数字基础设施对出口二元边际的影响研究

摘 要：本文基于2015—2019年长三角地区四个省份与全球159个国家的出口数据，通过构建数字基础设施发展水平指标，深入探讨了数字基础设施与出口二元边际之间的关系。本文引入了两个替换变量来验证结果的稳健性。研究表明，数字基础设施的完善不仅对出口扩展边际的增长具有显著促进作用，还推动了出口集约边际的扩张。进一步的异质性分析显示，长三角地区的数字基础设施完善在促进与发展中国家的出口贸易增长方面成效显著，然而，与发达国家的出口贸易合作深度却在一定程度上受到了抑制。基于此，本文提出应加快数字基础设施建设步伐，积极营造数字贸易发展空间。同时，应努力消除与发达国家之间的贸易壁垒，缩小“数字鸿沟”，以推动出口贸易向更高质量的方向发展。

关键词：数字基础设施；二元边际；出口贸易；数字经济；高质量发展

中图分类号：F752.62 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2024）09（b）--05

2022年，我国外贸进出口总值首次突破40亿大关后，已连续保持7年世界第一货物贸易地位。但如今全球经济外展缓慢，外部需求低迷，疫情、俄乌冲突等事件使各国贸易摩擦加剧，同时影响着中国的对外贸易发展。如何把握全球发展趋势，优化我国的出口贸易结构就成为发展我国出口贸易、实现贸易顺差的关键。

习近平主席指出，当前新的科技创新浪潮正在引导全球进入一个由信息技术主导的时代。我国要把握数字化、网络化及智能化带来的新机遇，将互联网、大数据等先进技术与经济发展相结合，数字经济不仅推动技术变革，还促进产业升级和地区经济均衡发展。数字基础设施是数字经济发展的核心引擎，正日益展现出其对于出口贸易的深远影响。相较传统基础设施，它不仅是全新的产业投资方向，还可能是推动出口贸易高效有序增长的重要基石。

因此，本文通过数字基础设施为数字经济的切入口，以中国的长三角省份为研究对象，研究其与出口贸易增长之间的关系，进而为我国出口贸易发展提出建议。

1 文献综述与研究思路

1.1 关于数字基础设施的研究

在数字经济迅猛发展的背景下，作为其核心支撑的数字基础设施，通过深度整合人工智能、区块链技术、云服务平台、第五代移动通信（5G）和海量数据等前沿信息技术，为城市构建了智慧化、数字化的生活空间。这一进程不但为产业的创新升级提供了全面而有力的支持，而且在国际贸易领域也逐渐展现出其不可或缺的作用，助力国际贸易迈向更高的发展阶段。

国内外对于数字基础设施的研究主要有三点：第一，数字基础设施在降低全球化贸易的技术壁垒方面发挥着关键作用，进而通过减少贸易成本来推动贸易的持续增长。Freund和Weinhold（2004）[1]指出，数字基础设施的普及使得信息获取变得更为便捷，这不仅降低了贸易伙伴间交易所产生的固定成本，还激发了潜在贸易者的参与度。此外，Blum和Goldfarb（2006）[2]的研究也证实了数字信息技术的应用能够减少搜索成本，从而推动贸易的增长。马述忠和房超（2021）[3]的验证工作进一步表明，数字基础设施的建设不仅通过降低信息成本来促进贸易，还通过扩大规模经济效应来推动出口贸易流的增长。

第二，各学者通过数字基础设施为企业带来的生产方式的转变，来研究在新业态新模式下企业的出口影响因素。沈国兵与袁征宇（2020）[4]的研究表明，互联网对中国企业创新能力的提升具有显著推动作用，进而增强企业生产率，间接提升企业的出口能力。施炳展（2016）[5]利用双向网址链接指数进行的深入探究表明，数字基础设施能够通过降低交易成本、扩大交易规模以及优化资源配置，进而提升企业出口的可能性。

第三，主要是将通用设施设备作为代表数字基础设施的指标，研究该种设备对于企业的生产效率，和该种设备的外溢效应对于城市经济增长与出口增长的影响，蔡跃洲与张钧南（2015）[6]在研究中，以信息通信技术作为衡量数字基础设施的关键指标，指出其通过深入渗透并应用于产业各部门，有效提升了整体的全要素生产率，进而推动了经济的稳健增长。刘雅君等（2022）[7]用实证验证了网络基础设施建设推动了城市数字经济的发展。

1.2 关于出口增长的研究

二元边际根据“新-新贸易理论”将一国出口贸易流的增长分解为“扩展边际”和“集约边际”，部分学者从国家的视角出发：钱学锋和熊平（2010）[8]研究了1995—2005年中国在多边与双边层面出口增长的模式，指出其主要是通过集约边际来实现的。刘洪铎等（2017）[9]通过研究“一带一路”沿线国家双边贸易数据，得出不论从宏观还是微观的视角，中国对“一带一路”沿线地区的出口增长均主要依靠集约边际的带动实现。

