數(shù)字經(jīng)濟與中國制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)升級

彭曉楠，趙景峰

（西北大學 經(jīng)濟管理學院，西安 710127）

0 引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟迅猛發(fā)展，對外貿(mào)易成績斐然?；趧趧恿妥匀毁Y源稟賦優(yōu)勢，中國制造業(yè)積極參與國際分工，嵌入全球價值鏈。然而“大進大出、兩頭在外”的粗放型貿(mào)易發(fā)展模式使其在高速成長過程中面臨整體技術水平不高、價值鏈低端鎖定的困境。近年來，囿于“單邊主義”、發(fā)達國家再工業(yè)化等國際貿(mào)易新形勢，加之資源稟賦優(yōu)勢由于長期要素成本的上升被弱化，制造業(yè)經(jīng)濟進一步被盤剝，生存空間不斷被擠壓。依據(jù)新新貿(mào)易理論，出口結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品技術含量決定了貿(mào)易利得，并成為一國參與國際貿(mào)易競爭的新優(yōu)勢[1]。在全球生產(chǎn)網(wǎng)絡體系下，一國或地區(qū)的出口技術復雜度可反映其在全球價值鏈中的地位[2]。由此可見，培育出口產(chǎn)品競爭新優(yōu)勢，提高出口產(chǎn)品技術復雜度和附加值，促進出口結(jié)構(gòu)升級，提升中國制造業(yè)在全球價值鏈中的地位，對于提升中國制造業(yè)國際競爭力，進而促使我國從貿(mào)易大國轉(zhuǎn)向貿(mào)易強國，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

隨著第四次科技產(chǎn)業(yè)革命到來，數(shù)字經(jīng)濟方興未艾，科技與經(jīng)濟增長關系日益緊密，為制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供了難得的機遇與條件。隨著貿(mào)易方式和貿(mào)易對象數(shù)字化進程的急速演進，全新的價值鏈正逐步形成，數(shù)據(jù)成為一種關鍵生產(chǎn)要素正參與生產(chǎn)過程并實現(xiàn)價值創(chuàng)造[3]。因此，從全球價值鏈視角深入探討數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)的影響具有重大現(xiàn)實意義，有助于推動形成數(shù)字經(jīng)濟時代符合中國制造業(yè)比較優(yōu)勢的貿(mào)易新規(guī)則，助推中國制造業(yè)邁向全球價值鏈中高端。

1 理論機制與研究假設

1.1 數(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)升級的影響

以Melitz（2003）[4]的異質(zhì)企業(yè)貿(mào)易模型為基礎、Hallak和Schott（2011）[5]的理論模型為框架，參照盧福財和金環(huán)（2019）[6]的分析思路，假設一國根據(jù)HS編碼分類的制造業(yè)共有i個細分行業(yè)，每個細分行業(yè)中有z個差異化產(chǎn)品。為簡化分析過程，以下分析集中于制造業(yè)的某一細分行業(yè)。假設Sz表示產(chǎn)品的技術復雜度；qz表示對產(chǎn)品z的需求；σ表示產(chǎn)品的替代彈性，假設σ＜1表示產(chǎn)品差異性較大、可替代性較小。則根據(jù)CES函數(shù)可知消費者的效用函數(shù)具有以下形式：

假設消費者面臨的收入預算線為：

通過構(gòu)建拉氏函數(shù)，求解其一階條件可得：

作為內(nèi)置于每個個體決策者的企業(yè)家才能，企業(yè)家精神使得決策者在激烈的市場競爭中進行創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)活動[7]。而數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展為激發(fā)和培育企業(yè)家精神提供了契機。一方面，數(shù)字經(jīng)濟的強滲透性及其帶來的更廣泛及時的傳播特征使得現(xiàn)存知識被整合、共享和迭代，激發(fā)了創(chuàng)新思維，改進了創(chuàng)新方式[8]。另一方面，數(shù)字技術的深化應用將刺激消費者需求多樣化，從而擴大市場規(guī)模，培育更多創(chuàng)業(yè)機會。同時，數(shù)字經(jīng)濟的強知識溢出效應及新興技術興起為創(chuàng)業(yè)活動提供了更為方便快捷的信息獲取、交流和匹配平臺[9]。由此可見，數(shù)字經(jīng)濟對企業(yè)家創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)精神具有有效的提升作用。

