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

姚戰(zhàn)琪

有關數字經濟與制造業(yè)出口競爭力之間關系的文獻可歸納為兩大類：一類側重于數字經濟對制造業(yè)出口競爭力影響的理論分析，另一類側重于使用數據分析方法來研究數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的影響。主流文獻認為，數字經濟能擴大企業(yè)出口和促進出口技術復雜度提升；也有部分觀點認為，“一帶一路”沿線中低收入國家的數字化服務水平提升不能促進這些國家從高收入國家進口的增長。本文擬從這一主題出發(fā)，探討數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響。

國外實證研究文獻主要使用面板數據來研究數字經濟與出口貿易之間的關系。例如，Sun研究了互聯網發(fā)展對中小企業(yè)在總出口中所占份額的影響，認為出口國互聯網的發(fā)展對中小企業(yè)出口商的份額具有積極影響。這些文獻均存在一個共同點，即更傾向于研究數字貿易出口額或數字經濟的直接影響或間接影響，但忽視了數字經濟與出口貿易的空間自相關性。簡言之，以往計量研究模型注意到了數字經濟對出口貿易的影響，但未注意到數字經濟時間序列相鄰數值間的相關關系。由于缺乏數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的空間溢出效應的研究成果，傳統研究結果對此現象的解釋缺乏說服力。

梳理現有文獻可以發(fā)現，鮮有文獻將空間溢出納入數字經濟對制造業(yè)出口競爭力影響的實證研究分析框架中，國內僅有余志林、余姍等的相關研究。前者使用空間計量模型研究了數字經濟對零售經濟轉型升級的影響，僅僅證實了數字經濟的Moran's I指數在大多數年份顯著從而數字經濟存在空間自相關性的結論；后者使用我國省級面板數據研究了數字經濟對出口技術復雜度的影響，通過引入面板分位數模型證明數字經濟促進了出口技術復雜度不斷提升。與其他文獻不同，本文將空間效應納入數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力影響的計量模型中，從時空兩方面揭示數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的空間溢出效應，使用經濟距離空間權重矩陣、地理距離空間權重矩陣、是否相鄰空間權重矩陣三種空間權重矩陣來研究數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力所產生的空間溢出效應，使用中介效應回歸模型來研究數字經濟通過哪些途徑來影響我國制造業(yè)出口競爭力，并建立面板門檻模型來驗證不同地區(qū)數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的影響是否呈現為非線性關系。

一、理論分析與研究假設

數字經濟能促進經濟增長，在開放經濟條件下，數字經濟對經濟增長的促進作用會更大，這說明在開放經濟條件下數字經濟對經濟增長的影響會被放大。因此，我國應該推動數字經濟發(fā)展，不斷提升貿易開放質量。數字經濟也能顯著促進農產品貿易增長，近年來我國農產品出口貿易增速放緩，數字經濟對我國農產品出口貿易的影響作用能通過降低出口貿易成本、減少出口貿易時間、降低出口貿易準入門檻、滿足個性化出口需求來實現，因而我國應支持農村電商平臺建設，加強數字經濟的軟硬基礎設施建設，提升農產品出口企業(yè)國際競爭力。數字經濟能促進制造業(yè)出口競爭力提升，ICT（信息通信技術）則能促進我國與其他國家的雙邊貿易發(fā)展和經濟增長。各國為了發(fā)展數字經濟，都在ICT產業(yè)投入大量資金。ICT產業(yè)發(fā)展不僅有利于我國與東盟國家的雙邊貿易發(fā)展，而且能促進東盟國家對我國的出口額增長。基于此，提出假設H1：

