RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口技術復雜度的影響研究

摘 要：在全球經(jīng)濟數(shù)字化轉型的背景下，中國與 RCEP 成員國的經(jīng)貿(mào)往來日益頻繁，為中國出口產(chǎn)品競爭力的提升開辟了新的突破口。本文基于2010—2022年10個RCEP成員國的面板數(shù)據(jù)，通過構建中介效應模型，實證檢驗了RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟對中國出口技術復雜度的影響機制。研究發(fā)現(xiàn)，RCEP成員國數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展顯著促進了中國出口技術復雜度的提升，且其中發(fā)達國家的促進作用更明顯；RCEP國家的經(jīng)濟發(fā)展水平、貿(mào)易開放度和人口規(guī)模顯著推動了中國出口技術復雜度的提高，而各國的教育水平和地理距離則對其產(chǎn)生了抑制作用；RCEP成員國家數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展也推動了自身的技術進步，進而間接帶動中國出口技術復雜度的提升。

關鍵詞：RCEP；數(shù)字經(jīng)濟；出口技術復雜度；中介效應；科技賦能；異質性分析

中圖分類號：F746.12；F746.17 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2025）04（b）--04

隨著互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能等數(shù)字技術的迅猛發(fā)展，數(shù)字經(jīng)濟正深刻改變著生產(chǎn)、交換、分配和消費的模式，重塑了全球產(chǎn)業(yè)格局。《區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關系協(xié)定》（RCEP）的生效實施，為區(qū)域內(nèi)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展和貿(mào)易合作帶來新的機遇與挑戰(zhàn)，為中國在數(shù)字經(jīng)濟領域開展跨境業(yè)務創(chuàng)造了更為廣闊的發(fā)展空間，營造了更為有利的政策環(huán)境。

出口技術復雜度是評判國家在全球創(chuàng)新網(wǎng)絡中所處地位的戰(zhàn)略標尺，其數(shù)值動態(tài)直接反映了一國在國際經(jīng)貿(mào)體系中的競爭優(yōu)勢與技術話語權。當前，中國在產(chǎn)業(yè)轉型方面取得了一定進展，但在關鍵技術、人才交流等方面仍面臨發(fā)達國家的封鎖和限制。隨著RCEP的生效實施，中國與RCEP成員國的經(jīng)貿(mào)往來日益頻繁，中國將有更多的目標市場來出口高技術、高附加值產(chǎn)品，更多的平臺參與國際間的產(chǎn)業(yè)交流合作，以及更多機會融入?yún)^(qū)域內(nèi)高端產(chǎn)業(yè)鏈，這為中國的出口技術復雜度的提升帶來新的突破口。

在此背景下，系統(tǒng)探究成員國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口技術復雜度的影響及作用機制，對于中國更好地利用區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展機遇，提升出口產(chǎn)品競爭力，實現(xiàn)對外貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展和經(jīng)濟的高質量增長，具有重要的參考價值和現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述

多項研究表明，RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟對中國的出口額、出口效率、跨境電商等貿(mào)易表現(xiàn)具有顯著影響。王海梅（2022）研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易伙伴國的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每增長10%，可以促進雙邊進出口貿(mào)易額增長1.8%[1]；胡艷麗等（2024）研究發(fā)現(xiàn)，RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平能夠促進我國出口效率提升，其中數(shù)字經(jīng)濟創(chuàng)新性發(fā)展對中國出口貿(mào)易效率提升的拉動作用更強[2]；侯杰（2023）等提出，數(shù)字技術通過降低貿(mào)易成本和提高貿(mào)易效率，促進了RCEP成員國與我國的跨境電商貿(mào)易往來[3]。

目前，學術界關于數(shù)字經(jīng)濟與出口技術復雜度的探討主要聚焦于國內(nèi)視角。胡穎等（2024）指出，中國數(shù)字基礎設施水平的提高對我國出口技術復雜度提升具有顯著促進作用，數(shù)字基礎設施會通過降低貿(mào)易成本、增強技術創(chuàng)新能力、提高勞動生產(chǎn)率三個作用渠道來促進出口技術復雜度的提升[4]。潘爽等（2024）認為，數(shù)字經(jīng)濟對出口技術復雜度的促進作用主要通過提升城市創(chuàng)新水平、經(jīng)濟集聚水平、銀行業(yè)競爭水平及人力資本水平等路徑實現(xiàn)[5]。

