李宏兵，趙丁然，趙春明

1.北京郵電大學 經濟管理學院,北京 100876;2.北京師范大學 經濟與工商管理學院,北京 100875

改革開放以來，我國積極融入國際經濟循環(huán)，鑄就了全球第二大經濟體和第一大貨物貿易國的發(fā)展成就。但隨著近年來新冠疫情蔓延及地緣沖突暴發(fā)等外部環(huán)境日益復雜，國際經濟循環(huán)動能明顯減弱；加之國內市場需求和省際貿易潛力長期以來沒有得到有效挖掘，嚴重掣肘了我國國內國際“雙循環(huán)”的有效推進。一方面，省際貿易作為國內大循環(huán)的重要組成部分，不僅能夠激發(fā)國內市場需求、擴大國內市場規(guī)模(1)李自若、楊汝岱、黃桂田：《內貿成本、外貿成本與暢通國內大循環(huán)》，《中國工業(yè)經濟》，2022年第2期。，也將有效推進要素跨區(qū)域流動和內外貿易的協(xié)同發(fā)展。另一方面，作為新時期最重要的新型經濟形態(tài)，數字經濟引發(fā)的“數字蝶變”在促進信息化生產、無障礙流通以及激發(fā)多樣化需求等方面發(fā)揮著重要作用(2)趙春明、班元浩、李宏兵：《數字經濟助推雙循環(huán)新發(fā)展格局的機制、路徑與對策》，《國際貿易》，2021年第2期。。因此，理解數字經濟對我國省際貿易的影響，剖析其背后的作用機制及空間溢出效應，將對豐富數字經濟的貿易效應研究和落實新發(fā)展理念下的全國統(tǒng)一大市場建設具有重要意義。

一、數字經濟發(fā)展影響我國省際貿易的理論邏輯

數字經濟依托大數據、互聯(lián)網和云計算等數字技術，可以滲透到生產、流通、消費等各個環(huán)節(jié)并獲取到有效的信息，數字技術的快速發(fā)展能夠加強數字經濟與傳統(tǒng)經濟的深度融合，發(fā)揮數字優(yōu)勢有助于解決省際貿易各個環(huán)節(jié)所面臨的相關問題。在生產領域，數字時代的信息技術更具應用和推廣能力，能夠提高生產效率，擴大產業(yè)生產規(guī)模。面對日趨多樣化的市場需求，數字經濟的發(fā)展推動了生產過程的網絡化和協(xié)同化發(fā)展，促進要素資源的高效整合，有利于推動生產過程的創(chuàng)新發(fā)展，從根本上解決生產和消費的沖突(3)侯傳璐、覃成林：《中國省際貿易網絡的特征及影響因素——基于鐵路貨運流量數據及指數隨機圖模型的分析》，《財貿經濟》，2019年第3期。。在流通領域，數字經濟通過整合各行各業(yè)的供需信息，貫通產業(yè)鏈上下游，打通產銷兩端，保障了各生產要素和消費品的流通。數字經濟與物流產業(yè)深度融合，提高了流通效率，節(jié)約了配給時間。在消費領域，信息網絡打破時空界限，能夠挖掘不同區(qū)域的消費需求，將市場范圍進一步擴大，數字平臺實現(xiàn)了供需雙方高效及時的匹配，最大限度地滿足消費的針對性和個性化，有效激發(fā)了市場的需求。進一步地，數字經濟催生的消費金融產品放寬了金融信貸約束，催生出跨期消費、超前消費等新消費理念，使得消費規(guī)模結構進一步擴大。因此，數字經濟保障了生產、流通、消費等環(huán)節(jié)的暢通，有助于促進省際貿易的發(fā)展。

從數字經濟影響省際貿易的理論機制看，貿易成本是影響貿易行為的核心要素，包含了除生產成本外，生產商品到最終消費者手中所需付出的所有成本(4)J.E.Anderson and E.van Wincoop,“Trade Costs”，Journal of Economic Literature，2004，42(3)，pp.691-751.。而數字經濟依托互聯(lián)網、人工智能、大數據等信息技術，打破了時間和空間上的限制，增強了信息的有效性和要素的匹配效率，有助于降低貿易成本進而促進地區(qū)間的貿易往來(5)黃群慧、余泳澤、張松林：《互聯(lián)網發(fā)展與制造業(yè)生產率提升：內在機制與中國經驗》，《中國工業(yè)經濟》，2019年第8期。。具體機制主要包括(如圖1)：

