韓 萌，姜 峰

（1.中國社會科學院歐洲研究所，北京市 100732；2.中國信息通信研究院產(chǎn)業(yè)與規(guī)劃研究所，北京市 100037）

一、引言

隨著全球數(shù)字經(jīng)濟的飛速發(fā)展，以信息技術為核心的科技與產(chǎn)業(yè)變革正在興起，在深刻改變著傳統(tǒng)生產(chǎn)生活方式的同時，也為各國培育競爭新優(yōu)勢、拓展合作新路徑提供了有力支撐，成為當前推動全球經(jīng)濟增長的重要引擎。作為全球最大的數(shù)字市場之一，歐盟曾擁有全球領先的數(shù)字技術，但對數(shù)據(jù)隱私、壟斷規(guī)則、網(wǎng)絡安全等方面的高度關切使其相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展阻力重重，并在全球數(shù)字化浪潮中喪失了主導地位，發(fā)展速度已落后于其他頭部國家。[1]為重塑數(shù)字經(jīng)濟競爭優(yōu)勢，近年來歐盟出臺了許多政策措施，從2015年的單一數(shù)字市場戰(zhàn)略到2018年的歐盟人工智能戰(zhàn)略，再到2021年《2030數(shù)字指南針：歐洲數(shù)字十年之路》，充分展現(xiàn)了歐盟在數(shù)字領域發(fā)力的雄心，并為其加快數(shù)字技術發(fā)展步伐、提高市場數(shù)字化供給能力、創(chuàng)造數(shù)字化營商環(huán)境提供了政策保障。

數(shù)字經(jīng)濟廣泛地改變著社會經(jīng)濟生活的方方面面，對推動國際貿(mào)易的變革作用也是不言而喻的。作為中國最為重要的貿(mào)易伙伴之一，歐盟同中國的市場相互依存度不斷提高，對促進中國經(jīng)濟增長和國際競爭力提升的作用與日俱增。歐盟統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2021年，中歐貿(mào)易額達6 955 億歐元，中國保持了歐盟第一大貿(mào)易伙伴國地位，且同比增長18.3%，延續(xù)了快速發(fā)展的勢頭。其中，中國向歐盟出口商品4 722 億歐元，同比增長22.6%，使歐盟成為新冠肺炎疫情下中國最具增長活力的海外市場之一。[2]歐盟數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展是否提高了中國出口的貿(mào)易利得，其作用傳導機制如何實現(xiàn)，對于上述問題的研究有助于厘清數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與國際貿(mào)易聯(lián)動的內(nèi)在關系，在順應歐盟數(shù)字化轉(zhuǎn)型客觀趨勢的同時，也可為中國優(yōu)化中歐貿(mào)易路徑、深化中歐數(shù)字合作進程提供理論依據(jù)，并以實際利益為導向，為進一步推進國內(nèi)國際雙循環(huán)建設和數(shù)字絲綢之路發(fā)展提供經(jīng)驗支持。

二、文獻回顧

當前，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展是學術界重點研究領域之一，其對國際經(jīng)貿(mào)的影響亦成為該領域研究的重要切入點。國內(nèi)外研究結(jié)論普遍表明，以互聯(lián)網(wǎng)及信息通信技術（ICT）應用水平為主要參考依據(jù)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展將顯著提升國際經(jīng)貿(mào)規(guī)模[3-5]。一方面，有學者從中、微觀層面出發(fā)，發(fā)現(xiàn)進口國數(shù)字經(jīng)濟水平的提升對出口國行業(yè)或企業(yè)的出口貿(mào)易具有積極帶動作用。如弗倫德（Freund）等[6]基于1995—1999年美國14 個服務行業(yè)數(shù)據(jù)，分析了網(wǎng)絡對服務貿(mào)易的影響，認為伙伴國網(wǎng)絡發(fā)展將有效提振雙邊服務貿(mào)易。姜珂等[7]實證檢驗了伙伴國數(shù)字經(jīng)濟水平與中國服務貿(mào)易的關系，發(fā)現(xiàn)伙伴國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展將產(chǎn)生成本降低效應，對中國服務出口貿(mào)易具有促進作用，但在這一過程中存在著文化距離的單門檻效應，即跨過門檻值的國家，其數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國服務出口貿(mào)易的促進作用將明顯減弱。高麗等[8]同樣將研究視角集中于服務貿(mào)易，以25 個經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（Organization for Economic Co-operation and Devel?opment，OECD）國家2008—2016年數(shù)據(jù)為樣本，利用隨機前沿引力模型考察進口國數(shù)字經(jīng)濟水平對中國服務貿(mào)易出口效率的影響，結(jié)果表明，伙伴國數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展顯著降低了中國服務貿(mào)易出口的效率損失，而這一作用在進口規(guī)模小且經(jīng)濟自由度高的國家更明顯。傅曉冬等[9]采用中國與189個國家和地區(qū)1996—2019年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，將互聯(lián)網(wǎng)使用比例作為衡量數(shù)字經(jīng)濟程度的變量，實證分析伙伴國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國文化產(chǎn)品出口的影響，結(jié)果表明，伙伴國數(shù)字經(jīng)濟無論是與中國文化產(chǎn)品的出口量，還是與中國文化產(chǎn)品市場占有的廣度和深度，都有著顯著的正向關系，但隨著中國與伙伴國經(jīng)濟、制度與文化距離的增大，正向作用將有所下降。朱安簡（Jouanjean）[10]將研究聚焦于農(nóng)業(yè)和食品行業(yè)的中小企業(yè)，發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟加快了該類企業(yè)融入全球價值鏈的進程，提升了企業(yè)貿(mào)易規(guī)模。另一方面，部分學者從理論機制入手，探討數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與一國開展對外經(jīng)貿(mào)合作的內(nèi)在聯(lián)系，從宏觀層面驗證進口國數(shù)字經(jīng)濟水平對吸引出口國貿(mào)易的作用與力度。如切尼（Chaney）[11]、孫浦陽等[12]認為，通信技術的應用可以有效克服國際貿(mào)易中的信息壁壘，降低貿(mào)易對接中的匹配成本。貝塔斯曼（Bartelsman）等[13]同樣認為，數(shù)字技術可提高信息交換效率和要素匹配效率，不僅能大幅壓縮信息成本，而且可使商品交換突破時空束縛，提高貿(mào)易效率。潘家棟等[14]以中國21 個主要貿(mào)易伙伴為樣本，實證研究了樣本國網(wǎng)絡發(fā)展對中國出口貿(mào)易的影響，結(jié)論顯示，互聯(lián)網(wǎng)技術降低了出口的信息搜尋成本、溝通成本和生產(chǎn)成本，對中國出口貿(mào)易具有顯著的促進作用。

