数字经济对高技术产业出口竞争力的影响机制研究

任建华,赵雅菲

(华北水利水电大学 管理与经济学院,河南 郑州 450046)

高技术产业是时代前沿技术在生产领域的具体应用,研发投入高、开发难度大[1]。一国高技术产业的竞争力是其科技实力与国际地位的象征。伴随世界经济转型,知识、技术密集型产品逐渐成为世界市场主要贸易对象。我国自加入世界贸易组织以来,高技术产业出口规模逐渐攀升。2019—2021年,我国高技术产业出口交货值年增长率均高于20%,高技术产业发展迅速,出口总量在国际市场上优势明显。高技术产业的发展对促进就业、优化产业结构、提高国际贸易水平均有促进作用[2]。但我国高技术产业在全球价值链分工体系中仍处于中低端环节, 2000—2014年,虽然我国的中低等技术制造业价值链攀升幅度明显,但出口技术含量仍低于美国、日本、德国、韩国等国家[3]。高技术产品虽出口规模扩大,但出口比例远不及发达国家[4],存在出口“量”大,而出口产品“质”不高的现象。国际市场上,高技术产业价值链高端环节长期被发达国家占据,我国出口商品创新能力不强、附加值低,国际竞争力仍较弱。

一、文献综述

如何提高我国高技术产业出口竞争力,成为学者们竞相研究的话题。Sandu等认为,促进中国高科技产品出口的三大动力分别是科研经费投入、人力资本积累以及国际贸易联系[5]。Huarng等认为,高技术产品能够通过技术扩散推动产品的创新,从而提升其出口竞争力[6]。随后,国内学者蔡春旺等认为,研发补贴可以提高高技术行业出口竞争力,政府可以针对性选择差异化补贴,以此促进高技术各细分行业的发展[7]。买璐璐等认为,技术创新效率在研发阶段以及市场转化阶段均可以促进高技术产业出口竞争力提升[8]。除此之外,出口竞争力的测算是研究中必不可少的环节。主流测算方法有3种,贸易竞争力指数、显示性比较优势指数、出口市场占有率,也有学者通过构建评价指标体系衡量国际竞争力[9-11]。

伴随新一轮科技革命步伐,数字经济正逐步改变人们的生产和生活方式。20世纪90年代,Tapscott首次提出数字经济的概念,但数字经济的定义至今仍未形成统一标准。学术界侧重从特征角度进行诠释。Tapscott提出,知识驱动、数字化、虚拟化、全球化是数字经济的必备特征[12]。逄建等从应用视角认为数字经济主要服务于电商贸易、交流和合作[13]。官方组织对数字经济的定义也不尽相同。2016年,G20杭州峰会给出的定义侧重于对数字经济现象的阐述,得到普遍认可。随后,《“十四五”数字经济发展规划》从社会发展的角度,强调数字经济是数据要素、信息网络载体、数字转型推动力三者的结合[13-15]。由于数字经济的内涵侧重不同,其发展水平测算方法也尚未统一,大致可分为5类:专业机构指数核算、行业增加值核算、投入产出核算、卫星账户核算、评价指标体系[16-17]。由于评价指标体系更为灵活,不受时间跨度影响,可操作性强,在文献中应用最为广泛。结合以往文献对数字经济的定义,本研究认为数字经济的内涵在于:把数据视为关键生产要素,是信息通信技术在数据基础上发展、应用所形成的新经济形态。因此,主要围绕数字基础建设和数字化应用构建评价指标体系。

关于数字经济对高技术产业的影响,一方面,数字经济可以促进高技术产业技术创新。李颖等认为,数字经济可以通过要素驱动、产业组织变革等多路径赋能制造业产业创新,弥合数字鸿沟,破除技术封锁[18]。袁徽文等研究发现,数字经济能够激发企业家创造能力,促进产业结构升级,从而提高高科技产业的创新效率[19]。另一方面,数字经济可以提升高技术产业现代化水平。王磊等认为,数字经济可以提高高技术制造业的科技实力,提升产业链的国产化程度,缩小与发达经济体的产业链现代化差距[20]。张良成等认为,营商环境的改善可以提升数字经济对高技术产业韧性的促进作用[21]。此外,姚战琪把制造业整体作为研究对象,实证检验了数字经济对出口竞争力的促进作用[22]。考虑到高技术产业R&D投入较高,对知识、科技等要素反应更为敏感,本研究把研究对象进一步细化,根据OECD的分类标准,高技术产业主要包括电子通信设备、计算机及办公设备、医药制造业、航空航天器及设备制造业、医疗仪器设备及仪器仪表制造业、信息化学品制造业等六大类。