盡管當前文獻均未直接探討RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與中國出口技術復雜度之間的關系，但已有研究表明，貿(mào)易成員國的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能顯著提高中國出口產(chǎn)品附加值。姜峰等（2021）發(fā)現(xiàn)“一帶一路”沿線伙伴國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠降低中國進口貿(mào)易成本及中國進口產(chǎn)品交易價格，進而提高中國出口產(chǎn)品技術附加值[6]。張佳萌（2023）指出，RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展降低了貿(mào)易成本，并提高了中國的創(chuàng)新能力，進而促進中國高技術產(chǎn)品的出口[7]。

綜上，當前研究證實了RCEP數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口貿(mào)易的正向作用，但尚未深入解析RCEP成員國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口技術復雜度的影響機制，亦缺乏對區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展推動本國出口結構升級的系統(tǒng)性論證，這為本研究提供了理論拓展空間。

2 影響機制分析

RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展伴隨當?shù)仄髽I(yè)的技術進步，而RCEP國家的技術進步則通過“技術合作-標準互認-技術競爭”路徑來推動中國出口技術復雜度的提升。

2.1 技術合作

RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展，催生了一系列數(shù)字平臺，這些平臺為中國與RCEP國家在高技術產(chǎn)業(yè)領域的合作提供了便捷渠道。隨著跨境電商平臺、數(shù)字貿(mào)易平臺等的興起，中國企業(yè)能夠更輕松地與RCEP國家的合作伙伴開展技術研發(fā)合作，這對于推動中國制造業(yè)的智能化升級具有重要意義。以中日韓在5G、人工智能等領域的聯(lián)合研發(fā)項目為例，這些合作項目整合了各方的技術優(yōu)勢和資源，促進了知識和技術的交流與共享。在合作過程中，中國企業(yè)能夠接觸到國際先進的技術理念與研發(fā)方法，通過學習和吸收，實現(xiàn)自身技術的突破。這種技術突破進而推動了中國高端制造業(yè)（如新能源汽車、半導體）的發(fā)展，也提升了出口產(chǎn)品的技術復雜度。

2.2 標準互認

RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展，伴隨當?shù)財?shù)字基礎設施的完善與數(shù)字技術的升級。這種技術進步使當?shù)厥袌鰷嗜霕藴什粩嗵岣撸瑢χ袊髽I(yè)的出口產(chǎn)品提出更高的要求，從而倒逼中國企業(yè)提高產(chǎn)品技術水平。具體來說，RCEP國家市場標準的提高，促使中國企業(yè)加大研發(fā)投入，改進產(chǎn)品設計和生產(chǎn)工藝，提高產(chǎn)品的技術含量和質量。這不僅有助于中國企業(yè)滿足國際市場的需求，提高產(chǎn)品競爭力，還推動中國產(chǎn)業(yè)數(shù)字化升級與技術進步。從長遠來看，這種市場標準倒逼機制，有利于中國企業(yè)在國際市場上樹立良好的品牌形象，提升了中國出口產(chǎn)品的整體技術水平和國際競爭力。

2.3 技術競爭

RCEP各國數(shù)字技術的進步，為中國帶來巨大的市場競爭壓力。在數(shù)字消費領域，區(qū)域內(nèi)企業(yè)圍繞有限市場份額展開激烈競爭，倒逼中國企業(yè)加速技術升級進程。以京東方為例，面對韓國在OLED面板技術上的領先地位，京東方在2023年加大了研發(fā)投入，研發(fā)投入增長25%。通過不斷的技術創(chuàng)新，京東方的柔性屏產(chǎn)品對東盟出口的技術復雜度指數(shù)超過韓國同類產(chǎn)品0.12個點。這種技術競爭壓力驅動中國企業(yè)加大研發(fā)強度，提高出口產(chǎn)品的技術含量與附加值，進而與其他成員國競爭市場份額。在競爭過程中，中國企業(yè)不僅提升了自身技術水平，還促進整個行業(yè)的發(fā)展，推動了中國出口技術復雜度的提升。

3 研究設計

3.1 模型設定

本文借鑒蔣殿春、張慶昌（2011）的研究[8]，構建如下貿(mào)易引力模型：

lnEXPYijt=β0+β1lnDIGjt+β2lnGDPjt+β3lnPOPjt+β4lnOPENjt+β5lnEDUjt+β6lnDISjt+φi+μt+εit（1）

