数字经济对贸易出口的空间溢出与非线性效应——基于半参数门限空间模型的实证分析

张源野 叶阿忠

(福州大学经济与管理学院, 福建福州 350108)

随着数字技术不断创新与广泛使用,数字经济相关产业发展迅猛,并逐渐成为“后疫情时代”推动各国经济发展的新动能。目前,我国已建成全球最大5G网络,数字经济规模总量稳居世界第二,并在人工智能、云计算、大数据、区块链、量子信息等新兴数字技术领域跻身全球第一梯队。数字经济快速发展,数字技术不断渗透到社会经济生活的各个领域。尤其在国际贸易中,数字化降低了贸易过程中信息匹配和搜寻成本,促进经济贸易行为发生,为企业扩大贸易创造新的可能。

我国“入世”20年来,对外贸易快速扩张,贸易总量和顺差规模都成为世界第一。但随着经济增速的“换挡”,贸易出口逐渐从高速增长转向中高速增长,我国贸易出口的发展面临重大挑战。同时,全球正面临着新一轮“经济全球化”带来的新机遇与新挑战,这也必将对全球产业链布局、各国经济政治未来走势与我国发展产生深刻影响。数字经济将是在新一轮“经济全球化”过程中占据经济发展主动权与国际话语权的关键机遇。因此,如何更好发展数字经济,用数字化培育新动能,驱动我国贸易出口新发展,成为当下的重要议题。

那么,数字经济是否驱动了我国的贸易出口发展呢?目前有关文献的主要观点是信息通信技术能够降低贸易成本,从而促进贸易出口增长。Anderson and Van认为,就算不包含贸易政策壁垒,贸易成本也是巨大的,而沟通成本与信息搜寻成本是其中两种重要形式。(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指出互联网能降低贸易过程中的固定成本,刺激了贸易增长。(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.施炳展总结了前人的观点,认为互联网作为信息平台可以降低贸易成本、扩大贸易规模、优化资源配置水平从而增加企业出口。(3)施炳展:《互联网与国际贸易——基于双边双向网址链接数据的经验分析》,《经济研究》2016年第5期。李冰和李柔在施炳展的观点上采用不同的数据、测量和方法进行研究,结果表明互联网的出口效应大于互联网对国内销售的促进作用。(4)李兵、李柔:《互联网与企业出口:来自中国工业企业的微观经验证据》,《世界经济》2017年第7期。目前,直接研究数字经济发展对我国出口影响的文献较少,主要围绕数字经济能够降低国际贸易成本或提高出口竞争力等观点展开。(5)范鑫:《数字经济与出口:基于异质性随机前沿模型的分析》,《世界经济研究》2021年第2期。

在实证研究方面,国内外大量文献表明数字经济所产生的经济影响具有空间溢出效应与非线性特征。赵涛等分别采用门槛模型和空间模型研究了数字经济对高质量发展的影响,表明其影响存在正向的空间溢出效应和“边际效应”递增的非线性特点。(6)赵涛、张智、梁上坤:《数字经济、创业活跃度与高质量发展——来自中国城市的经验证据》,《管理世界》2020年10期。杨慧梅和江璐证明数字经济对全要素生产率的促进作用存在显著的空间溢出效应。(7)杨慧梅、江璐:《数字经济、空间效应与全要素生产率》,《统计研究》2021年第4期。Wang and Cen的研究表明数字经济对创新效率也具有上述效应,并且其影响带有一定滞后性和连续性的特点。(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等则从环境治理角度出发,研究了数字经济对减少雾霾污染的影响,结果表明其影响具有显著的空间溢出效应和非线性特点。(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.

有关数字经济与对外贸易之间的相关关系的实证研究主要采用传统计量方法,而未考察数字经济的空间相关关系与非线性特征。例如,Maiti and Kayal研究了数字化对印度服务业和中小微企业部门的影响,认为数字化有助于提振印度的贸易额与贸易占比。(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.范鑫运用随机前沿模型分析了数字经济发展对我国出口效率的影响,认为数字经济的发展能够通过降低出口成本和优化地区资源配置提高出口效率。(11)范鑫:《数字经济与出口:基于异质性随机前沿模型的分析》,《世界经济研究》2021年第2期。这些研究主要是从数字经济自身特征和本质出发,考察了其对贸易出口的直接影响。但考虑到互联网存在的“梅特卡夫效应”,即网络产生的价值与网络的用户数的平方成正比,因而基于互联网的数字经济对贸易出口的促进作用也可能存在“梅特卡夫效应”,从而呈现出空间溢出效应与边际递增的非线性特征。传统计量方法的研究成果对数字经济的空间溢出效应与非线性特征的解释缺乏说服力。目前仅有姚战琪利用我国省际面板数据,研究了数字经济对制造业出口竞争力具有空间溢出效应。(12)姚战琪:《数字经济对我国制造业出口竞争力的影响及其门槛效应》,《改革》2022年第2期。