從已有研究成果看，雖然絕大多數(shù)結(jié)論顯示了進口國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對出口國貿(mào)易存在著正向促進的作用，但相關理論機制的解釋基本集中于成本因素，研究視角較為單一，且缺乏對機制影響的實證支撐，無法全面有效把握數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與出口貿(mào)易增長的內(nèi)在互動邏輯。同時，現(xiàn)有文獻大多以貿(mào)易規(guī)模衡量貿(mào)易水平，難以反映由出口增長帶來的實際利益獲取，無法準確判斷進口國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展是否真正提升了出口國的貿(mào)易地位與收益。鑒于此，本文從三個方面對已有研究成果進行完善和創(chuàng)新：一是聚焦歐盟市場，基于動態(tài)視角建立更符合歐盟國家特征的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價指標體系，以便對成員國數(shù)字發(fā)展水平差異進行客觀、科學量化。二是區(qū)別于以往以出口額作為測度中國對外貿(mào)易水平的變量，本文以出口增加值對中國貿(mào)易利得加以衡量，從而更直觀、準確地論證歐盟數(shù)字發(fā)展對中國出口質(zhì)量的影響，為中國更好利用歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展機遇、強化高質(zhì)量對外開放提供更合理的理論依據(jù)。三是從貿(mào)易成本、技術復雜度和產(chǎn)品覆蓋率三個角度實證檢驗進口國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對出口國貿(mào)易利得的促進作用機制，通過拓展研究視角，完善內(nèi)在機理與驅(qū)動路徑的理論邏輯框架，在提升研究結(jié)論穩(wěn)健性的同時，為進一步優(yōu)化中歐貿(mào)易實踐、提高中國貿(mào)易利得空間提供創(chuàng)新思路與著力方向。

三、進口國數(shù)字化發(fā)展和出口國貿(mào)易利得的理論關系與研究假設

（一）進口國數(shù)字經(jīng)濟水平與國際貿(mào)易成本

在傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論中，對阻礙貿(mào)易往來的摩擦因素被統(tǒng)稱為“冰山成本”，這既涵蓋了由地理距離、通達條件等因素帶來的自然阻力成本，也包含了因信息不對稱、制度差異等造成的人為阻力成本。[15]數(shù)字經(jīng)濟依托于信息通信技術，不僅使交易雙方在溝通中擺脫了時空制約，在交易中提升了物流效率，從而降低了自然阻力成本的影響，而且也豐富了供需雙方市場信息的獲取渠道，提高了信息的流通速度，擴大了信息流通的范圍，使人為阻力成本得到有效控制。通過推動貿(mào)易活動的數(shù)字化轉(zhuǎn)型，不同貿(mào)易主體在更節(jié)約、更高效的市場環(huán)境下開展更平等的合作與競爭，以趨于扁平化的商業(yè)結(jié)構(gòu)，壓縮了各個貿(mào)易環(huán)節(jié)的成本支出。[16]

一方面，中國與歐洲在地理上相距甚遠，無論是開展溝通交流還是商品運輸，都面臨著客觀的對接障礙。信息通信技術使交易雙方實時溝通更加便利，降低了傳統(tǒng)貿(mào)易當面磋商所產(chǎn)生的財力與時間的損失，在保證溝通質(zhì)量的基礎上，提升了交流效率，降低了貿(mào)易活動中無謂的溝通成本。[17]同時，信息通信技術在運輸成本節(jié)約方面也發(fā)揮了積極作用。大數(shù)據(jù)、物聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術的運用推動了物流企業(yè)的業(yè)務模式創(chuàng)新，通過將運輸線路、人力資源、存儲和分銷網(wǎng)絡的精準匹配，物流管理與運轉(zhuǎn)效率得到提升，而跨國運輸成本也隨之降低。[18]另一方面，信息通信技術保障了信息流動的及時性、全球性和互動性，既幫助貿(mào)易供需主體打破信息壁壘，以更高的市場透明度提高市場效率，也改善了跨境貿(mào)易管理機構(gòu)與利益相關方之間的制度協(xié)調(diào)，從而降低了通關壓力，緩解了人為因素帶來的制度性障礙。[19]

（二）進口國數(shù)字經(jīng)濟水平與出口產(chǎn)品技術復雜度

信息通信技術是企業(yè)創(chuàng)新活動的關鍵驅(qū)動力量。首先，歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展拓展了其市場的產(chǎn)品供給邊際，使中國企業(yè)可以更容易地獲取并對接市場消費需求，從而以更低的門檻參與市場競爭。雖然更多企業(yè)的融入加劇了歐盟市場競爭的激烈程度，短期內(nèi)對出口價格造成擠壓，但為獲取市場競爭優(yōu)勢，企業(yè)將更關注技術創(chuàng)新突破，這將顯著促進企業(yè)自主研發(fā)能力與出口產(chǎn)品技術復雜度的提升。其次，在同類產(chǎn)品市場中，企業(yè)間并非是單純的競爭關系，通過開展聯(lián)合研發(fā)活動，不同企業(yè)共同分擔研發(fā)成本，共享研發(fā)成果，而這一過程激發(fā)了技術溢出的正向作用。進口國數(shù)字經(jīng)濟水平的提升為企業(yè)間開展研發(fā)合作拓寬了渠道，并會產(chǎn)生更大的示范效應，倒逼技術落后企業(yè)加快技術更新。[20]最后，技術溢出效應不僅表現(xiàn)在行業(yè)內(nèi)部，還會在行業(yè)之間產(chǎn)生影響。進口國數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展通過新生產(chǎn)技術、新商業(yè)模式和新市場創(chuàng)造等途徑促進本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，而這一產(chǎn)業(yè)高級化進程將對相鄰產(chǎn)業(yè)帶來積極作用，加快包括跨國產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)的改造升級步伐。[21]

