數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響及其門檻效應(yīng)

摘? ?要：在傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)不斷削弱的背景下，我國(guó)要利用數(shù)字經(jīng)濟(jì)來提升制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。采用2013—2020年我國(guó)各地區(qū)微觀數(shù)據(jù)，研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)與我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力之間的關(guān)系、內(nèi)在影響機(jī)制，以及數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力之間關(guān)系成立的邊界條件。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力存在顯著的空間正相關(guān)性;數(shù)字經(jīng)濟(jì)能提升所在地區(qū)的制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力，對(duì)臨近地區(qū)的制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力也有積極的影響;中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新效率、人力資本積累和協(xié)同集聚三個(gè)變量均在數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響中存在中介效應(yīng);在以進(jìn)口貿(mào)易占比為門檻變量的情形下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)西部地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的促進(jìn)作用在門檻前低于東部地區(qū)，但在門檻后顯著高于東部地區(qū)、中部地區(qū)、東北地區(qū)和全國(guó)。因此，應(yīng)大力推動(dòng)西部地區(qū)新型數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，發(fā)揮新型數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)貿(mào)易升級(jí)的促進(jìn)作用。通過人力資本質(zhì)量的提升、數(shù)字經(jīng)濟(jì)的集聚發(fā)展、創(chuàng)新效率的全面提升，逐步提高我國(guó)出口企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

關(guān)鍵詞：數(shù)字經(jīng)濟(jì);制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力;創(chuàng)新效率

中圖分類號(hào)：F752.62? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ?文章編號(hào)：1003-7543（2022）02-0061-15

有關(guān)數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力之間關(guān)系的文獻(xiàn)可歸納為兩大類：一類側(cè)重于數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響的理論分析，另一類側(cè)重于使用數(shù)據(jù)分析方法來研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響。主流文獻(xiàn)認(rèn)為，數(shù)字經(jīng)濟(jì)能擴(kuò)大企業(yè)出口和促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度提升;也有部分觀點(diǎn)認(rèn)為，“一帶一路”沿線中低收入國(guó)家的數(shù)字化服務(wù)水平提升不能促進(jìn)這些國(guó)家從高收入國(guó)家進(jìn)口的增長(zhǎng)[1]。本文擬從這一主題出發(fā)，探討數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響。

國(guó)外實(shí)證研究文獻(xiàn)主要使用面板數(shù)據(jù)來研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)與出口貿(mào)易之間的關(guān)系。例如，Sun研究了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)中小企業(yè)在總出口中所占份額的影響，認(rèn)為出口國(guó)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展對(duì)中小企業(yè)出口商的份額具有積極影響[2]。這些文獻(xiàn)均存在一個(gè)共同點(diǎn)，即更傾向于研究數(shù)字貿(mào)易出口額或數(shù)字經(jīng)濟(jì)的直接影響或間接影響，但忽視了數(shù)字經(jīng)濟(jì)與出口貿(mào)易的空間自相關(guān)性。簡(jiǎn)言之，以往計(jì)量研究模型注意到了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)出口貿(mào)易的影響，但未注意到數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列相鄰數(shù)值間的相關(guān)關(guān)系。由于缺乏數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的空間溢出效應(yīng)的研究成果，傳統(tǒng)研究結(jié)果對(duì)此現(xiàn)象的解釋缺乏說服力。

梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，鮮有文獻(xiàn)將空間溢出納入數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響的實(shí)證研究分析框架中，國(guó)內(nèi)僅有余志林[3]、余姍等[4]的相關(guān)研究。前者使用空間計(jì)量模型研究了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)零售經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響，僅僅證實(shí)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)的Moran′s I指數(shù)在大多數(shù)年份顯著從而數(shù)字經(jīng)濟(jì)存在空間自相關(guān)性的結(jié)論;后者使用我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，通過引入面板分位數(shù)模型證明數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)了出口技術(shù)復(fù)雜度不斷提升。與其他文獻(xiàn)不同，本文將空間效應(yīng)納入數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響的計(jì)量模型中，從時(shí)空兩方面揭示數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的空間溢出效應(yīng)，使用經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣、地理距離空間權(quán)重矩陣、是否相鄰空間權(quán)重矩陣三種空間權(quán)重矩陣來研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)，使用中介效應(yīng)回歸模型來研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過哪些途徑來影響我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力，并建立面板門檻模型來驗(yàn)證不同地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響是否呈現(xiàn)為非線性關(guān)系。

一、理論分析與研究假設(shè)

