□董玥玥

一、引言

習近平總書記在黨的二十大報告中指出：“推動貨物貿(mào)易優(yōu)化升級，創(chuàng)新服務貿(mào)易發(fā)展機制，發(fā)展數(shù)字貿(mào)易，加快建設貿(mào)易強國?！碑斎蚧M程邁入曲折發(fā)展階段時，“慢全球化”和“去全球化”論斷甚囂塵上，在一定程度上加劇了數(shù)字貿(mào)易壁壘，不利于實體經(jīng)濟出口復雜度提高。出于隱私保護、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和國家安全考慮，各國（地區(qū)）實施的數(shù)字貿(mào)易壁壘對實體經(jīng)濟出口產(chǎn)品與服務形成掣肘，阻礙其出口復雜度提升。從國際貿(mào)易關(guān)系來看，世界貿(mào)易組織關(guān)稅約束條款與美國對華永久性正常貿(mào)易關(guān)系，為中國建構(gòu)起相對穩(wěn)定的國際經(jīng)貿(mào)環(huán)境，在降低數(shù)字貿(mào)易壁壘的同時，推動中國出口產(chǎn)品數(shù)量與產(chǎn)品種類激增，對實體經(jīng)濟出口復雜度提升產(chǎn)生顯著影響。在這一進程中，數(shù)字貿(mào)易壁壘對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響是否會變動？影響因素與傳導機制是什么？該影響因素在不同區(qū)域、行業(yè)以及企業(yè)中是否存在異質(zhì)性？對于這些問題的回應，有助于理清數(shù)字貿(mào)易壁壘在提升實體經(jīng)濟出口復雜度過程中所起到的作用，同時也為貿(mào)易企業(yè)乃至實體經(jīng)濟防范化解外部重大風險提供理論依據(jù)與現(xiàn)實借鑒。

現(xiàn)有研究多立足于數(shù)字基礎設施、全球價值鏈、金融扭曲與創(chuàng)新抑制等維度對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響[1-3]，鮮有研究聚焦數(shù)字貿(mào)易壁壘與實體經(jīng)濟出口復雜度間的關(guān)系。對此，本研究首先從數(shù)字貿(mào)易壁壘視角出發(fā)，系統(tǒng)探究其對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響作用。其次，從技術(shù)迭代與融資約束兩方面，深入探究數(shù)字貿(mào)易壁壘影響實體經(jīng)濟出口復雜度的作用機制，為明晰二者之間具體影響路徑提供理論參照。最后，從地區(qū)與企業(yè)差異性的角度，分析數(shù)字貿(mào)易壁壘影響實體經(jīng)濟出口復雜度的異質(zhì)性，為不同地區(qū)、不同性質(zhì)的企業(yè)制定差異化決策提供依據(jù)。

二、文獻綜述與研究假設

現(xiàn)有國際貿(mào)易相關(guān)研究證實，提升實體經(jīng)濟出口復雜度是推動社會經(jīng)濟全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵途徑（盧仁祥，2020）[4]。同時，金融扭曲、企業(yè)外向度、知識產(chǎn)權(quán)保護、技術(shù)創(chuàng)新、制度環(huán)境、外商直接投資、基礎設施建設等則是影響實體經(jīng)濟出口復雜度的重要因素（屠年松和龔凱翔，2022）[5]。在諸多相關(guān)因素中，既有研究成果鮮有聚焦數(shù)字貿(mào)易壁壘展開深入探究。就理論領域而言，數(shù)字貿(mào)易壁壘是國際貿(mào)易壁壘的重要構(gòu)成部分，主要包含傳統(tǒng)關(guān)稅壁壘、非關(guān)稅壁壘以及數(shù)據(jù)限制措施三類。傳統(tǒng)關(guān)稅壁壘以數(shù)字稅為核心；非關(guān)稅壁壘多體現(xiàn)在財政限制、投資限制、貿(mào)易限制與自然人流動限制等方面；數(shù)據(jù)限制措施則涉及相關(guān)主體的內(nèi)容訪問權(quán)限、平臺責任歸屬以及數(shù)據(jù)政策落實（趙瑾，2021）[6]。自章志鍵等（2009）[7]將數(shù)字貿(mào)易壁壘引入完全信息動態(tài)博弈模型和不完全信息靜態(tài)博弈模型后，探究其對出口貿(mào)易現(xiàn)實影響的相關(guān)學術(shù)成果漸趨豐碩。

