□ 朱 勤 于海靜 李兵濤

內(nèi)容提要 本文基于2007～2017年中國281 個城市的數(shù)據(jù)，測算城市出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)并分析我國城市出口技術(shù)復(fù)雜度的空間分異性和集聚性，進(jìn)而運用鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型（CMEM），探究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度的影響及其作用機制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在“人力資本效應(yīng)”、“技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)”及兩者的共同作用下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生顯著的正向影響，并且“人力資本效應(yīng)”發(fā)揮的中介作用最大。異質(zhì)性檢驗表明，相較中部和西部地區(qū)，我國東部地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)影響效應(yīng)更大。本文的研究為我國在“十四五”時期推進(jìn)智慧城市建設(shè)以及外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展提供了理論支持。

一、引言

近20年來，我國對外貿(mào)易發(fā)展取得了顯著成就，貨物出口額由2001年的2660 億美元增長至2020年的27504 億美元，年均增長率為13.08%，我國已成為世界第一大貨物貿(mào)易出口國①。面對國際國內(nèi)形勢深刻變化，全球化進(jìn)入調(diào)整階段，黨中央國務(wù)院于2019年11月發(fā)布了 《關(guān)于推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》，提出我國要加快培育貿(mào)易競爭新優(yōu)勢，推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

在國際貿(mào)易研究領(lǐng)域，出口技術(shù)復(fù)雜度可以反映國家或地區(qū)出口商品結(jié)構(gòu)是否優(yōu)化，是一個用于衡量貿(mào)易質(zhì)量的指標(biāo)（戴翔和金碚，2014）。國外曾有研究指出，我國的出口技術(shù)復(fù)雜度與多倍于人均GDP 的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的出口技術(shù)復(fù)雜度相當(dāng)，被稱為“Rodrik 悖論”（Hausmann et al.，2007）。國內(nèi)學(xué)者針對“Rodrik 悖論”進(jìn)行了測度方法的改進(jìn)，指出我國出口技術(shù)復(fù)雜度尚未大幅度提升（丁小義和胡雙丹，2013）。事實上，早期的研究多從國家層面進(jìn)行，忽視了我國不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)，出口技術(shù)復(fù)雜度存在著較大不平衡。新近一些研究從城市的層面開展，揭示了中國沿海部分發(fā)達(dá)城市與部分相對落后的西部城市之間，出口技術(shù)復(fù)雜度存在著明顯的地區(qū)差異（蔣為等，2019）。作為國際經(jīng)貿(mào)活動中重要的地理單位，城市和城市群必將承擔(dān)起我國構(gòu)筑對外貿(mào)易競爭新優(yōu)勢的經(jīng)濟(jì)重任，研究城市層面出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素具有重要的意義。

數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下互聯(lián)網(wǎng)的融合應(yīng)用，為構(gòu)筑貿(mào)易發(fā)展新優(yōu)勢帶來嶄新的機遇。隨著我國跨境電商平臺、5G 網(wǎng)絡(luò)、工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)、物聯(lián)網(wǎng)等新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的推進(jìn)，“互聯(lián)網(wǎng)+貿(mào)易”成為了傳統(tǒng)外貿(mào)轉(zhuǎn)型升級的重要抓手。海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2020年，我國跨境電商進(jìn)出口額達(dá)到1.69 萬億元，同比增長31.1%②。互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與國際貿(mào)易關(guān)系的研究日益受到重視，已有研究表明：依托互聯(lián)網(wǎng)平臺的跨境電商有利于突破國家間地理距離的限制（馬述忠等，2019）；互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過加強全球及區(qū)域合作，促進(jìn)雙邊貿(mào)易邊際增長（Visser，2019），有效擴大國際貿(mào)易規(guī)模（Swan et al.，2021)；從出口企業(yè)的角度來看，互聯(lián)網(wǎng)優(yōu)化注意力資源配置并降低貿(mào)易成本（施炳展和金祥義，2019；Mu & Chen，2020），促進(jìn)出口企業(yè)創(chuàng)新 （沈國兵和袁征宇，2020）。然而，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是否影響城市出口技術(shù)復(fù)雜度，其內(nèi)在影響機制如何？關(guān)于這一主題的研究有待展開，也是本文的研究主題。