H1：數字經濟有利于提升我國制造業(yè)出口競爭力。

創(chuàng)新效率在數字經濟與制造業(yè)出口競爭力間能發(fā)揮中介作用。發(fā)展數字經濟有利于提升創(chuàng)新效率。數字經濟成為科技創(chuàng)新的重要驅動力。數字技術與實體經濟的深度融合能提高生產效率和促進經濟增長。趙濱元使用361個城市9年的面板數據研究了數字經濟對區(qū)域創(chuàng)新及其空間溢出效應的影響，發(fā)現數字經濟不僅能促進本地區(qū)創(chuàng)新產出不斷增長，而且能正向影響周邊地區(qū)的創(chuàng)新績效；東部地區(qū)數字經濟對創(chuàng)新績效的促進作用最顯著，東部地區(qū)數字經濟發(fā)展水平能顯著提升當地創(chuàng)新績效，且能提升其他地區(qū)創(chuàng)新績效，但我國中部和西部地區(qū)數字經濟對創(chuàng)新績效的提升作用有限。另外，數字經濟發(fā)展能顯著提升全要素生產率。數字經濟發(fā)展能提升我國各地全要素生產率，而數字經濟發(fā)展對全要素生產率的促進作用是由純技術進步主導的。全要素生產率的變化包括純技術進步變化與技術使用效率的變化，大數據產業(yè)發(fā)展對純技術主導的全要素生產率的促進作用最顯著，因而會促使企業(yè)加大研發(fā)力度，促進欠發(fā)達地區(qū)實現跨越式發(fā)展。創(chuàng)新效率能提升我國制造業(yè)出口競爭力。企業(yè)創(chuàng)新能力不僅能促進出口貿易額快速增長，而且會顯著提升企業(yè)出口產品質量。基于此，提出假設H2a：

H2a：創(chuàng)新效率在數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響中存在中介效應。

人力資本積累在數字經濟與制造業(yè)出口競爭力間能發(fā)揮中介作用。教育是人力資本發(fā)展的保障，而當代教育離不開數字技術。數字技術對教育具有深刻的影響，教育需要數字技術來實現教育信息化。數字技術不僅能夠從深度和廣度上影響教育系統，而且數字技術能使得學校等教育機構的內涵發(fā)生深刻變化，數字技術也使得教育系統的內部關系發(fā)生了改善與延展。人力資本能促進制造業(yè)出口競爭力不斷提升，其增加也能提升出口技術復雜度。姚戰(zhàn)琪使用中介效應方法研究了人力資本對出口技術復雜度的提升效應，認為人力資本能夠通過六條路徑影響我國出口技術復雜度，人力資本→研發(fā)人員數量→創(chuàng)新產出→出口技術復雜度路徑的標準化間接效應顯著為正，且其在人力資本影響出口技術復雜度的六條路徑中的效應值最大。基于此，提出假設H2b：

H2b：人力資本積累在數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響中存在中介效應。

協同集聚在數字經濟與制造業(yè)出口競爭力間能發(fā)揮中介作用。第一，數字經濟能顯著促進二、三產業(yè)集聚。當前數字金融正成為拉動內需新引擎，數字金融既能通過影響企業(yè)創(chuàng)新進而影響產業(yè)集聚，又能通過影響人才集聚來影響產業(yè)集聚的形成。我國數字金融對第三產業(yè)集聚的影響程度大于其對第二產業(yè)集聚的影響程度。第二，產業(yè)集聚既能顯著促進制造業(yè)出口競爭力不斷提升，又能促進出口技術復雜度持續(xù)升級。產業(yè)集聚能顯著促進我國加工貿易企業(yè)的出口產品質量提升，又能促進我國高技術產品制造業(yè)出口競爭力不斷提升。姚戰(zhàn)琪認為，知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協同集聚能顯著促進我國出口技術復雜度不斷升級，且協同集聚與交通工具現代化水平的交互項能顯著提升我國出口技術復雜度?；诖?，提出假設H2c：

H2c：協同集聚在數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響中存在中介效應。

制造業(yè)出口競爭力的提升不僅受到數字經濟發(fā)展影響，而且受到進口占比的影響。全球數字經濟快速發(fā)展，互聯網助推消費不斷升級，一些合作伙伴對從中國進口產品以及中國消費市場備感興趣。數字經濟只有與進口貿易緊密關聯，才能充分發(fā)揮數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的提升效應。當進口占比較低或進口規(guī)模較小時，企業(yè)通過進口獲得技術溢出的規(guī)模較小，企業(yè)就迫切需要通過進口來增加技術溢出，從而提升制造業(yè)出口競爭力。當企業(yè)進口規(guī)模較大時，企業(yè)通過進口獲得技術溢出的規(guī)模較大，能顯著促進出口增長和制造業(yè)出口競爭力提升。也就是說，數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響受進口占比的影響，數字經濟與制造業(yè)出口競爭力的關系可能是非線性的，存在門檻效應?；诖?，提出假設H3：

H3：數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的影響存在門檻效應,在進口占比增長較快階段，數字經濟能顯著促進制造業(yè)出口競爭力不斷提升，在進口占比增長較慢階段，則相反。