（三）進口國數(shù)字經(jīng)濟水平與產(chǎn)品覆蓋率

數(shù)字經(jīng)濟水平的提升通常伴隨著互聯(lián)網(wǎng)用戶規(guī)模與數(shù)字化消費規(guī)模的擴大以及社交滲透率的提高，這將推動市場需求的多樣化發(fā)展，并對市場供給端提出更高的要求。在數(shù)字技術的加持下，新型商業(yè)模式加速誕生，供給端對需求端的反應會更迅速，為適應產(chǎn)品的多元需求趨勢，出口企業(yè)必須豐富其產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，填補甚至挖掘數(shù)字經(jīng)濟所創(chuàng)造的消費空間。[22]同時，進口國數(shù)字技術的推廣加強了國際貿(mào)易的連通度，而傳統(tǒng)貿(mào)易壁壘的下降不僅使處于進口國市場壟斷地位的企業(yè)面臨著新的外部挑戰(zhàn)，而且也為中小企業(yè)進入該國市場開辟了新路徑，在促進市場資源配置進一步優(yōu)化的基礎上，也拓展了外國企業(yè)產(chǎn)品輸入的種類范圍。[23]此外，適度規(guī)模生產(chǎn)也是進口國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展推動企業(yè)產(chǎn)品多樣化出口的因素之一。適度規(guī)模生產(chǎn)是企業(yè)規(guī)模報酬變化下的生產(chǎn)策略選擇。在企業(yè)產(chǎn)量較小的情況下，加大產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模可以提升生產(chǎn)要素利用率，實現(xiàn)規(guī)模報酬遞增，但當企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模過大時，要素的擁擠效應會使生產(chǎn)出現(xiàn)規(guī)模報酬遞減。數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展顯著刺激消費者需求的增長，當規(guī)?；a(chǎn)的產(chǎn)出效率因擁擠效應而下滑時，企業(yè)更注重產(chǎn)品的多樣性發(fā)展，既保證原有的低成本優(yōu)勢，又滿足消費者的個性化需求，以此實現(xiàn)產(chǎn)出效率的最優(yōu)狀態(tài)。[24]

綜上所述，進口國數(shù)字經(jīng)濟水平的提升可降低國際貿(mào)易成本，并提升出口國出口產(chǎn)品的技術復雜度與覆蓋率水平，這些因素將發(fā)揮中介效應的作用，擴大出口國價值創(chuàng)造、改變利得分配（參見圖1）。據(jù)此，本文提出如下4個假設：

圖1 進口國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對出口國貿(mào)易的作用機制

H1：歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展通過降低國際貿(mào)易成本提高中國對歐出口貿(mào)易利得。

H2：歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展通過提高中國出口產(chǎn)品技術復雜度提高中國出口貿(mào)易利得。

H3：歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展通過提高中國出口產(chǎn)品覆蓋率水平提高中國出口貿(mào)易利得。

H4：歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展可顯著提高中國對歐出口貿(mào)易利得。

四、歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平評估

隨著全球范圍內(nèi)數(shù)字經(jīng)濟的快速發(fā)展，客觀、全面、高效地衡量一國數(shù)字經(jīng)濟水平對理解和把握該國經(jīng)濟發(fā)展形勢與趨勢至關重要。由于數(shù)字經(jīng)濟涵蓋領域廣泛，幾乎涉及當前國民經(jīng)濟中的所有部門，因此僅依靠傳統(tǒng)統(tǒng)計口徑很難準確捕捉與提取現(xiàn)實經(jīng)濟中數(shù)字化成分，制約了人們對數(shù)字經(jīng)濟真實現(xiàn)狀的認識，給各層級經(jīng)濟主體行為決策的判斷與優(yōu)化帶來一定障礙。

圍繞數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平測度研究，近年來，國內(nèi)外學者和相關機構(gòu)進行了積極探索。如美國商務部、經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）以及中國信息通信研究院等國內(nèi)外機構(gòu)均構(gòu)建并發(fā)布了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指標體系，在不同視角與側(cè)重下對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展進行量化對比。國內(nèi)學者也基于各自研究目標，從具體維度出發(fā)選取代表性指標，對特定區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平進行測度。[25-27]雖然關于衡量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的相關研究已取得了一定成果，但數(shù)字經(jīng)濟的廣泛性與復雜性使學界對該領域的研究尚未形成權(quán)威的分析范式與理論框架，并且研究視角的相對局限性也使現(xiàn)有成果難以匹配或適應所有研究對象與研究方向的要求，從而造成測度結(jié)果的片面與偏差。鑒于此，本文結(jié)合已有文獻成果，在充分考慮指標合理性與數(shù)據(jù)可得性的基礎上，構(gòu)建符合歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展特點、突出中歐貿(mào)易數(shù)字影響因素的綜合指標體系，以期科學全面地審視歐盟數(shù)字環(huán)境差異，并為實證分析提供合理且完備的數(shù)據(jù)支撐。