对比其他文献,本文的拓展之处在于三个方面:第一,从Krugman的冰山成本理论出发,用数理模型推导的方式探究数字经济与贸易出口之间的联系。第二,将不同数字经济水平城市空间溢出效应的异质性纳入实证模型,同时考虑空间效应和门限效应,对非对称空间交互作用进行研究。第三,多数研究是通过空间计量模型和非线性模型分别单独检验变量间的空间溢出效应和非线性关系,而未将两种效应纳入一个模型之中进行分析。考虑到空间溢出效应与非线性效应的潜在相互影响,本文在参数模型基础上引入非参数部分来分析数字经济与贸易出口的非线性关系。

一、理论分析与研究假设

(一)数字经济发展对贸易出口的影响

数字经济的快速发展深刻地改变了贸易的方方面面。首先,数字经济可以大幅降低贸易成本,降低企业对外贸易的门槛,增加企业参与国际贸易的可能,从而促进出口增长。一般而言,贸易成本主要包括信息搜寻成本、沟通成本和物流成本等。数字经济的发展将有助于降低上述贸易成本。具体来说,数字化技术的广泛应用缓解了现实世界中交易的供需双方存在的信息不对称问题,降低供需双方的信息搜寻成本,促进供需匹配效率提升。企业通过互联网可以进行实时通信,甚至可以通过视频电话连线进行深度交流,从而降低了通信成本。通过互联网可以让企业节省使用昂贵的交易平台的成本,优化和降低物流成本。在区块链和人工智能中数字技术的应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,数字经济扩大了贸易市场界域,数字平台改变了交易方式,拓宽了贸易出口需求。随着数字经济不断加快发展步伐,出口贸易市场的参与者和业务范围不断扩展。数字交易平台使个体企业家、微型企业和小农户能够以合理的价格、最低的成本大量销售产品,进入全球市场,购买最新的外国产品和技术,这将有利于贸易出口的快速发展。数字平台极大地扩展了“外包业务”在全球范围的潜在可能。在“数字化”外包框架下解决的任务范围很广,可能包括软件开发及科学技术研究、创意项目及多媒体技术的运用、销售及市场推广、办公及资料录入、翻译等各种专业服务。(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,数字经济的发展将会对资讯科技服务、相关商业专业服务以及先进的软件产品开发产生巨大的分层次的需求。基于以上分析,本文提出以下研究假设:

H1:数字经济发展能够促进贸易出口的增长。

(二)数字经济对贸易出口的空间溢出效应

数字经济以现代信息网络为重要载体,将数字知识和信息作为关键生产要素,具有渗透性、融合性、协同性等特点。它可以打破地域限制,实现信息、技术、知识的跨地域传播,使区域间的经济联系不断增强。第一,基于信息通信技术的数字经济发展,使得企业可以更好地在更大范围内进行生产决策,进行区域间的资源整合,优化资源要素配置活力。通过数字平台、供应链管理、产业集群等方式,区域内企业可以更紧密地进行横向合作或纵向整合,形成产业链或生态圈,实现规模效益和协同效应,从而促进出口企业扩大出口。第二,基础设施的数字化程度提升,可以增强区域内企业之间的连通性和互动性,降低信息和技术交流的成本和障碍,提高信息和技术交流的效率和效果。通过数字平台、社交媒体、在线学习等方式,区域内企业更容易获取和传递信息和技术,从而加速知识创新和技术进步,提升出口产品竞争力。

但是,数字经济也可能由于其自身特征和规律,造成空间溢出效应的非对称性,一定程度上扩大区域差距,造成分化发展。具体来说,数字经济发展水平较高的城市,由于拥有更强的数字优势和竞争力,能够更好地利用数字经济带来的机遇和挑战,从而对周边城市形成一定程度的竞争效应或替代效应,使得周边城市在数字资源、数字需求、数字人才等方面相对匮乏,导致周边城市难以分享数字经济带来的收益。相反,数字产业规模较小、数字化发展水平较低的城市,由于缺乏足够的数字条件和潜力,难以充分发挥数字经济的优势和作用,从而对周边城市形成一定程度的依赖关系或协作关系,使得周边城市能够共享数字资源、数字需求、数字人才等,让周边城市能够分享数字经济带来的收益。这些影响会反映在区域间的生产力、创新能力、产品质量、市场份额等方面,从而影响城市的出口贸易和竞争力。基于以上分析,本文提出以下研究假设:

H2:不同数字经济水平的地区间,数字经济对贸易出口存在非对称的空间溢出效应。

(三)数字经济对贸易出口的非线性特征

数字经济发展的经济效益存在规模经济效应。(15)李天宇、王晓娟:《数字经济赋能中国“双循环”战略:内在逻辑与实现路径》,《经济学家》2021年第5期。中国作为人口大国与世界第二大经济体,数字经济的应用场景与潜在市场资源、相关产业规模巨大。相较于其他国家,巨大的规模效应使得我国在数字经济发展中占有无与伦比的优势。随着数字经济规模效应显现,各部门之间联动发展,可使边际成本持续降低。根据“梅特卡夫法则”(Metcalfe Law),网络产生的价值和网络用户数量的平方成正比。这说明,基于互联网的数字经济发展所带来的效益将随网络用户数量的增加呈指数形式上涨。当数字经济发展水平超过某个临界点时,其带来的效益也许会发生结构性变化。但是,数字经济具有规模效应的同时,极易形成垄断。Guellec and Paunov认为,市场数字化造成的垄断力量战胜了数字创新促进竞争的力量,导致市场集中程度更高、创造性破坏更强的“赢者通吃”市场。(16)Guellec D. and Paunov C., Digital Innovation and the Distribution of Income, NBER Working Papers 23987, National Bureau of Economic Research, Inc,2017.数字平台企业完成初期用户的积累后,就会开始显现出规模效应,经历优胜劣汰的市场竞争后,整个市场份额由少数几家企业占据,它们很容易利用自身的垄断地位榨取高额的垄断利润,损害消费者和员工的利益。(17)蔡朝林:《共享经济的兴起与政府监管创新》,《南方经济》2017年第3期。由于数字经济规模效应与垄断效应的存在,数字经济对贸易出口的促进作用可能是先逐渐增加后逐渐减小的。因此,基于以上分析,本文提出以下研究假设:

H3:数字经济对贸易出口的促进作用存在先增大后减小的非线性趋势。

二、数字经济促进贸易出口的数理分析

数字经济可以有效地降低信息不对称,提高信息传递的速度和准确性,增强市场透明度,促进供需双方的匹配和交易。所以,数字经济发展水平越高,贸易过程中沟通成本与信息搜寻成本越低。同时,数字经济对一个地区发展的影响,不仅体现在该地区本身,还会通过空间关联传递到其他地区,从而形成区域间的正向互动。众多学者研究表明,数字经济具有空间溢出效应,即周边地区数字经济发展程度提高也有利于本地区沟通成本和搜索成本的降低。因此,商流成本CB不仅受到本地区数字经济发展水平Di的影响,也会受到邻近地区数字经济发展水平Dj的影响。本文用f(dij)表示i、j两个城市之间数字经济的虚拟交互潜力,城市间距离dij越小,则数字经济交互潜力f(dij)越大,反之越小。将商流成本表示成数字经济的相关函数形式:

(1)

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

(2)

产品销售往国内与出口均产生“冰山成本”,假设产品出口过程中损耗的部分为1-δF。由于“冰山成本”,企业出口的实际边际成本为c/δF。用F代表企业的固定成本,PF表示产品出口价格,则企业的出口利润为:

(3)

由企业利润最大化的一阶条件有:

(4)

由利润最大化的一阶条件(4),得到QF的均衡解为:

(5)

(6)

(7)

三、模型设定与数据

(一) 模型设定

基于前文的理论分析,数字经济对贸易出口具有正向影响,为检验数字经济发展对贸易出口的促进作用,设定基准模型如下:

exi,t=α+βdigi,t+θcomtroli,t+ui+εi,t

(8)

其中,i为城市,t为年份,exi,t和digi,t分别表示城市i在年份t的贸易出口额和数字经济发展指数,comtroli,t为控制变量,ui控制个体效应,εi,t为随机干扰项,εi,t～(0,σ2Ii)。