數(shù)字經(jīng)濟(jì)能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，在開放經(jīng)濟(jì)條件下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用會(huì)更大[5]，這說明在開放經(jīng)濟(jì)條件下數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響會(huì)被放大。因此，我國(guó)應(yīng)該推動(dòng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展，不斷提升貿(mào)易開放質(zhì)量。數(shù)字經(jīng)濟(jì)也能顯著促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長(zhǎng)，近年來我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易增速放緩，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響作用能通過降低出口貿(mào)易成本、減少出口貿(mào)易時(shí)間、降低出口貿(mào)易準(zhǔn)入門檻、滿足個(gè)性化出口需求來實(shí)現(xiàn)，因而我國(guó)應(yīng)支持農(nóng)村電商平臺(tái)建設(shè)，加強(qiáng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的軟硬基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力[6]。數(shù)字經(jīng)濟(jì)能促進(jìn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升，ICT（信息通信技術(shù)）則能促進(jìn)我國(guó)與其他國(guó)家的雙邊貿(mào)易發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[7]。各國(guó)為了發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)，都在ICT產(chǎn)業(yè)投入大量資金。ICT產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅有利于我國(guó)與東盟國(guó)家的雙邊貿(mào)易發(fā)展，而且能促進(jìn)東盟國(guó)家對(duì)我國(guó)的出口額增長(zhǎng)?；诖耍岢黾僭O(shè)H1：

H1：數(shù)字經(jīng)濟(jì)有利于提升我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。

創(chuàng)新效率在數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力間能發(fā)揮中介作用。發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)有利于提升創(chuàng)新效率。數(shù)字經(jīng)濟(jì)成為科技創(chuàng)新的重要驅(qū)動(dòng)力。數(shù)字技術(shù)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的深度融合能提高生產(chǎn)效率和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。趙濱元使用361個(gè)城市9年的面板數(shù)據(jù)研究了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新及其空間溢出效應(yīng)的影響，發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)不僅能促進(jìn)本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出不斷增長(zhǎng)，而且能正向影響周邊地區(qū)的創(chuàng)新績(jī)效;東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的促進(jìn)作用最顯著，東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平能顯著提升當(dāng)?shù)貏?chuàng)新績(jī)效，且能提升其他地區(qū)創(chuàng)新績(jī)效[8]，但我國(guó)中部和西部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的提升作用有限。另外，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展能顯著提升全要素生產(chǎn)率。數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展能提升我國(guó)各地全要素生產(chǎn)率，而數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用是由純技術(shù)進(jìn)步主導(dǎo)的[9]。全要素生產(chǎn)率的變化包括純技術(shù)進(jìn)步變化與技術(shù)使用效率的變化，大數(shù)據(jù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)純技術(shù)主導(dǎo)的全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用最顯著，因而會(huì)促使企業(yè)加大研發(fā)力度，促進(jìn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展。創(chuàng)新效率能提升我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。企業(yè)創(chuàng)新能力不僅能促進(jìn)出口貿(mào)易額快速增長(zhǎng)，而且會(huì)顯著提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。基于此，提出假設(shè)H2a：

H2a：創(chuàng)新效率在數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響中存在中介效應(yīng)。

人力資本積累在數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)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(dāng)代教育離不開數(shù)字技術(shù)。數(shù)字技術(shù)對(duì)教育具有深刻的影響，教育需要數(shù)字技術(shù)來實(shí)現(xiàn)教育信息化。數(shù)字技術(shù)不僅能夠從深度和廣度上影響教育系統(tǒng)[10]，而且數(shù)字技術(shù)能使得學(xué)校等教育機(jī)構(gòu)的內(nèi)涵發(fā)生深刻變化，數(shù)字技術(shù)也使得教育系統(tǒng)的內(nèi)部關(guān)系發(fā)生了改善與延展。人力資本能促進(jìn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力不斷提升，其增加也能提升出口技術(shù)復(fù)雜度。姚戰(zhàn)琪使用中介效應(yīng)方法研究了人力資本對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升效應(yīng)，認(rèn)為人力資本能夠通過六條路徑影響我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度，人力資本→研發(fā)人員數(shù)量→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復(fù)雜度路徑的標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)顯著為正，且其在人力資本影響出口技術(shù)復(fù)雜度的六條路徑中的效應(yīng)值最大[11]。基于此，提出假設(shè)H2b：

H2b：人力資本積累在數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響中存在中介效應(yīng)。

協(xié)同集聚在數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力間能發(fā)揮中介作用。第一，數(shù)字經(jīng)濟(jì)能顯著促進(jìn)二、三產(chǎn)業(yè)集聚。當(dāng)前數(shù)字金融正成為拉動(dòng)內(nèi)需新引擎，數(shù)字金融既能通過影響企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)而影響產(chǎn)業(yè)集聚，又能通過影響人才集聚來影響產(chǎn)業(yè)集聚的形成[12]。我國(guó)數(shù)字金融對(duì)第三產(chǎn)業(yè)集聚的影響程度大于其對(duì)第二產(chǎn)業(yè)集聚的影響程度。第二，產(chǎn)業(yè)集聚既能顯著促進(jìn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力不斷提升，又能促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度持續(xù)升級(jí)。產(chǎn)業(yè)集聚能顯著促進(jìn)我國(guó)加工貿(mào)易企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，又能促進(jìn)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力不斷提升。姚戰(zhàn)琪認(rèn)為，知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚能顯著促進(jìn)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度不斷升級(jí)，且協(xié)同集聚與交通工具現(xiàn)代化水平的交互項(xiàng)能顯著提升我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度[13]?；诖?，提出假設(shè)H2c：