以往学者对我国高技术产业出口竞争力现状、测度、影响因素等方面进行了探究,并结合时代发展,研究了数字经济对高技术产业的影响,一系列研究结论为本研究奠定了理论基础。然而,目前鲜有学者基于全国范围分析数字经济对我国高技术产业出口竞争力的作用,忽视了数字经济对科技含量较高的细分行业的影响。

二、理论分析与研究假设

(一)数字经济赋能高技术产业出口竞争力提升的直接作用机制

数据作为新型生产要素,渗透性极强,其对生产流程的参与可以提升信息传递效率和信息透明度。本研究的理论机制见图1。高技术企业利用数据分析,调整要素比例,进行资源重组,实现优化配置,从而提高生产效率。以物联网和人工智能为代表的数字化技术,使制造流程智能化,节省人力成本;数字化供应链管理实现供需匹配,物流优化,降低库存成本。数字化建设能够提升企业创新水平,这种效应对中高知识密集型行业作用效果更为明显[23]。数字技术应用改善高技术企业间信息不对称,激发企业良性竞争,调动创新主体积极性,拓展企业创新边界,提升产品出口竞争力。基于以上分析,提出假设H1。

图1 理论机制图

H1:数字经济有利于提升高技术产业出口竞争力。

(二)数字经济赋能高技术产业出口竞争力提升的间接作用机制

数字经济赋能高技术产业出口竞争力提升的间接作用可以通过产业结构升级实现。产业结构的优化升级是指生产要素由低效率产业到高效率产业的自发转移,并在价格机制的作用下,对各种资源进行合理、有效地配置[24]。一方面,数字经济能够以新业态、新模式赋能高技术产业创新链、产业链深度融合,通过构建智能化、弹性化的生产网络,优化产业链节点协同生产模式,促进产业结构升级,进而提升产品服务质量,增强出口竞争力。另一方面,数字经济可以通过提升创新能力、安全可控能力、绿色低碳发展能力,提高产业链现代化水平,推动产业结构优化,增加产品附加值,进而增强出口竞争力[25]。基于以上分析,提出假设H2a。

H2a:产业结构升级可以作为数字经济提升高技术产业出口竞争力的中介因素。

数字经济赋能高技术产业出口竞争力提升的间接作用可以通过提高出口技术复杂度实现。出口技术复杂度决定着出口竞争力及其在全球价值链中的位置。数字经济对出口技术复杂度有正向影响,这一现象在技术密集型行业表现得更为显著[26]。一方面,数字经济通过强化人力资本提升数字技术应用水平,增加产品出口技术复杂度,满足市场需求,提升产品美誉度与品牌形象,增强国际竞争力[27]。另一方面,数字经济提供了知识获取和共享的平台,高技术产业通过知识扩散可以在智能算法、工艺技术等方面实现创新,增加产品出口技术复杂度,进一步拓展海外市场,增强出口产品国际竞争力。基于此,提出假设H2b。

H2b:数字经济对高技术产业出口竞争力的影响存在中介效应,出口技术复杂度提升是另一个重要中介因素。

(三)数字经济对高技术产业出口竞争力的空间溢出机制

数字经济具有空间外溢效应,能够影响邻近地区的经济发展[28]。云计算、大数据、物联网等现代科技的进步,提升了网络的连通性,地区间要素流动更加方便。高技术产业通过数字技术模糊地理边界,降低创新主体间的沟通成本,空间知识外溢效应更加明显。区域间产品贸易、人才流动等往来,促使落后地区逐渐向先进地区学习。地区间的技术追赶,提升了落后地区的出口竞争力,进而促进区域的整体发展。基于以上分析,提出假设H3。