本文測算了我國281 個城市2007～2017年的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，分析城市出口技術(shù)復(fù)雜度的時空演化，揭示其具有空間分異性和空間集聚性。進(jìn)而，應(yīng)用鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展作用于城市出口技術(shù)復(fù)雜度的影響機制。相對于已有的研究，本文的貢獻(xiàn)在于：一方面，提供了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的獨特視角，豐富了城市出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素的研究；另一方面，通過機制分析揭示互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響城市出口技術(shù)復(fù)雜度的具體路徑，檢驗人力資本及技術(shù)創(chuàng)新從中發(fā)揮的作用。本文推進(jìn)了對新型網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的理解，為城市優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、實現(xiàn)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展帶來啟發(fā)。

二、理論機制和研究假設(shè)

（一）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度的影響

城市出口技術(shù)復(fù)雜度可以測度城市層面外貿(mào)出口的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級情況（周茂等，2019；孫楚仁等，2021），可作為用以衡量城市出口貿(mào)易質(zhì)量的代表性指標(biāo)。國內(nèi)外現(xiàn)有研究尚未直接分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與城市出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系，但仍可借鑒相近研究來形成理論假設(shè)。數(shù)字技術(shù)和信息通信技術(shù)（ICT）的廣泛應(yīng)用，已成為國際貿(mào)易中比較優(yōu)勢的新來源（Wangy & Li，2017)。城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平高，通常具體表現(xiàn)在該城市互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)達(dá)、互聯(lián)網(wǎng)用戶的普及、互聯(lián)網(wǎng)融合應(yīng)用能力強和發(fā)展環(huán)境好。良好的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有利于城市出口技術(shù)復(fù)雜度提高，主要在于：第一，尤其對于發(fā)展中國家的城市，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的“邊際效益”更大。通過廣泛的信息分享和知識傳播，以及各種創(chuàng)新要素的匯聚融合，互聯(lián)網(wǎng)催生了集聚式創(chuàng)新（Paunov & Rollov，2016）。第二，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展帶動城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、促進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級。已有經(jīng)驗研究表明，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展使得制造品以及服務(wù)貿(mào)易的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)實現(xiàn)了優(yōu)化（Bojnec & Ferto，2015；Choi，2010），因此有利于城市出口技術(shù)復(fù)雜度提升。第三，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展助力于城市出口主體更好的獲取國際市場信息、 幫助出口企業(yè)更高效的進(jìn)行價值創(chuàng)造，支撐城市出口企業(yè)在國際動態(tài)競爭中持續(xù)升級產(chǎn)品。綜上所述，本文提出假設(shè)1 如下：

H1：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著的正向影響。

（二）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度的影響機制

考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度的影響機制，可具體闡釋如下：

1.人力資本效應(yīng)。出口技術(shù)復(fù)雜度的提高通常出現(xiàn)于傳統(tǒng)部門向現(xiàn)代部門的轉(zhuǎn)變中，其重要標(biāo)志之一，就是人力資本的持續(xù)積累（盧福財和金環(huán)，2020）。要素稟賦理論認(rèn)為，貿(mào)易結(jié)構(gòu)主要受人力資本等要素的豐裕程度影響，而專業(yè)化人力資本的空間集聚，將改變需求匹配效率而影響產(chǎn)業(yè)縱向分工、重塑產(chǎn)業(yè)分工的空間結(jié)構(gòu)，進(jìn)而優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易結(jié)構(gòu)（張家滋等，2021）。已有研究表明，人力資本累積有利于促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升（鄭展鵬和王洋東，2017）?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展提升信息匹配效率，能夠顯著加速知識的獲取、傳遞和共享，改善城市教育和培訓(xùn)水平，促使各層面的勞動者提升學(xué)習(xí)與生產(chǎn)效率，同時也能加速“干中學(xué)”效應(yīng)與人力資本積累效應(yīng)（Visser，2019）。而且，人力資本具有“技術(shù)載體”功能（周茂等，2019），即人力資本積累有利于廣泛吸收國內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，從而提升技術(shù)創(chuàng)新能力和產(chǎn)品質(zhì)量水平。綜上所述，本文提出假設(shè)2 如下：

H2：人力資本是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進(jìn)城市出口技術(shù)復(fù)雜度提升的中介變量，即存在“人力資本效應(yīng)”。