H2c：協(xié)同集聚在數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響中存在中介效應(yīng)。

制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提升不僅受到數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響，而且受到進(jìn)口占比的影響。全球數(shù)字經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)助推消費(fèi)不斷升級(jí)，一些合作伙伴對(duì)從中國(guó)進(jìn)口產(chǎn)品以及中國(guó)消費(fèi)市場(chǎng)備感興趣。數(shù)字經(jīng)濟(jì)只有與進(jìn)口貿(mào)易緊密關(guān)聯(lián)，才能充分發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提升效應(yīng)。當(dāng)進(jìn)口占比較低或進(jìn)口規(guī)模較小時(shí)，企業(yè)通過進(jìn)口獲得技術(shù)溢出的規(guī)模較小，企業(yè)就迫切需要通過進(jìn)口來增加技術(shù)溢出，從而提升制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。當(dāng)企業(yè)進(jìn)口規(guī)模較大時(shí)，企業(yè)通過進(jìn)口獲得技術(shù)溢出的規(guī)模較大，能顯著促進(jìn)出口增長(zhǎng)和制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升。也就是說，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響受進(jìn)口占比的影響，數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)系可能是非線性的，存在門檻效應(yīng)?；诖?，提出假設(shè)H3：

H3：數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響存在門檻效應(yīng)，在進(jìn)口占比增長(zhǎng)較快階段，數(shù)字經(jīng)濟(jì)能顯著促進(jìn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力不斷提升，在進(jìn)口占比增長(zhǎng)較慢階段，則相反。

二、模型的構(gòu)建

（一）空間滯后模型

為了驗(yàn)證假設(shè)H1，將空間滯后模型（SLM）設(shè)定如下：

上式中，Exco為我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力;Mc為數(shù)字經(jīng)濟(jì);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(dòng)生產(chǎn)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(quán)重矩陣。當(dāng)ρ=0時(shí)，使用空間杜賓誤差模型。

（二）空間自相關(guān)檢驗(yàn)

使用Moran′s I指數(shù)來檢驗(yàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的空間自相關(guān)性：

使用Moran′s I指數(shù)來檢驗(yàn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的空間自相關(guān)性：

（三）空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建

在此，使用經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣、地理距離空間權(quán)重矩陣、是否相鄰空間權(quán)重矩陣三種空間權(quán)重矩陣來反映數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)。是否相鄰空間權(quán)重矩陣的設(shè)定方法為：當(dāng)區(qū)域i與區(qū)域j相鄰，則W=1，對(duì)角線元素為0，并對(duì)是否相鄰空間權(quán)重矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。地理距離空間權(quán)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(shù)或平方的倒數(shù)。經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣為區(qū)域i與區(qū)域j之間的經(jīng)濟(jì)距離（經(jīng)濟(jì)差距）的倒數(shù)。

（四）數(shù)據(jù)說明

1.核心解釋變量與被解釋變量

本文核心解釋變量為數(shù)字經(jīng)濟(jì)。在此，構(gòu)建了3個(gè)一級(jí)指標(biāo)（數(shù)字營(yíng)銷、創(chuàng)新技術(shù)產(chǎn)品市場(chǎng)化、信息化發(fā)展）、4個(gè)二級(jí)指標(biāo)（數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、通信運(yùn)營(yíng)情況、信息和通信技術(shù)、現(xiàn)代計(jì)算機(jī)技術(shù)）、12個(gè)測(cè)度指標(biāo)（手機(jī)出貨量、電話交換機(jī)銷量、汽車電子銷量、電子出版系統(tǒng)銷量、網(wǎng)絡(luò)連接設(shè)備銷量、微型計(jì)算機(jī)設(shè)備銷量、數(shù)字程控交換機(jī)銷量、衛(wèi)星通信設(shè)備銷量、光纜產(chǎn)量、程控交換機(jī)產(chǎn)量、衛(wèi)星通信設(shè)備產(chǎn)量、電話單機(jī)銷量）。首先，對(duì)12個(gè)測(cè)度指標(biāo)進(jìn)行正向化處理、標(biāo)準(zhǔn)化處理、均值化處理。其次，使用熵值法計(jì)算各變量的信息熵值、信息效用值和權(quán)重系數(shù)，并對(duì)權(quán)重值進(jìn)行加權(quán)。最后，使用熵權(quán)法（熵值法）與TOPSIS法相結(jié)合的方法對(duì)加權(quán)后的各評(píng)價(jià)指標(biāo)項(xiàng)的權(quán)重值進(jìn)行TOPSIS評(píng)價(jià)計(jì)算，從而最終得到我國(guó)各?。▍^(qū)、市）的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合評(píng)價(jià)指數(shù)。