假設數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平為θ，且θ∈(0，+∞)，企業(yè)家才能所代表的企業(yè)家精神為φ。已知數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠提升企業(yè)家才能，且其帶來的技術溢出效應能夠降低企業(yè)的邊際成本[10]。此處假定企業(yè)邊際成本MC 與企業(yè)家才能、產(chǎn)品復雜度以及數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平有關，且，其中，α(α＞0)為可變成本對產(chǎn)品技術復雜度的彈性。

假設均衡條件下企業(yè)利潤為零，則有：

假設1：數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)升級具有正向促進作用。

假設2：數(shù)字經(jīng)濟能夠通過激發(fā)企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神和創(chuàng)新精神，促進制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)升級。

1.2 數(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)升級的門檻效應

一方面，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對出口技術復雜度的影響受其自身門檻特征的約束。在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展初期，研發(fā)投入激增，而發(fā)展基礎薄弱。隨著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展到一定階段，其知識溢出、可復制和共享等特性使得數(shù)字經(jīng)濟對出口技術復雜度的影響逐漸顯著，且遵循梅特卡夫法則。另一方面，數(shù)字經(jīng)濟促進出口結(jié)構(gòu)升級會受到金融發(fā)展水平和對外開放水平的影響。當金融發(fā)展和對外開放程度處于較低水平時，技術創(chuàng)新融資存在較高的逆向選擇風險，企業(yè)外部融資難度較大；同時，較低的對外開放水平不足以產(chǎn)生技術溢出效應或外商直接投資的技術溢出吸收能力較弱，使得數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展無法促進產(chǎn)品技術含量的提升。隨著金融發(fā)展水平和對外開放水平的提升，技術復雜度高的產(chǎn)品研發(fā)更容易得到外部資金支持，技術溢出效應逐漸顯著，技術溢出吸收能力逐步增強，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對出口產(chǎn)品技術含量呈現(xiàn)顯著促進作用。因此，本文提出：

假設3：數(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)升級存在非線性影響，金融發(fā)展水平和對外開放水平對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展促進出口結(jié)構(gòu)升級存在門檻效應。

2 研究設計

2.1 變量說明

2.1.1 被解釋變量：制造業(yè)出口技術復雜度（ESI）

本文沿用Hausmann 等（2007）[11]對出口技術復雜度測算的設計思想，借鑒李福柱等（2022）[12]的方法計算出口技術復雜度。具體公式如下：

其中，i代表省份，k代表制造業(yè)細分行業(yè)①本文選取的制造業(yè)細分行業(yè)包括14個大類：第四類（食品，飲料、酒及醋，煙草及制品）、第六類（化學工業(yè)及其相關工業(yè)的產(chǎn)品)、第七類（塑料及其制品，橡膠及其制品）、第八類（革、皮草及制品，箱包，腸線制品）、第九類（木及制品，木炭，軟木，編織品）、第十類（木漿等，廢紙，紙、紙板及其制品）、第十一類（紡織原料及紡織制品）、第十二類（鞋帽傘等，羽毛品，人造花，人發(fā)品）、第十三類（礦物材料制品，陶瓷品，玻璃及制品）、第十四類（珠寶、貴金屬及制品，仿首飾，硬幣）、第十五類（賤金屬及其制品）、第十六類（機電、音像設備及其零件、附件）、第十七類（車輛、航空器、船舶及運輸設備）、第十八類（光學、醫(yī)療等儀器，鐘表，樂器）。。ESI 為出口產(chǎn)品技術復雜度，xik/Xi代表i省份k細分行業(yè)產(chǎn)品出口額占該省份出口總額的比重。此處，Yi代表省份i的制造業(yè)全員勞動生產(chǎn)率，以各省份制造業(yè)總產(chǎn)值與其制造業(yè)年平均從業(yè)人員數(shù)之比作為其代理變量。