H3:数字经济对高技术产业出口竞争力的影响存在空间溢出效应。

三、模型构建与变量选取

(一)基准回归模型

为验证假设H1,研究数字经济发展水平对高技术产业出口竞争力的影响效果,将面板固定效应模型设定如下:

Hit=α+βDit+θ∑Cit+μi+δt+εit。

(1)

式中:Hit表示i省(区市)第t年的高技术产业出口竞争力;Dit表示i省(区市)第t年的数字经济发展水平;Cit表示控制变量,包含技术创新效率、政府资金投入、外商直接投资以及劳动力价格;μi表示个体效应;δt表示时间效应;εit表示随机误差项。

(二)面板分位数回归模型

由于我国不同区域经济发展具有非平衡性,高技术产业的空间分布也具有非均衡性,不同行业发展的差异性也很明显,高技术产业出口竞争力在不同区域存在的差异可能影响数字经济对高技术产业出口竞争力的作用效果[29]。因此,研究数字经济在高技术产业出口竞争力不同水平上对其影响的异质性,更好地发现数字经济对高技术产业出口竞争力影响的分布规律。使用面板分位数回归模型,具体模型设计如下:

(2)

式中:Hit|τ表示高技术产业出口竞争力的τ分位数;βτ表示数字经济的τ分位数回归系数;θm|τ表示控制变量的τ分位数回归系数;分位数τ∈(0.10,0.25,0.50,0.75,0.90)。

(三)空间自相关检验

为了检验数字经济与高技术产业出口竞争力的空间相关性,参考姚战琪关于莫兰指数的计算公式,分别测算数字经济与高技术产业出口竞争力的莫兰指数(I)[22]。莫兰指数通常在[-1,1]区间内,若I>0,表明存在正向空间相关性,其数值越大,空间相关性越明显;若I<0,表明存在负向空间相关性,随着数值减小,空间差异性增强。

(四)空间计量模型

为验证假设H3,将空间模型设定如下:

(3)

(4)

(五)数据说明

1.核心解释变量与被解释变量

本研究的核心解释变量为数字经济。依据前文对数字经济内涵的界定,参考张英浩等的研究思路[30],从数字基础建设、数字产业融合、数字社会服务以及数字发展潜力的角度构建21个二级指标,如表1所示。将熵值法与TOPSIS法相结合,在兼顾指标权重的客观性与科学性、决策结果的灵活性与实用性的前提下,对加权后的各个评价指标项的权重值进行TOPSIS评价计算,最终获得我国30个省(区市)的数字经济发展水平综合评价指数(因数据可得性,未选取港、澳、台、西藏地区的数据)。

表1 数字经济评价指标体系

被解释变量为高技术产业出口竞争力。由于研究对象是高技术产业,研究区域为全国30个省(区市),3种主流测度指标中,若选择显示性比较优势指数或国际市场占有率,则无法避免由计算带来的数据偏差,因此,参考买璐璐对贸易竞争力指数的测算方式,测算高技术产业出口竞争力[8]。

2.控制变量

除核心解释变量以外,技术创新效率(T)能使企业更快速地响应市场需求变化,实现产品功能独特化、差异化,增加产品溢价能力与竞争力;政府资金投入(G)既可用于支持高技术企业研发和创新,提升产品的质量和性能,也可用于高技术产品推广和市场拓展,从而增强产品在国际市场上的竞争力;外商投资(F)通常带来资金、技术和管理经验,并促进技术和知识的转移,有利于提高产品的知名度和认可度;高技术产业劳动力价格(L)上升,一方面会带来产品成本的增加,另一方面也能通过工资门槛提升劳动者素质,从而影响高技术产业出口竞争力。因此,选取以上4个因素作为控制变量。

技术创新效率,参考程广斌等的测算方法[31],基于投入产出的视角,以高技术制造业新产品销售收入为产出变量,以高技术产业R&D经费投入、新产品经费支出、有效发明专利数、R&D人员数5个变量作为投入变量,使用数据包络分析法测算。外商直接投资水平,采用各省(区市)外商直接投资额与GDP的比重表示。劳动力价格,以高技术产业人员劳务费表示。