二、模型的構建

（一）空間滯后模型

為了驗證假設H1，將空間滯后模型（SLM）設定如下：

上式中，Exco為我國制造業(yè)出口競爭力；Mc為數字經濟；X為控制變量，包括外商直接投資（Fdip）、美元兌人民幣匯率（Doex）、勞動生產率（Gdpper）、政府科技投入（Goin），i、t分別表示區(qū)域和年份，W為空間權重矩陣。當ρ=0時，使用空間杜賓誤差模型。

（二）空間自相關檢驗

使用Moran's I指數來檢驗數字經濟的空間自相關性：

使用Moran's I指數來檢驗制造業(yè)出口競爭力的空間自相關性：

（三）空間權重矩陣的構建

在此，使用經濟距離空間權重矩陣、地理距離空間權重矩陣、是否相鄰空間權重矩陣三種空間權重矩陣來反映數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力所產生的空間溢出效應。是否相鄰空間權重矩陣的設定方法為：當區(qū)域i與區(qū)域j相鄰，則W=1，對角線元素為0，并對是否相鄰空間權重矩陣進行標準化處理。地理距離空間權重矩陣為空間單元i與空間單元j之間的地理距離的倒數或平方的倒數。經濟距離空間權重矩陣為區(qū)域i與區(qū)域j之間的經濟距離（經濟差距）的倒數。

（四）數據說明

本文核心解釋變量為數字經濟。在此，構建了3個一級指標（數字營銷、創(chuàng)新技術產品市場化、信息化發(fā)展）、4個二級指標（數字基礎設施建設、通信運營情況、信息和通信技術、現代計算機技術）、12個測度指標（手機出貨量、電話交換機銷量、汽車電子銷量、電子出版系統銷量、網絡連接設備銷量、微型計算機設備銷量、數字程控交換機銷量、衛(wèi)星通信設備銷量、光纜產量、程控交換機產量、衛(wèi)星通信設備產量、電話單機銷量）。首先，對12個測度指標進行正向化處理、標準化處理、均值化處理。其次，使用熵值法計算各變量的信息熵值、信息效用值和權重系數，并對權重值進行加權。最后，使用熵權法（熵值法）與TOPSIS法相結合的方法對加權后的各評價指標項的權重值進行TOPSIS評價計算，從而最終得到我國各?。▍^(qū)、市）的數字經濟發(fā)展水平綜合評價指數。

本文被解釋變量為制造業(yè)出口競爭力。測算制造業(yè)出口競爭力的方法很多，包括貿易競爭力指數、顯示性比較優(yōu)勢指數、國際市場占有率等，本文使用貿易競爭力指數來測算制造業(yè)出口競爭力，即一?。▍^(qū)、市）的出口額與進口額之差與其進出口貿易總額的比率。

創(chuàng)新效率（Innef）。測算創(chuàng)新效率的方法很多，包括使用DEA來測算技術效率和純技術效率、使用超效率DEA模型來測算整體效率、使用當年專利申請量除以當年及前兩年研發(fā)支出之和等，本文使用第三種方法計算我國各省份的創(chuàng)新效率。

人力資本（Humc）。使用姚戰(zhàn)琪的方法計算人力資本。

協同集聚（Agglo）。借鑒Ellison等的方法計算我國知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協同集聚的區(qū)位熵（Agglo）：

上式中，Agglo為知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協同集聚的區(qū)位熵，AS為知識密集型服務業(yè)區(qū)位熵，AS為制造業(yè)區(qū)位熵。

本文使用的控制變量包括外商直接投資、美元兌人民幣匯率、勞動生產率、政府科技投入。

（五）數據處理及來源

表1為變量的方差膨脹因子，可以看到，VIF值全部小于10，表明沒有多重共線性問題。進口額、出口額、美元兌人民幣匯率、專利申請量、GDP、政府科技投入、勞動力人口數量來源于2013—2021年《中國統計年鑒》、Wind數據庫、《中國高技術產業(yè)統計年鑒》、各省份歷年統計年鑒。