基于理论分析,数字经济对出口贸易会产生空间溢出效应,因此需要采用空间计量模型进行估计。传统空间模型通常假设城市之间的数字经济交互作用是一个连续变化的过程,随着经济距离和地理距离的增加而逐渐减弱,不存在任何突变或阈值,而且任意两个城市之间的空间溢出效应是对称的。然而,前文的理论分析表明,不同数字经济发展特征的地区受到邻近地区数字经济的影响程度可能不同,即存在非对称性。因此,本文在空间计量模型中引入门限效应,以刻画非对称的空间溢出效应。

此外,由于数字经济发展产生的规模效应与垄断效应,数字经济对贸易出口的影响是非线性的。因此,本文进一步将数字经济作为非参数项,构建对应的半参数模型,以刻画该非线性影响。半参数方法是计量经济学针对非线性问题的常见建模方法,可对未知函数形式的变量进行估计,同时还可以避免非参数模型的“维度诅咒”问题,提高估计效率和灵活性。综上所述,本文构建半参数门限空间杜宾模型(STSDM)如下:

(9)

(二)指标选择与数据来源

被解释变量(ex)的选取。被解释变量贸易出口采用城市当年出口总额来衡量。由于部分城市是以人民币为单位,而多数城市是以美元为单位,这里按当年人民币年平均汇率由人民币金额折算为美元金额,单位是万美元。

核心解释变量(dig)的指标构建。目前关于数字经济的具体测度主要集中在省级层面,而城市层面的较少。由于地级市层面许多指标难以获取,因此构建复杂的数字经济指标体系存在一定困难。赵涛等通过互联网普及程度、互联网相关从业人员数、互联网相关产出、移动互联网普及程度和数字金融发展五个方面的指标对城市层面数字经济发展水平进行测度。(22)赵涛、张智、梁上坤:《数字经济、创业活跃度与高质量发展——来自中国城市的经验证据》,《管理世界》2020年第10期。本文借鉴赵涛等的做法构建地级市层面数字经济指标,这五个方面指标具体是:人均互联网宽带接入用户数、计算机服务和软件业从业人员占城镇单位从业人员的比值、人均电信业务总量、人均移动电话用户数和中国数字普惠金融指数。然后通过熵权法计算得到数字经济发展水平的综合指标。

在控制变量选取上,借鉴相关研究,选取产业结构升级、研发投入、对外开放程度、劳动生产率、金融发展水平以及外商直接投资等方面。

产业结构升级(isu)。一方面,产业结构升级能够促进出口,因为它可以提高出口产品的质量和技术含量,增强出口产品的国际竞争力,扩大出口市场份额,提高出口收入。另一方面,产业结构升级也可能抑制出口增长,因为它可能导致出口产品的成本上升,减少出口需求。此外,产业结构升级也可能引起国内资源的重新配置,导致一些传统出口优势产业的萎缩或退出,影响出口规模。(23)金京、戴翔、 张二震:《全球要素分工背景下的中国产业转型升级》,《中国工业经济》 2013年第11期。产业结构升级变量用第三产业增加值占第二产业增加值比值衡量。

研发投入(rd)。研发投入可以提高企业的创新能力、核心竞争力和产品质量,从而增加出口市场的需求和份额,促进出口增长和结构优化。(24)邢斐、王书颖、 何欢浪:《从出口扩张到对外贸易“换挡”:基于贸易结构转型的贸易与研发政策选择》, 《经济研究》2016年第4期。研发投入变量用政府R&D 经费内部支出占GDP比重衡量。

对外开放程度(ope)。对外开放程度越高,意味着一个国家或地区可以进入更大的国际市场,享受规模经济的优势,提高出口产品的竞争力和利润率,从而促进出口的增长。(25)李昭华、吴梦:《改革开放以来中国出口增长推动力的阶段性演进及地区分布差异》,《数量经济技术经济研究》2017年第7期。对外开放程度变量用进出口总额占GDP比重衡量。

劳动生产率(lp)。劳动生产率越高,意味着单位劳动成本越低,从而降低了出口产品的成本和价格,提高了出口产品的价格竞争力,从而促进出口的增长。(26)杨继军、张二震:《生产率的结构性变动对我国外贸顺差的影响》,《国际贸易问题》2008年第12期。劳动生产率变量用人均GDP衡量。