2.1.2 核心解釋變量：數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平（INT）

表1 為中國省級數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合測度指標體系。將指標體系中10個二級指標數(shù)據(jù)標準化后進行降維處理，運用主成分分析法計算得到2011—2020 年各省份數(shù)字經(jīng)濟綜合發(fā)展指數(shù)，記為INT。

表1 中國省級數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合評價指標體系

2.1.3 中介變量

本文借鑒既有文獻，將其劃分為企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神與企業(yè)家創(chuàng)新精神。其中，借鑒文獻[7]的做法，將企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神（Entra）用私營企業(yè)和個體企業(yè)從業(yè)人員占總就業(yè)人數(shù)的比重表示，參考文獻[13]的做法，企業(yè)家創(chuàng)新精神（INVA）用每萬人專利申請授權(quán)數(shù)表示。

2.1.4 門檻變量

金融發(fā)展水平（FDS），用金融機構(gòu)存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；對外開放水平（FDI）為當年實際使用外資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重。

2.1.5 其他控制變量

借鑒現(xiàn)有研究成果，選取以下控制變量：工業(yè)化水平（IND），采用各省份工業(yè)增加值與GDP 的比值表征；受教育水平（EDU），由各省份人均受教育年限衡量；政府治理能力（Gova），以政府財政支出占總預算比重表示；人力資本水平（HC），采用每萬人在校大學生數(shù)取自然對數(shù)得到；基礎設施（Infra），用各地區(qū)每萬人擁有公共交通數(shù)量表征；營商環(huán)境（Market），參考沈國兵和沈彬朝（2022）[14]的做法，由市場化指數(shù)[15]刻畫。

2.2 數(shù)據(jù)來源

以上變量所用相關數(shù)據(jù)來源于北京大學數(shù)字金融研究中心、國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、中國海關總署官網(wǎng)、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國科技年鑒》及2012—2021年我國30個省份（不含西藏和港澳臺）的統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報等。為避免極端值對研究的影響，對變量進行了1%和99%的縮尾處理，后續(xù)分析均采用處理后的數(shù)據(jù)。表2為核心變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

2.3 模型構(gòu)建

為驗證上述研究假設，構(gòu)建如下基準模型：

其中，ESIi，t為地區(qū)i在t時期的制造業(yè)出口技術復雜度，INTi，t為地區(qū)i在t時期的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，Xi，t代表一系列控制變量，μi表示地區(qū)i不隨時間變化的個體固定效應，vt為時間固定效應，εi，t表示隨機擾動項。

借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[16]的研究，構(gòu)建如下中介效應模型：

為檢驗數(shù)字經(jīng)濟對出口結(jié)構(gòu)升級的門檻效應，設定如下門檻模型：

其中，I(·)為取值為0 或1 的指示函數(shù)，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平（INT）、金融發(fā)展水平（FDS）、對外開放水平（FDI）為門檻變量，Adji，t為門檻值。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 核心變量測度結(jié)果分析

圖1顯示了中國30個省份2011年、2016年、2020年數(shù)字經(jīng)濟指數(shù)以及制造業(yè)出口技術復雜度的核密度圖。整體均呈現(xiàn)“倒U”型，且兩者核密度曲線的波峰整體上隨時間改變并向右移動。說明樣本期內(nèi)中國30個省份的數(shù)字經(jīng)濟和制造業(yè)出口技術復雜度水平總體呈上升趨勢，即數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展突飛猛進，出口結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。圖1（a）顯示，2011—2020 年數(shù)字經(jīng)濟指數(shù)核密度曲線逐漸平坦，曲線長度變長，說明所研究省份之間數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平差距逐漸加大；而圖1（b）顯示，2020年中國30個省份制造業(yè)出口技術復雜度核密度曲線較2011 年呈現(xiàn)更為陡峭的趨勢，說明隨著出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化，中國各省份間的出口技術復雜度差距在縮小。