表1 變量的方差膨脹因子

三、實證研究結果分析

（一）數字經濟與制造業(yè)出口競爭力的Moran's I統計值

表2為各年數字經濟與制造業(yè)出口競爭力的全局Moran's I指標檢驗表。從我國各年數字經濟的莫蘭指數統計值的P值和Z值可看到，P值均小于0.01，且各年Z值得分均超過2.65，數字經濟的Moran's I統計值均通過了1%的顯著性檢驗，同時Moran's I值均顯著大于零，空間相關性很明顯，我國各省份的空間差異不大，拒絕零假設設定的閾值。各地區(qū)數字經濟分布具有很強的集聚特征，表明各地區(qū)數字經濟之間存在顯著的鄰近效應，一地區(qū)數字經濟的發(fā)展與鄰近地區(qū)的數字經濟發(fā)展緊密關聯，一地區(qū)數字經濟發(fā)展依賴于鄰近地區(qū)的數字經濟發(fā)展。2017年之前，各地區(qū)數字經濟的全局Moran's I統計值呈現顯著的上升趨勢；2017—2020年，Moran's I統計值緩慢下降，數字經濟發(fā)展水平綜合評價指數的空間相關性呈現下降趨勢，從0.292下降到0.269。這表明“十三五”期間我國數字經濟高速增長，不同區(qū)域在使用和用好數字技術方面的差距逐漸縮小，數字經濟整體平衡性不斷增強。從2013年開始，各地區(qū)制造業(yè)出口競爭力的Moran's I統計值快速提升，各地區(qū)制造業(yè)出口競爭力之間存在顯著的鄰近效應，一地區(qū)制造業(yè)出口競爭力依賴于鄰近地區(qū)的制造業(yè)出口競爭力。

表2 Moran's I統計值

（二）數字經濟對制造業(yè)出口競爭力影響的基準回歸

表3（下頁）為使用普通面板模型、SAR模型、SEM模型、SDM模型、SAC模型的檢驗結果?？梢园l(fā)現，數字經濟發(fā)展變量的估計系數通過了1%的顯著性檢驗，表明數字經濟顯著促進了制造業(yè)出口競爭力的提升，假設H1得到支持。模型2、模型4和模型5的rho值分別為0.218、0.140、0.528，分別通過了1%、5%、1%的顯著性檢驗，表明在省級層面上各區(qū)域制造業(yè)出口競爭力受到周邊區(qū)域的影響。采用SAR模型時，臨近區(qū)域制造業(yè)出口競爭力每增長1%會帶動本區(qū)域制造業(yè)出口競爭力提升0.218%；采用SDM模型時，臨近區(qū)域制造業(yè)出口競爭力每增長1%，會帶動本區(qū)域制造業(yè)出口競爭力提升0.140%；采用SAC模型時，臨近區(qū)域制造業(yè)出口競爭力每增長1%，會帶動本區(qū)域制造業(yè)出口競爭力提升0.528%。

表3 基準回歸結果

在控制變量中，外商直接投資在五種模型情形 下 的 估 計 系 數 分 別 為0.406、0.376、0.398、0.343和0.193，均通過了1%的顯著性檢驗，表明外商直接投資顯著促進了我國制造業(yè)出口競爭力提升。政府科技投入的估計系數顯著為負，至少通過了10%的顯著性檢驗，表明我國制造業(yè)出口競爭力隨著政府科技投入的增加而減弱。我國勞動生產率的估計系數顯著為正，至少通過了10%的顯著性檢驗，表明勞動生產率能顯著促進制造業(yè)出口競爭力的提升。

表4（下頁）使用三種空間權重矩陣（經濟距離空間權重矩陣、地理距離空間權重矩陣、是否相鄰空間權重矩陣）并將解釋變量對被解釋變量的空間效應分解為總效應、直接效應和間接效應，總效應表示解釋變量對本區(qū)域被解釋變量的影響，間接效應表示本區(qū)域解釋變量對其他區(qū)域被解釋變量的影響。核心解釋變量（數字經濟）對制造業(yè)出口競爭力的空間效應主要表現為區(qū)域內的直接效應，在三種空間權重矩陣下，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的直接效應分別為7.529、7.419和7.584，均在1%的水平下顯著，說明本區(qū)域數字經濟有助于促進本區(qū)域的制造業(yè)出口競爭力提升。在三種空間權重矩陣下，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的間接效應和總效應均至少通過了10%的顯著性檢驗，說明當前數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的提升效應不僅體現在本區(qū)域內部，而且體現在其他區(qū)域，從而促進了數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的總效應的發(fā)揮。

