認證等方面的學習效應,使得城市的貿易出口受到其他城市的出口質量的促進或者限制。

3. 偏導圖分析

圖2是由matlab計算得到的4種空間權重矩陣下STSDM模型貿易出口對數字經濟的偏導數的多項式擬合曲線,部分極端異常數值忽略,其中橫軸為dig,縱軸為對應的偏導數。

從圖2可以看出,4張偏導圖都有相似趨勢。首先,所有偏導數擬合曲線基本上大于0,說明數字經濟對貿易出口具有促進作用,和前文理論分析相符。其次,偏導圖都是非線性的,在數字經濟指數小于0.35時,4條曲線都有向上趨勢,說明此時數字經濟對貿易出口的促進影響是逐漸增加的;在數字經濟指數大于0.35時,4條曲線都有向下趨勢,說明此時數字經濟對貿易出口的促進影響是逐漸減小的。因此,數字經濟對貿易出口的促進作用確實存在非線性特征,但不是簡單的邊際遞增趨勢,而是呈現先增大后減小的非線性變化趨勢,這驗證了假說H3。實際上,這種非線性特征與數字經濟的特點以及我國貿易出口結構相關。相近的研究中,楊文溥研究表明數字經濟對以服務業(yè)為主的第三產業(yè)的促進作用更顯著,而對第二產業(yè)的促進作用較弱。(34)楊文溥:《數字經濟與區(qū)域經濟增長:后發(fā)優(yōu)勢還是后發(fā)劣勢?》,《上海財經大學學報》2021年第3期。近年來,我國貿易出口以貨物貿易為主,服務貿易僅占出口約10%。在數字經濟發(fā)展初期,數字經濟對出口的促進作用較弱。隨著數字經濟水平提高,規(guī)模效應開始顯現,其對出口的促進作用顯著增強。在數字經濟水平發(fā)展到一定程度后,其對貿易出口的促進作用更多體現在服務貿易出口,而對貨物貿易出口的促進作用相對較小。但因為服務業(yè)占出口比重很小,所以數字經濟發(fā)展對我國貿易出口的總體促進作用減小。此外,這一非線性變化趨勢也與數字經濟發(fā)展產生的壟斷現象相關。隨著數字經濟對貿易出口的規(guī)模效應不斷增強,少數大企業(yè)通過競爭將眾多中小企業(yè)擠出市場,并占據大量市場份額,利用自身壟斷地位產生不利經濟影響。因此,在數字經濟水平升高到一定程度后,對我國貿易出口的總體促進作用減小。

五、區(qū)域異質性分析

為進一步研究數字經濟與貿易出口增長之間影響的區(qū)域異質性,分別對我國東部、中部、西部三個地區(qū)進行回歸。由于相較于鄰近空間矩陣W1,地理距離空間矩陣W2更好地考慮了非相鄰但相近地區(qū)的空間相互影響,經濟距離空間矩陣W3在W2的基礎上還能夠考察經濟發(fā)展水平差異對鄰近地區(qū)間存在不同影響,而高斯核空間權重矩陣W4在W3的基礎上能夠更合理控制權重的衰減速度,從而適應不同的空間尺度和分布。所以,本文利用W4空間權重矩陣進行區(qū)域異質性分析。依照國家發(fā)展和改革委員會劃分標準,本文將使用到的262城市樣本分為東部地區(qū)115個城市、中部地區(qū)83個城市和西部地區(qū)64個城市。

(一) 回歸結果

同樣,在進行回歸之前,需對三大地區(qū)數據進行門限效應檢驗。結果表明,東部地區(qū)數據單一門限效應達到1%顯著性水平,而雙重門限不顯著,通過網格搜索得到門限值為0.172;中、西部地區(qū)數據單一門限與雙重門限檢驗均不顯著。因此,對東部地區(qū)數據采用半參數門限空間杜賓模型進行回歸分析,而對中、西部地區(qū)數據采用半參數空間杜賓模型進行回歸分析。表6是分地區(qū)回歸結果。