（一）指標體系的構(gòu)建

在《G20數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與合作倡議》中，數(shù)字經(jīng)濟主要包含三個關鍵因素，即數(shù)字化生產(chǎn)要素、數(shù)字化載體與數(shù)字化應用。[28]有別于傳統(tǒng)的勞動與資本，數(shù)字化生產(chǎn)要素是以知識和信息為核心的生產(chǎn)投入；數(shù)字化載體是承載和傳播數(shù)字化要素的工具，是數(shù)字基礎設施的直觀表現(xiàn)；數(shù)字化應用反映了數(shù)字技術的使用效率與產(chǎn)出轉(zhuǎn)換能力，體現(xiàn)了數(shù)字產(chǎn)業(yè)的競爭力水平。同時，在《2022年數(shù)字經(jīng)濟與社會指數(shù)報告》（DESI）中，歐盟建立了以人力資本、數(shù)字公共服務、互聯(lián)互通、數(shù)字技術集成、網(wǎng)絡應用為一級指標的數(shù)字經(jīng)濟評價體系，為成員國分析數(shù)字經(jīng)濟和社會發(fā)展程度提供了量化依據(jù)。基于G20 與歐盟對數(shù)字經(jīng)濟水平界定與衡量，結(jié)合姜峰等[16]、齊俊妍等[29]、何樹全[30]等的指標分類方法，本文構(gòu)建了包含4 個一級指標、15個二級指標的歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價指標體系（參見表1）。

表1 歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價指標體系

（二）歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價指標權(quán)重測算方法

目前，指標體系的賦權(quán)方法主要為主觀與客觀賦值兩類。雖然主觀賦值法操作簡單，且不易出現(xiàn)權(quán)重數(shù)值與實際程度相悖的現(xiàn)象，但隨意性較大，結(jié)論的合理性難以保證。在對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平指標權(quán)重的設計中，學者通常采用主成分分析法、灰色聚類法和熵值法等客觀賦值方法，使評價結(jié)論更具數(shù)理基礎，但上述方法不具備縱向可比性，難以實現(xiàn)跨期動態(tài)評價，因此無法滿足本文的實證需要。鑒于此，本文采用動態(tài)因子分析法，通過借鑒費德里奇（Federici）等[31]方法，構(gòu)建雙因素方差動態(tài)因子模型，在充分考慮靜態(tài)結(jié)構(gòu)差異與動態(tài)變化的基礎上，為歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價指標體系科學賦權(quán)。

動態(tài)因子分析法的原理是將主成分分析的截面結(jié)果與線性回歸的時間序列結(jié)果進行綜合，假設給定數(shù)據(jù)：

其中，i表示樣本，j表示指標，t表示時期，每一個元素xijt均可被分解為以下形式：

其中，aj為常數(shù)項，bj為t 的估計系數(shù)，ejt為干擾項，ejt應滿足以下條件：

基于上述模型，動態(tài)因子分析法具體計算步驟如下：

第一，為消除指標剛量影響，對數(shù)據(jù)進行Z 標準化處理：

其中，zij為標準化后數(shù)據(jù)。

第二，根據(jù)各期協(xié)方差矩陣Y（t），求平均協(xié)方差矩陣YT，即：

第三，求YT的特征向量、特征值與特征值方差貢獻率。

第四，計算各樣本平均得分矩陣：

第五，計算各樣本動態(tài)得分矩陣：

第六，將各主成分對應特征值與提取主成分特征值之和的比（方差貢獻率）作為權(quán)重，計算動態(tài)得分。

（三）歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價結(jié)果分析

根據(jù)動態(tài)因子分析法計算步驟，以累積方差貢獻率高于80%為原則，歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價指標體系提取了6個主因子，累積貢獻率達83.34%，可以較充分體現(xiàn)歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展所包含的信息（參見表2）。

表2 主因子的特征值、方差貢獻率和累積方差貢獻率

依據(jù)方差貢獻率，本文得到歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價指標體系的細化權(quán)重，并由此計算出歐盟27國2009—2018年數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與動態(tài)變化情況（參見表3）。通過計算可知，歐盟27國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平存在著顯著差異。從2009—2018年歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平平均綜合得分來看，意大利、愛爾蘭、法國、德國、丹麥、比利時等西歐國家數(shù)字經(jīng)濟水平居前，高水平的科研投入和優(yōu)越的數(shù)字基礎設施是其保持數(shù)字化領先的關鍵因素；波蘭、馬耳他、羅馬尼亞等部分中東歐國家數(shù)字化程度偏低，這主要源于相對薄弱的經(jīng)濟基礎制約了其自身創(chuàng)新能力的發(fā)展，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相對固化與基礎設施的相對滯后也是其數(shù)字競爭力不足的重要原因。同時，從指數(shù)的動態(tài)變化來看，希臘、法國、德國、丹麥、荷蘭表現(xiàn)優(yōu)異，2009—2018年間指數(shù)得分上升速度高于歐盟其他國家；羅馬尼亞表現(xiàn)同樣不俗，雖然數(shù)字發(fā)展位勢在歐盟仍顯滯后，但樣本期間指數(shù)上升幅度明顯，在中東歐國家中得分增值位居首位，數(shù)字化轉(zhuǎn)型步伐不斷加快。對數(shù)字化發(fā)展的重視和數(shù)字制度環(huán)境的不斷完善推動了部分歐盟國家數(shù)字化進程的加速與社會整體數(shù)字技能的提升，而有效的創(chuàng)新激勵、完備的設施保障、合理的制度安排和科學的產(chǎn)業(yè)布局將成為歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的根本依托，并為促進中歐貿(mào)易聯(lián)動與提高中國貿(mào)易利得創(chuàng)造有利條件。

表3 歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合得分

五、歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口貿(mào)易利得影響的實證分析

（一）模型設定

本文以歐盟27 個國家為樣本，選取了2009—2018年歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平得分數(shù)據(jù)和中國對相關國家出口貿(mào)易國內(nèi)增加值數(shù)據(jù)，并控制了對中國出口貿(mào)易利得影響密切的變量，在前述理論研究的基礎上，采用修正的引力模型檢驗歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與中國貿(mào)易利得之間的關系。具體模型設定如下：