表4 各變量對出口影響的直接效應、間接效應和總效應

在控制變量中，外商直接投資（Fdip）對制造業(yè)出口競爭力的直接效應和間接效應至少通過了10%的顯著性檢驗，且顯著為正，同時外商直接投資對制造業(yè)出口競爭力的直接效應大于間接效應，表明區(qū)域內外商直接投資的增長有利于提升制造業(yè)出口競爭力，也有利于提升其他地區(qū)制造業(yè)出口競爭力；勞動生產率對制造業(yè)出口競爭力的直接效應和間接效應也至少在10%的水平下顯著為正，且勞動生產率對制造業(yè)出口競爭力的直接效應大于間接效應，表明區(qū)域內的勞動生產率不僅能帶動當地制造業(yè)出口競爭力，而且能顯著促進其他地區(qū)制造業(yè)出口競爭力提升；政府科技投入對制造業(yè)出口競爭力的直接效應和總效應至少在5%的水平下顯著為負，表明政府科技投入對區(qū)域內部制造業(yè)出口競爭力不會產生空間效應，不能發(fā)揮政府科技投入對制造業(yè)出口競爭力總體效應的促進作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

表5（下頁）為穩(wěn)健性檢驗結果。首先，使用按境內目的地和貨源地分貨物出口總額代替按經營單位所在地分貨物出口總額變量（模型15），發(fā)現數字經濟發(fā)展變量系數為正，通過了1%的顯著性檢驗，與基準回歸結果一致。其次，使用數字經濟背景的ICT行業(yè)增加值（Ict）代替數字經濟發(fā)展水平綜合評價指數，結果系數仍為正，且通過了1%的顯著性檢驗。再次，用數字貿易（Shumao）代替數字經濟發(fā)展水平綜合評價指數變量，回歸系數仍通過了5%的顯著性檢驗。最后，對所有變量分別進行縮尾1%、縮尾5%、縮尾10%處理，數字經濟的回歸系數均顯著為正（見模型18、模型19和模型20）；美元兌人民幣匯率、政府科技投入回歸系數顯著為負，驗證了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗

四、數字經濟影響我國制造業(yè)出口競爭力的作用路徑檢驗

創(chuàng)新效率、人力資本、協同集聚與制造業(yè)出口競爭力之間直接的顯著相關性是證明創(chuàng)新效率、人力資本、協同集聚分別在數字經濟與制造業(yè)出口競爭力之間發(fā)揮中介效應的前提。因此，具體中介效應回歸模型設定如下：

M為中介變量，包括創(chuàng)新效率（Innef）、人力資本（Humc）、協同集聚（Agglo）。控制變量包括外商直接投資、美元兌人民幣匯率、勞動生產率、政府科技投入。

表6（下頁）中的模型21、模型22、模型23為數字經濟是否通過創(chuàng)新效率對我國制造業(yè)出口競爭力產生一定影響的檢驗結果，模型24、模型25、模型26為數字經濟是否通過人力資本積累對我國制造業(yè)出口競爭力產生一定影響的檢驗結果，模型27、模型28、模型29為數字經濟是否通過協同集聚對我國制造業(yè)出口競爭力產生一定影響的檢驗結果。

表6 數字經濟影響我國制造業(yè)出口競爭力的作用路徑

從模型21、模型22、模型23可以看到，數字經濟能顯著促進創(chuàng)新效率提升，創(chuàng)新效率對制造業(yè)出口競爭力具有明顯的正向提升效應，并均通過了1%的顯著性檢驗，創(chuàng)新效率在數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響中存在中介效應，假設H2a得到支持。模型21中的外商直接投資回歸系數為負，并通過了5%的顯著性檢驗，表明創(chuàng)新效率隨著外商直接投資增加而降低。外商直接投資能顯著促進貿易競爭力指數提升，并通過了1%的顯著性檢驗。模型22和模型23中的政府科技投入回歸系數為負，也通過了1%的顯著性檢驗，表明創(chuàng)新效率隨著政府科技投入的增加而降低。

數字經濟有利于促進人力資本積累，人力資本積累有利于我國制造業(yè)出口競爭力不斷提升，人力資本積累在數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響中存在中介效應（模型24、模型25、模型26），假設H2b得到支持。模型24、模型25、模型26中的外商直接投資回歸系數均為正，且通過了1%的顯著性檢驗，表明外商直接投資不僅能促進貿易競爭力指數提升，而且能顯著促進人力資本積累。同時，人力資本積累隨著政府科技投入的增加而減少。