一是數字經濟的發(fā)展有效降低了信息搜尋、匹配和交流成本。數字經濟利用數字技術和平臺優(yōu)勢改變了傳統(tǒng)貿易模式，將買賣雙方及貿易產品匯聚到同一平臺，突破時間和地理空間的限制，一方面擴大了商品信息的搜索展示范圍，使得企業(yè)能夠通過虛擬網絡向買方展示及推廣其產品，同時也方便買方了解產品的詳細信息，有效整合了不同區(qū)域的需求和供給，弱化了信息不對稱程度，降低了信息搜尋和匹配成本(6)G.Jolivet and H.Turon,“Consumer Search Costs and Preferences on the Internet”，Review of Economic Studies，2019，86(3)，pp.1258-1300.。另一方面，交互式網絡平臺使得貿易雙方溝通交流更加便利，減少了傳統(tǒng)貿易中當面磋商造成的成本，提高了溝通效率，降低了交流成本。

圖1 數字經濟發(fā)展影響省際貿易的理論機制

二是數字經濟與實體經濟融合降低了運輸和交易成本。數字經濟推動著傳統(tǒng)商業(yè)模式的變革(7)許恒、張一林、曹雨佳：《數字經濟、技術溢出與動態(tài)競合政策》，《管理世界》，2020年第11期。，使交通運輸成本大幅下降；同時，電子化產品和服務的快速發(fā)展也弱化了運輸成本的影響。數字經濟與物流服務的深度融合，極大降低了運輸成本，提高了運輸效率。此外，數字技術與金融服務的深度融合催生了現(xiàn)代化的支付系統(tǒng)，支付寶、微信等移動支付以及身份識別、遠程認證等新技術顯著降低了貿易過程中的外生和內生交易費用，改進交易效率并降低了貿易雙方的交易成本(8)裴長洪、倪江飛、李越：《數字經濟的政治經濟學分析》，《財貿經濟》，2018年第9期。。

三是現(xiàn)代信息網絡的普及降低了新市場開拓成本。數字經濟的發(fā)展能夠降低市場準入的門檻(9)J.Fan，L.Tang，W.Zhu and B.Zou,“The Alibaba Effect：Spatial Consumption Inequality and the Welfare Gains from E-commerce”，Journal of International Economics，2018，114(9)，pp.203-220.。中小微企業(yè)無需支付高昂的進入成本，利用信息網絡便可將自身產品的信息傳遞給異地消費者進行跨區(qū)域貿易，提高了企業(yè)進入異地市場的概率，促進跨區(qū)域貿易的發(fā)展。同時也降低了進入新市場所需的建立商店及鋪設渠道等固定成本，增加了規(guī)模較小市場的商品多樣性，減弱了不同規(guī)模市場的不平等效應，從而改善了消費者福利。

綜上可見，數字經濟通過降低貿易成本，促進了省際貿易往來，擴大了省際貿易規(guī)模。

從數字經濟的知識溢出機制來看，知識的跨地區(qū)流動依賴于知識所有者之間的面對面交流，數字經濟的發(fā)展一方面使得可編碼的知識傳播速度加快，另一方面降低了人與人之間交流的邊際成本，提升了不易編碼整理的緘默知識傳播效率。同時，數字經濟帶來的知識溢出效應還會通過技術創(chuàng)新來影響省際貿易的發(fā)展。一方面，知識溢出有利于改善企業(yè)的技術創(chuàng)新能力，提高企業(yè)生產效率和降低生產成本，利用價格優(yōu)勢在貿易流入地省份的市場競爭中獲得有利地位并擴大省際貿易規(guī)模；另一方面，知識溢出通過豐富產品種類并利用多樣化優(yōu)勢提升市場競爭力，也會促進本省貿易流出，并提升在流入地省份的市場份額。由此可見，數字經濟發(fā)展通過知識溢出效應引致的技術創(chuàng)新，可以促進本省的貿易流出和省際貿易發(fā)展。