2.技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。企業(yè)創(chuàng)新水平的提高，對于提高產(chǎn)品的技術(shù)含量及附加值，改善貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)及提升出口競爭力至關(guān)重要（Kaufmann et al.，2003）。在數(shù)字經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展的背景下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能夠有效降低企業(yè)信息搜尋、 運營和管理等成本（李兵和李柔，2017）；互聯(lián)網(wǎng)融合應(yīng)用有利于提升企業(yè)的知識儲備和信息積累，促進(jìn)出口企業(yè)創(chuàng)新及效率（沈國兵和袁征宇，2020）。從產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的層面看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有助于制造業(yè)生產(chǎn)率提升（黃群慧等，2019），并有利于新技能和新思想的碰撞和技術(shù)外溢，加快產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的步伐。對于城市發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)而言，所需知識信息及研發(fā)資本等要素的密集度更高，互聯(lián)網(wǎng)在促進(jìn)資源的合理配置、打破要素流動壁壘等方面有顯著作用，因此將促進(jìn)城市貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，提升城市出口技術(shù)復(fù)雜度?；谝陨险撌觯疚奶岢黾僭O(shè)3 如下：

H3：技術(shù)創(chuàng)新是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進(jìn)城市出口技術(shù)復(fù)雜度提升的中介變量，即存在“技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)”。

三、模型、變量設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

本文構(gòu)建鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型（CMEM）進(jìn)行機制檢驗，具體分四步進(jìn)行：第一步，用因變量出口技術(shù)復(fù)雜度（ES）對基本自變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）進(jìn)行回歸。第二步，用中介變量人力資本（Humc）對基本自變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）進(jìn)行回歸。第三步，用中介變量技術(shù)創(chuàng)新（Inno）同時對人力資本（Humc）和基本自變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）進(jìn)行回歸。第四步，用因變量出口技術(shù)復(fù)雜度（ES）同時對兩個中介變量和基本自變量進(jìn)行回歸。通過該模型的估計可以得到互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）對出口技術(shù)復(fù)雜度（ES）的總效應(yīng)α1，直接效應(yīng)θ1，以及由中介作用來衡量的間接效應(yīng)。以上步驟以聯(lián)立的式（1）表示：

式（1）中，各變量下標(biāo)i 表示城市，t 表示時間，Cit表示控制變量，μi表示個體固定效應(yīng)，νt表示固定效應(yīng)，εit表示隨機擾動項。模型構(gòu)建的影響機制包括三條路徑，路徑系數(shù)由式（1）中各變量系數(shù)計算而得：路徑一，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過人力資本累積而促進(jìn)城市出口技術(shù)復(fù)雜度提升，其路徑系數(shù)為β1θ2；路徑二，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過推動技術(shù)創(chuàng)新而促進(jìn)城市出口技術(shù)復(fù)雜度提升，其路徑系數(shù)為γ1θ3；路徑三，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過人力資本和技術(shù)創(chuàng)新的共同效應(yīng)即鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)，促進(jìn)城市出口技術(shù)復(fù)雜度提升，其路徑系數(shù)為β1γ2θ3。綜上，本文構(gòu)建的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型如圖1 所示。

圖1 鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型

（二）變量選擇

1.被解釋變量。關(guān)于被解釋變量城市出口技術(shù)復(fù)雜度（ES）的衡量，源自被廣泛引用的Hausmann et al.（2007）的測算方法，其思路是以產(chǎn)品在某國總出口份額與所有出口產(chǎn)品的國家在該產(chǎn)品總出口中的份額比值為權(quán)重，對表征所有出口產(chǎn)品國家技術(shù)指標(biāo)求加權(quán)平均值。由于反映技術(shù)指標(biāo)的勞動率數(shù)據(jù)難以直接獲取，因而目前較多采用各國人均國民生產(chǎn)總值作為勞動生產(chǎn)率的替代指標(biāo)，得到某年份產(chǎn)品層面的出口技術(shù)復(fù)雜度（prodyh），其測算方法如式（2）所示。其中，Xq，h表示q 國家h 產(chǎn)品的出口額，Xq為表示q 國產(chǎn)品的出口總額，Yq表示q 國人均國民生產(chǎn)總值。

參考周茂等（2019）和孫楚仁等（2021）對于城市出口技術(shù)復(fù)雜度的測算，在獲取產(chǎn)品層面的數(shù)據(jù)后，將其以產(chǎn)品出口額為權(quán)重加總至城市層面，從而獲取各個城市的出口技術(shù)復(fù)雜度數(shù)據(jù)，其測度方法如式（3）所示：