傳統(tǒng)貿(mào)易理論認為，比較優(yōu)勢是貿(mào)易模式和國家（地區(qū)）分工的決定因素。然而，隨著國際貿(mào)易理論不斷創(chuàng)新，特別是國際貿(mào)易實踐不斷發(fā)展，越來越多的學者開始意識到貿(mào)易成本的重要性。在新近發(fā)展起來的新經(jīng)濟地理學、新興貿(mào)易理論等國際貿(mào)易理論分支中，國際貿(mào)易存在貿(mào)易成本是重要的理論假設。目前，對貿(mào)易成本及其效應的研究主要圍繞貿(mào)易成本與國際貿(mào)易、貿(mào)易成本與本地市場效應、貿(mào)易成本與FDI 區(qū)位選擇及貿(mào)易成本與生產(chǎn)率這四個主題展開。其中，貿(mào)易成本的國際貿(mào)易效應主要分析貿(mào)易成本對貿(mào)易量及國際分工模式的影響；貿(mào)易成本的本地市場效應主要分析貿(mào)易成本的降低是否會強化本地市場效應，從而讓本地市場效應成為一個國家（地區(qū)）獲取對外貿(mào)易比較優(yōu)勢的來源；貿(mào)易成本的FDI 區(qū)位選擇效應主要分析貿(mào)易成本的變化如何影響跨國廠商對外直接投資的區(qū)位選擇；貿(mào)易成本的生產(chǎn)率效應主要研究貿(mào)易成本的下降促進生產(chǎn)率提高的機制。就具體概念而言，貿(mào)易成本是指除了生產(chǎn)商品的成本之外，還有獲得商品必須支付的所有成本，包括運輸成本、批發(fā)和零售的配送成本、政策壁壘（關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘）成本、合同實施成本、匯率成本、法律法規(guī)成本及信息成本等。另外，部分學者認為數(shù)字貿(mào)易壁壘通過貿(mào)易成本效應、中間投入效應顯著抑制了制造業(yè)行業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量提升（張國峰等，2022）[8]。由此推及，數(shù)字貿(mào)易壁壘對企業(yè)出口復雜度存在阻滯作用。原因在于：其一，貿(mào)易企業(yè)的出口產(chǎn)品技術(shù)迭代依賴大量資金投入。數(shù)字貿(mào)易壁壘提升了貿(mào)易主體的出口固定成本，加劇企業(yè)融資約束，進而對出口貿(mào)易技術(shù)提升形成擠壓效應，阻滯實體經(jīng)濟出口復雜度提升。其二，實體經(jīng)濟出口復雜度提升有賴于貿(mào)易產(chǎn)品與服務規(guī)模擴大。而數(shù)字貿(mào)易壁壘加劇會導致企業(yè)出口產(chǎn)品與服務流通規(guī)模急劇縮小，不利于雙邊要素的自由流動，降低企業(yè)出口復雜度。因此，本研究提出如下假設：

假設H1：數(shù)字貿(mào)易壁壘降低能夠提升實體經(jīng)濟出口復雜度。

由假設1 可知，數(shù)字貿(mào)易壁壘會加大企業(yè)進入國際貿(mào)易市場的技術(shù)門檻，影響企業(yè)出口技術(shù)復雜度提升。該種影響主要通過兩條路徑來實現(xiàn)。第一，數(shù)字貿(mào)易壁壘弱化使企業(yè)進入出口貿(mào)易市場的技術(shù)門檻降低，出口貿(mào)易量級擴大。為在出口市場競爭中占據(jù)主動，貿(mào)易企業(yè)傾向于追加技術(shù)研發(fā)投入，通過迭代生產(chǎn)設備、優(yōu)化人力資本提升出口復雜度。同時，企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平變高，既直接提升貿(mào)易產(chǎn)品技術(shù)層次與質(zhì)量水平，也提高產(chǎn)品生產(chǎn)效率、控制貿(mào)易成本，推動出口企業(yè)擴大產(chǎn)品研發(fā)與技術(shù)革新投入，進而間接提升實體經(jīng)濟出口復雜度。第二，數(shù)字貿(mào)易壁壘弱化有利于企業(yè)控制出口貿(mào)易所需固定成本、優(yōu)化經(jīng)營主體營收情況、直接拓寬流動資本體量。這促使實體經(jīng)濟由此前單一境內(nèi)融資轉(zhuǎn)向境內(nèi)與境外融資并舉，優(yōu)化融資渠道與資金體量[9]，為出口復雜度提升提供強有力的資金支持。據(jù)此，本研究提出如下假設：