二、數字經濟發(fā)展影響我國省際貿易的實證策略

關于數字經濟的貿易效應研究，早期主要圍繞國際貿易展開。Freund和Weinhold指出，各國互聯(lián)網等數字技術的發(fā)展和應用提高了貿易效率，有利于貨物或服務貿易的開展(10)C.L.Freund and D.Weinhold,“The Effect of the Internet on International Trade”，Journal of International Economics，2004，62(1)，pp.171-189.。范鑫利用我國2007—2015年出口至115個國家或地區(qū)的貿易數據研究發(fā)現(xiàn)，進口國的數字經濟發(fā)展能夠顯著降低出口效率損失，提高我國出口貿易效率(11)范鑫：《數字經濟發(fā)展、國際貿易效率與貿易不確定性》，《財貿經濟》，2020年第8期。。而針對省際貿易的實證研究，則主要從交通基礎設施(12)劉生龍、胡鞍鋼：《交通基礎設施與中國區(qū)域經濟一體化》，《經濟研究》，2011年第3期。、國際貿易發(fā)展(13)施炳展、張瑞恩：《中國省際貿易潛力估算——基于國內貿易與國際貿易對比的視角》，《國際貿易問題》，2021年第12期。、語言文化差異(14)高超、黃玖立、李坤望：《方言、移民史與區(qū)域間貿易》，《管理世界》，2019年第2期。等視角展開。為數不多的文獻利用國內增值稅專用發(fā)票月度數據，初步探討了數字經濟在抗擊新冠疫情中對省際貿易的影響(15)張充、何益欣：《抗擊新冠肺炎疫情、數字經濟與省際貿易》，《現(xiàn)代經濟探討》，2021年第7期。。

上述研究盡管認可數字經濟對省際貿易的影響，并作出相應的探索，但是仍存在如下不足：一是在數字經濟發(fā)展指數和省際貿易指標構建上，并未形成一致意見，且多采用鐵路貨運等較為粗略的變量代理省際貿易(16)徐現(xiàn)祥、李郇：《中國省際貿易模式：基于鐵路貨運的研究》，《世界經濟》，2012年第9期。；二是在一定程度上忽視了數字經濟對省際貿易影響的多維異質性和內生性問題的處理，尤其是二者互為因果關系及遺漏變量、指標測量誤差等問題，容易導致潛在的內生性問題；三是已有研究對數字經濟影響省際貿易的空間溢出效應重視不足。中國疆域遼闊且不同地區(qū)間普遍存在著貿易壁壘，從而形成了類似國際貿易的空間結構(17)黃玖立、冼國明：《企業(yè)異質性與區(qū)域間貿易:中國企業(yè)市場進入的微觀證據》，《世界經濟》，2012年第4期；J.Huang，Y.Wang and Q.Bao，“Firm Productivity and Sales Destinations：Evidence from within China”，Economic Inquiry，2015，53(1)，pp.205-219.，因此對于其空間溢出效應的考察顯得十分必要。

綜上所述，本文主要的實證策略是基于2011—2017年中國29個省份的省際間投入產出表及相關統(tǒng)計數據，構建并測算了數字經濟發(fā)展指數和省際貿易流量指標，運用雙向固定效應模型和工具變量法(IV)，實證檢驗了數字經濟發(fā)展對本省省際貿易流出的影響效應，并從數字經濟結構異質性、目的地不同市場化水平和經濟規(guī)模相似性等方面檢驗了其異質性。此后，檢驗了基于降低貿易成本效應和知識溢出效應的影響機制，并利用空間杜賓模型(SDM)拓展分析了數字經濟發(fā)展影響省際貿易的空間溢出效應。

(一)計量模型設定

為了驗證數字經濟發(fā)展能否促進本省的貿易流出，本文根據Duranton等的研究思路(18)G.Duranton，P.M.Morrow and M.A.Turner，“Roads and Trade：Evidence from the US”，Review of Economic Studies，2014，81(2)，pp.681-724.，在分別控制了來源地固定效應、目的地固定效應以及時間固定效應基礎上，將計量模型設定如下：

lntradeijt=α0+α1lnDEIit+γcontrol+δi+δj+θt+εijt

(1)

其中l(wèi)ntradeijt為t年i省流向j省的貿易流量+1的對數值；lnDEIit是本文的核心解釋變量，為t年i省份的數字經濟發(fā)展水平指數+1的對數值；control包括來源地、目的地和雙邊的控制變量；δi、δj和θt分別為來源地、目的地和時間固定效應，通過控制三個維度的固定效應，用以全面考慮與省際貿易緊密相關的可觀測或不可觀測的影響因素，來有效克服可能存在遺漏變量的問題，獲得無偏的估計結果；本文在來源地和目的地的配對層面對標準誤進行聚類。α1是本文主要關注的系數，衡量了數字經濟發(fā)展程度增加1單位，省際貿易變化的百分比。