还有部分学者从企业视角出发：王永培（2016）[10]研究得出制造业企业出口二元边际的增长来源于制造业产业聚集，同时内需规模通过制造业产业聚集进一步促进企业出口的集约边际。李兵与李柔（2017）[11]发现互联网的普及和应用促进了企业间扩展边际的出口增长，然而对于集约边际的影响则呈现出不确定性。马述忠等（2021）[12]进一步指出，跨境电商产业政策的实施能够推动出口增长，对于扩展边际的影响更显著，而对于集约边际的影响较为滞后。闫林楠等（2022）[13]从贸易成本、市场潜能角度研究互联网发展水平的提高对企业出口增长的影响，发现其更多体现在出口扩展边际的扩张，对出口的集约边际没有显著影响。

1.3 研究思路

《数字长三角发展报告（2023）》显示，作为全国数字经济发展的领头羊，长三角地区在2022年的数字经济规模占据了全国近30%的比重。该地区不仅是我国经济活力充沛的重要区域，更在开放程度和创新能力方面表现出色，汇聚了云计算、人工智能等一系列世界级数字产业集群，凭借其较为完善的数字基础设施，正日益崛起成为全国数字经济发展的新引擎。同时，长三角地区对外贸易呈现出稳健的增长态势并实现质量的提升。2023年，长三角地区的进出口贸易总额占据了当年全国总额的35.8%，进出口贸易额五年间年均增长8.2%。这一占比充分展示了该地区在全国对外贸易中的重要地位与贡献。基于此，本文以长三角地区为研究对象，研究其数字基础设施的发展对出口增长的影响，并通过相关的检验来保证其结果的稳健性，分区域讨论这一结果的异质性。

2 模型设定与数据说明

2.1 基准回归

为了深入探究数字基础设施与出口二元边际之间的内在联系，本文采用基准回归模型，通过加入省份和国际的控制变量，来全面评估省际数字基础设施指标对出口份额、扩展边际以及集约边际的具体影响。本文所使用的计量模型为：

lnEXPijt=α0+α1ditgalit+α2Xit+α3Yijt+υt+μi+εijt（1）

lnEMijt=α0+α1ditgalit+α2Xit+α3Yijt+υt+μi+εijt（2）

lnIMijt=α0+α1ditgalit+α2Xit+α3Yijt+υt+μi+εijt（3）

其中，i代表出口省份，j代表贸易伙伴国，t代表时间。被解释变量lnEMijt表示i省份在t年对j出口国的出口扩展边际，lnIMijt表示i省份在t年对j出口国的集约边际；lnEXPijt为出口i省份在t年对j出口货的扩展边际；Xit表示t时间i省份基础设施的控制变量，主要有省份基础设施、人力资本和科技投入等变量；Yijt表示t时间i省份对j国的控制变量，主要有GDP差距、共同语言、贸易协定等变量。为了控制不可观测因素，通过使用豪斯曼检验确定使用固定效应模型，υt代表年份固定，μi代表个体固定。εijt表示影响出口的其他随机因素。

2.2 变量测度与说明

2.2.1 数字基础设施的测度方法

本文根据数据可获得性，参考赵涛等（2020）[14]的方法，从互联网发展水平来对数字基础设施进行测度，采用互联网普及率（即每百人移动互联网数）、相关从业人员情况（即互联网相关从业职工人均工资）、相关产出情况（即电信业务总量）和移动电话普及率（即每百人移动电话数）四个方面的指标。通过主成分分析方法，综合成数字基础设施得分，记为：Score。以上数据均从各省份统计年鉴中获得。

2.2.2 二元边际的测度方法

目前，学术界对二元边际的测度主要聚焦于产品、企业及国家这三个不同维度。在产品层面，集约边际主要关注的是已经出口的产品在未来出口数量的变动，而扩展边际则侧重于出口产品种类的丰富与多元化。在企业层面，集约边际侧重于现有企业出口额的稳定增长，而扩展边际则更为关注新进入企业为整体出口增长所带来的新动力与贡献。在国家层面，集约边际通常指的是已建立贸易伙伴关系的两国间贸易的稳步增长，而扩展边际则指的是新建立双边贸易关系的两国间贸易的扩张。本文进一步细化了这一框架，认为扩展边际涵盖了新产品新市场、新产品老市场以及老产品新市场的总和，体现了贸易关系的多元化和拓展。而集约边际则主要体现在已出口产品和已发生贸易国家数量方面的变动，即老产品老市场，强调了在现有贸易基础上的深化和巩固。