其中，EXDVAit為中國對國家i在時期t的出口貿(mào)易國內(nèi)增加值，Digitalit為t期國家i的數(shù)字經(jīng)濟水平，Controlit是控制變量，γi和δt分別為國家固定效應與時間固定效應，εit是隨機擾動項，α0是常數(shù)項，α1、α2分別代表各變量估計系數(shù)。

（二）變量描述及數(shù)據(jù)來源

（1）被解釋變量

本文研究歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國貿(mào)易利得的影響，為獲得直接可比的數(shù)據(jù)，參考張海燕[32]、江希等[33]、戴翔[34]等學者的研究成果，將中國對i國出口貿(mào)易的國內(nèi)增加值EXDVAit作為衡量貿(mào)易利得的被解釋變量。數(shù)據(jù)來源于貿(mào)易增加值（Ti?VA）數(shù)據(jù)庫。

（2）核心解釋變量

歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟水平Digitalit為核心解釋變量，由DFA 方法測算得到的2009—2018年歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合得分表示。

（3）控制變量

出口國自然資源豐裕度是影響其出口的重要因素，充足的自然資源稟賦刺激出口國通過增加原料出口換取外匯收入。本文以2009—2018年中國燃料、礦石和金屬出口額占總出口額比重（NRt）作為衡量自然資源豐裕度的控制變量，數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

進口國經(jīng)濟發(fā)展水平是該國市場規(guī)模與消費能力的體現(xiàn)，為消除匯率波動對進口國經(jīng)濟發(fā)展水平的非線性影響，本文選取世界銀行發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫中以2010年不變價美元核算的歐盟國家國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDPit）對i國在t期的進口需求加以衡量。

勞動生產(chǎn)率體現(xiàn)國家的生產(chǎn)能力，進口國勞動生產(chǎn)率越低，則出口國越能通過貿(mào)易提升國內(nèi)增加值。本文將歐盟國家歷年勞動生產(chǎn)率（LPit）作為控制變量，數(shù)據(jù)來源于國際勞工組織數(shù)據(jù)庫。

進口國對外貿(mào)易依存度反映該國經(jīng)濟的對外依賴程度，本文用進口國貨物和服務進出口總額占其GDP 比重（DTit）作為控制變量，對其外貿(mào)易依存度進行衡量，數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

經(jīng)濟自由度是評價一國市場制度環(huán)境質(zhì)量的重要指標。兩國經(jīng)濟制度距離的擴大將使出口國貿(mào)易增加值受阻。[35]因此，本文將歐盟國家同中國經(jīng)濟自由度得分之差（ESDit）作為衡量i國在t時期與中國經(jīng)濟制度距離的控制變量，數(shù)據(jù)來源于美國傳統(tǒng)遺產(chǎn)基金會。

以上變量名稱、含義及數(shù)據(jù)來源見表4。

表4 變量名稱及含義

（三）實證檢驗與結(jié)果分析

由于歐盟國家國情各異，存在不依時間變化遺漏變量的可能，為保證模型有效性，首先進行豪斯曼（Hausman）檢驗，結(jié)果顯示樣本數(shù)據(jù)不適用于隨機效應模型，故本文使用固定效應模型對數(shù)據(jù)進行回歸分析。

表5 是歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與中國出口貿(mào)易增加值的普通最小二乘法（OLS）回歸結(jié)果。列（1）與列（2）未納入控制變量，列（1）未引入時間效應，列（2）考慮了不隨個體而變但隨時間而變的遺漏變量問題，將時間效應納入固定效應模型中，以雙向固定效應模型對數(shù)據(jù)進行回歸。結(jié)果顯示列（1）和列（2）的Digitalit系數(shù)均大于0，且在10%水平上顯著，表明歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對中國出口貿(mào)易增加值具有顯著促進效果。列（3）和列（4）將控制變量引入回歸方程，其中核心變量Digitalit的系數(shù)仍顯著大于0，再次證明提升歐盟數(shù)字經(jīng)濟水平將提高中國對歐出口貿(mào)易利得，H4得以驗證。

表5 歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與中國出口貿(mào)易增加值的回歸結(jié)果（固定效應模型）

同時，為避免解釋變量內(nèi)生性造成估計量不一致，本文運用工具變量法進行穩(wěn)健性檢驗。參考姜峰等[16]、黃群慧等[36]的研究思路，本文將2006年歐盟各國每百位居民固定電話訂閱數(shù)乘以上一年度互聯(lián)網(wǎng)使用率作為歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的工具變量。一方面電話線撥號接入（PSTN）是網(wǎng)絡進入社會大眾的起點，互聯(lián)網(wǎng)與數(shù)字經(jīng)濟相伴相生，因此可以說數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展是從固定電話的普及開始。固定電話的訂閱從通信技術水平與消費模式轉(zhuǎn)型等方面影響數(shù)字經(jīng)濟進程，這滿足了每百位居民固定電話訂閱數(shù)作為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平工具變量的相關性要求。另一方面，相較數(shù)字技術的變革升級速度，社會對固定電話的使用逐步減少，而固定電話對歐盟各國社會經(jīng)濟和進口需求的影響也在日益下降，這也滿足了工具變量排他性約束條件。

鑒于樣本為面板數(shù)據(jù)，僅將2006年歐盟各國每百位居民固定電話訂閱數(shù)作為工具變量會使固定效應模型因其截面數(shù)據(jù)類型而出現(xiàn)度量問題。因此，本文通過借鑒奴恩（Nunn）等[37]的處理方法，將歐盟國家2006年每百位居民固定電話訂閱數(shù)與其上一年度互聯(lián)網(wǎng)使用率的交互項作為工具變量，具體回歸結(jié)果見表6。