(二)數據來源與變量說明

本文選取2011—2017年中國29個省份(除去港澳臺、海南和西藏)的面板數據進行實證分析，數據來源于《中國省際間投入產出表》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國交通年鑒》、《中國電子信息產業(yè)統(tǒng)計年鑒》、國泰安數據庫和中經網統(tǒng)計數據庫等，以及北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制的中國數字普惠金融指數(19)郭峰、王靖一、王芳、孔濤、張勛、程志云：《測度中國數字普惠金融發(fā)展：指數編制與空間特征》，《經濟學(季刊)》，2020年第4期。。缺失數據根據插值法和相關數據推算進行填補，為保證變量的平穩(wěn)性，相關變量進行了對數化處理，變量的詳細描述如下：

核心解釋變量。數字經濟發(fā)展水平指數(DEI)，本文根據國家統(tǒng)計局發(fā)布的《數字經濟及其核心產業(yè)統(tǒng)計分類(2021)》，在借鑒趙濤等人的研究(20)趙濤、張智、梁上坤：《數字經濟、創(chuàng)業(yè)活躍度與高質量發(fā)展——來自中國城市的經驗證據》，《管理世界》，2020年第10期?；A上構建評價指標體系，首先根據線性無量綱法對各測度指標進行標準化，其次采用NBI指數權重確定法進行賦權，最后通過線性加權法計算得出各省份的數字經濟指數。該指數包括數字產品制造業(yè)與服務業(yè)、數字技術應用業(yè)、數字要素驅動業(yè)及數字化效率提升業(yè)等四個一級指標，涵蓋計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)企業(yè)單位數量、計算機進口、人均電信業(yè)務量、互聯(lián)網普及率、互聯(lián)網金融支付、數字金融保險、快遞業(yè)務收入等七個二級指標。通過加權測算發(fā)現(xiàn)，相較于2011年，2017年各省份數字經濟均得到快速發(fā)展，但“東強西弱，南強北弱”的數字經濟空間發(fā)展不平衡性特征依舊明顯。

被解釋變量。省際間貿易流量(tradeij)，借鑒李自若等人的研究(21)李自若、夏曉華、黃桂田：《中國省際貿易流量再估算與貿易演變特征研究》，《統(tǒng)計研究》，2020年第8期。利用引力模型進行估算，計算公式為：tradeij=Qijsidj/∑isi。其中，tradeij為產品服務從i省到j省的貿易流出量，由于本文只探究省際貿易的關系，不考慮省內貿易流量數據，因此去掉了來源地和目的地相同的流量數據，即當i=j時，tradeij=0。si為i省產品服務的總供給量(GDP-凈出口)，dj為j省產品服務的總需求量(GDP-凈流出)，∑isi為全部省份的總供給量(等于總需求量，即∑isi=∑jdj)；Qij為產品服務從i省流動到j省的貿易參數，或稱為摩擦系數，具體為：Qij=HijHoo/HioHoj；其中，Hij為i省到j省的貨物運輸量，Hio為從i省的總流出量，Hoj為j省的總流入量，Hoo為全部省份的總流入量。

控制變量。主要包括：(1)產業(yè)結構(lnstru2i)：一般認為制造業(yè)發(fā)達的區(qū)域輸出的工業(yè)品相對較多，與其他地區(qū)的貨物貿易量相應的也就較多。因此本文認為，每個省的省際貿易流出可能與其產業(yè)結構相關。本文用第二產業(yè)增加值占本省GDP比重的對數值來衡量來源地產業(yè)結構。(2)人力資本(lnedui)：本文選取平均受教育程度作為人力資本的代理指標，認為其對貿易往來會產生積極影響，采用各省份小學、初中、高中和大專及以上程度教育人口占6歲以上總人口比重的加權平均值的對數形式來表示(22)盛斌、毛其淋：《貿易開放、國內市場一體化與中國省際經濟增長：1985—2008年》，《世界經濟》，2011年第11期。。(3)地方保護(lnSOEj)：地方保護行為是影響省際貿易的重要因素，考慮到地方保護主要限制外地產品的流入，因此本文僅考慮目的地的地方保護主義行為，采用國有企業(yè)產值占各省GDP比重的對數值來進行測度。(4)經濟規(guī)模(lngdpj)：經濟規(guī)模決定了目的地的潛在購買能力，是影響雙邊貿易的重要因素，本文用各省GDP的對數值作為目的地經濟規(guī)模的代理指標。(5)地理距離(lndist)：兩省間地理距離相距越遠則越不利于雙邊貿易。本文采用省會城市間鐵路里程數+1的對數值來表示(23)數據來源于火車票網：http://search.huochepiao.com/juli/。。(6)是否相鄰(adj)：一般而言，兩個省份在地理上臨近有利于彼此開展雙邊貿易，我們設來源地與目的地在地理上臨近為1，否則為0(24)限于篇幅，本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果備索。。