圖1 數(shù)字經(jīng)濟指數(shù)與制造業(yè)出口技術復雜度核密度圖

3.2 基準回歸結(jié)果

下頁表3 為基準模型回歸結(jié)果。由列（1）可知，在考慮影響出口技術復雜度的各種因素之后，核心解釋變量的系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對制造業(yè)出口技術復雜度提升具有顯著的正向促進作用。列（2）至列（4）結(jié)果顯示，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對制造業(yè)出口技術復雜度在中部和西部地區(qū)呈現(xiàn)正向影響，在東部地區(qū)為負，且只在中部地區(qū)表現(xiàn)顯著性。即數(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口技術復雜度的促進作用表現(xiàn)為中部＞西部＞東部。可能的原因是數(shù)字經(jīng)濟具有強滲透性和高外部性等特征，使得相較于已經(jīng)較為發(fā)達的東部地區(qū)，中、西部地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟紅利尚未完全釋放，因此具有更大的生產(chǎn)率提升空間，促進作用也更為顯著。

表3 數(shù)字經(jīng)濟影響制造業(yè)出口技術復雜度的基準回歸結(jié)果

從所加入控制變量系數(shù)的顯著性來看，政府治理能力和工業(yè)化水平的估計系數(shù)顯著為正，表明工業(yè)增加值和政府財政支出比例的增加，能夠顯著促進制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)升級?；A設施和營商環(huán)境的估計系數(shù)顯著為負，側(cè)面反映出我國雖然擁有較為完備的基礎設施體系、規(guī)模較大的國內(nèi)消費市場和消費結(jié)構(gòu)升級需求，但未能有效驅(qū)動與倒逼制造業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，供需錯配仍是制約制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)升級的問題之一[17]。而受教育水平與人力資本水平不顯著，說明雖然我國人力資源總量充沛，但長期以來缺乏高端研發(fā)和創(chuàng)新型技能人才使得我國人力資本結(jié)構(gòu)不具備競爭優(yōu)勢，這也成為抑制制造業(yè)創(chuàng)新和出口結(jié)構(gòu)升級的重要因素之一。以上結(jié)果支持并驗證了假設1。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為確保模型的穩(wěn)健性與結(jié)論的可靠性，本文通過以下三種方法檢驗模型的穩(wěn)健型：（1）采用熵值法通過原指標體系對數(shù)字經(jīng)濟水平（INT_s）進行測度并再次對模型進行回歸；（2）借鑒文獻[10,18]的做法，以1998年各地區(qū)人均固定電話數(shù)與上一年度全國互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)的乘積作為工具變量（IV1），同時以數(shù)字經(jīng)濟滯后一期變量作為工具變量（IV2），進行兩階段最小二乘估計；（3）通過引入制造業(yè)出口技術復雜度的滯后期構(gòu)建動態(tài)面板的差分GMM（FD-GMM）估計和系統(tǒng)GMM（SYS-GMM）估計模型進行回歸?；貧w結(jié)果（結(jié)果略）顯示以上三種檢驗方法下，INT系數(shù)均顯著為正，證實上文研究結(jié)果穩(wěn)健有效。

3.4 數(shù)字經(jīng)濟促進制造業(yè)出口技術復雜度提升的機制

表4 檢驗了企業(yè)家精神的中介效應，其中列（1）、列（2）是以企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神為中介變量的估計結(jié)果。列（1）中系數(shù)顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟對企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神的提升存在正向顯著影響。列（2）是將企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神加入基準回歸模型后的估計結(jié)果。列（3）、列（4）是以企業(yè)家創(chuàng)新精神為中介變量的估計結(jié)果。結(jié)果表明企業(yè)家創(chuàng)新精神和企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神具有中介效應。假設2 得以驗證。

表4 企業(yè)家精神的中介效應檢驗

3.5 門檻效應分析

表5 為對門檻效應的存在性及個數(shù)的檢驗。結(jié)果表明，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平以及對外開放水平門檻變量均顯著通過了單一門檻檢驗，且未通過雙重門檻檢驗。

表5 門檻效應檢驗結(jié)果

進一步地，以數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平和對外開放水平為門檻變量，選用單門檻模型對門檻值進行估計，并進行LR檢驗以判斷對門檻值的估計是否準確，得到結(jié)果見表6。