3.中介变量

中介变量包括产业结构升级(S)与出口技术复杂度(P)。产业结构升级,采用高技术制造业主营业务收入与工业总产值的比值表示。出口技术复杂度,参考赵富森的两步测算法进行计算[32]。

4.数据处理及来源

数字经济发展水平评价各指标的数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国电子商务报告》、中华人民共和国教育部政府门户网站、中华人民共和国工业和信息化部官网、中国电子信息产业发展研究院、北京大学数字金融研究中心。高技术产业相关数据主要来自《中国科技统计年鉴》《高技术产业统计年鉴》。选取30个省(区市)的面板数据进行分析,部分缺失数据采用线性插值填补。

四、实证研究结果分析

(一)基准回归分析

表2是对高技术产业出口竞争能力的基准回归分析。根据霍斯曼检验结果,基准回归采用固定效应模型。其中,列(1)为只考虑数字经济发展水平的情况,列(2)为考虑技术创新效率和政府投资的情况,列(3)为进一步考虑外商直接投资与劳动力价格的回归结果。逐步分层次加入控制变量主要是为了检查核心解释变量的回归系数在加入其他控制变量后是否发生变化。从表2列(1)的回归结果看,在仅考虑数字经济发展水平对高技术产业出口竞争力影响的情况下,估计系数为0.134,且通过了1%的显著性检验。从列(2)和列(3)来看,分层次加入所有控制变量后,核心解释变量的估计系数依然为正,说明数字经济发展水平的提高有助于激发高技术产业的产业链潜能,提高良品率,减少损耗,从而提高劳动生产率,提升产品出口竞争力。此外,数字技术的应用也能够进一步增加高技术产品的附加值,推动高技术产业向更加绿色低碳的方向升级,提升高技术产业技术创新效率,增加高技术产业产品的科技含量,从而提升产品出口竞争力。假设H1由此得到验证。

表2 基准回归结果

(二)面板分位数回归分析

1.面板分位数回归

基准回归分析证实了数字经济对高技术产业出口竞争力的正向促进作用,这不仅取决于数字经济发展水平的高低及发展质量的好坏,也取决于区域自身的高技术产业出口竞争力水平。为了验证这一理论是否成立,进行了面板分位数回归,结果见表3。由表3可知,在所有分位数上数字经济的估计系数均为正,显著性水平随着分位数的增大而逐渐减弱直至不显著,即随着高技术产业出口竞争力水平的不断提升,数字经济对高技术产业出口竞争力的影响逐渐减弱。出现这一现象的原因可能是:高技术产业出口竞争力水平较低时,区域有较大的发展潜力,能够为数字经济的发展提供充足的空间,同时数字经济的扩散效应为高技术产业的发展注入强大的科技动力,延长高技术产业的产业链,提升高技术产品的附加值,进而使得数字经济对高技术产业的发展发挥显著增强的作用。随着高技术产业出口竞争力水平的提高,地区劳动力的价格随之提升,对外商投资的吸引力也逐渐增强,政府的资金支持等其他因素对高技术产业出口竞争力的影响越来越显著,削弱了数字经济对高技术产业出口竞争力的有利影响。

表3 面板分位数回归结果

2.内生性讨论

面板分位数回归结果显示,高技术产业出口竞争力可以干扰数字经济对其的影响效应,即数字经济与高技术产业出口竞争力可能存在逆向因果关系。此外,模型在控制变量之外可能遗漏其他解释变量,导致干扰项与解释变量相关。因此,采用工具法对其进行内生性检验。在工具变量的选取上,借鉴Kolko的做法,将城市地形起伏度作为数字经济发展的工具变量,地形起伏度大意味着地区交通、电信发展落后,数字经济水平也较落后,反之亦然[33]。地形起伏度与高技术产业出口竞争力无必然联系,满足工具变量外生性的要求。考虑到地形起伏度不能反映时间变化特征,借鉴孙传旺等的研究[34],将时间虚拟变量与地形起伏度的交互项作为数字经济的工具变量,回归结果如表4所示。数字经济回归系数在1%的水平上依然显著为正,这就意味着在考虑内生性问题的基础上,数字经济对高技术产业出口竞争力提升依然存在促进作用,且通过了LM与WaldF统计量检验,进一步证实本研究的核心结论:数字经济对高技术产业出口竞争力提升存在促进作用。