式（3）中，下標(biāo)f 代表城市，ESf為城市層面的出口技術(shù)復(fù)雜度，Xf，h為f 城市中h 產(chǎn)品的出口額，Xf為城市f 的總出口額。

2.解釋變量。本文的核心解釋變量為城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte），由于目前官方未披露關(guān)于城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的相關(guān)指標(biāo)，借鑒劉姿均和陳文?。?017）、李金城和周咪咪（2017）的做法，使用互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)量作為城市互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平的替代指標(biāo)。

3.中介變量。本文以人力資本（Humc）和技術(shù)創(chuàng)新（Inno）作為中介變量。人力資本積累是實現(xiàn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)鍵所在，充裕的人力資本便于發(fā)揮其“技術(shù)載體”與“要素積累”職能。城市人力資本（Humc）的測算，借鑒姚戰(zhàn)琪（2020）的研究，采用平均每萬人口中大學(xué)生人數(shù)來衡量。對于另一中介變量技術(shù)創(chuàng)新（Inno），本文參考劉威等（2018）的研究，選取城市每年專利授權(quán)數(shù)來衡量城市技術(shù)創(chuàng)新水平。

4.控制變量。參考已有相關(guān)研究，本文選取三個城市層面的控制變量： 一是金融業(yè)發(fā)展水平（Fina），金融業(yè)發(fā)展水平高的城市企業(yè)面臨更小的融資約束，有利于出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級，該變量選取城市平均每萬人口中金融從業(yè)人數(shù)來衡量；二是交通基礎(chǔ)設(shè)施（Tc）。交通基礎(chǔ)設(shè)施的便捷程度對于出口貿(mào)易的交易成本和效率有直接影響，因此有可能影響出口技術(shù)復(fù)雜度（卓乘風(fēng)等，2018），該指標(biāo)選取城市公路里程數(shù)衡量； 三是外商直接投資（Fdi）。已有研究表明外商直接投資通過技術(shù)溢出等效應(yīng)，將對出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生影響（陳俊聰，2015），該變量選取各城市當(dāng)年實際利用外資額進(jìn)行衡量。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源包括2007～2017年中國海關(guān)進(jìn)出口統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、CNDRS 中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺、世界銀行數(shù)據(jù)庫、聯(lián)合國UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫、《中國城市統(tǒng)計年鑒》 和各類城市數(shù)據(jù)公開信息。產(chǎn)品層面出口技術(shù)復(fù)雜度數(shù)據(jù)測算需要各國人均GDP 數(shù)據(jù)與各國之間的產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，其中前者來自于世界銀行數(shù)據(jù)庫，后者來自于聯(lián)合國UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫。本文選取2007～2017年間具有出口記錄的180 余個國家為研究對象，由于部分國家數(shù)據(jù)在樣本區(qū)間缺乏記錄，因此予以剔除。根據(jù)國家名稱將兩個數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配，最終得到135 個國家4700 余種產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)。此外，城市層面出口技術(shù)復(fù)雜度數(shù)據(jù)測算還需要匹配中國海關(guān)進(jìn)出口統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，樣本城市的選取過程為：首先，對數(shù)據(jù)庫中信息損失樣本進(jìn)行剔除與整理，將月份數(shù)據(jù)加總得到年份數(shù)據(jù)，并根據(jù)出口城市名稱將數(shù)據(jù)篩選匯總；其次，將城市出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)對比1996 版的商品編碼對照表，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，再將HS 八位碼統(tǒng)一截取至HS 六位碼；最后，按照國家統(tǒng)計局公布的2017 版的行政區(qū)劃代碼，將樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分類歸總，最終選取281 個城市作為研究對象。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表1 顯示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，城市出口技術(shù)復(fù)雜度（ES）的均值為41186.471，最小值為12834.852，最大值為75352.400，后文將進(jìn)一步分析其空間分異性?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）的均值為71.971，最小值為0.024，最大值為5174，說明我國各城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展呈現(xiàn)出較大的空間分異性。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）城市出口技術(shù)復(fù)雜度的空間分異