表6 歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與中國出口貿(mào)易增加值的回歸結(jié)果

列（1）至列（4）為兩階段最小二乘法（IV-2SLS）估計結(jié)果，列（5）至列（6）是有限信息最大似然法（LIML）估計結(jié)果。表6 結(jié)果顯示，核心變量Digitalit的系數(shù)均大于0，且全部通過10%水平的顯著性檢驗，表明歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平明顯促進了中國出口的貿(mào)易增加值，有效證明了前述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。同時，LIML 的估計系數(shù)與2SLS高度相似，說明不存在弱工具變量，反映了工具變量設定的有效性，H4合理。

此外，本文從產(chǎn)業(yè)層面出發(fā)，以中國對歐盟國家的不同產(chǎn)業(yè)出口增加值為被解釋變量，進一步檢驗歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與中國出口貿(mào)易利得的相關關系。本文采用國際標準行業(yè)分類（ISIC Rev 4.0）將中國對歐盟出口產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)劃分為20大門類（參見表7），產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)來源于貿(mào)易增加值（TiVA）數(shù)據(jù)庫。

表7 中國對歐盟出口產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)劃分表

表8 顯示了在產(chǎn)業(yè)維度下固定效應模型回歸結(jié)果。列（11）未納入控制變量，且沒有引入時間效應，其核心解釋變量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平估計系數(shù)為正，并在1%水平下顯著。通過引入時間效應，核心解釋變量估計系數(shù)未發(fā)生改變，歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對中國出口貿(mào)易利得正效應顯著。列（13）和列（14）引入控制變量，結(jié)果表明，無論是否考慮時間效應，核心解釋變量估計系數(shù)依舊大于0，且Digitalit的系數(shù)分別在5%與10%的水平上正向顯著，進一步證明了提高歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平將促進中國出口國內(nèi)增加值的提升，H4在產(chǎn)業(yè)層面得以充分驗證。

表8 產(chǎn)品層面歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與中國出口貿(mào)易增加值的回歸結(jié)果（固定效應模型）

六、歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展提高中國出口貿(mào)易利得的機制檢驗

（一）中介效應模型的設定與中介變量的選取

前述實證分析得到了歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展顯著促進中國出口貿(mào)易利得的結(jié)論，為進一步分析歐盟國家的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展如何影響中國出口貿(mào)易增加值，本文利用中介效應模型對進口國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與出口國貿(mào)易利得的理論關系進行機制檢驗，證明歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展是否通過降低貿(mào)易成本、提高技術復雜度和擴大產(chǎn)品覆蓋率三個路徑對中國出口貿(mào)易利得的提升產(chǎn)生積極影響（即驗證H1、H2和H3），具體中介效應模型設定如下：

其中，Mediumit是t時期國家i的中介變量，EXDVAit、Digitalit以及Controlit分別是前述的中國對歐盟國家雙邊出口貿(mào)易增加值、歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平和一系列控制變量，β0與θ0為常數(shù)項，γi和δt分別為國家固定效應和時間固定效應，εit是隨機擾動項，β1、β2、θ1、θ2與θ3均為估計系數(shù)。

在中介變量（Mediumit）的選取方面，本文將雙邊貿(mào)易成本（Costit）、出口技術復雜度（Extecit）和出口產(chǎn)品類別覆蓋率（Productit）作為衡量中歐貿(mào)易障礙、產(chǎn)品技術附加值與中歐貿(mào)易多樣性的代理變量，而各中介變量的數(shù)據(jù)處理方法如下：

1.貿(mào)易成本

貿(mào)易成本是生產(chǎn)成本外商品在流通過程中所支付的全部成本。在傳統(tǒng)貿(mào)易理論中，對貿(mào)易成本概念提及較少，但在現(xiàn)實中貿(mào)易成本普遍存在。[38]本文借鑒諾伊（Novy）[39]對貿(mào)易成本的計算方法，得到中介變量Costit，具體形式為公式（13）。

其中，i、j分別代表歐盟各國與中國。Exportijt表示t時期i國對中國的出口貿(mào)易額。Exportjit表示t時期中國對i國出口額。Exportiit與Exportjjt分別表示t 時期i 國與中國的內(nèi)貿(mào)總額，借鑒許統(tǒng)生等[40]的方法，一國內(nèi)貿(mào)總額用該國國內(nèi)生產(chǎn)總值減去其總出口來衡量。φ為產(chǎn)品的替代彈性，安德森（Anderson）等[41]在梳理前期文獻基礎上，提出φ的值應在5~10 之間，本文參考諾伊[39]方法，將φ值設為8。中介變量Costit的相關貿(mào)易數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade Data?base），各國國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來自世界銀行。

2.出口技術復雜度

對測算出口技術復雜度，豪斯曼（Hausmann）等[42]提出兩步計算法，即在第一步測算針對每種出口產(chǎn)品技術復雜度指數(shù)的基礎上，以一國出口產(chǎn)品分布為權(quán)重，在第二步計算出該國整體的出口技術復雜水平。為進一步凸顯中國對不同歐盟國家出口產(chǎn)品技術復雜度的差異，本文將該方法加以修正，以雙邊層面的中國產(chǎn)品出口分布為權(quán)重，呈現(xiàn)中國出口技術復雜度的國別變化，減少因國別因素差異不足而產(chǎn)生的實證偏差。測算公式具體如下：

其中，TSIkt為每種出口產(chǎn)品k在t期的技術復雜度，xikt為t期國家i產(chǎn)品k的出口額，Xit為t期國家i的出口總額，Yit為國家i在時期t人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，表示中國向國家i在時期t出口產(chǎn)品k的數(shù)額，Xjt表示中國在時期t的出口總額，而Extecit表示中國在時期t對國家i的出口技術復雜度。

本文利用聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade Database）中2009—2018年國際貿(mào)易標準分類（SITC Rev 4.0）2 位出口數(shù)據(jù)，將中國與歐盟27 國作為測算TSIkt的樣本，進而得到2009—2018年中國對不同歐盟國家的出口技術復雜度。