本文被解釋變量為制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。測(cè)算制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的方法很多，包括貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)、國(guó)際市場(chǎng)占有率等，本文使用貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)來測(cè)算制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力，即一?。▍^(qū)、市）的出口額與進(jìn)口額之差與其進(jìn)出口貿(mào)易總額的比率。

2.中介變量

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

人力資本（Humc）。使用姚戰(zhàn)琪[13-14]的方法計(jì)算人力資本。

協(xié)同集聚（Agglo）。借鑒Ellison等[15]的方法計(jì)算我國(guó)知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的區(qū)位熵（Agglo）：

上式中，Agglo為知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚的區(qū)位熵，ASk為知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)區(qū)位熵，ASo為制造業(yè)區(qū)位熵。

3.控制變量

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(dòng)生產(chǎn)率、政府科技投入。

（五）數(shù)據(jù)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(jìn)口額、出口額、美元兌人民幣匯率、專利申請(qǐng)量、GDP、政府科技投入、勞動(dòng)力人口數(shù)量來源于2013—2021年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫、《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省份歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、實(shí)證研究結(jié)果分析

（一）數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的Moran's I統(tǒng)計(jì)值

表2為各年數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的全局Moran's I指標(biāo)檢驗(yàn)表。從我國(guó)各年數(shù)字經(jīng)濟(jì)的莫蘭指數(shù)統(tǒng)計(jì)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(shù)字經(jīng)濟(jì)的Moran's I統(tǒng)計(jì)值均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，同時(shí)Moran's I值均顯著大于零，空間相關(guān)性很明顯，我國(guó)各省份的空間差異不大，拒絕零假設(shè)設(shè)定的閾值。各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)分布具有很強(qiáng)的集聚特征，表明各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)之間存在顯著的鄰近效應(yīng)，一地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與鄰近地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展緊密關(guān)聯(lián)，一地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展依賴于鄰近地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展。2017年之前，各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的全局Moran's I統(tǒng)計(jì)值呈現(xiàn)顯著的上升趨勢(shì);2017—2020年，Moran's I統(tǒng)計(jì)值緩慢下降，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合評(píng)價(jià)指數(shù)的空間相關(guān)性呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，從0.292下降到0.269。這表明“十三五”期間我國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，不同區(qū)域在使用和用好數(shù)字技術(shù)方面的差距逐漸縮小，數(shù)字經(jīng)濟(jì)整體平衡性不斷增強(qiáng)。從2013年開始，各地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的Moran's I統(tǒng)計(jì)值快速提升，各地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力之間存在顯著的鄰近效應(yīng)，一地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力依賴于鄰近地區(qū)的制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。

（二）數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響的基準(zhǔn)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(yàn)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量的估計(jì)系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)顯著促進(jìn)了制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提升，假設(shè)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(yàn)，表明在省級(jí)層面上各區(qū)域制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力受到周邊區(qū)域的影響。采用SAR模型時(shí)，臨近區(qū)域制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力每增長(zhǎng)1%會(huì)帶動(dòng)本區(qū)域制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升0.218%;采用SDM模型時(shí)，臨近區(qū)域制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力每增長(zhǎng)1%，會(huì)帶動(dòng)本區(qū)域制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升0.140%;采用SAC模型時(shí)，臨近區(qū)域制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力每增長(zhǎng)1%，會(huì)帶動(dòng)本區(qū)域制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升0.528%。

在控制變量中，外商直接投資在五種模型情形下的估計(jì)系數(shù)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(yàn)，表明外商直接投資顯著促進(jìn)了我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升。政府科技投入的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，至少通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力隨著政府科技投入的增加而減弱。我國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)顯著為正，至少通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明勞動(dòng)生產(chǎn)率能顯著促進(jìn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提升。