表4 工具变量回归结果

(三)作用路经检验

1.中介效应回归模型设定

前文从产业结构升级和出口技术复杂度的角度对数字经济提升高技术产业出口竞争力的传导机制进行了理论分析,为了验证假设H2a和H2b,将中介效应模型设定如下:

Hit=α0+α1D+α2Zit+μi+δt+εit,

(5)

Mit=β0+β1D+β2Zit+μi+δt+εit,

(6)

Hit=γ0+γ1D+γ2Mit+γ3Zit+μi+δt+εit。

(7)

式中Mit表示中介变量,包括产业结构升级(S)和出口技术复杂度(P)。

表5展示了中介效应回归结果。其中列(1)表明数字经济对高技术产业出口竞争力具有积极影响;列(2)表明数字经济对区域产业结构升级有促进作用;列(3)将产业结构升级加入数字经济对区域高技术产业出口竞争力影响的回归模型中,发现数字经济与产业结构升级的回归系数均显著为正,表明数字经济不仅可以提升区域高技术产业出口竞争力,而且可以通过产业结构升级促进区域高技术产业出口竞争力提升,假设H2a得到验证;列(4)表明数字经济对出口技术复杂度有促进作用;列(5)将出口技术复杂度加入数字经济对区域高技术产业出口竞争力影响的回归模型中,发现数字经济和出口技术复杂度的系数为正且显著。由此可见,数字经济不仅可以提升区域高技术产业出口竞争力,而且可以通过提升出口技术复杂度促进区域高技术产业出口竞争力提升,假设H2b得到验证。

表5 中介效应回归结果

(四)空间回归分析

1.空间自相关分析

表6为全局莫兰指数统计表。由表6可知,2013—2021年,我国各年数字经济与高技术产业出口竞争力的莫兰指数统计值的P值均小于0.05,且各年Z值得分均大于1.96。因此,数字经济与高技术制造业出口竞争力的莫兰统计值均通过了5%的显著性检验。同时,莫兰统计值均显著大于零,表明各年度的数字经济发展水平与高技术产业出口竞争力在空间上存在明显的正相关。

表6 莫兰指数统计值

2.空间杜宾模型回归分析

为确定具体的空间计量模型,采取LM检验、LR检验、Wald检验。LM检验与RobustLM检验的P值均在5%的水平上显著,说明选择空间误差模型或者空间滞后模型均合适,所以选取作为两者组合扩展形势的空间杜宾模型(SDM)。LR和Wald两种检验方法均显示:可在1%的置信水平上拒绝原假设,即空间杜宾模型不能转化为空间误差模型或空间滞后模型。因此,选取空间杜宾模型作为计量模型。

为进一步分析数字经济发展水平对高技术制造业的空间溢出效应,使用偏微分方法解释空间溢出效应。将空间效应分为直接效应、间接效应和总效应,分析结果见表7。数字经济对高技术产业出口竞争力的直接效应分别为0.180、0.109,且均在5%的统计水平上显著,说明本省(区市)数字经济发展有助于本省(区市)高技术产业出口竞争力提升。此外,间接效应、总效应在10%水平上显著,这表明数字经济的发展有助于促进本省(区市)以及邻近省(区市)高技术产业出口竞争力的提升。假设H3得到验证。

表7 空间杜宾模型

科技创新效率在空间权重矩阵下直接效应与间接效应的估计系数通过了10%的显著性检验,说明区域内科技创新效率不仅能促进本省(区市)高技术产业出口竞争力提升,而且能够通过空间溢出效应,显著促进其他地区高技术产业出口竞争力的提升。外商直接投资水平对高技术产业出口竞争力直接效应的影响系数分别为-0.252、-0.261,且通过了1%的显著性检验,表明外商直接投资水平非但未能对区域高技术产业出口竞争力产生正向影响,还产生了抑制作用。可能原因在于:中国的制造业在持续发展过程中,单方面地引进外资以及接受国际上的产业转移,都不能有效提高中国制造业的技术成熟度,相反,它还有可能在世界价值链的低端环节被发达国家锁死,这对中国的制造业的价值链升级不利[26]。