本文参考Hummels的方法来计算二元边际，考虑了产品比重的影响。

扩展边际和集约边际的计算公式为：

其中，i代表省份，W代表世界，j代表贸易伙伴国，t代表年份，p代表产品，为hs6位代码下的所有产品，P为出口产品的集合。扩展边际可通过计算从全球出口到j国的一组产品总价值与j国所有进口产品总价值的比值来得到，这组产品需与i国出口至j国的产品组合保持一致。代表出口国产品与世界出口产品在j国的重合程度。集约边际可通过国家i出口至国家j的出口总额与世界出口到j国的相同产品组合总额的比值得到，代表出口国在j国市场上，其出口产品份额相对于全球同类产品出口份额的比重。以上数据均由中国海关进出口数据库获得。

EXP=EM×IM（6）

将式（4）与式（5）相乘可得到出口份额指标式（6）。省份i的出口份额增长受多种因素影响。商品种类的增加、出口数量的扩大以及出口价格的提升，均有助于推动其出口份额的增长。

2.2.3 控制变量

（1）国际间控制变量：人均GDP差距（dgdp），在探讨贸易动因的过程中，重叠需求理论强调消费者需求的重要性，认为两国间相似的消费需求可以成为贸易的基石，因此将代表消费需求的省份与贸易伙伴国的人均GDP差距纳入计量模型。自由贸易协定（rta）：通过与贸易伙伴国达成削减关税，消除非关税壁垒等条例来促进贸易自由化流动，在本文的研究中，本文将与中国签订自由贸易协定的情况作为一个虚拟变量引入基准模型。具体而言，若某国与中国签订了自由贸易协定，则将该变量赋值为1；反之，则赋值为0；共同语言（comlang）：两个拥有共同语言更容易促进贸易的发生。以上数据均由WTO和CEPII数据库整理获得。

（2）省份控制变量：人均土地面积（land）、人均职工工资（wage）、政府对科技与研发的经费投入（science）。省份的基础设施越完善，政府的科研经费投入的越多，能够帮助该地区培养高素质人才，降低企业的生产成本，提高出口产品的创新和附加值，从而进一步提升了该地区的出口竞争力。以上数据均由中国统计年鉴及各省统计年鉴整理得出。

3 实证结果与分析

3.1 基准回归结果

在控制时间和省份的固定效应下，加入控制变量对三个模型依次进行回归。在表1的回归结果中，数字基础设施发展水平的提升对出口份额产生了显著的促进作用，同时这种提升还从出口扩展边际和出口集约边际两个层面共同推动了出口的增长。这一现象的背后，存在着多个可能的原因。一是数字基础设施投入在提升企业生产率方面发挥了显著作用，通过实现规模经济和降低生产成本，促进了出口数量与规模的上涨。二是数字基础设施的投入不仅具有技术扩散效应和创新效应，还能推动企业技术升级和加速产品的创新与研发，这些效应催生了新业态和新模式，进一步推动了更多产品的生产，促进了出口产品种类的丰富。三是借助数字基础设施的发展，数字化投入在减少贸易中的非关税壁垒方面发挥着积极作用。同时在技术层面帮助企业拓展海外市场，实现通过云平台、跨境电商等方式实现物流运输的高效对接，进而有效降低贸易成本。数字基础设施提升了信息在国际贸易各个环节中的传递效率，有效促进了产品和生产要素的国际流动。

通过控制变量发现，两国间人均GDP的显著差异对贸易份额的增长产生了抑制作用，这一点在出口扩展边际和集约边际中均有所体现。这一现象可以由需求相似理论和需求重叠理论解释，人均GDP差距扩大即代表经济差距和发展水平差距加大，会加剧两国居民需求偏好的差异，减少两国居民需求重叠的部分，进而减少贸易的发生。而两国间如果有共同语言或者签订了自贸协定，为贸易提供便利的贸易环境，都有助于贸易的产生。省份基础设施对扩展边际和集约边际的影响存在显著的差异。表现为推动扩展边际的扩张而抑制集约边际的增长。其中，政府研发经费的投入带来了集约边际显著的负向影响。研发经费的投入可以有助于企业利用先进技术水平来提升生产效率、优化生产流程，促进企业创新转型，产出更多新产品，促进扩展边际增长的同时，考虑到我国制造业长期以来主要通过加工贸易的方式融入国际市场，研发支出的增长虽然主要在生产流程优化方面显现出显著成效，然而在产品质量提升层面，可能存在着一定的临界值或门槛，尚未达到或突破。因此，在出口集约边际和出口份额方面，并未展现出明显的促进作用。

3.2 稳健性检验

本文使用更换解释变量的方法来验证模型的稳健性。首先，使用熵值法将上文测度数字基础设施水平的四个变量重新聚合成一个变量，替换原有核心解释变量，结果为表2的（1）～（3）。结果显示，更换解释变量后，数字基础设施仍然从扩展边际和集约边际两个方向促进出口，同时也促进出口份额的增长。验证了结果的稳健性。另外，使用数字普惠金融指数作为核心解释变量的替换变量，结果如表2（4）～（6）列所示。结果稳健。