表4（下頁）使用三種空間權(quán)重矩陣（經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣、地理距離空間權(quán)重矩陣、是否相鄰空間權(quán)重矩陣）并將解釋變量對(duì)被解釋變量的空間效應(yīng)分解為總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，總效應(yīng)表示解釋變量對(duì)本區(qū)域被解釋變量的影響，間接效應(yīng)表示本區(qū)域解釋變量對(duì)其他區(qū)域被解釋變量的影響。核心解釋變量（數(shù)字經(jīng)濟(jì)）對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的空間效應(yīng)主要表現(xiàn)為區(qū)域內(nèi)的直接效應(yīng)，在三種空間權(quán)重矩陣下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的直接效應(yīng)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(shù)字經(jīng)濟(jì)有助于促進(jìn)本區(qū)域的制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升。在三種空間權(quán)重矩陣下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的間接效應(yīng)和總效應(yīng)均至少通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，說明當(dāng)前數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提升效應(yīng)不僅體現(xiàn)在本區(qū)域內(nèi)部，而且體現(xiàn)在其他區(qū)域，從而促進(jìn)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的總效應(yīng)的發(fā)揮。

在控制變量中，外商直接投資（Fdip）對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)至少通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，且顯著為正，同時(shí)外商直接投資對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的直接效應(yīng)大于間接效應(yīng)，表明區(qū)域內(nèi)外商直接投資的增長(zhǎng)有利于提升制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力，也有利于提升其他地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力;勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)也至少在10%的水平下顯著為正，且勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的直接效應(yīng)大于間接效應(yīng)，表明區(qū)域內(nèi)的勞動(dòng)生產(chǎn)率不僅能帶動(dòng)當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力，而且能顯著促進(jìn)其他地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升;政府科技投入對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的直接效應(yīng)和總效應(yīng)至少在5%的水平下顯著為負(fù)，表明政府科技投入對(duì)區(qū)域內(nèi)部制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力不會(huì)產(chǎn)生空間效應(yīng)，不能發(fā)揮政府科技投入對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力總體效應(yīng)的促進(jìn)作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表5（下頁）為穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。首先，使用按境內(nèi)目的地和貨源地分貨物出口總額代替按經(jīng)營(yíng)單位所在地分貨物出口總額變量（模型15），發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量系數(shù)為正，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。其次，使用數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景的ICT行業(yè)增加值（Ict）代替數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合評(píng)價(jià)指數(shù)，結(jié)果系數(shù)仍為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。再次，用數(shù)字貿(mào)易（Shumao）代替數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合評(píng)價(jià)指數(shù)變量，回歸系數(shù)仍通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。最后，對(duì)所有變量分別進(jìn)行縮尾1%、縮尾5%、縮尾10%處理，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的回歸系數(shù)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(shù)顯著為負(fù)，驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

四、數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的作用路徑檢驗(yàn)

創(chuàng)新效率、人力資本、協(xié)同集聚與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力之間直接的顯著相關(guān)性是證明創(chuàng)新效率、人力資本、協(xié)同集聚分別在數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力之間發(fā)揮中介效應(yīng)的前提。因此，具體中介效應(yīng)回歸模型設(shè)定如下：

M=a×Mc+h×Control

Exco=b×Mc+d×M+e×Control

Exco=n+f×Mc+s×Control

M為中介變量，包括創(chuàng)新效率（Innef）、人力資本（Humc）、協(xié)同集聚（Agglo）?？刂谱兞堪ㄍ馍讨苯油顿Y、美元兌人民幣匯率、勞動(dòng)生產(chǎn)率、政府科技投入。

表6（下頁）中的模型21、模型22、模型23為數(shù)字經(jīng)濟(jì)是否通過創(chuàng)新效率對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生一定影響的檢驗(yàn)結(jié)果，模型24、模型25、模型26為數(shù)字經(jīng)濟(jì)是否通過人力資本積累對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生一定影響的檢驗(yàn)結(jié)果，模型27、模型28、模型29為數(shù)字經(jīng)濟(jì)是否通過協(xié)同集聚對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生一定影響的檢驗(yàn)結(jié)果。

從模型21、模型22、模型23可以看到，數(shù)字經(jīng)濟(jì)能顯著促進(jìn)創(chuàng)新效率提升，創(chuàng)新效率對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力具有明顯的正向提升效應(yīng)，并均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，創(chuàng)新效率在數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響中存在中介效應(yīng)，假設(shè)H2a得到支持。模型21中的外商直接投資回歸系數(shù)為負(fù)，并通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，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(jìn)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)提升，并通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。模型22和模型23中的政府科技投入回歸系數(shù)為負(fù)，也通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明創(chuàng)新效率隨著政府科技投入的增加而降低。

數(shù)字經(jīng)濟(jì)有利于促進(jìn)人力資本積累，人力資本積累有利于我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力不斷提升，人力資本積累在數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響中存在中介效應(yīng)（模型24、模型25、模型26），假設(shè)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(shù)均為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明外商直接投資不僅能促進(jìn)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)提升，而且能顯著促進(jìn)人力資本積累。同時(shí)，人力資本積累隨著政府科技投入的增加而減少。