金融发展水平(fir)。金融发展水平越高,意味着出口企业可以从更多的金融机构和市场获取资金。这样可以更好满足出口企业不同的资金需求,降低其融资成本和风险,增强其竞争力和盈利能力。但对于外部融资依赖程度较低的行业而言,金融发展对出口较多呈现负向影响。(27)范兆斌、张柳青:《中国普惠金融发展对贸易边际及结构的影响》,《数量经济技术经济研究》2017年第9期。金融发展水平变量用年末贷款余额占GDP比重衡量。

外商直接投资(fdi)。一方面,外商直接投资有利于技术转移、知识传播,促进产业结构升级,改善出口商品结构。另一方面,外商直接投资可能会导致一个国家过度依赖外来技术和市场,从而降低其自主创新和适应变化的能力。(28)杨迤:《外商直接投资对中国进出口影响的相关分析》,《世界经济》2000年第2期。外商直接投资变量用实际利用外资占GDP比重衡量。

本文选取2011—2019年262个城市的面板数据(忽略数据缺失较多的部分城市),所有数据均来源于《中国城市统计年鉴》、中国数字普惠金融指数(29)张勋、万广华、张佳佳,等:《数字经济、普惠金融与包容性增长》,《经济研究》2019年第8期。、各城市统计年鉴以及统计公报,对于部分缺失数据采用线性差值法补齐。除熵权法构建的指标以及比值之外,其余变量全取自然对数处理,以降低样本异方差。本文涉及所有变量的描述性统计的结果见表1。

表1 变量的描述性统计

(三)空间权重矩阵

为了对比结果的稳健性,本文选取邻近空间权重、地理距离空间权重、经济距离空间权重和高斯核空间权重四种空间权重矩阵。邻近空间权重矩阵W1设定为:两个地区相邻则取值为1,不相邻则取值为0。地理距离权重矩阵W2设定为两个城市行政中心距离的倒数,表达式为:

(10)

其中,i、j表示两个不同的城市,wij代表W2矩阵第i行j列的元素。

借鉴程云洁和董程慧的做法(30)程云洁、董程慧:《贸易便利化对中国工业制成品出口贸易的空间效应研究》,《数量经济技术经济研究》2021年第2期。,构建经济距离矩阵W3如下:

(11)

借鉴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.,构建高斯核空间权重矩阵W4如下:

(12)

四、实证结果分析

(一)空间相关性检验

在实证研究之前,首先需要对被解释变量贸易出口额与解释变量数字经济发展水平进行空间相关性检验。本文使用全局Moran's I统计量对整体的空间相关性进行检验,其计算公式为:

(13)

表2 2011—2019年城市数字经济与出口的空间整体特征

图1 2011年、2015年、2019年我国各城市的数字经济水平Moran散点图

(二)基准回归

表3报告了数字经济影响贸易出口的OLS结果,根据hausman检验结果,所有模型均应采用固定效应。在所有回归中,核心解释变量数字经济的系数均显著为正,说明数字经济发展促进了贸易出口增长,这初步验证了假设H1。控制变量中研发投入、对外开放程度和劳动生产率的系数显著为正,说明城市研发投入的增加、劳动生产率的提高以及对外开放程度提升有利于城市贸易出口增长。产业结构升级系数显著为负,说明产业结构升级抑制了我国出口贸易增长。一方面,产业结构升级意味着出口产品的技术含量和附加值提高,从而导致出口商品成本与价格上升,这影响了中国出口产品在国际市场上的竞争力和需求,特别是在一些价格敏感的发展中国家市场。另一方面,产业结构升级也意味着国内资源的重新配置,从低端产业向高端产业转移。这可能会导致一些传统出口优势产业的萎缩或退出,影响出口规模,特别是在一些对外依存度较高的地区或行业。但这并不意味着应该放弃或放缓产业结构升级。相反,应该通过深化改革开放、创新发展模式、优化贸易政策、拓展多元化市场等,促进外贸转型升级和高质量发展,实现外贸与产业结构的良性互动。金融发展水平系数为负,但未通过5%的显著性水平,这说明金融发展水平没能有效与实体经济发展水平相匹配,没有有效地促进出口结构优化。外商直接投资的系数为正,但不显著。一方面,外商直接投资可以带来资金、技术、管理、市场等方面的资源,提高出口企业的竞争力与创新能力,带动相关产业链的发展,增加上下游企业的出口。另一方面,外商直接投资可能挤占或排斥国内投资,导致国内企业失去市场份额和发展空间,从而使得外商直接投资对贸易出口的影响不显著。

