姚戰(zhàn)琪

有關數(shù)字經(jīng)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(cè)重于數(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口競爭力影響的理論分析，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)濟對制造業(yè)出口競爭力的影響。主流文獻認為，數(shù)字經(jīng)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(shù)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(shù)字經(jīng)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(shù)據(jù)來研究數(shù)字經(jīng)濟與出口貿(mào)易之間的關系。例如，Sun研究了互聯(lián)網(wǎng)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(lián)網(wǎng)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(shù)字貿(mào)易出口額或數(shù)字經(jīng)濟的直接影響或間接影響，但忽視了數(shù)字經(jīng)濟與出口貿(mào)易的空間自相關性。簡言之，以往計量研究模型注意到了數(shù)字經(jīng)濟對出口貿(mào)易的影響，但未注意到數(shù)字經(jīng)濟時間序列相鄰數(shù)值間的相關關系。由于缺乏數(shù)字經(jīng)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(tǒng)研究結果對此現(xiàn)象的解釋缺乏說服力。

梳理現(xiàn)有文獻可以發(fā)現(xiàn)，鮮有文獻將空間溢出納入數(shù)字經(jīng)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(nèi)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(shù)字經(jīng)濟對零售經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的影響，僅僅證實了數(shù)字經(jīng)濟的Moran's I指數(shù)在大多數(shù)年份顯著從而數(shù)字經(jīng)濟存在空間自相關性的結論；后者使用我國省級面板數(shù)據(jù)研究了數(shù)字經(jīng)濟對出口技術復雜度的影響，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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口競爭力的空間溢出效應，使用經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對我國制造業(yè)出口競爭力所產(chǎn)生的空間溢出效應，使用中介效應回歸模型來研究數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口競爭力的影響是否呈現(xiàn)為非線性關系。

一、理論分析與研究假設

數(shù)字經(jīng)濟能促進經(jīng)濟增長，在開放經(jīng)濟條件下，數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的促進作用會更大，這說明在開放經(jīng)濟條件下數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的影響會被放大。因此，我國應該推動數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展，不斷提升貿(mào)易開放質(zhì)量。數(shù)字經(jīng)濟也能顯著促進農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長，近年來我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易增速放緩，數(shù)字經(jīng)濟對我國農(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)易時間、降低出口貿(mào)易準入門檻、滿足個性化出口需求來實現(xiàn)，因而我國應支持農(nóng)村電商平臺建設，加強數(shù)字經(jīng)濟的軟硬基礎設施建設，提升農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)國際競爭力。數(shù)字經(jīng)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(mào)易發(fā)展和經(jīng)濟增長。各國為了發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟，都在ICT產(chǎn)業(yè)投入大量資金。ICT產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅有利于我國與東盟國家的雙邊貿(mào)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(shù)字經(jīng)濟有利于提升我國制造業(yè)出口競爭力。

創(chuàng)新效率在數(shù)字經(jīng)濟與制造業(yè)出口競爭力間能發(fā)揮中介作用。發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟有利于提升創(chuàng)新效率。數(shù)字經(jīng)濟成為科技創(chuàng)新的重要驅(qū)動力。數(shù)字技術與實體經(jīng)濟的深度融合能提高生產(chǎn)效率和促進經(jīng)濟增長。趙濱元使用361個城市9年的面板數(shù)據(jù)研究了數(shù)字經(jīng)濟對區(qū)域創(chuàng)新及其空間溢出效應的影響，發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟不僅能促進本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)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(shù)字經(jīng)濟對創(chuàng)新績效的促進作用最顯著，東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平能顯著提升當?shù)貏?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(shù)字經(jīng)濟對創(chuàng)新績效的提升作用有限。另外，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能顯著提升全要素生產(chǎn)率。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能提升我國各地全要素生產(chǎn)率，而數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對全要素生產(chǎn)率的促進作用是由純技術進步主導的。全要素生產(chǎn)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(shù)據(jù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對純技術主導的全要素生產(chǎn)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(xiàn)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(mào)易額快速增長，而且會顯著提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。基于此，提出假設H2a：

H2a：創(chuàng)新效率在數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字技術。數(shù)字技術對教育具有深刻的影響，教育需要數(shù)字技術來實現(xiàn)教育信息化。數(shù)字技術不僅能夠從深度和廣度上影響教育系統(tǒng)，而且數(shù)字技術能使得學校等教育機構的內(nèi)涵發(fā)生深刻變化，數(shù)字技術也使得教育系統(tǒng)的內(nèi)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(shù)量→創(chuàng)新產(chǎn)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(shù)字經(jīng)濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響中存在中介效應。