三、數字經濟發(fā)展影響我國省際貿易的實證分析結果

(一)基準回歸

表1報告了基準回歸及穩(wěn)健性、內生性分析的回歸結果，第(1)-(2)列控制了影響省際貿易的其他變量，同時為了排除隨時間變動因素和省份層面因素可能對回歸結果的干擾，進一步控制了時間虛擬變量、來源地和目的地虛擬變量，且第(2)列將標準誤聚類在來源地和目的地配對層面。從回歸結果看，無論是否引入控制變量、是否控制來源地、目的地和時間固定效應以及是否使用聚類標準誤，數字經濟均顯著促進了省際貿易流出，這表明數字經濟通過其跨時間、跨區(qū)域的特性，有效匹配多樣化需求，促進了本地省際貿易的流出。

表1 基準回歸、穩(wěn)健性及內生性分析回歸結果

進一步從控制變量看，來源地人力資本水平提高有利于促進本省貿易流出，反映出各省大力發(fā)展教育從而提升地區(qū)人才競爭力，能夠更好地服務本省經濟的發(fā)展，與預期相符。同時，來源地產業(yè)結構變量也顯著為正，這是由于第二產業(yè)產出的工業(yè)制成品具有較高的可貿易性，工業(yè)增加值占比越高其對本省貿易流出的促進作用越明顯，發(fā)展高附加值的產業(yè)能夠促進省際貿易往來(25)王慶喜、徐維祥：《多維距離下中國省際貿易空間面板互動模型分析》，《中國工業(yè)經濟》，2014年第3期。。目的地經濟規(guī)模系數顯著為正，即目的地經濟發(fā)展有效促進了省際貿易往來，與預期相符。而地方保護主義的阻礙作用并不顯著，對此可能的解釋是，2011—2017年國有企業(yè)產值占GDP的比重有所下降，對國內省際貿易的影響有所減弱。地理距離的估計系數顯著為負，說明兩省間的地理距離拉大阻礙著兩省間的貿易往來；而地理臨近系數為正，地理臨近能夠顯著促進兩地的貿易往來，這是由于地理區(qū)域上相鄰的省份在經濟發(fā)達程度、產業(yè)結構、技術水平和政策制度等方面均具有一定的相似性，有利于雙方開展貿易。

(二)穩(wěn)健性與內生性分析

1.鐵路貨運量的穩(wěn)健性檢驗。考慮到煤炭和鐵礦石運輸對鐵路貨運數據的影響，本文從總樣本中剔除了煤炭生產大省和鐵礦石開采大省作為流出地的樣本(26)其中煤炭生產最高的九個省份為內蒙古、山西、貴州、河南、安徽、山東、新疆、云南、河北。三個鐵礦石開采大省為河北、遼寧、四川。，檢驗結果如表1第(3)、(4)列所示。來源地數字經濟系數仍然顯著為正，這說明來源地數字經濟的發(fā)展使到目的地貿易流出量的增加不僅僅是由于煤炭和鐵礦石的運量增加導致的。

2.去價格化處理?？紤]到價格因素的影響，本文將計算機進口指標核算成人民幣單位后，采用以2011年為基期的GDP平減指數進行去價格化處理，快遞業(yè)務收入指標也采用相同方式進行去價格化處理，并重新計算了去價格化后的數字經濟指數(lnDEIi_price)，控制變量目的地GDP也替換為實際GDP(lngdpj_price)，將去價格化后的變量重新納入回歸模型，結果如表1第(5)列所示，與基準回歸結果基本一致。