數字經濟能顯著影響協同集聚，協同集聚也對制造業(yè)出口競爭力具有顯著的正向促進作用，并通過了1%的顯著性檢驗，協同集聚在數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響中存在中介效應（模型27、模型28、模型29），假設H2c得到支持。模型27、模型28、模型29中外商直接投資的回歸系數均顯著為正，表明外商直接投資能顯著促進協同集聚和貿易競爭力指數提升，外商投資對協同集聚優(yōu)勢的發(fā)揮起著重要的推動作用。同時，政府科技投入不能促進協同集聚優(yōu)勢發(fā)揮和制造業(yè)出口競爭力提升。

表7（下頁）為Innef、Humc、Agglo分別為中介變量情形下的中介效應分解表。首先，可得到創(chuàng)新效率的間接效應為8.722，直接效應為17.502，中介效應占總效應的比重為33.26%。這表明，在考慮控制變量的情形下，數字經濟和創(chuàng)新效率能共同解釋制造業(yè)出口競爭力的33.26%。其次，人力資本積累的間接效應為2.015，直接效應為24.321，中介效應占比為7.65%。這表明，在考慮控制變量的情形下，數字經濟和人力資本積累能共同解釋制造業(yè)出口競爭力的7.65%。最后，協同集聚的間接效應為2.596，直接效應為23.444，中介效應占比為9.97%，這表明，在考慮控制變量的情形下，數字經濟和協同集聚能共同解釋制造業(yè)出口競爭力的9.97%。

表7 Innef、Humc、Agglo分別為中介變量情形下的中介效應分解

五、數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力影響的門檻效應

（一）地區(qū)異質性分析

本文在回歸中進一步把我國分為東部、中部、西部和東北四大地區(qū)，并構建各地區(qū)的經濟權重矩陣來研究數字經濟發(fā)展水平綜合評價指數對各地區(qū)制造業(yè)出口競爭力所產生的空間溢出效應。數字經濟發(fā)展水平綜合評價指數、外商直接投資、美元兌人民幣匯率、勞動生產率、政府科技投入對貿易競爭力的影響結果如表8（下頁）所示。數字經濟對東部地區(qū)制造業(yè)出口競爭力的影響顯著為正，回歸系數為6.806，且通過了5%的顯著性檢驗。數字經濟對中部地區(qū)制造業(yè)出口競爭力的影響為正，回歸系數為105.118，且通過了1%的顯著性檢驗。數字經濟對東北地區(qū)制造業(yè)出口競爭力的影響也為正，回歸系數為9.395，且通過了5%的顯著性檢驗。與東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)不同，數字經濟對西部地區(qū)制造業(yè)出口競爭力的影響顯著為負，且通過了1%的顯著性檢驗。美元兌人民幣匯率對各地區(qū)制造業(yè)出口競爭力的影響顯著為負。

表8 不同地區(qū)數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的影響

模型30、模型31、模型32、模型33的rho值分別為0.353、1.377、0.274、0.537，且通過了1%的顯著性檢驗，表明在省級層面上本地區(qū)制造業(yè)出口競爭力受到周邊地區(qū)制造業(yè)出口競爭力的顯著影響。

（二）不同地區(qū)數字經濟對制造業(yè)出口競爭力影響的門檻效應

在此，建立如下門檻模型來驗證我國不同地區(qū)數字經濟與制造業(yè)出口競爭力之間的關系，并將我國不同地區(qū)的進口貿易占比（Lmp）作為門檻變量:

上 式 中，λ、λ、λ分別表示門檻變量在不同范圍時數字經濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響系數，f、f為待估計的門檻值，ε為隨機干擾項，I（·）為示性函數。