式（1）中：EXPYijt代表t期中國對j國的出口技術復雜度指數(shù)；DIGjt代表t年j國的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平；GDPjt、POPjt、OPENjt、EDUjt、DISjt為控制變量；φi為不隨時間變化的國家固定效應；μt為時間固定效應；εit為隨機擾動項；β0為常數(shù)項；β1～β6是各變量的估計系數(shù)。

3.2 變量選取

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2010—2022年10個RCEP成員國作為面板數(shù)據(jù)，樣本國家包括日本、韓國、澳大利亞、印度尼西亞、馬來西亞、泰國、新加坡、菲律賓、柬埔寨和新西蘭。各變量的數(shù)據(jù)均來自WDI、UN Comtrade、UNCTAD和CEPII。

3.2.1 被解釋變量

被解釋變量為中國對RCEP成員國出口技術復雜度（EXPY）。本文借鑒Hausmann（2007）的方法[9]，收集2010—2022年全球107個國家和地區(qū)的貿(mào)易數(shù)據(jù)，包括每個樣本國9類產(chǎn)品（SITC標準）的出口額、總出口額與人均GDP，計算中國對RCEP國家的出口技術復雜度。

首先計算出全球范圍內(nèi)每一類產(chǎn)品的出口技術復雜度（PRODYi），計算公式如下：

式（2）（3）中：Xij是j國的產(chǎn)品i對全世界的出口額，Xj是j國對全世界的產(chǎn)品總出口額，Xiw是產(chǎn)品i的全球總出口額，Xw是所有產(chǎn)品的全球總出口額，Yj是j國的人均GDP。

計算中國每年對每個RCEP成員國的出口技術復雜度（EXPYk）：

式（4）中：Xik是中國對RCEP成員國k國的i產(chǎn)品的出口額，Xk是中國對RCEP成員國k的所有產(chǎn)品出口總額。

3.2.2 解釋變量

解釋變量為RCEP各國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平（DIG）。基于客觀性、層次性與可操作性原則，本文整合多項權威數(shù)據(jù)，構建包含3個一級指標、10個二級指標的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平指標體系，通過熵權法測算指標權重，計算出2010—2022年10個樣本國家的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。指標體系和指標權重如表1所示。

3.2.3 控制變量

本文選取的控制變量包括：（1）RCEP國家經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP），一國GDP增長伴隨消費升級和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，激發(fā)了對高技術產(chǎn)品的進口需求；（2）RCEP國家人口數(shù)量（POP），一國的人口規(guī)模越大，其消費需求就越多，從而促進中國高技術產(chǎn)品出口；（3）RCEP國家貿(mào)易開放度（OPEN），用一國貿(mào)易總額占GDP比重表示；（4）RCEP國家教育水平（EDU），用高等教育入學率表示；（5）樣本國與中國的地理距離（DIS），借鑒蔣殿春和張慶昌（2011）的研究，用兩國首都之間的距離與當年國際平均油價的乘積來表示[8]。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸

在F檢驗與Hausman檢驗的基礎上，本文選擇對面板數(shù)據(jù)進行OLS回歸與固定效應回歸，回歸結果如表2所示。

表2DIG系數(shù)均顯著為正，說明RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口技術復雜度呈顯著正向作用。從控制變量來看，國內(nèi)生產(chǎn)總值、貿(mào)易開放度和人口規(guī)模的回歸系數(shù)為正，地理距離系數(shù)為負，與預期相符。教育水平系數(shù)為負，與預期不符，可能是由于樣本國家中教育投入未有效轉化為生產(chǎn)力，導致結果為負。

4.2 內(nèi)生性檢驗

為避免內(nèi)生性問題影響回歸結果的準確性，本文選用RCEP成員國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平DIG的滯后一期（L.DIG）作為工具變量。從內(nèi)生性檢驗的回歸結果來看，滯后一期的DIG系數(shù)在1%的水平顯著且系數(shù)為正，與全樣本回歸結果一致，說明即便考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟對中國出口技術復雜度的提升作用仍顯著為正。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為保障回歸結果的精準性，本文采用兩種穩(wěn)健性檢驗方法：第一，縮窄樣本區(qū)間，選取2012—2022年樣本再次回歸。第二，運用縮尾法對樣本進行回歸分析。在檢驗結果中，DIG的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著且系數(shù)為正，說明無論是對時間進行縮減處理還是縮尾處理，回歸結果都具有一定的穩(wěn)健性。