3.內生性問題處理。數字經濟發(fā)展和省際貿易之間可能存在著內生性問題。一方面，二者可能存在雙向因果關系，即本省國內貿易的發(fā)展有可能反過來影響其數字經濟水平的提升。由于省際貿易間的交流需求，貿易聯(lián)系較強的省份普遍經濟實力較強，更有進行數字化投資和轉型的能力。表1第(6)列將數字經濟指數滯后一期(lag_lnDEIi)，在一定程度上削弱了由反向因果引起的內生性問題。另一方面，鑒于數據限制，上述測算的數字經濟指標可能存在測量誤差，而這將與影響省際貿易發(fā)展的不可觀測因素存在相關性，進而使得估計系數存在內生性問題；而且雖然基準回歸引入了可能影響省際貿易的控制變量，但仍可能遺漏其他變量，導致干擾項與解釋變量相關。因此為了緩解潛在的內生性問題，本文采用工具變量法進行識別估計。

根據柏培文和張云的思路(27)柏培文、張云：《數字經濟、人口紅利下降與中低技能勞動者權益》，《經濟研究》，2021年第5期。，本文把各省到最近的沿海港口距離當作外生工具變量，進一步與全國層面的數字經濟發(fā)展指數均值進行交互，解決距離不隨時間變化的問題，體現(xiàn)工具變量的時變性。全國總體的數字經濟發(fā)展不會直接影響到某個省份的貿易流出，但全國數字經濟發(fā)展總水平代表了各省份數字經濟的發(fā)展情況。因此，到沿海港口最短距離與全國數字經濟總指數交互滿足“嚴外生”與“強相關”的條件。第(7)列為兩階段工具變量(2SLS)第二階段的估計結果，與基準回歸結果基本一致。第一階段F統(tǒng)計量均大于經驗法則的臨界值10，即內生變量與工具變量在統(tǒng)計上存在較強的相關性，表明工具變量對內生變量具有較強的解釋力。

(三)異質性分析

1.基于來源地數字經濟結構的異質性分析

為進一步探索各省數字經濟產業(yè)內部結構對省際貿易的異質性，本文引入來源地數字經濟發(fā)展指數細分子指標對省際貿易進行回歸。表2第(1)-(4)列分別是數字產品制造業(yè)和服務業(yè)、數字技術應用業(yè)、數字要素驅動業(yè)以及數字化效率提升業(yè)對省際貿易的回歸結果。結果顯示來源地數字產品制造業(yè)和服務業(yè)、數字技術應用業(yè)對本省貿易流出的影響作用不顯著，而數字要素驅動業(yè)、數字化效率提升業(yè)的發(fā)展極大促進了本省的貿易流出。其經濟邏輯可能是，數字產品制造業(yè)主要包括支撐數字信息處理的終端設備、相關電子元器件以及高度應用數字化技術的智能設備的制造(28)關會娟、許憲春、張美慧、郁霞：《中國數字經濟產業(yè)統(tǒng)計分類問題研究》，《統(tǒng)計研究》，2020年第12期。，數字技術應用業(yè)主要包括軟件開發(fā)、電信、廣播電視和衛(wèi)星傳輸服務、互聯(lián)網相關服務以及信息技術服務等，這些產業(yè)為各省數字經濟的發(fā)展提供了技術基礎，但并不直接作用于省際貿易；且數字產品服務業(yè)可貿易性較低，主要在省內進行，因此其對省際貿易的影響作用并不明顯。而數字要素驅動業(yè)的發(fā)展為跨區(qū)域貿易搭建了互聯(lián)網交易平臺，也為貿易提供金融等服務支持，提高了省際貿易的交易頻率和效率；數字化效率提升業(yè)的發(fā)展代表了本省產業(yè)數字化的發(fā)展水平，實體經濟與數字經濟的高效融合有效提高了資源配置的效率，有利于跨省貿易合作往來。