(三)半参数门限空间杜宾模型回归

1. 空间计量模型的选择

空间计量模型种类很多,采用何种空间计量模型需要通过相应检验。首先,四种空间权重下的LM检验与稳健LM检验均显著,说明可以选择空间误差模型(SEM)和空间滞后模型(SAR)。然后,通过LR检验,表明空间杜宾模型(SDM)不能退化为SEM模型或SAR模型,因此采用SDM模型形式最为合理,即模型中需同时包含解释变量与被解释变量的空间滞后项。表4是空间计量模型检验结果。

表4 空间计量模型选择的相关检验

2. 回归结果分析

进一步地,考虑到数字经济对贸易出口的非线性影响与非对称空间溢出,因此利用半参数门限空间杜宾模型进行实证分析。对于STSDM模型的估计,需要先对非参数变量进行处理。通过R软件使用高斯核估计出最优窗框值,然后利用matlab软件计算出各个变量的条件期望差值,使用广义空间两阶段最小二乘法进行估计,其参数估计方法和步骤参照Deng(32)Deng Y., “Estimation for the spatial autoregressive threshold model”, Economics Letters, vol.171, no.10(2018), pp.172-175.和叶阿忠等(33)叶阿忠、张锡书、朱松平:《应用空间计量经济学:软件操作和建模实例》,清华大学出版社,2020年。的部分思路。因为控制变量的空间影响不是本文的考察重点,而且大多数控制变量的空间滞后项的系数是不显著的,导致核心解释变量的回归结果出现较大偏差,因此在STSDM模型中剔除控制变量空间滞后项中不显著的部分进行回归分析,后文不再赘述。表5是半参数门限空间杜宾模型回归结果。

为了比较估计的稳健性,本文列出了四种不同空间权重矩阵的STSDM结果。在进行回归之前,需要对模型中可能存在的门限数量以及门限值加以明确,进而才能够针对性地对模型估计结果加以分析。表5中结果显示,4个模型双重门限检验在10%的水平下不具有显著性,而单一门限检验均达到至少5%显著性水平,即估计结果显示存在单一门限效应。所有模型W*dig系数全为正,且通过5%显著性水平,表明数字经济对贸易出口存在正向空间溢出效应。第一机制W*dig(dig≤r)系数均小于第二机制W*dig(dig>r)系数,说明不同数字经济发展水平城市受到周边区域的空间溢出效应不同,体现了数字经济对贸易出口空间溢出效应的非对称性,验证了假说H2。由于数字发达地区通常具有更完善的数字基础设施、更便捷的数字服务、更开放的数字政策、更广阔的数字市场等,这些因素使得数字发达地区更容易吸收周边地区的优秀数字人才和创新成果,进行知识共享与合作研发,提高了产品生产效率与质量,进一步促进城市贸易出口发展。因此,数字发达地区受到的正向空间溢出效应更大。

所有模型被解释变量空间滞后W*ex的参数估计值均为正,达到1%显著性水平,说明城市贸易出口具有显著正向的空间相互作用,意味着一个城市的贸易出口水平受到其周边城市的贸易出口水平的正向影响,即周边城市贸易出口水平越高,该城市的贸易出口水平也越高,反之亦然。这可能是因为周边城市之间存在着产业链、供应链、物流链等方面的协同效应,使得一个城市的贸易出口能够带动或者受到其他城市的贸易出口的刺激或者制约。同时,邻近城市之间存在着技术创新、人才流动、标准认证等方面的学习效应,使得城市的贸易出口受到其他城市的出口质量的促进或者限制。

3. 偏导图分析

图2是由matlab计算得到的4种空间权重矩阵下STSDM模型贸易出口对数字经济的偏导数的多项式拟合曲线,部分极端异常数值忽略,其中横轴为dig,纵轴为对应的偏导数。