表9（下頁）為被解釋變量為制造業(yè)出口競爭力、門檻依賴變量為數字經濟，并將進口貿易占比作為門檻變量時的門檻效應檢驗結果。全國及不同地區(qū)門檻效應檢驗結果表明，全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)通過了單一門檻檢驗，西部地區(qū)通過了雙重門檻檢驗。具體表現在：第一，全國的門檻效應檢驗結果表明，臨界值檢驗通過了單一門檻效應的1%置信水平的檢驗，雙重門檻效果與三重門檻效應不顯著（見表10），可知全國進口貿易占比存在顯著的單一門檻效應，且進口貿易占比的單一門檻值為27.238。第二，東部地區(qū)的門檻效應檢驗結果表明，臨界值檢驗通過了單一門檻效應的5%置信水平的檢驗，雙重門檻效應與三重門檻效應不顯著，東部進口貿易占比也存在顯著的單一門檻效應。第三，中部地區(qū)的門檻效應檢驗結果表明，臨界值檢驗通過了單一門檻效應的10%置信水平的檢驗，雙重門檻效應與三重門檻效應不顯著，中部地區(qū)進口貿易占比存在顯著的單一門檻效應，且進口貿易占比的單一門檻值為25.122。第四，西部地區(qū)的門檻效應檢驗結果表明，臨界值檢驗通過了單一門檻效應和雙重門檻效應的1%置信水平的檢驗，三重門檻效果不顯著，西部地區(qū)進口貿易占比存在顯著的雙重門檻效應，且進口貿易占比的雙重門檻值為25.564和26.252。第五，東北地區(qū)的門檻效應檢驗結果表明，臨界值檢驗通過了單一門檻效應的10%置信水平的檢驗，雙重門檻效應和三重門檻效應不顯著。因此，以全國以及東部、中部、西部、東北地區(qū)的進口貿易占比為門檻變量，分析不同進口貿易占比條件下數字經濟對出口貿易的影響具有科學性。

表9 門檻效應檢驗結果

表10 門檻值及置信區(qū)間

各變量對制造業(yè)出口競爭力的門檻效應回歸結果如表11所示。可以看到，就全國而言，當進口占比小于門檻值27.238時，數字經濟能促進制造業(yè)出口競爭力提升，且通過了10%的顯著性檢驗。當進口占比跨域門檻值27.238時，回歸系數快速上升到8.930，且通過了1%的顯著性檢驗。由此可見，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力影響的估計結果存在進口占比的門檻效應，假設H3得到支持。

表11 門檻效應估計結果

在東部地區(qū)，當進口占比小于門檻值27.238時，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力具有促進作用，并通過了1%的顯著性檢驗；當東部地區(qū)進口占比跨越門檻值27.238時，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的促進作用進一步增長，也通過了1%的顯著性檢驗。由此可見，東部地區(qū)數字經濟對制造業(yè)出口競爭力影響的估計結果也存在進口占比的門檻效應。隨著東部地區(qū)進口占比的提升，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的促進效應呈現邊際效率遞增的特征。

在中部地區(qū)，當進口占比小于門檻值25.122時，數字經濟不能促進制造業(yè)出口競爭力增長；當中部地區(qū)進口占比跨越門檻值25.122時，數字經濟能促進制造業(yè)出口競爭力增長，并通過了5%的顯著性檢驗。由此可見，在中部地區(qū)，隨著進口占比的提升，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的促進效應也呈現邊際效率遞增的特征。

在西部地區(qū)，當進口占比小于門檻值25.564時，回歸系數為-4.344，且通過了1%的顯著性檢驗，數字經濟對該地區(qū)制造業(yè)出口競爭力不具有促進作用；當進口占比跨越門檻值25.564而小于門檻值26.252時，數字經濟仍不能促進該地區(qū)制造業(yè)出口競爭力提升；當進口占比跨越門檻值26.252時，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的促進作用快速增長，回歸系數上升為16.973，且通過了1%的顯著性檢驗。這可以解釋表8得到的結果，即數字經濟不能促進西部地區(qū)制造業(yè)出口競爭力提升，西部地區(qū)數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的影響呈現非線性關系，如果考慮門檻變量（進口占比）等因素的影響，當進口貿易占比超越門檻值時，數字經濟就能顯著促進西部地區(qū)制造業(yè)出口競爭力提升。

在東北地區(qū)，當進口占比小于門檻值25.664時，數字經濟能促進制造業(yè)出口競爭力增長，且通過了10%的顯著性檢驗；當進口占比跨越門檻值25.664時，回歸系數為0.686，未通過10%的顯著性檢驗。與其他地區(qū)不同，東北地區(qū)進口占比跨越門檻值25.664后，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的促進作用下降。