根據(jù)各城市經(jīng)緯度距離空間矩陣測算2007年和2017年的全局Morans’I 值，分別為0.033 和0.012，且均在1%水平上顯著，表明城市出口技術(shù)復(fù)雜度存在顯著的空間自相關(guān)性。本文使用Arcgis10.8 軟件，分別繪制2007年和2017年的城市出口技術(shù)復(fù)雜度（ES）的空間分布圖。圖2 表明，我國城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展總體水平逐年提高，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)實現(xiàn)優(yōu)化，但具有明顯的空間分異特征。東部地區(qū)的城市擁有先天的地理優(yōu)勢，并且擁有許多經(jīng)濟(jì)特區(qū)和沿海城市，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)比較發(fā)達(dá)，出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度始終處于全國領(lǐng)先。對比而言，中部相對較低，而西部最低。圖2 還顯示，我國城市出口技術(shù)復(fù)雜度呈現(xiàn)明顯的空間集聚，出口技術(shù)復(fù)雜度較高的城市由北向南主要集中在遼中南、京津冀、山東半島、長江三角洲和珠江三角洲等城市群，而寧夏沿黃、西寧-蘭州、關(guān)中平原、黔中和滇中等城市群的出口技術(shù)復(fù)雜度則相對較低。

圖2 2007年和2017年各城市出口技術(shù)復(fù)雜度的空間分異

（三）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在進(jìn)行基準(zhǔn)回歸前，進(jìn)行LM 檢驗來考察模型適用性，結(jié)果顯示拒絕隨機擾動項與解釋變量不相關(guān)的假設(shè)，判斷本次檢驗適用于固定效應(yīng)（FE）模型，回歸結(jié)果如表2 所示。第（1）列為只包含核心解釋變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平（Inte）的固定效應(yīng)回歸，第（2）至（4）列為在第（1）列基礎(chǔ)上，逐步添加控制變量即金融發(fā)展水平（Fina）、交通基礎(chǔ)設(shè)施（Tc）和外商直接投資（Fdi）后的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，解釋變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）的系數(shù)均為正數(shù)，且在1%水平上顯著，說明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展顯著促進(jìn)了城市出口技術(shù)復(fù)雜度的提高，假設(shè)1 初步得到驗證。

需要注意的是，為了解決多重共線性導(dǎo)致的方差膨脹問題和系數(shù)翻轉(zhuǎn)問題，本文采用了García et al.（2020）的殘差化方法（Residualization），該方法的優(yōu)點在于不僅可以有效處理多重共線性問題，還可以隔離出解釋變量的個體效應(yīng)。表2 中的res_Fina 為金融發(fā)展水平（Fina）對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平（Inte）回歸后的隨機擾動項，res_Fdi 為外商直接投資（Fdi）對金融發(fā)展水平（Fina）和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平（Inte）回歸后的隨機擾動項，res_Tc 為交通基礎(chǔ)設(shè)施（Tc）對外商直接投資（Fdi）、金融發(fā)展水平（Fina）和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平（Inte）回歸后的隨機擾動項。殘差化方法可以保障各個解釋變量之間的相互隔離，即回歸模型中各解釋變量之間的相互獨立。

表2 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對出口技術(shù)復(fù)雜度的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（四）機制檢驗

機制檢驗結(jié)果如表3 所示，第（1）列呈現(xiàn)了基準(zhǔn)模型的估計結(jié)果。第（2）列為中介變量人力資本（Humc）對基本自變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）系數(shù)為0.245，并在1%水平上顯著為正，說明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有助于營造創(chuàng)新氛圍和環(huán)境，促進(jìn)了城市人力資本的積累。第（3）列為中介變量技術(shù)創(chuàng)新 （Inno） 同時對人力資本（Humc）和基本自變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）進(jìn)行回歸，即鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)的檢驗，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）的系數(shù)為9.055，人力資本（Humc）的系數(shù)為17.000，且均在1%的水平上顯著，說明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和人力資本積累對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著正向影響，表明存在鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)。第（4）列將因變量出口技術(shù)復(fù)雜度（ES）同時對基本自變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）、中介變量人力資本（Humc）以及技術(shù)創(chuàng)新（Inno）進(jìn)行回歸，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）的系數(shù)為23.260，且在1%水平上顯著。