从图2可以看出,4张偏导图都有相似趋势。首先,所有偏导数拟合曲线基本上大于0,说明数字经济对贸易出口具有促进作用,和前文理论分析相符。其次,偏导图都是非线性的,在数字经济指数小于0.35时,4条曲线都有向上趋势,说明此时数字经济对贸易出口的促进影响是逐渐增加的;在数字经济指数大于0.35时,4条曲线都有向下趋势,说明此时数字经济对贸易出口的促进影响是逐渐减小的。因此,数字经济对贸易出口的促进作用确实存在非线性特征,但不是简单的边际递增趋势,而是呈现先增大后减小的非线性变化趋势,这验证了假说H3。实际上,这种非线性特征与数字经济的特点以及我国贸易出口结构相关。相近的研究中,杨文溥研究表明数字经济对以服务业为主的第三产业的促进作用更显著,而对第二产业的促进作用较弱。(34)杨文溥:《数字经济与区域经济增长:后发优势还是后发劣势?》,《上海财经大学学报》2021年第3期。近年来,我国贸易出口以货物贸易为主,服务贸易仅占出口约10%。在数字经济发展初期,数字经济对出口的促进作用较弱。随着数字经济水平提高,规模效应开始显现,其对出口的促进作用显著增强。在数字经济水平发展到一定程度后,其对贸易出口的促进作用更多体现在服务贸易出口,而对货物贸易出口的促进作用相对较小。但因为服务业占出口比重很小,所以数字经济发展对我国贸易出口的总体促进作用减小。此外,这一非线性变化趋势也与数字经济发展产生的垄断现象相关。随着数字经济对贸易出口的规模效应不断增强,少数大企业通过竞争将众多中小企业挤出市场,并占据大量市场份额,利用自身垄断地位产生不利经济影响。因此,在数字经济水平升高到一定程度后,对我国贸易出口的总体促进作用减小。

五、区域异质性分析

为进一步研究数字经济与贸易出口增长之间影响的区域异质性,分别对我国东部、中部、西部三个地区进行回归。由于相较于邻近空间矩阵W1,地理距离空间矩阵W2更好地考虑了非相邻但相近地区的空间相互影响,经济距离空间矩阵W3在W2的基础上还能够考察经济发展水平差异对邻近地区间存在不同影响,而高斯核空间权重矩阵W4在W3的基础上能够更合理控制权重的衰减速度,从而适应不同的空间尺度和分布。所以,本文利用W4空间权重矩阵进行区域异质性分析。依照国家发展和改革委员会划分标准,本文将使用到的262城市样本分为东部地区115个城市、中部地区83个城市和西部地区64个城市。

(一) 回归结果

同样,在进行回归之前,需对三大地区数据进行门限效应检验。结果表明,东部地区数据单一门限效应达到1%显著性水平,而双重门限不显著,通过网格搜索得到门限值为0.172;中、西部地区数据单一门限与双重门限检验均不显著。因此,对东部地区数据采用半参数门限空间杜宾模型进行回归分析,而对中、西部地区数据采用半参数空间杜宾模型进行回归分析。表6是分地区回归结果。

表6 分地区回归结果

所有地区回归中,数字经济空间滞后项都显著为正,表明不同地区数字经济对贸易出口都存在正向空间溢出效应。对于东部地区,第一机制W*dig(dig≤r)系数小于第二机制W*dig(dig>r)系数,说明该地区数字经济发达城市的贸易出口受周边地区数字经济空间溢出效应要显著大于数字经济欠发达地区,数字经济对贸易出口的空间溢出效应具有非对称性,这与前文的分析相类似。对于中、西部地区而言,由于门限效应检验不显著,因此它们的空间溢出效应不存在显著非对称性。这可能是由于东、中、西部地区在数字经济发展水平存在较大差异所致。中、西部地区数字经济发展水平要显著低于东部沿海城市,城市之间数字经济发展更多是依赖关系或协作关系,使得城市间能够共享数字资源、数字需求、数字人才等,让周边城市能够分享数字经济带来的收益。而东部地区数字经济发达城市,如北京、上海、深圳等,拥有更强的数字技术、数字服务、数字产品和数据贸易的供给和需求能力,能够更好地利用数字化带来的效率提升和结构优化的机会,可能对周边地区形成竞争效应或替代效应,从而导致空间溢出效应的非对称。

(二)偏导图分析

本文除了得到表6的东、中、西部参数估计结果外,还借助贸易出口对数字经济的偏导数拟合曲线分析二者之间的非线性关系,具体结果见图3。其中横轴为dig,纵轴为对应的偏导数。