3.稳健性检验

首先,选取替换被解释变量法进行稳健性检验,在衡量高技术产业出口竞争力时,选取单个省(区市)出口额占30个省(区市)出口总额的比重来代替贸易竞争力指数。结果表明:数字经济发展水平系数为0.166,并通过了5%的显著性检验。其次,采用考虑内生性问题的系统GMM方法进行稳健性检验。结果表明:数字经济发展水平系数为0.759,且通过了1%的显著性检验。最后,对所有变量分别进行缩尾1%处理,数字经济发展水平的回归系数为0.170,技术创新效率的回归系数为0.189,外商直接投资水平的回归系数为-0.218,均在10%的统计水平上通过了显著性检验,这一结果与基准回归结果保持一致。

五、结论与建议

本研究测算了我国30个省(区市)的数字经济发展水平,在此基础上,通过模型与实证分析检验数字经济对我国高技术制造业出口竞争力的影响、作用途径以及空间效应。结果表明:数字经济的发展程度对我国高技术产业出口竞争力有显著的正向促进作用;随着高技术产业出口竞争力水平的提升,数字经济对高技术产业出口竞争力的提升作用逐渐减弱;数字经济对高技术制造业出口竞争力的影响可以分别通过产业结构升级、出口技术复杂度提升来实现;数字经济对高技术产业出口竞争力的直接效应、间接效应都显著为正,在空间层面上,数字经济发展水平对本省(区市)及邻近省(区市)的高技术产业出口竞争力都存在促进作用。

基于以上结论,提出如下建议:

第一,大力发展数字经济,优化基础设施,强化数字应用,为高技术产业发展提供智能化支持。未来高技术产业出口竞争力的提升需要数字经济进一步发力,我国各地区应强化包括网络、数据中心、云计算等在内的一系列基础设施。结合经济、科技发展趋向,积极扩大5G网络覆盖面积,优化人工智能基础设施布局,为高技术产业资本、人才和技术等关键生产要素的流动提供便利的条件。强化数字技术应用,提高产品和服务技术含量,发挥贸易竞争优势,进一步推动数据要素市场建设,健全数字经济管理制度,提高数字经济发展速度和效率,充分释放数字经济发展红利。

第二,优化高技术企业内部资源,提升科研成果转化效率,进一步释放产业发展潜力。人才既是企业创新发展必备要素,也是企业劳动力成本的主要支出,企业应加强人才培育,激发科研人员创新潜力,抵消劳动力成本的增加。充分利用政府及外商投资资金,提升外部资源内部化能力,通过生产要素合理配置,实现企业效益最大化。加强科研成果转化为产品服务的能力,加强知识产权保护,促进产学研合作,以高技术产品为载体实现出口竞争力提升。

第三,鼓励高技术企业跨界合作,加强企业技术创新,拓宽产品出口渠道。利用数字技术汇聚产业信息与资源,高技术企业与其他行业企业相互交流合作,实现产业结构升级。利用互联网、共享经济、智能制造等数字化技术更新高技术企业产业生态,激发企业数字化转型的内生动力。改善创新环境,通过数字化转型促进企业创新发展,提高产品科技含量,提升出口技术复杂度。结合高技术产品自身竞争优势积极寻求海外市场发展机遇,拓宽产品海外出口渠道,提升海外市场产品占有率。

第四,加强区域贸易经济联系,建立合作协调机制,强化正向空间溢出。数字经济与高技术产品出口竞争力均具有空间溢出效应,加强地区间高技术产品贸易流通,促进技术溢出,发挥知识扩散效应,以优势地区带动周围地区技术发展。同时,加强地区间的数字经济联系,建立科学合理的协作机制,如技术创新联盟、数字产业联盟和跨地区的数字孪生企业,通过统一规划,共享资源,协同发展,形成合力和优势,实现产业链、供应链和创新链的一体化协同发展。