上述結(jié)果反映出互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展提升城市出口技術(shù)復(fù)雜度的兩個可能渠道，即“人力資本效應(yīng)”和“技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)”。從表3 第（2）到（4）列回歸結(jié)果中各相關(guān)系數(shù)顯著不為0 來看，可初步判斷中介效應(yīng)顯著。鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)的檢驗結(jié)果如圖3所示，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度的中介效應(yīng)路徑共有三條，各路徑的影響系數(shù)為該路徑上所有系數(shù)之乘積。結(jié)合表3 的回歸結(jié)果表明：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度影響的總效應(yīng)大小為α1=114.600，直接效應(yīng)為θ1=23.260，間接效應(yīng)中的“人力資本效應(yīng)”大小β1θ2為20.186，“技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)”大小γ1θ3為7.615，“人力資本—技術(shù)創(chuàng)新共同效應(yīng)”大小β1γ2θ3為3.503。比較來看，“人力資本效應(yīng)”的作用在三個渠道中是最大的，而“人力資本—技術(shù)創(chuàng)新共同效應(yīng)”的作用相對較小。

圖3 鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)的檢驗結(jié)果

進(jìn)一步，需要對中介效應(yīng)系數(shù)的顯著性進(jìn)行檢驗。以“人力資本效應(yīng)”為例，Sobel 檢驗統(tǒng)計量為=13.361，其中 是的標(biāo)準(zhǔn)差，由于z 值遠(yuǎn)大于5%顯著水平對應(yīng)的1.96 臨界值，故可以拒絕原假設(shè)H0：β1θ2=0，表明“人力資本效應(yīng)”顯著。同理，結(jié)合表3 的數(shù)據(jù)，“技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)”和“人力資本—技術(shù)創(chuàng)新共同效應(yīng)”對應(yīng)的z 值分別為9.184 和11.390，其對應(yīng)的P 值均小于0.01，即三條中介效應(yīng)路徑均在1%的水平上顯著。

表3 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對出口技術(shù)復(fù)雜度的機制檢驗結(jié)果

（四）異質(zhì)性分析

本文按城市所在位置的不同劃分為東、中、西部地區(qū)，研究不同區(qū)位帶來的差異性影響。表4 的實證結(jié)果顯示，城市互聯(lián)網(wǎng)對出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)系數(shù)均為正，表明在三個地區(qū)均存在促進(jìn)作用。而東部地區(qū)的城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的促進(jìn)系數(shù)為137，且在1%水平上顯著，這一系數(shù)超過中部地區(qū)的134.600 與西部地區(qū)的113.700，這表明東部地區(qū)城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的促進(jìn)作用更為明顯，原因可能在于，東部地區(qū)的城市互聯(lián)網(wǎng)在“網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)”和“梅特卡夫法則”的雙重作用下（韓先鋒等，2019），更有效發(fā)揮了互聯(lián)網(wǎng)作為信息傳播與知識溢出的作用，從而促進(jìn)城市出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。以上結(jié)果顯示，由于城市經(jīng)濟(jì)建設(shè)和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展呈現(xiàn)的區(qū)域不均衡，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在區(qū)域的差異。

表4 基于區(qū)域異質(zhì)性的回歸結(jié)果

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量法。經(jīng)過Hausman 檢驗，結(jié)果顯示拒絕原假設(shè)H0 即 “解釋變量均為外生變量”，因此可能存在由于遺漏變量等問題而造成的內(nèi)生性問題。本文選用工具變量（IV）法進(jìn)行內(nèi)生性處理，參考黃群慧等（2019）的研究，將解釋變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）的工具變量確定為2000年城市每百人固定電話數(shù)。該工具變量的選取理由在于：第一，率先發(fā)展固定電話的城市在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展上也可能領(lǐng)先于其他城市，該指標(biāo)滿足相關(guān)性；第二，歷史上各城市每百人固定電話數(shù)并不會對目前該城市的出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生影響，因此該指標(biāo)同時滿足了外生性的要求。進(jìn)而，以弱工具變量檢驗來驗證此工具變量是否合理，結(jié)果顯示2SLS 回歸中第一階段回歸的F 統(tǒng)計量等于23.05，遠(yuǎn)高于經(jīng)驗規(guī)則的10，顯著拒絕了原假設(shè)，說明工具變量選擇合理。表7 第（1）列是采用工具變量法的回歸結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）的系數(shù)依舊顯著為正。

2.解釋變量滯后3 期。將解釋變量城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）滯后3 期，弱工具變量檢驗結(jié)果顯示F 統(tǒng)計量為29.7，同樣通過了檢驗，說明以其作為替代變量是合適的。2SLS 回歸結(jié)果見表7 第（2）列，表明在控制內(nèi)生性問題后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進(jìn)了城市出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的提高，仍然在1%顯著性水平上顯著，說明回歸結(jié)果較為可靠。