2.基于目的地市場化水平的異質性分析

地區(qū)市場一體化發(fā)展能夠降低地區(qū)間的貿易壁壘，使得市場交易活動邊界逐步弱化，產品與要素在空間上能夠更加自由、高效地流動，對各地區(qū)要素配置效率以及貿易開展有著重要影響。不同地區(qū)間存在市場化程度差異，貿易交流也面臨著不同程度的信息壁壘?；谝陨吓袛?，本文認為數字經濟的發(fā)展對于市場化程度不同的目的地影響作用具有異質性。當目的地市場化水平較高時，信息可以自由流動，跨地區(qū)貿易面臨的信息障礙較低，異地企業(yè)與當地貿易較為方便；而當目的地市場化水平較低時，不利于企業(yè)通過市場化的方式去獲得當地的信息，此時企業(yè)所在地區(qū)發(fā)展數字經濟能夠有效提升信息的可達性，較好地緩解信息不對稱的問題，從而促進企業(yè)與該地的貿易往來?；诖?，本文在基準模型的基礎上引入了數字經濟指數與市場化指數的交互項(lnDEIi_m*market_m)，用以檢驗基于目的地市場化水平的異質性。表2中第(5)列為估計結果?；貧w顯示，交互項系數顯著為負，表明在目的地市場化水平程度越低的情況下，來源地數字經濟的發(fā)展所創(chuàng)造的貿易效應越大，與理論預期一致。

3.基于省際間經濟規(guī)模相似性的異質性分析

借鑒Egger的思路(29)P.Egger,“A Note on the Proper Econometric Specification of the Gravity Equation”，Economics Letters，2000，66(1)，pp.25-31.，本文進一步探究數字經濟的發(fā)展對不同經濟規(guī)模相似性省份間省際貿易的異質性影響。為此引入來源地數字經濟指數與經濟規(guī)模相似性指數的交互項(lnDEIi_m*sim_m)，其中sim指數用以衡量兩個省份間的經濟規(guī)模相似性，該指數值越小，那么經濟規(guī)模相對差異越大，進而要素稟賦差異則越大，其貿易表現(xiàn)出來的產業(yè)間貿易程度越明顯，反之則產業(yè)內貿易程度越明顯。具體計算公式為：

(2)

其中，simijt指數的取值范圍為[0，0.5]，越趨近于0則經濟規(guī)模差異越大，反之則越接近。結果如表2第(6)列所示，回歸系數顯著為負，說明對于經濟規(guī)模差異越大的兩個省份，來源地數字經濟的發(fā)展對其貿易流出的促進作用越大，這進一步表明我國省際貿易呈現(xiàn)出非常明顯的產業(yè)間貿易特征。依據貿易理論，產業(yè)間貿易的形成基礎是在自然資源稟賦和技術等方面形成各自的比較優(yōu)勢，具有同一產業(yè)產品的單向流動(只進口或出口)的特點。加之我國省際貿易很大程度上受到地方保護、自然因素和經濟政策壁壘性因素的影響，各地對內鼓勵本地產品的流出，對外則設置各類準入壁壘，這不利于區(qū)域內產品貿易聯(lián)系，進而促使省際貿易表現(xiàn)出較為明顯的產業(yè)間貿易特征。

表2 異質性檢驗結果

續(xù)表

(四)機制檢驗

前述研究為深刻理解數字經濟對省際貿易的影響效應提供了豐富的實證支持，但其僅進行了整體性刻畫，尚未對影響機制進行剖析。對此，本文嘗試對上述影響的降低貿易成本效應和加強知識溢出效應進行實證檢驗，利用逐步回歸法進行機制檢驗。其中，對于貿易成本變量(Cost)，在不考慮省內貿易的情況下，借鑒陳強遠等的做法(30)陳強遠、李曉萍、曹暉：《地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策為何趨異?——來自省際貿易成本的新解釋》，《中南財經政法大學學報》，2018年第1期。，利用區(qū)域間鐵路貨物交流數據和全社會貨運量數據進行測算。對于知識溢出變量(Spill)，采用學術界常用的科學技術支出占財政支出比重的對數值來衡量來源地的知識溢出水平。

1.降低貿易成本效應

表3第(1)-(3)列報告了回歸結果。由第(1)列可知，數字經濟對省際貿易的總效應在1%的水平上顯著為正，數字經濟發(fā)展水平(lnDEIi)每增加1%，省際貿易可相應提高0.782%。第(2)列結果顯示，數字經濟發(fā)展顯著降低了該省份面臨的貿易成本。第(3)列中貿易成本的系數顯著為負，進一步表明數字經濟的發(fā)展能夠通過降低貿易成本來促進貿易流出；數字經濟發(fā)展水平的回歸系數在控制貿易成本后仍顯著為正，意味著數字經濟的發(fā)展對省際貿易流出存在直接的促進作用；且這一效應的大小為0.44，約占總效應的56%。上述結果表明降低貿易成本的機制存在，并且該機制可以解釋總影響的56%，說明數字經濟的發(fā)展最主要是通過降低兩省間的貿易成本來促進省際貿易發(fā)展的。