在考慮進口占比情形下，數字經濟對各地區(qū)出口貿易影響的強弱排名依次為西部地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)，數字經濟發(fā)展對于西部地區(qū)出口貿易的促進作用在門檻值前低于東部地區(qū)，在門檻值后高于東部地區(qū)、中部地區(qū)、東北地區(qū)和全國。這一方面說明在數字經濟背景下，進口貿易占比能夠顯著促進西部地區(qū)制造業(yè)出口競爭力提升和貿易轉型；另一方面說明西部地區(qū)數字經濟發(fā)展相對滯后，但具有“后發(fā)優(yōu)勢”，當進口占比跨越門檻后，數字經濟對西部地區(qū)制造業(yè)出口競爭力的促進作用最強。進一步分析發(fā)現，在2020年西部12個省份中，僅有3個省份的進口貿易占比高于門檻值26.252。因此，未來加快數字經濟發(fā)展，促進西部地區(qū)進口貿易增長和進口貿易占比提升，是促進經濟發(fā)展和縮小區(qū)域經濟差距的重要手段。在進口貿易增長的不同階段，數字經濟與出口貿易之間的非線性關系得到驗證。

六、結論與政策建議

基于2013—2020年的面板數據，測算了各省（區(qū)、市）的數字經濟發(fā)展水平綜合評價指數，并通過建立空間計量模型、中介效應模型、面板門檻模型，分析了數字經濟發(fā)展水平對制造業(yè)出口競爭力的影響以及數字經濟發(fā)展水平影響制造業(yè)出口競爭力的作用路徑。研究結果表明：第一，數字經濟發(fā)展水平能顯著促進制造業(yè)出口競爭力提升，我國數字經濟整體平衡性不斷增強。數字經濟對東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)制造業(yè)出口競爭力的影響顯著為正，但其對西部地區(qū)制造業(yè)出口競爭力的影響顯著為負。第二，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，數字經濟對本區(qū)域和其他區(qū)域的制造業(yè)出口競爭力均有一定程度的促進作用。第三，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的影響作用通過提升創(chuàng)新效率、促進人力資本積累、發(fā)揮協同集聚優(yōu)勢來實現。第四，不同地區(qū)數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的影響存在進口占比的門檻效應，當西部地區(qū)進口占比超過門檻值后，數字經濟對制造業(yè)出口競爭力的提升作用快速增強。

基于上述結論，提出如下建議：

第一，進一步放開進口門檻，推動西部地區(qū)對外開放。要大力發(fā)揮數字經濟對西部地區(qū)經濟社會發(fā)展的引領作用。西部地區(qū)不僅要利用數字經濟來提升技術創(chuàng)新能力、推動城市轉型和產業(yè)升級，而且要高度重視互聯網技術快速發(fā)展背景下的網絡安全問題。西部地區(qū)可通過放開進口門檻來發(fā)揮數字經濟對出口貿易的促進作用，在推動對外貿易升級的進程中大力推動新型數字基礎設施建設，發(fā)揮新型數字基礎設施建設對貿易升級的促進作用。

第二，加快發(fā)展數字經濟，加強和規(guī)范對數字經濟的監(jiān)管。我國各地區(qū)應全面提升創(chuàng)新能力和效率，在數字經濟等領域攻克關鍵核心技術，通過技術創(chuàng)新投入，不斷提高我國出口企業(yè)國際競爭力。在數字經濟時代，我國各地區(qū)也應不斷提高人力資本質量，充分發(fā)揮人力資本投資對制造業(yè)出口競爭力的促進作用。促進數字經濟集聚發(fā)展，通過產業(yè)集聚，不斷提升我國出口產品質量。與此同時，在推進數字經濟高質量發(fā)展的進程中，要加強營商環(huán)境、公共服務平臺等領域的軟實力建設。

第三，加速數字創(chuàng)新，激發(fā)我國創(chuàng)新活力。通過信息技術的發(fā)展及運用，不斷提升創(chuàng)新效率。企業(yè)要加快數字化轉型，為創(chuàng)新要素集聚創(chuàng)造良好的載體和環(huán)境。企業(yè)數字化承載的不僅僅是傳統生產要素，更要實現企業(yè)數字化與生產經營活動的協同合作，同時必須改變高端要素集中于設計方面的事實，促進高端要素不斷向研發(fā)領域流動，加快形成以客戶需求為導向的創(chuàng)新模式。

第四，各地應全面提升創(chuàng)新產出和創(chuàng)新效率。促進新型城鎮(zhèn)化持續(xù)健康發(fā)展，推動城鄉(xiāng)發(fā)展一體化，加速城鄉(xiāng)融合，優(yōu)化產業(yè)布局，增加就業(yè)容量，不斷增強城市競爭力。要有效推動研發(fā)投入增長，促進高新技術企業(yè)研發(fā)投入不斷增長，推進我國進出口貿易由量的積累向質的提升轉變。