表6 門檻值估計結(jié)果及置信區(qū)間

下頁表7 為控制了其他影響因素后的門檻模型回歸結(jié)果。不難看出，當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平跨過門檻值前，其影響系數(shù)顯著為負；當其跨過門檻值后，影響系數(shù)由負轉(zhuǎn)正，且在10%的水平上顯著。這說明我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展基礎薄弱，但具有“后發(fā)優(yōu)勢”，當跨過門檻值后呈現(xiàn)對出口結(jié)構(gòu)升級的快速增長的促進作用。在金融發(fā)展和對外開放水平分別小于門檻值時，系數(shù)均顯著為負；當兩者都跨過門檻值時，系數(shù)顯著為正。表明當金融發(fā)展水平和對外開放水平較低時，由信息不對稱帶來的融資難度較大，以及對外開放程度不足以產(chǎn)生技術溢出效應等原因，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展無法正向促進制造業(yè)出口產(chǎn)品技術復雜度的提升。隨著金融發(fā)展水平進一步提高及技術溢出效應作用逐漸顯著，當兩者超越門檻值后，數(shù)字經(jīng)濟能顯著促進制造業(yè)出口技術復雜度提升，假設3得以驗證。

表7 門檻模型回歸結(jié)果

4 結(jié)論與建議

本文基于中國2011—2020 年的省級層面數(shù)據(jù)，運用面板固定效應模型、中介效應模型和門檻模型，多維度實證檢驗了數(shù)字經(jīng)濟對中國制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)升級的影響及其內(nèi)在機制。主要結(jié)論如下：第一，數(shù)字經(jīng)濟顯著地促進了制造業(yè)出口技術復雜度的提升；且數(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口技術復雜度的促進作用表現(xiàn)為中部＞西部＞東部。第二，弘揚、激發(fā)企業(yè)家精神是數(shù)字經(jīng)濟促進制造業(yè)出口結(jié)構(gòu)升級的重要作用機制，其中企業(yè)家創(chuàng)新精神的促進作用大于企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神。第三，數(shù)字經(jīng)濟對出口結(jié)構(gòu)升級的影響存在金融發(fā)展水平和對外開放水平的門檻效應，當兩者超越門檻值后，數(shù)字經(jīng)濟能顯著促進制造業(yè)出口技術復雜度提升。

基于上述結(jié)論，本文提出以下建議：首先，進一步加大對數(shù)字經(jīng)濟基礎設施投資力度，推進數(shù)字化建設，鞏固現(xiàn)有優(yōu)勢。在此基礎上，加大數(shù)字創(chuàng)新力度，加強數(shù)字產(chǎn)業(yè)集群建設，深化產(chǎn)業(yè)數(shù)字變革，提升數(shù)字治理能力，構(gòu)架數(shù)字經(jīng)濟系統(tǒng)，推進國際國內(nèi)數(shù)字合作，加速釋放數(shù)字經(jīng)濟溢出紅利。其次，應制定動態(tài)化、差異化的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，進一步加大對中西部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的支持力度。具體而言，一方面，幫助中西部地區(qū)培養(yǎng)引進數(shù)字經(jīng)濟人才，因勢利導培養(yǎng)良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍，利用后發(fā)優(yōu)勢縮小差距；另一方面，支持鼓勵東部地區(qū)引進先進國外數(shù)字技術并持續(xù)增強自身研發(fā)創(chuàng)新能力，擴大技術溢出效應，為中西部發(fā)展提供技術支撐。再次，重視和激發(fā)企業(yè)家精神的培養(yǎng)，保障企業(yè)家才能的實現(xiàn)。通過降低企業(yè)家創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)門檻，增強創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵措施；建設服務與職能并重型政府，實現(xiàn)良性營商關系，降低企業(yè)家尋租成本等措施來實現(xiàn)。最后，要進一步深化金融體制改革，為創(chuàng)新型企業(yè)提供多樣化的金融工具、激勵機制；加快完善多層次資本市場，加大金融開放力度，引入更多的創(chuàng)投基金與機構(gòu)投資者，提高技術溢出水平。