表6 分地區(qū)回歸結果

所有地區(qū)回歸中,數字經濟空間滯后項都顯著為正,表明不同地區(qū)數字經濟對貿易出口都存在正向空間溢出效應。對于東部地區(qū),第一機制W*dig(dig≤r)系數小于第二機制W*dig(dig>r)系數,說明該地區(qū)數字經濟發(fā)達城市的貿易出口受周邊地區(qū)數字經濟空間溢出效應要顯著大于數字經濟欠發(fā)達地區(qū),數字經濟對貿易出口的空間溢出效應具有非對稱性,這與前文的分析相類似。對于中、西部地區(qū)而言,由于門限效應檢驗不顯著,因此它們的空間溢出效應不存在顯著非對稱性。這可能是由于東、中、西部地區(qū)在數字經濟發(fā)展水平存在較大差異所致。中、西部地區(qū)數字經濟發(fā)展水平要顯著低于東部沿海城市,城市之間數字經濟發(fā)展更多是依賴關系或協作關系,使得城市間能夠共享數字資源、數字需求、數字人才等,讓周邊城市能夠分享數字經濟帶來的收益。而東部地區(qū)數字經濟發(fā)達城市,如北京、上海、深圳等,擁有更強的數字技術、數字服務、數字產品和數據貿易的供給和需求能力,能夠更好地利用數字化帶來的效率提升和結構優(yōu)化的機會,可能對周邊地區(qū)形成競爭效應或替代效應,從而導致空間溢出效應的非對稱。

(二)偏導圖分析

本文除了得到表6的東、中、西部參數估計結果外,還借助貿易出口對數字經濟的偏導數擬合曲線分析二者之間的非線性關系,具體結果見圖3。其中橫軸為dig,縱軸為對應的偏導數。

(a) 東部地區(qū)

由圖3可知,東、中、西部地區(qū)偏導圖都是非線性的。對于東部地區(qū),當數字經濟指數小于0.36時,數字經濟對貿易出口的促進作用是逐漸增大的;當數字經濟指數大于0.36時,對貿易出口的促進作用是逐漸減小的,這與前文全國城市樣本得到的結論相類似。對于中部地區(qū),偏導數擬合曲線都大于0,且呈現整體向上趨勢,說明隨著中部地區(qū)數字經濟規(guī)模效應的發(fā)揮,可以有效提升貿易出口的規(guī)模和效率。對于西部地區(qū),當數字經濟指數小于0.05時,偏導數有較大幅度的增加;當數字經濟指數介于0.05與0.25之間時,偏導數趨于平穩(wěn),接近1.0;當數字經濟指數大于0.25后,偏導數再次增加,說明西部地區(qū)數字經濟對貿易出口的影響存在三個階段特征。對于西部數字經濟發(fā)展落后城市而言,數字基礎設施、數字技術、數字服務等水平較低,無法有效支撐貿易出口的發(fā)展。此時,如果提高數字經濟水平,就可以顯著改善貿易出口的條件和環(huán)境,提升貿易出口的規(guī)模。對于西部地區(qū)數字經濟發(fā)展處于中等水平的城市,這些地區(qū)已經實現了一定程度的數字化轉型和發(fā)展,但還沒有形成明顯的核心競爭力和差異化優(yōu)勢,數字經濟能夠促進貿易出口增長,但未能較好發(fā)揮數字經濟的規(guī)模效應。對于西部數字經濟較發(fā)達城市,這些地區(qū)已經具備了較強的數字化能力和競爭優(yōu)勢,可以利用數據和技術創(chuàng)造更多的創(chuàng)新和價值,拓展更多的出口市場和貿易機會。

六、結論與政策含義

本文對我國的城市層面2011—2019年數字經濟對貿易出口的空間溢出效應與非線性特征進行考察,利用半參數門限空間模型進行實證研究,研究結果表明:

首先,我國數字經濟存在顯著的空間正相關性,但城市間數字經濟的空間集聚特征正在減弱。東部沿海城市是數字經濟發(fā)展的熱點地區(qū),并且隨著時間推移,東部沿海大城市數字經濟發(fā)展的影響力由沿海向內陸滲透,我國中部地區(qū)與東部沿海地區(qū)間數字經濟發(fā)展差距正在縮小。因此,建議有關部門更加重視區(qū)域協調發(fā)展,促進數字經濟的均衡分布和優(yōu)化布局。一方面,要支持東部沿海城市繼續(xù)發(fā)揮數字經濟發(fā)展的引領和示范作用,加快構建數字經濟創(chuàng)新高地,推動數字技術與實體經濟深度融合,培育壯大數字產業(yè)集群,提升數字經濟核心競爭力。另一方面,要加大對中、西部地區(qū)的政策傾斜和資源支持,加快推進數字基礎設施建設和數據資源開發(fā)利用,激發(fā)中、西部地區(qū)的數字經濟發(fā)展?jié)摿突盍?進一步縮小與東部沿海地區(qū)的差距。

其次,數字經濟發(fā)展對貿易出口增長具有顯著的促進作用,并呈現先增大后減小的非線性變化趨勢。當前,我國貿易結構轉型進入新階段,數字化正在更加深入地植根于國民經濟,影響到經濟與貿易的方方面面。政府應充分發(fā)揮數字經濟的規(guī)模效應,大力發(fā)展數字服務貿易。同時,也應該堅持促進發(fā)展和監(jiān)管規(guī)范兩手抓、兩手都要硬,在發(fā)展中規(guī)范、在規(guī)范中發(fā)展,構建有效的數字經濟治理體系,防范數字企業(yè)借助自身壟斷地位獨占市場,促進數字經濟健康發(fā)展。

再次,數字經濟發(fā)展對貿易出口具有正向非對稱的空間溢出效應,數字經濟發(fā)達城市受到的空間溢出效應要顯著大于數字經濟欠發(fā)達城市。因此,地區(qū)政府應加強區(qū)域聯動發(fā)展,促進數字經濟的協同創(chuàng)新和共享共贏。一方面,要推動數字經濟發(fā)達城市與欠發(fā)達城市開展數字經濟合作交流,打造跨區(qū)域協同創(chuàng)新平臺和機制,實現技術、人才、資金、數據等要素的流動和配置,形成互利互補、優(yōu)勢互換的合作格局。另一方面,要推動數字經濟欠發(fā)達城市與發(fā)達城市開展數字經濟產業(yè)對接和市場拓展,打造跨區(qū)域協同發(fā)展平臺和機制,實現產品、服務、模式等成果的轉移和應用,形成互學互鑒、共享共贏的發(fā)展格局。

最后,在區(qū)域異質性分析中發(fā)現,三大區(qū)域數字經濟與貿易出口的非線性關系以及空間溢出效應也各不相同。因此在經濟發(fā)展過程中要關注區(qū)域間的差異性,根據不同地區(qū)的情況制定相應的發(fā)展戰(zhàn)略。針對東部部分數字發(fā)達城市可能會對周邊形成競爭與替代的問題,應該加強城市間的協作和互助,促進數字資源和人才的合理流動和配置,實現城市間的優(yōu)勢互補和協同創(chuàng)新。對于中部地區(qū),為了更好發(fā)揮數字經濟對貿易出口的規(guī)模效應,應該加大對外開放力度,拓展國際市場,利用數字化技術提升出口貿易的附加值和競爭力。西部地區(qū)教育、科技水平相對較低,數字基礎設施建設相對落后。一方面,應該加強數字化人才的培養(yǎng)和引進,提高數字化素養(yǎng)和能力,賦能傳統產業(yè)數字化轉型;另一方面,應該對西部地區(qū)重點數字產業(yè)的扶持加大傾斜,通過加大稅收優(yōu)惠、財政資金支持等手段支持區(qū)域內數字產業(yè)的專業(yè)化發(fā)展,同時要進一步優(yōu)化投資環(huán)境,推動政府職能轉變,鼓勵外資企業(yè)在西部地區(qū)設立專業(yè)化項目,帶動本土傳統企業(yè)轉型升級。