假設H2：數(shù)字貿(mào)易壁壘降低通過推動企業(yè)技術(shù)迭代與紓解企業(yè)融資約束的路徑，提升實體經(jīng)濟出口復雜度。

數(shù)字貿(mào)易壁壘提高國際貿(mào)易活動的不可預測性，提高貿(mào)易企業(yè)的經(jīng)營成本與風險成本，由此對企業(yè)國際競爭力帶來負面影響。如果企業(yè)在所在地、經(jīng)營范圍、貿(mào)易規(guī)模與所有制類型等方面存在差異，則面對數(shù)字貿(mào)易壁壘時會采取不同應對策略。[10]著眼于理論分析角度，本研究從Melitz（2003）[11]的企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易理論出發(fā)，通過理論模型研判數(shù)字貿(mào)易壁壘影響實體經(jīng)濟出口復雜度的作用機制，并對數(shù)字貿(mào)易壁壘影響實體經(jīng)濟出口復雜度的傳導機制、異質(zhì)性效應展開理論探討。東南沿海省份市場化起步較早，既有經(jīng)濟基礎較好，在基礎設施與人力資本等領域也較內(nèi)陸省份更具競爭力。所以，當數(shù)字貿(mào)易壁壘得到控制時，沿海地區(qū)企業(yè)更可通過技術(shù)革新與質(zhì)量優(yōu)勢應對國際市場競爭，提升實體經(jīng)濟出口復雜度。同時，較之于小微企業(yè)與非國有企業(yè)，大中型企業(yè)與國有企業(yè)通常表現(xiàn)出更強的經(jīng)營穩(wěn)定性，且其制度架構(gòu)與組織形式更有利于對沖環(huán)境風險、擺脫融資約束，故出口復雜度能保持較高水平。由此，本研究提出如下假設：

假設H3：數(shù)字貿(mào)易壁壘對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響具有異質(zhì)性，在國內(nèi)東南沿海省份、小微企業(yè)以及非國有企業(yè)中表現(xiàn)出更強影響效能。

結(jié)合上述理論，繪制如圖1 所示框架圖。本研究立足企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易理論，首先以世界貿(mào)易數(shù)據(jù)庫樣本數(shù)據(jù)測度貿(mào)易產(chǎn)品層面的實體經(jīng)濟出口復雜度，而后經(jīng)由對照匹配世界貿(mào)易數(shù)據(jù)庫與海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫獲取貿(mào)易企業(yè)層面的實體經(jīng)濟出口復雜度，以此反映中國實體經(jīng)濟出口復雜度整體水平。在此基礎上，本研究將2000—2021 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫對照，再把中國加入世界貿(mào)易組織作為準自然實驗，運用雙重差分法研判數(shù)字貿(mào)易壁壘對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響作用。其次，研究基于行業(yè)樣本數(shù)據(jù)，立足產(chǎn)業(yè)協(xié)同視角深入探究數(shù)字貿(mào)易壁壘降低對實體經(jīng)濟出口復雜度的長期影響作用。同時，本研究著眼于刺激貿(mào)易企業(yè)技術(shù)迭代與紓解貿(mào)易企業(yè)資金壓力兩大路徑，建構(gòu)起數(shù)字貿(mào)易壁壘提升實體經(jīng)濟出口復雜度的機理，借助中介效應模型對潛在影響因素展開實證回歸，由此深化對二者關(guān)聯(lián)的闡釋。此外，本研究將視角拓展至貿(mào)易行業(yè)-貿(mào)易企業(yè)-貿(mào)易產(chǎn)品，建構(gòu)行業(yè)上游數(shù)字貿(mào)易壁壘指數(shù)與行業(yè)下游數(shù)字貿(mào)易壁壘指數(shù)，立足產(chǎn)業(yè)協(xié)同視角深入剖析數(shù)字貿(mào)易壁壘對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響。

圖1 數(shù)字貿(mào)易壁壘降低提升實體經(jīng)濟出口復雜度的作用機制

三、研究設計與數(shù)據(jù)說明

（一）模型建構(gòu)

雙重差分法普遍應用于政策效應評估，可將特定政策的落實視為自然實驗，在觀察樣本內(nèi)引入不受政策影響的控制組與政策影響下的實驗組樣本，并展開比較分析，以此研判政策推行對研究對象形成的凈影響。實體經(jīng)濟細分行業(yè)中出口產(chǎn)品類目與占比存在異質(zhì)性，貿(mào)易企業(yè)所遭受的數(shù)字貿(mào)易壁壘也存在現(xiàn)實差異，符合雙重差分法的研究邏輯。由此研究中國加入世界貿(mào)易組織后美國對華永久性正常貿(mào)易關(guān)系，并對其進行準自然實驗，借鑒既有研究設定如下雙重差分模型[12]：