協(xié)同集聚在數(shù)字經(jīng)濟與制造業(yè)出口競爭力間能發(fā)揮中介作用。第一，數(shù)字經(jīng)濟能顯著促進二、三產(chǎn)業(yè)集聚。當前數(shù)字金融正成為拉動內(nèi)需新引擎，數(shù)字金融既能通過影響企業(yè)創(chuàng)新進而影響產(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。我國數(shù)字金融對第三產(chǎn)業(yè)集聚的影響程度大于其對第二產(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(chǎn)業(yè)集聚能顯著促進我國加工貿(mào)易企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量提升，又能促進我國高技術產(chǎn)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(xié)同集聚能顯著促進我國出口技術復雜度不斷升級，且協(xié)同集聚與交通工具現(xiàn)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(xié)同集聚在數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟發(fā)展影響，而且受到進口占比的影響。全球數(shù)字經(jīng)濟快速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)助推消費不斷升級，一些合作伙伴對從中國進口產(chǎn)品以及中國消費市場備感興趣。數(shù)字經(jīng)濟只有與進口貿(mào)易緊密關聯(lián)，才能充分發(fā)揮數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(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(shù)來檢驗數(shù)字經(jīng)濟的空間自相關性：

使用Moran's I指數(shù)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(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對我國制造業(yè)出口競爭力所產(chǎn)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(shù)或平方的倒數(shù)。經(jīng)濟距離空間權重矩陣為區(qū)域i與區(qū)域j之間的經(jīng)濟距離（經(jīng)濟差距）的倒數(shù)。

（四）數(shù)據(jù)說明

本文核心解釋變量為數(shù)字經(jīng)濟。在此，構建了3個一級指標（數(shù)字營銷、創(chuàng)新技術產(chǎn)品市場化、信息化發(fā)展）、4個二級指標（數(shù)字基礎設施建設、通信運營情況、信息和通信技術、現(xiàn)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(tǒng)銷量、網(wǎng)絡連接設備銷量、微型計算機設備銷量、數(shù)字程控交換機銷量、衛(wèi)星通信設備銷量、光纜產(chǎn)量、程控交換機產(chǎn)量、衛(wèi)星通信設備產(chǎn)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(shù)，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省（區(qū)、市）的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)。

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(mào)易競爭力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)、國際市場占有率等，本文使用貿(mào)易競爭力指數(shù)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(mào)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(xié)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(xié)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(xié)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(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(shù)量來源于2013—2021年《中國統(tǒng)計年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫、《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、各省份歷年統(tǒng)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(shù)字經(jīng)濟與制造業(yè)出口競爭力的Moran's I統(tǒng)計值

表2為各年數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟的莫蘭指數(shù)統(tǒng)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(shù)字經(jīng)濟的Moran's I統(tǒng)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(shù)字經(jīng)濟分布具有很強的集聚特征，表明各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟之間存在顯著的鄰近效應，一地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展與鄰近地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展緊密關聯(lián)，一地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展依賴于鄰近地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展。2017年之前，各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的全局Moran's I統(tǒng)計值呈現(xiàn)顯著的上升趨勢；2017—2020年，Moran's I統(tǒng)計值緩慢下降，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)的空間相關性呈現(xiàn)下降趨勢，從0.292下降到0.269。這表明“十三五”期間我國數(shù)字經(jīng)濟高速增長，不同區(qū)域在使用和用好數(shù)字技術方面的差距逐漸縮小，數(shù)字經(jīng)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(tǒng)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(tǒng)計值

（二）數(shù)字經(jīng)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(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展變量的估計系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗，表明數(shù)字經(jīng)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(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，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(shù)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(chǎn)率的估計系數(shù)顯著為正，至少通過了10%的顯著性檢驗，表明勞動生產(chǎn)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(jīng)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(shù)字經(jīng)濟）對制造業(yè)出口競爭力的空間效應主要表現(xiàn)為區(qū)域內(nèi)的直接效應，在三種空間權重矩陣下，數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口競爭力的提升效應不僅體現(xiàn)在本區(qū)域內(nèi)部，而且體現(xiàn)在其他區(qū)域，從而促進了數(shù)字經(jīng)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(nèi)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(chǎn)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(chǎn)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(nèi)的勞動生產(chǎn)率不僅能帶動當?shù)刂圃鞓I(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(nèi)部制造業(yè)出口競爭力不會產(chǎn)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(nèi)目的地和貨源地分貨物出口總額代替按經(jīng)營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)濟發(fā)展變量系數(shù)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(shù)字經(jīng)濟背景的ICT行業(yè)增加值（Ict）代替數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)，結果系數(shù)仍為正，且通過了1%的顯著性檢驗。再次，用數(shù)字貿(mào)易（Shumao）代替數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)變量，回歸系數(shù)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(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(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，驗證了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗

四、數(shù)字經(jīng)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(xié)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(xié)同集聚分別在數(shù)字經(jīng)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(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)濟是否通過創(chuàng)新效率對我國制造業(yè)出口競爭力產(chǎn)生一定影響的檢驗結果，模型24、模型25、模型26為數(shù)字經(jīng)濟是否通過人力資本積累對我國制造業(yè)出口競爭力產(chǎn)生一定影響的檢驗結果，模型27、模型28、模型29為數(shù)字經(jīng)濟是否通過協(xié)同集聚對我國制造業(yè)出口競爭力產(chǎn)生一定影響的檢驗結果。