3.替換解釋變量指標(biāo)。替換核心解釋變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）測度指標(biāo)重新進(jìn)行估計，這里采用騰訊研究院公布的城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指數(shù)作為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的替代指標(biāo)，以驗證本文結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果匯報在表5 的第（3）列，替換后互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（Inte）系數(shù)依然在1%水平上顯著為正，支持了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進(jìn)了城市出口技術(shù)復(fù)雜度提升的結(jié)論。

表5 穩(wěn)健性檢驗

五、主要結(jié)論及政策啟示

本文利用2007～2017年中國281 個城市的面板數(shù)據(jù)，測度城市出口技術(shù)復(fù)雜度統(tǒng)計指數(shù)，進(jìn)而深入研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度的影響及其作用機制，得到以下主要結(jié)論：

第一，我國城市出口技術(shù)復(fù)雜度呈現(xiàn)出明顯的空間分異性，東部地區(qū)的城市出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度始終處于全國領(lǐng)先。同時，城市出口技術(shù)復(fù)雜度呈現(xiàn)明顯的空間集聚，出口技術(shù)復(fù)雜度較高的城市由北向南主要集中在遼中南、京津冀、山東半島、 長江三角洲和珠江三角洲等城市群。相對而言，寧夏沿黃、西寧—蘭州、關(guān)中平原、黔中和滇中等城市群的出口技術(shù)復(fù)雜度則較低。第二，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展優(yōu)化了城市出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，對于城市出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著的促進(jìn)作用。機制檢驗表明，其影響路徑主要有三條： 一是通過人力資本的積累促進(jìn)了城市出口技術(shù)復(fù)雜度提升； 二是通過激發(fā)技術(shù)創(chuàng)新而引致城市出口技術(shù)復(fù)雜度提升； 三是在人力資本和技術(shù)創(chuàng)新的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)作用下，共同促進(jìn)城市出口技術(shù)復(fù)雜度提升。對比這三條路徑可以發(fā)現(xiàn)，“人力資本效應(yīng)”的影響最為明顯。第三，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在區(qū)域差異。相對于中部和西部地區(qū)而言，東部地區(qū)城市互聯(lián)網(wǎng)在“網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)”和“梅特卡夫法則”的雙重作用下，更有效發(fā)揮了作為信息傳播與知識溢出的作用，從而最有效的促進(jìn)城市出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

2019年11月出臺的 《關(guān)于推進(jìn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》明確指出，我國要提升貿(mào)易數(shù)字化水平，實現(xiàn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。本文為城市層面推動互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展、 優(yōu)化城市出口結(jié)構(gòu)以及實現(xiàn)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展提供了有益的啟發(fā)：

其一，“十四五” 時期大力推進(jìn)新型互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施及智慧城市建設(shè)，加強城市大數(shù)據(jù)中心、云計算、5G 網(wǎng)絡(luò)等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，通過互聯(lián)網(wǎng)與各產(chǎn)業(yè)深度融合，優(yōu)化城市出口結(jié)構(gòu)，提升城市出口貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量。其二，重視城市互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的“人力資本效應(yīng)”和“技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)”對于出口技術(shù)復(fù)雜度提升的作用。一方面，充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)加速人力資本積累的作用，通過互聯(lián)網(wǎng)的資源整合，提高城市對于高水平及高技能勞動者的吸引力，以多樣化舉措吸引和培育更多的技術(shù)型人才； 另一方面，通過科研創(chuàng)新投入及政策優(yōu)惠，進(jìn)一步激發(fā)高技術(shù)產(chǎn)品出口企業(yè)的研發(fā)動力，并在當(dāng)前國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境不確定性加大的背景下，給予風(fēng)險規(guī)避的支持，繼續(xù)加強貿(mào)易數(shù)字化、 智能化及智慧化發(fā)展。其三，鑒于目前我國城市出口技術(shù)復(fù)雜度呈現(xiàn)的空間分異性，以及互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對城市出口技術(shù)復(fù)雜度影響呈現(xiàn)的異質(zhì)性，有必要在中部和西部地區(qū)的城市加快互聯(lián)網(wǎng)建設(shè)和互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)新融合，消除“數(shù)字鴻溝”，這對于扎實推進(jìn)共同富裕，具有十分重要的意義。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，http://www.stats.gov.cn/

②數(shù)據(jù)來源：中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心網(wǎng)站，http://www.cnnic.net.cn/