2.知識溢出效應

知識溢出的機制檢驗結果見表3的第(4)、(5)列。第(4)列數字經濟發(fā)展水平的系數為1.109，在1%的水平上顯著，第(5)列知識溢出的系數為0.136，數字經濟發(fā)展水平的估計系數為0.630，在1%的水平上顯著，盡管加入知識溢出變量后，數字經濟發(fā)展水平系數依舊顯著為正，但相較第(1)列基準結果的0.782，系數的絕對值變小，進一步證明了知識溢出效應確實為數字經濟影響省際貿易的重要機制。綜合上述機制檢驗的結果，可以發(fā)現(xiàn)，數字經濟發(fā)展對于本省貿易流出的促進作用主要是通過降低貿易成本效應和加強知識溢出效應來實現(xiàn)的。

表3 機制檢驗結果

續(xù)表

(五)空間溢出效應檢驗

基于上述分析，本文接下來采用空間計量模型識別數字經濟對省際貿易的空間溢出效應?？紤]到數字經濟發(fā)展過程中表現(xiàn)出的跨地域分工與合作的典型事實，本地省際貿易流出不僅受到鄰近地區(qū)省際貿易的影響(見圖2)，還可能受鄰近地區(qū)數字經濟的影響。本文通過構建空間杜賓模型(SDM)，實證研究發(fā)現(xiàn)數字經濟的發(fā)展顯著促進了當地省際貿易的流出，與基準回歸的結果一致；而數字經濟發(fā)展的空間滯后項系數均顯著為負，說明存在負向空間溢出效應。來自空間溢出效應分解的結果，也證實本省數字經濟的發(fā)展將會減少相鄰省份的貿易流出，反映出數字經濟發(fā)展對鄰近省份存在負向空間溢出效應。(31)限于篇幅，并未呈現(xiàn)空間杜賓模型的構建及計量回歸結果，備索。

圖2 2011年和2017年省際貿易莫蘭散點圖

四、結論與政策含義

本文基于中國2011—2017年省際間投入產出表及相關省份數據，構建數字經濟發(fā)展水平指數與省際貿易流量指標，利用雙向固定效應模型、工具變量法和空間杜賓模型等多種計量方法，實證檢驗了數字經濟影響我國省際貿易的理論機理及空間溢出效應。研究發(fā)現(xiàn)：(1)數字經濟發(fā)展能夠顯著促進本省省際貿易流出，在經過系列穩(wěn)健性檢驗后該結論仍然成立。(2)數字經濟對省際貿易的促進作用存在明顯的結構異質性，本省數字要素驅動業(yè)和數字化效率提升業(yè)的發(fā)展能夠顯著促進省際貿易的發(fā)展；且數字經濟主要促進了省際間經濟規(guī)模差異大、目的地市場化水平較低省份的貿易流出。(3)機制分析顯示，省際貿易流出的增加主要是由本省數字經濟發(fā)展帶來的貿易成本下降和知識溢出引致的，且降低貿易成本的機制更為明顯。(4)進一步研究發(fā)現(xiàn)，鄰近省份的省際貿易發(fā)展能夠促進本省的貿易流出，而數字經濟發(fā)展會對鄰近省份貿易流出產生負向空間溢出效應。

上述結論所隱含的政策含義是：首先，要大力發(fā)展數字基礎設施，夯實數字經濟發(fā)展的技術基礎，著力降低貿易成本。數字技術及平臺應用驅動商業(yè)模式革新，能夠有效提升跨區(qū)域交易效率，并降低市場準入門檻，為欠發(fā)達地區(qū)參與更大范圍的市場交易提供可能。其次，要加快推動數字經濟與實體經濟深度融合，有效釋放數字經濟賦能傳統(tǒng)產業(yè)升級和生產效率提升引致的知識溢出效應，充分挖掘全國統(tǒng)一大市場建設進程中的省際貿易潛力。最后，要有效破除地方保護和省際貿易的制度障礙，著力改善營商環(huán)境并構建省際貿易網絡；利用數字經濟在產業(yè)數字化、無障礙流通及激發(fā)多樣化需求等領域的積極作用，驅動省際貿易快速發(fā)展，加快形成國內、國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。