表6 數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)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(mào)易競爭力指數(shù)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(shù)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)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(mào)易競爭力指數(shù)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(shù)字經(jīng)濟能顯著影響協(xié)同集聚，協(xié)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(xié)同集聚在數(shù)字經(jīng)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(shù)均顯著為正，表明外商直接投資能顯著促進協(xié)同集聚和貿(mào)易競爭力指數(shù)提升，外商投資對協(xié)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(xié)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(xié)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(shù)字經(jīng)濟和協(xié)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(shù)字經(jīng)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(zhì)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(jīng)濟權重矩陣來研究數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)對各地區(qū)制造業(yè)出口競爭力所產(chǎn)生的空間溢出效應。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)、外商直接投資、美元兌人民幣匯率、勞動生產(chǎn)率、政府科技投入對貿(mào)易競爭力的影響結果如表8（下頁）所示。數(shù)字經(jīng)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(shù)為6.806，且通過了5%的顯著性檢驗。數(shù)字經(jīng)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(shù)為105.118，且通過了1%的顯著性檢驗。數(shù)字經(jīng)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(shù)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(mào)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(shù)字經(jīng)濟對我國制造業(yè)出口競爭力的影響系數(shù)，f、f為待估計的門檻值，ε為隨機干擾項，I（·）為示性函數(shù)。

表9（下頁）為被解釋變量為制造業(yè)出口競爭力、門檻依賴變量為數(shù)字經(jīng)濟，并將進口貿(mào)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(xiàn)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(mào)易占比存在顯著的單一門檻效應，且進口貿(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(mào)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(mào)易占比存在顯著的單一門檻效應，且進口貿(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(mào)易占比存在顯著的雙重門檻效應，且進口貿(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(mào)易占比為門檻變量，分析不同進口貿(mào)易占比條件下數(shù)字經(jīng)濟對出口貿(mào)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?？梢钥吹剑腿珖?，當進口占比小于門檻值27.238時，數(shù)字經(jīng)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(shù)快速上升到8.930，且通過了1%的顯著性檢驗。由此可見，數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口競爭力的促進效應呈現(xiàn)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口競爭力的促進效應也呈現(xiàn)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(shù)為-4.344，且通過了1%的顯著性檢驗，數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口競爭力的促進作用快速增長，回歸系數(shù)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對制造業(yè)出口競爭力的影響呈現(xiàn)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(mào)易占比超越門檻值時，數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對各地區(qū)出口貿(mào)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(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對于西部地區(qū)出口貿(mào)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(shù)字經(jīng)濟背景下，進口貿(mào)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(mào)易轉(zhuǎn)型；另一方面說明西部地區(qū)數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(xiàn)，在2020年西部12個省份中，僅有3個省份的進口貿(mào)易占比高于門檻值26.252。因此，未來加快數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展，促進西部地區(qū)進口貿(mào)易增長和進口貿(mào)易占比提升，是促進經(jīng)濟發(fā)展和縮小區(qū)域經(jīng)濟差距的重要手段。在進口貿(mào)易增長的不同階段，數(shù)字經(jīng)濟與出口貿(mào)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(shù)據(jù)，測算了各省（區(qū)、市）的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合評價指數(shù)，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(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對制造業(yè)出口競爭力的影響以及數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟整體平衡性不斷增強。數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(xié)同集聚優(yōu)勢來實現(xiàn)。第四，不同地區(qū)數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟對西部地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的引領作用。西部地區(qū)不僅要利用數(shù)字經(jīng)濟來提升技術創(chuàng)新能力、推動城市轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)升級，而且要高度重視互聯(lián)網(wǎng)技術快速發(fā)展背景下的網(wǎng)絡安全問題。西部地區(qū)可通過放開進口門檻來發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟對出口貿(mào)易的促進作用，在推動對外貿(mào)易升級的進程中大力推動新型數(shù)字基礎設施建設，發(fā)揮新型數(shù)字基礎設施建設對貿(mào)易升級的促進作用。

第二，加快發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟，加強和規(guī)范對數(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)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(shù)字經(jīng)濟時代，我國各地區(qū)也應不斷提高人力資本質(zhì)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(shù)字經(jīng)濟集聚發(fā)展，通過產(chǎn)業(yè)集聚，不斷提升我國出口產(chǎn)品質(zhì)量。與此同時，在推進數(shù)字經(jīng)濟高質(zhì)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(shù)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(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，更要實現(xiàn)企業(yè)數(shù)字化與生產(chǎn)經(jīng)營活動的協(xié)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(chǎn)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(chǎn)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(mào)易由量的積累向質(zhì)的提升轉(zhuǎn)變。