3.產(chǎn)品覆蓋率

本文借鑒本科夫斯基（Benkovskis）等[43]的方法，依據(jù)HS 六位編碼的分類標準，在UN Comtrade Database中選取2009—2018年27個歐盟國家從中國進口的產(chǎn)品種類數(shù)占其自身從全球進口的產(chǎn)品種類數(shù)的百分比對產(chǎn)品覆蓋率（Productit）變量加以衡量。

（二）中介效應分析

1.貿(mào)易成本效應

表9 是歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對中歐雙邊貿(mào)易成本縮減效應的估計結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗。列（1）與列（2）反映了在不加入時間固定效應下，歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展顯著降低了中歐雙邊貿(mào)易成本，且更低的雙邊貿(mào)易成本將提高中國對歐盟國家出口貿(mào)易增加值。列（1）中Digitalit系數(shù)小于0，且在5%水平上通過顯著性檢驗，表明歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平提升對中國與其成員國貿(mào)易成本具有明顯的抑制作用。列（2）Costit的系數(shù)同樣在5%水平上通過顯著性檢驗，表明中國與歐盟國家雙邊貿(mào)易成本的降低將提升中國的出口貿(mào)易增加值，即提高了貿(mào)易利得。這一結(jié)論驗證了H1。列（3）至列（4）在列（1）至列（2）基礎上分別加入了時間固定效應，Digitalit與Costit的估計系數(shù)符號并未發(fā)生改變，且均通過顯著性檢驗，再次驗證歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展為中國貿(mào)易利得的提高提供了貿(mào)易成本改進動力。此外，為克服內(nèi)生性問題，本文選擇歐盟國家2006年每百位居民固定電話訂閱數(shù)與其上一年度互聯(lián)網(wǎng)使用率的交互項作為Digitalit的工具變量，采用系統(tǒng)廣義矩估計法（SYS-GMM）進行穩(wěn)健性檢驗。列（5）和列（6）顯示了SYS-GMM 的估計結(jié)果，與列（1）至列（4）相似，Digitalit與Costit呈顯著負相關關系，且Costit的系數(shù)顯著為負，進一步說明本文分析結(jié)果的穩(wěn)健可靠。

表9 雙邊貿(mào)易成本的中介效應分析與穩(wěn)健性檢驗

2.出口技術升級效應

表10 顯示了中介效應模型估計結(jié)果，其中列（1）與列（2）說明在不加入時間固定效應下，歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展通過影響中國對歐盟出口產(chǎn)品技術復雜度，從而對中國貿(mào)易利得產(chǎn)生的作用。其中，列（1）數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平指數(shù)（Digitalit）在10%的顯著性水平下對中國出口技術復雜度產(chǎn)生正向影響，即歐盟更高的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平將有效帶動中國對其出口的技術更新升級。而在列（2）中，出口技術復雜度（Extecit）的系數(shù)為正，且在10%水平上通過顯著性檢驗，表明隨著中國出口產(chǎn)品技術水平的提升，中國對歐盟出口貿(mào)易增加值將得到有效提振。同時，列（3）與列（4）展現(xiàn)了在考慮時間固定效應下，中國出口技術復雜度具有的中介效應，在歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的促進下，提高了中國對歐盟出口的貿(mào)易利得。結(jié)果顯示，Digitalit與Costit的估計系數(shù)符號依舊為正，且均通過顯著性檢驗，進一步證明歐盟數(shù)字經(jīng)濟水平與中國出口技術升級、中國出口增加值之間的正向關系，H2 得以驗證。此外，為檢驗回歸估計結(jié)果的可靠性，本文繼續(xù)選取歐盟國家2006年每百位居民固定電話訂閱數(shù)與其上一年度互聯(lián)網(wǎng)使用率的交互項作為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平（Digitalit）的工具變量，進行穩(wěn)健性檢驗。列（5）與列（6）顯示，通過采用SYS-GMM估計法，回歸結(jié)果與列（1）至列（4）具有邏輯一致性，Digitalit與Extecit顯著正相關，且Extecit的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明回歸結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

表10 出口技術復雜度的中介效應分析與穩(wěn)健性檢驗

3.出口產(chǎn)品多元化效應

表11是歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對中歐雙邊貿(mào)易多元化效應的估計結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗。其中，列（1）Digitalit的系數(shù)顯著為正，表明歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展有利于中國對歐出口產(chǎn)品多樣性的提升。而列（2）中，產(chǎn)品覆蓋率（Productit）的系數(shù)同樣大于0，且在10%水平下顯著，說明歐盟國家數(shù)字化建設通過刺激中國對其出口的多元化發(fā)展，帶動了中國出口貿(mào)易增值的提升，助力中國貿(mào)易利得進一步提高。在加入時間固定效應后，列（3）和列（4）中Extecit與Digitalit的估計系數(shù)均顯著大于0，再次證明歐盟數(shù)字經(jīng)濟水平與中國對其出口的產(chǎn)品覆蓋率、中國貿(mào)易利得正相關，H3成立。此外，為避免內(nèi)生性，本文依舊運用SYS-GMM 估計法，選取歐盟國家2006年每百位居民固定電話訂閱數(shù)與其上一年度互聯(lián)網(wǎng)使用率的交互項作為工具變量進行有效估計，列（5）顯示Digitalit系數(shù)為1.907，在1%水平下顯著大于0，而列（6）中，Extecit同樣在1%水平下顯著為正，該結(jié)果與理論預期一致，說明表11中回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表11 出口產(chǎn)品覆蓋率的中介效應分析與穩(wěn)健性檢驗