(a) 东部地区

由图3可知,东、中、西部地区偏导图都是非线性的。对于东部地区,当数字经济指数小于0.36时,数字经济对贸易出口的促进作用是逐渐增大的;当数字经济指数大于0.36时,对贸易出口的促进作用是逐渐减小的,这与前文全国城市样本得到的结论相类似。对于中部地区,偏导数拟合曲线都大于0,且呈现整体向上趋势,说明随着中部地区数字经济规模效应的发挥,可以有效提升贸易出口的规模和效率。对于西部地区,当数字经济指数小于0.05时,偏导数有较大幅度的增加;当数字经济指数介于0.05与0.25之间时,偏导数趋于平稳,接近1.0;当数字经济指数大于0.25后,偏导数再次增加,说明西部地区数字经济对贸易出口的影响存在三个阶段特征。对于西部数字经济发展落后城市而言,数字基础设施、数字技术、数字服务等水平较低,无法有效支撑贸易出口的发展。此时,如果提高数字经济水平,就可以显著改善贸易出口的条件和环境,提升贸易出口的规模。对于西部地区数字经济发展处于中等水平的城市,这些地区已经实现了一定程度的数字化转型和发展,但还没有形成明显的核心竞争力和差异化优势,数字经济能够促进贸易出口增长,但未能较好发挥数字经济的规模效应。对于西部数字经济较发达城市,这些地区已经具备了较强的数字化能力和竞争优势,可以利用数据和技术创造更多的创新和价值,拓展更多的出口市场和贸易机会。

六、结论与政策含义

本文对我国的城市层面2011—2019年数字经济对贸易出口的空间溢出效应与非线性特征进行考察,利用半参数门限空间模型进行实证研究,研究结果表明:

首先,我国数字经济存在显著的空间正相关性,但城市间数字经济的空间集聚特征正在减弱。东部沿海城市是数字经济发展的热点地区,并且随着时间推移,东部沿海大城市数字经济发展的影响力由沿海向内陆渗透,我国中部地区与东部沿海地区间数字经济发展差距正在缩小。因此,建议有关部门更加重视区域协调发展,促进数字经济的均衡分布和优化布局。一方面,要支持东部沿海城市继续发挥数字经济发展的引领和示范作用,加快构建数字经济创新高地,推动数字技术与实体经济深度融合,培育壮大数字产业集群,提升数字经济核心竞争力。另一方面,要加大对中、西部地区的政策倾斜和资源支持,加快推进数字基础设施建设和数据资源开发利用,激发中、西部地区的数字经济发展潜力和活力,进一步缩小与东部沿海地区的差距。

其次,数字经济发展对贸易出口增长具有显著的促进作用,并呈现先增大后减小的非线性变化趋势。当前,我国贸易结构转型进入新阶段,数字化正在更加深入地植根于国民经济,影响到经济与贸易的方方面面。政府应充分发挥数字经济的规模效应,大力发展数字服务贸易。同时,也应该坚持促进发展和监管规范两手抓、两手都要硬,在发展中规范、在规范中发展,构建有效的数字经济治理体系,防范数字企业借助自身垄断地位独占市场,促进数字经济健康发展。

再次,数字经济发展对贸易出口具有正向非对称的空间溢出效应,数字经济发达城市受到的空间溢出效应要显著大于数字经济欠发达城市。因此,地区政府应加强区域联动发展,促进数字经济的协同创新和共享共赢。一方面,要推动数字经济发达城市与欠发达城市开展数字经济合作交流,打造跨区域协同创新平台和机制,实现技术、人才、资金、数据等要素的流动和配置,形成互利互补、优势互换的合作格局。另一方面,要推动数字经济欠发达城市与发达城市开展数字经济产业对接和市场拓展,打造跨区域协同发展平台和机制,实现产品、服务、模式等成果的转移和应用,形成互学互鉴、共享共赢的发展格局。

最后,在区域异质性分析中发现,三大区域数字经济与贸易出口的非线性关系以及空间溢出效应也各不相同。因此在经济发展过程中要关注区域间的差异性,根据不同地区的情况制定相应的发展战略。针对东部部分数字发达城市可能会对周边形成竞争与替代的问题,应该加强城市间的协作和互助,促进数字资源和人才的合理流动和配置,实现城市间的优势互补和协同创新。对于中部地区,为了更好发挥数字经济对贸易出口的规模效应,应该加大对外开放力度,拓展国际市场,利用数字化技术提升出口贸易的附加值和竞争力。西部地区教育、科技水平相对较低,数字基础设施建设相对落后。一方面,应该加强数字化人才的培养和引进,提高数字化素养和能力,赋能传统产业数字化转型;另一方面,应该对西部地区重点数字产业的扶持加大倾斜,通过加大税收优惠、财政资金支持等手段支持区域内数字产业的专业化发展,同时要进一步优化投资环境,推动政府职能转变,鼓励外资企业在西部地区设立专业化项目,带动本土传统企业转型升级。