4.4 異質性分析

本文基于國家經(jīng)濟發(fā)展水平，將RCEP成員國劃分為發(fā)達國家與發(fā)展中國家，采用分樣本回歸?；貧w結果顯示，RCEP發(fā)達國家的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對中國向其出口的技術復雜度具有顯著的正向影響，發(fā)展中國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口技術復雜度的影響也呈現(xiàn)顯著正向影響。但從系數(shù)大小來看，明顯發(fā)達國家的DIG系數(shù)在1%的水平上顯著，發(fā)展中國家的DIG系數(shù)在5%的水平為正。

這可能是由于發(fā)達國家與發(fā)展中國家在需求端和技術端方面的差異。一方面，發(fā)達國家相較發(fā)展中國家，擁有成熟的數(shù)字消費市場，且跨境電商、數(shù)字支付等基礎設施完善，消費者對智能化、定制化產(chǎn)品的需求強烈。另一方面，發(fā)達國家在高端制造業(yè)等領域技術領先，與中國企業(yè)的合作直接推動中國實現(xiàn)技術突破。同時，發(fā)達國家較高的市場準入標準，也迫使中國企業(yè)加大數(shù)字化投入以滿足要求。

4.5 檢驗機制

為了進一步驗證RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟對中國出口技術復雜度的作用機制，本文借鑒溫忠麟等（2004）關于中介效應檢驗的經(jīng)典方法[10]，選取聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會（UNCTAD）發(fā)布的前沿技術成熟度指數(shù)（FTRI）來衡量RCEP國家技術水平，構建中介效應模型，檢驗技術水平在RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟影響中國出口技術復雜度中的作用機制。機制檢驗結果顯示，DIG、FTRI的回歸系數(shù)分別在5%和1%的水平顯著，且系數(shù)為正，說明RCEP數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展通過技術進步的中介作用，對中國出口技術復雜度產(chǎn)生了顯著正向影響。

5 結語

本文以2010—2022年10個RCEP國家的面板數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗了RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口技術復雜度的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，RCEP成員國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口技術復雜度存在顯著正向促進作用。第二，發(fā)達國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口技術復雜度的提升效果相較發(fā)展中國家更強，這可能是源于發(fā)達國家與發(fā)展中國家在需求端、技術合作和競爭壓力方面的差異。第三，RCEP國家經(jīng)濟發(fā)展水平、貿(mào)易開放度和人口規(guī)模顯著促進了中國出口技術復雜度的提升，而各國教育水平和中國與樣本國的地理距離抑制了中國出口技術復雜度的提升。第四，RCEP國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展推動自身技術進步，間接驅動了中國出口技術復雜度的提升，反映了技術溢出與協(xié)同創(chuàng)新的關鍵中介效應。

基于上述結論，本文得到以下政策啟示：

（1）實施差異化區(qū)域合作策略。針對發(fā)達國家，深化技術協(xié)同機制，利用其高標準市場倒逼中國產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉型，聚焦人工智能、半導體等前沿領域合作。針對發(fā)展中國家，協(xié)助其完善數(shù)字支付、物流體系，培育中高端產(chǎn)品需求市場，逐步提升技術合作深度。

（2）優(yōu)化產(chǎn)品出口結構。加大研發(fā)投入與政策扶持，對于人工智能、5G通信、高端裝備制造等前沿且關鍵的領域，政府應充分發(fā)揮引導作用，通過稅收優(yōu)惠、專項補貼等措施，提升我國出口產(chǎn)品的技術附加值，使我國產(chǎn)品在國際市場上更具競爭力。

（3）推動數(shù)字協(xié)同治理。積極聯(lián)合RCEP成員國制定統(tǒng)一且完善的區(qū)域數(shù)字貿(mào)易規(guī)則，依托RCEP平臺，積極推動數(shù)字稅、跨境數(shù)據(jù)流動等重要議題，制定公平透明的數(shù)字貿(mào)易規(guī)則，反對技術保護主義。在保障數(shù)據(jù)主權的前提下，促進區(qū)域內(nèi)數(shù)據(jù)資源共享與技術協(xié)同，營造公平、有序的區(qū)域數(shù)字貿(mào)易環(huán)境。

參考文獻

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