數(shù)字經(jīng)濟(jì)能顯著影響協(xié)同集聚，協(xié)同集聚也對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力具有顯著的正向促進(jìn)作用，并通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，協(xié)同集聚在數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響中存在中介效應(yīng)（模型27、模型28、模型29），假設(shè)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(shù)均顯著為正，表明外商直接投資能顯著促進(jìn)協(xié)同集聚和貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)提升，外商投資對(duì)協(xié)同集聚優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮起著重要的推動(dòng)作用。同時(shí)，政府科技投入不能促進(jìn)協(xié)同集聚優(yōu)勢(shì)發(fā)揮和制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)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(yīng)分解表。首先，可得到創(chuàng)新效率的間接效應(yīng)為8.722，直接效應(yīng)為17.502，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為33.26%。這表明，在考慮控制變量的情形下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)和創(chuàng)新效率能共同解釋制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的33.26%。其次，人力資本積累的間接效應(yīng)為2.015，直接效應(yīng)為24.321，中介效應(yīng)占比為7.65%。這表明，在考慮控制變量的情形下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)和人力資本積累能共同解釋制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的7.65%。最后，協(xié)同集聚的間接效應(yīng)為2.596，直接效應(yīng)為23.444，中介效應(yīng)占比為9.97%，這表明，在考慮控制變量的情形下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)和協(xié)同集聚能共同解釋制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的9.97%。

五、數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響的門檻效應(yīng)

（一）地區(qū)異質(zhì)性分析

本文在回歸中進(jìn)一步把我國(guó)分為東部、中部、西部和東北四大地區(qū)，并構(gòu)建各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣來研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合評(píng)價(jià)指數(shù)對(duì)各地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)。數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合評(píng)價(jià)指數(shù)、外商直接投資、美元兌人民幣匯率、勞動(dòng)生產(chǎn)率、政府科技投入對(duì)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的影響結(jié)果如表8（下頁）所示。數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)東部地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響顯著為正，回歸系數(shù)為6.806，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)中部地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響為正，回歸系數(shù)為105.118，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)東北地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響也為正，回歸系數(shù)為9.395，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。與東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)不同，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)西部地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響顯著為負(fù)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。美元兌人民幣匯率對(duì)各地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響顯著為負(fù)。

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(yàn)，表明在省級(jí)層面上本地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力受到周邊地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的顯著影響。

（二）不同地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響的門檻效應(yīng)

在此，建立如下門檻模型來驗(yàn)證我國(guó)不同地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)與制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力之間的關(guān)系，并將我國(guó)不同地區(qū)的進(jìn)口貿(mào)易占比（Lmp）作為門檻變量：

Excoit=λ1Mcit*I（Lmp≤f1）+λ2Mcit*I（f1<Lmp≤f2）+λ3Mcit*I（Lmp>f2）+β1Fdipit+β2Doexit+β3Gdpperit+β4Goin+εit

上式中，λ1、λ2、λ3分別表示門檻變量在不同范圍時(shí)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響系數(shù)，f1、f2為待估計(jì)的門檻值，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)，I（·）為示性函數(shù)。

表9（下頁）為被解釋變量為制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力、門檻依賴變量為數(shù)字經(jīng)濟(jì)，并將進(jìn)口貿(mào)易占比作為門檻變量時(shí)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。全國(guó)及不同地區(qū)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，全國(guó)、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(yàn)，西部地區(qū)通過了雙重門檻檢驗(yàn)。具體表現(xiàn)在：第一，全國(guó)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，臨界值檢驗(yàn)通過了單一門檻效應(yīng)的1%置信水平的檢驗(yàn)，雙重門檻效果與三重門檻效應(yīng)不顯著（見表10），可知全國(guó)進(jìn)口貿(mào)易占比存在顯著的單一門檻效應(yīng)，且進(jìn)口貿(mào)易占比的單一門檻值為27.238。第二，東部地區(qū)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，臨界值檢驗(yàn)通過了單一門檻效應(yīng)的5%置信水平的檢驗(yàn)，雙重門檻效應(yīng)與三重門檻效應(yīng)不顯著，東部進(jìn)口貿(mào)易占比也存在顯著的單一門檻效應(yīng)。第三，中部地區(qū)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，臨界值檢驗(yàn)通過了單一門檻效應(yīng)的10%置信水平的檢驗(yàn)，雙重門檻效應(yīng)與三重門檻效應(yīng)不顯著，中部地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易占比存在顯著的單一門檻效應(yīng)，且進(jìn)口貿(mào)易占比的單一門檻值為25.122。第四，西部地區(qū)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，臨界值檢驗(yàn)通過了單一門檻效應(yīng)和雙重門檻效應(yīng)的1%置信水平的檢驗(yàn)，三重門檻效果不顯著，西部地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易占比存在顯著的雙重門檻效應(yīng)，且進(jìn)口貿(mào)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(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，臨界值檢驗(yàn)通過了單一門檻效應(yīng)的10%置信水平的檢驗(yàn)，雙重門檻效應(yīng)和三重門檻效應(yīng)不顯著。因此，以全國(guó)以及東部、中部、西部、東北地區(qū)的進(jìn)口貿(mào)易占比為門檻變量，分析不同進(jìn)口貿(mào)易占比條件下數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)出口貿(mào)易的影響具有科學(xué)性。