3.3 异质性检验

本文将研究样本按照出口目的国划分为发达国家和发展中国家，表3报告了相关结果，（1）、（3）、（5）列为发达国家。（2）、（4）、（6）列为发展中国家。

数字基础设施的完善有利于推动各省份对发展中国家的出口增长，却也抑制了对发达国家出口集约边际的发展。这一现象的潜在原因可能包括：第一，数字基础设施的应用促进了高技术、高附加值产品的不断涌现，进一步丰富了出口产品的种类，因此数字基础设施对扩展边际带来的正向影响，无论是发达国家还是发展中国家都显著；第二，数字基础设施的发展提升了各省份的生产技术水平，加速了制造业生产制造环节向中东等发展中国家的转移，进而深化了与发展中国家的贸易合作。

4 结语

本文通过主成分分析长三角区域的数字基础设施发展指标，并计算了出口产品层面的二元边际，从而探讨数字基础设施对于出口二元边际的影响。研究发现，长三角地区数字基础设施发展水平的提升，有利于其在出口扩展边际和出口集约边际两方面的增长，并通过稳健性检验验证了这一结论。按照目的国别划分样本进行进一步研究发现，数字基础设施的增长，对于出口发展中国家具有显著的促进作用，而对于发达国家的出口集约边际方面却有抑制作用。基于以上结论，本文提出以下政策建议。

第一，强化数字基础设施建设，缩小国际间数字鸿沟。在如今全球信息化、科技化改革的浪潮中，为了保证在国际贸易中的领先地位，政府应优先投资数字基础设施，同时鼓励企业和社会资本参与数字基础设施建设，形成多元化投资格局。通过强化数字基础设施建设，降低城市出口贸易的成本，提高贸易效率，推动城市出口贸易的持续增长。

第二，引导城市加大数字基础设施投入，提升产品出口竞争力。我国应深化创新驱动发展战略，激励企业依托研发创新和技术革新促进传统产业结构的优化升级。此外，还应推动数字基础设施建设与出口贸易的深度融合，通过完善企业的数字基础设施，可以促进企业的技术创新和产品升级，提升产品的附加值和市场竞争力，进而推动城市出口贸易实现高质量发展。

第三，优化数字经济发展环境，创造数字贸易空间。政府应加大对数字经济平台的培育和支持力度，鼓励平台创新和服务模式创新，为城市企业提供更加便捷、高效的数字化服务。为了健全数字经济发展的制度架构与环境，我国应深化法律法规的完善工作。具体而言，应通过多元化的途径保障数字基础设施的有效应用与跨境数据的安全流动，消除阻碍数字贸易发展的因素。这样，数字基础设施便能充分发挥其在促进国际贸易增长中的积极作用，进而推动各国实现互利共赢的局面。

参考文献

Freund，Caroline.On the Effect of the Internet on International Trade.[J].Working Papers U.s.federal Reserve Boards International Finance Discussion Papers， 2000.

Blum B S， Goldfarb A.Does the internet defy the law of gravity？[J].Journal of International Economics， 2006， 70（2）： 384-405.

马述忠，房超.跨境电商与中国出口新增长： 基于信息成本和规模经济的双重视角[J].经济研究，2021，56（6）：159-176.

沈国兵，袁征宇.企业互联网化对中国企业创新及出口的影响[J].经济研究，2020，55（1）：33-48.

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[J].经济研究， 2016， 51（5）：172-187.

蔡跃洲，张钧南.信息通信技术对中国经济增长的替代效应与渗透效应[J].经济研究，2015，50（12）：100-114.

刘雅君，蒋国梁.网络基础设施建设推动了城市数字经济发展吗： 基于“宽带中国”战略的准自然实验[J].求是学刊，2022，49（3）：61-73.

钱学锋，熊平.中国出口增长的二元边际及其因素决定[J].经济研究，2010，45（1）：65-79.

刘洪铎，陈晓珊.中国对“一带一路”地区出口增长的二元边际及其影响因素分析[J].广东财经大学学报，2017，32（3）：99-112.

王永培.内需规模、集聚效应与出口二元边际： 来自我国267个地级市制造业企业的微观证据[J].国际商务（对外经济贸易大学学报），2016（2）：18-28.

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[J].世界经济， 2017， 40（7）：102-125.

马述忠，房超.跨境电商与中国出口新增长： 基于信息成本和规模经济的双重视角[J].经济研究，2021，56（6）：159-176.

闫林楠，邰鹿峰，钟昌标.互联网如何影响企业出口二元边际： 基于贸易成本与本地市场效应视角[J].国际经贸探索，2022，38（4）：38-52.

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[J].管理世界，2020，36（10）：65-76.