七、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

隨著網(wǎng)絡信息技術的快速發(fā)展，數(shù)字經(jīng)濟正以前所未有的速度擴張，不僅作用在一國社會經(jīng)濟生活的各個領域，而且對國際經(jīng)貿(mào)的影響也是不言而喻的。本文探討了歐盟數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展與中歐貿(mào)易聯(lián)動的內(nèi)在機理，可為歐盟數(shù)字轉(zhuǎn)型背景下提高中國出口貿(mào)易利得提供理論依據(jù)與實證支持，本文的研究得出了如下結(jié)論：

首先，本文構(gòu)建了符合歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展特點、突出中歐貿(mào)易數(shù)字影響因素的綜合指標體系，采取動態(tài)因子分析法對2009—2018年歐盟27 國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平進行測算，結(jié)果顯示，意大利、愛爾蘭、法國、德國、丹麥、比利時等西歐國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合得分相對較高，數(shù)字發(fā)展總體居前，且數(shù)字化發(fā)展動能更強勁，而這主要源于其更大規(guī)模的科研投入與更優(yōu)越的數(shù)字基建基礎。波蘭、馬耳他、羅馬尼亞等部分中東歐國家數(shù)字化程度偏低，薄弱的經(jīng)濟基礎、固化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和滯后的基建水平成為其數(shù)字競爭力不足的關鍵制約。

其次，在兼顧數(shù)據(jù)可得性基礎上，本文采用修正引力模型，實證檢驗了2009—2018年歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與中國出口貿(mào)易增加值之間的關系。回歸結(jié)果顯示，無論是否納入控制變量與時間固定效應，歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合得分作為核心變量的系數(shù)均顯著為正，而通過工具變量法和細分產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，歐盟國家數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對中國出口貿(mào)易增加值的正效應未發(fā)生改變，再次證明提升歐盟數(shù)字經(jīng)濟水平將提高中國對歐出口貿(mào)易利得的假設。

再次，通過中介效應模型，本文對歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展影響中國貿(mào)易利得的內(nèi)在機制進行了檢驗，回歸結(jié)果顯示，歐盟數(shù)字經(jīng)濟水平與中歐的貿(mào)易成本顯著負相關，與中國對歐出口產(chǎn)品的技術復雜度與覆蓋率水平顯著正相關，這些因素發(fā)揮了中介效應，顯著促進了中國對歐出口價值創(chuàng)造與利得的提高。同時，通過采用系統(tǒng)廣義矩估計法，本文對中介效應進行了穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果與理論預期一致，為機制的內(nèi)在邏輯提供了合理的量化支撐。

（二）啟示

新冠肺炎疫情的蔓延與地緣政治局勢的動蕩使國際經(jīng)濟的運行方式發(fā)生了深刻改變，雖然全球經(jīng)濟不振給各國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展帶來了嚴峻挑戰(zhàn)，但數(shù)字技術以其較低的物理限制性在這一時期展現(xiàn)出獨特優(yōu)勢，從而賦予數(shù)字經(jīng)濟更大的發(fā)展?jié)撃堋W盟在數(shù)字經(jīng)濟領域充滿雄心，如何更好地發(fā)揮并利用歐盟數(shù)字化轉(zhuǎn)型機遇，拉緊中歐貿(mào)易紐帶，擴大中國出口貿(mào)易利得空間，基于本文研究結(jié)論，得到如下政策啟示：

1.加強中歐數(shù)字聯(lián)動，助力貿(mào)易降本增效

歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展有助于中歐貿(mào)易成本的下降，并帶動出口增加值的擴張。為進一步放大貿(mào)易成本效應，一方面，中歐應積極開展各領域大數(shù)據(jù)合作平臺建設，通過提升信息聯(lián)動與共享水平，降低中歐間溝通成本、搜索成本和信用成本，釋放貿(mào)易獲利空間；另一方面，中歐應在多邊層面就數(shù)字領域標準規(guī)則開展積極協(xié)調(diào)，加快破除雙方貿(mào)易往來的數(shù)字壁壘，創(chuàng)建更開放的數(shù)字制度環(huán)境，為提升中歐市場對接效率、優(yōu)化中國出口成本結(jié)構(gòu)提供支持。

2.加大數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟融合力度，推動技術協(xié)同創(chuàng)新

為更好發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟對中國出口產(chǎn)品技術升級的賦能作用，中國應鼓勵傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)加快數(shù)字化轉(zhuǎn)型步伐，依托數(shù)字技術對產(chǎn)業(yè)進行全方位、多環(huán)節(jié)的優(yōu)化改造，形成數(shù)字發(fā)展與產(chǎn)品創(chuàng)新的良性互促，為提高中國對歐出口貿(mào)易利得提供更多數(shù)字動能。同時，為最大限度推動中歐在數(shù)字領域?qū)崿F(xiàn)技術優(yōu)勢互補、釋放創(chuàng)新合作潛能，中國應加大同歐盟在數(shù)字領域開展聯(lián)合科學研究與技術項目推廣，發(fā)揮雙方差異化優(yōu)勢，加快數(shù)字創(chuàng)新突破，為提升中國出口技術結(jié)構(gòu)創(chuàng)造有利條件。

3.拓寬中歐數(shù)字通路，促進雙方供需對接

研究結(jié)果顯示，歐盟數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展帶動了中國出口產(chǎn)品的多元化趨勢，為進一步發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟的需求創(chuàng)造與供給優(yōu)化作用，一方面，中歐應加大對于數(shù)字商業(yè)模式的引導與支持，打破傳統(tǒng)貿(mào)易的時間與空間制約，以更高效的信息傳遞方式，進一步激發(fā)歐盟對華產(chǎn)品的潛在多元需求；[44]另一方面，中歐應借力數(shù)字技術，針對雙方貿(mào)易“堵點”探尋數(shù)字化方案，通過加快完善中歐數(shù)字貿(mào)易配套體系建設，提高中國對歐出口產(chǎn)品供給效率，以更廣泛的市場覆蓋，擴大中國出口產(chǎn)品的利得分配基礎。