各變量對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果如表11所示。可以看到，就全國(guó)而言，當(dāng)進(jìn)口占比小于門檻值27.238時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)能促進(jìn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升，且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)進(jìn)口占比跨域門檻值27.238時(shí)，回歸系數(shù)快速上升到8.930，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。由此可見，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響的估計(jì)結(jié)果存在進(jìn)口占比的門檻效應(yīng)，假設(shè)H3得到支持。

在東部地區(qū)，當(dāng)進(jìn)口占比小于門檻值27.238時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力具有促進(jìn)作用，并通過了1%的顯著性檢驗(yàn);當(dāng)東部地區(qū)進(jìn)口占比跨越門檻值27.238時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的促進(jìn)作用進(jìn)一步增長(zhǎng)，也通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。由此可見，東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響的估計(jì)結(jié)果也存在進(jìn)口占比的門檻效應(yīng)。隨著東部地區(qū)進(jìn)口占比的提升，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)邊際效率遞增的特征。

在中部地區(qū)，當(dāng)進(jìn)口占比小于門檻值25.122時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)不能促進(jìn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力增長(zhǎng);當(dāng)中部地區(qū)進(jìn)口占比跨越門檻值25.122時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)能促進(jìn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力增長(zhǎng)，并通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。由此可見，在中部地區(qū)，隨著進(jìn)口占比的提升，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的促進(jìn)效應(yīng)也呈現(xiàn)邊際效率遞增的特征。

在西部地區(qū)，當(dāng)進(jìn)口占比小于門檻值25.564時(shí)，回歸系數(shù)為-4.344，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)該地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力不具有促進(jìn)作用;當(dāng)進(jìn)口占比跨越門檻值25.564而小于門檻值26.252時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)仍不能促進(jìn)該地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升;當(dāng)進(jìn)口占比跨越門檻值26.252時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的促進(jìn)作用快速增長(zhǎng)，回歸系數(shù)上升為16.973，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。這可以解釋表8得到的結(jié)果，即數(shù)字經(jīng)濟(jì)不能促進(jìn)西部地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升，西部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響呈現(xiàn)非線性關(guān)系，如果考慮門檻變量（進(jìn)口占比）等因素的影響，當(dāng)進(jìn)口貿(mào)易占比超越門檻值時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)就能顯著促進(jìn)西部地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升。

在東北地區(qū)，當(dāng)進(jìn)口占比小于門檻值25.664時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)能促進(jìn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力增長(zhǎng)，且通過了10%的顯著性檢驗(yàn);當(dāng)進(jìn)口占比跨越門檻值25.664時(shí)，回歸系數(shù)為0.686，未通過10%的顯著性檢驗(yàn)。與其他地區(qū)不同，東北地區(qū)進(jìn)口占比跨越門檻值25.664后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的促進(jìn)作用下降。

在考慮進(jìn)口占比情形下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)各地區(qū)出口貿(mào)易影響的強(qiáng)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(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于西部地區(qū)出口貿(mào)易的促進(jìn)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(guó)。這一方面說明在數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下，進(jìn)口貿(mào)易占比能夠顯著促進(jìn)西部地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升和貿(mào)易轉(zhuǎn)型;另一方面說明西部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后，但具有“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”，當(dāng)進(jìn)口占比跨越門檻后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)西部地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的促進(jìn)作用最強(qiáng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在2020年西部12個(gè)省份中，僅有3個(gè)省份的進(jìn)口貿(mào)易占比高于門檻值26.252。因此，未來加快數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展，促進(jìn)西部地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)和進(jìn)口貿(mào)易占比提升，是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的重要手段。在進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)的不同階段，數(shù)字經(jīng)濟(jì)與出口貿(mào)易之間的非線性關(guān)系得到驗(yàn)證。

六、結(jié)論與政策建議

基于2013—2020年的面板數(shù)據(jù)，測(cè)算了各?。▍^(qū)、市）的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合評(píng)價(jià)指數(shù)，并通過建立空間計(jì)量模型、中介效應(yīng)模型、面板門檻模型，分析了數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響以及數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的作用路徑。研究結(jié)果表明：第一，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平能顯著促進(jìn)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升，我國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)整體平衡性不斷增強(qiáng)。數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響顯著為正，但其對(duì)西部地區(qū)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響顯著為負(fù)。第二，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為正，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)本區(qū)域和其他區(qū)域的制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力均有一定程度的促進(jìn)作用。第三，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響作用通過提升創(chuàng)新效率、促進(jìn)人力資本積累、發(fā)揮協(xié)同集聚優(yōu)勢(shì)來實(shí)現(xiàn)。第四，不同地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響存在進(jìn)口占比的門檻效應(yīng)，當(dāng)西部地區(qū)進(jìn)口占比超過門檻值后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提升作用快速增強(qiáng)。

基于上述結(jié)論，提出如下建議：

第一，進(jìn)一步放開進(jìn)口門檻，推動(dòng)西部地區(qū)對(duì)外開放。要大力發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的引領(lǐng)作用。西部地區(qū)不僅要利用數(shù)字經(jīng)濟(jì)來提升技術(shù)創(chuàng)新能力、推動(dòng)城市轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)升級(jí)，而且要高度重視互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)快速發(fā)展背景下的網(wǎng)絡(luò)安全問題。西部地區(qū)可通過放開進(jìn)口門檻來發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用，在推動(dòng)對(duì)外貿(mào)易升級(jí)的進(jìn)程中大力推動(dòng)新型數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，發(fā)揮新型數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)貿(mào)易升級(jí)的促進(jìn)作用。

第二，加快發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)，加強(qiáng)和規(guī)范對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的監(jiān)管。我國(guó)各地區(qū)應(yīng)全面提升創(chuàng)新能力和效率，在數(shù)字經(jīng)濟(jì)等領(lǐng)域攻克關(guān)鍵核心技術(shù)，通過技術(shù)創(chuàng)新投入，不斷提高我國(guó)出口企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代，我國(guó)各地區(qū)也應(yīng)不斷提高人力資本質(zhì)量，充分發(fā)揮人力資本投資對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的促進(jìn)作用。促進(jìn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)集聚發(fā)展，通過產(chǎn)業(yè)集聚，不斷提升我國(guó)出口產(chǎn)品質(zhì)量。與此同時(shí)，在推進(jìn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的進(jìn)程中，要加強(qiáng)營(yíng)商環(huán)境、公共服務(wù)平臺(tái)等領(lǐng)域的軟實(shí)力建設(shè)。

第三，加速數(shù)字創(chuàng)新，激發(fā)我國(guó)創(chuàng)新活力。通過信息技術(shù)的發(fā)展及運(yùn)用，不斷提升創(chuàng)新效率。企業(yè)要加快數(shù)字化轉(zhuǎn)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(shù)字化承載的不僅僅是傳統(tǒng)生產(chǎn)要素，更要實(shí)現(xiàn)企業(yè)數(shù)字化與生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的協(xié)同合作，同時(shí)必須改變高端要素集中于設(shè)計(jì)方面的事實(shí)，促進(jìn)高端要素不斷向研發(fā)領(lǐng)域流動(dòng)，加快形成以客戶需求為導(dǎo)向的創(chuàng)新模式。

第四，各地應(yīng)全面提升創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率。促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化持續(xù)健康發(fā)展，推動(dòng)城鄉(xiāng)發(fā)展一體化，加速城鄉(xiāng)融合，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，增加就業(yè)容量，不斷增強(qiáng)城市競(jìng)爭(zhēng)力。要有效推動(dòng)研發(fā)投入增長(zhǎng)，促進(jìn)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入不斷增長(zhǎng)，推進(jìn)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易由量的積累向質(zhì)的提升轉(zhuǎn)變。

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The Influence and Threshold Effect of Digital Economy on China's Manufacturing Export Competitiveness

YAO Zhan-qi

Abstract： Under the background of the weakening of China's traditional comparative advantage， China should use digital economy to enhance its export competitiveness. Based on the data of various regions in China from 2013 to 2020， this paper studies the relationship between digital economy and China's export competitiveness， the internal influence mechanism， and the boundary conditions for the establishment of the relationship between digital economy and export competitiveness. There is a significant spatial positive correlation between digital economy and export competitiveness. Digital economy can not only enhance the export competitiveness of the region， but also have a positive impact on the export competitiveness of adjacent regions. Innovation efficiency， human capital accumulation and collaborative agglomeration have intermediary effects in the impact of digital economy on China's export competitiveness. With the proportion of import trade as the threshold variable， the promotion effect of digital economy development on the export competitiveness of the western region is lower than that of the eastern region before the threshold， but significantly higher than that of the eastern region， the central region and the whole country after the threshold. Through the improvement of human capital quality， the centralized development of digital economy and the overall improvement of innovation efficiency， we should gradually improve the international competitiveness of China's export enterprises.

Key words： digital economy; manufacturing export competitiveness; innovation efficiency

作者簡(jiǎn)介：姚戰(zhàn)琪，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院財(cái)經(jīng)戰(zhàn)略研究院研究員，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué)教授、博士生導(dǎo)師。

3056500338230