上式中，Infirm-PECjt為t 年份中貿(mào)易企業(yè)j 實體經(jīng)濟出口復雜度的對數(shù)，表示實體經(jīng)濟出口復雜度變化水平。解釋變量barrierj表示貿(mào)易企業(yè)j 在中國加入世界貿(mào)易組織后，美國對華永久性正常貿(mào)易關(guān)系法案正式生效引致的數(shù)字貿(mào)易壁壘降低程度。postt表示年份虛擬變量，此處以中國加入世貿(mào)組織的時間即2002 年為界，將此前年份取值為0，此后取值為1。交互項barrierj×postt表示數(shù)字貿(mào)易壁壘調(diào)整對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響效應。也就是說，若回歸系數(shù)α1>0，則反映在行業(yè)維度中數(shù)字貿(mào)易壁壘降低提升了實體經(jīng)濟出口復雜度。Xjt為企業(yè)維度的系列控制變量，φt表示年份固定效應，φj表示個體固定效應，ρjt則表示殘差項。

（二）變量測度與數(shù)據(jù)說明

1.數(shù)字貿(mào)易壁壘

數(shù)字貿(mào)易壁壘即各國（地區(qū)）政府限制本國（地區(qū)）企業(yè)、消費者參與國際數(shù)字貿(mào)易的措施。[13]經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）的數(shù)字服務貿(mào)易壁壘數(shù)據(jù)庫涵蓋全球49 個經(jīng)濟體的數(shù)字貿(mào)易壁壘信息，包括38 個OECD 經(jīng)濟體與11 個非OECD 經(jīng)濟體。OECD 發(fā)布的數(shù)字服務貿(mào)易限制性指數(shù)（DSTRI）具備較強客觀性與全面性，被當前學界廣泛應用于數(shù)字貿(mào)易壁壘表示，故此處以其量化的指標來研判數(shù)字貿(mào)易壁壘。[14]該指數(shù)從頻度分析法演化而形成，納入了五項子指標，分別為知識產(chǎn)權(quán)保護、結(jié)算體系建構(gòu)、基礎設施建設、電子交易平臺以及其他貿(mào)易壁壘。每項指標取值范圍為0 至1。指標數(shù)值越大表明數(shù)字貿(mào)易壁壘程度愈高，反之則愈低。在相關(guān)研究中，學者孟夏等（2020）[15]以進口指標表示數(shù)字貿(mào)易壁壘。然而，因數(shù)字貿(mào)易壁壘本質(zhì)上涵蓋以本地化要求為核心的諸多限制措施，不僅包含進口限制，而且涵蓋出口限制，故為全面測度數(shù)字貿(mào)易壁壘的影響效應，本研究將出口數(shù)字貿(mào)易壁壘與進口數(shù)字貿(mào)易壁壘同時引入基準回歸模型展開測度，故數(shù)據(jù)觀測范圍為2000—2021 年。

本研究將產(chǎn)品層面的DSTRI 指數(shù)與中國行業(yè)分類代碼進行對應，經(jīng)加權(quán)后獲取行業(yè)維度的數(shù)字貿(mào)易壁壘指數(shù)。因不同產(chǎn)品所面臨的數(shù)字貿(mào)易壁壘具有異質(zhì)性，而一個行業(yè)涵蓋諸多產(chǎn)品種類，故行業(yè)間數(shù)字貿(mào)易壁壘降低程度也具有現(xiàn)實差異。具體而言，數(shù)字貿(mào)易壁壘降幅較大的行業(yè)主要是食品加工業(yè)、紡織制造業(yè)以及日化產(chǎn)品制造業(yè)，集中于輕工業(yè)類目。而數(shù)字貿(mào)易壁壘降幅較小的行業(yè)主要是能源開采業(yè)、金屬礦采選業(yè)以及能源生產(chǎn)供應業(yè)，集中于重工業(yè)類目。

2.實體經(jīng)濟出口復雜度

出口復雜度即跨境貿(mào)易及貿(mào)易融資的復雜性，反映一個國家或地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)及競爭力。[16]Hausmann 等（2017）[17]立足于出口復雜度這一理論概念構(gòu)建國家層面的出口復雜度指數(shù)。其基本思路是：通過顯示性比較優(yōu)勢計算出某一可貿(mào)易商品的技術(shù)含量指標；接下來，對各商品技術(shù)含量指標與該國（地區(qū)）不同商品出口額占該國（地區(qū)）總出口額的比重進行加權(quán)平均，即可計算得到一個國家（地區(qū)）的總體出口技術(shù)含量。此處借鑒這一方法測度實體經(jīng)濟出口復雜度。具體而言，首先，使用世界貿(mào)易數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)依據(jù)式（2）計算產(chǎn)品維度的實體經(jīng)濟出口復雜度。PECi為類目產(chǎn)品的實體經(jīng)濟出口復雜度，xij代表經(jīng)濟體j 中i 類目產(chǎn)品的實體經(jīng)濟出口額，Xij為經(jīng)濟體j 的實體經(jīng)濟出口總額，xij/Xij為經(jīng)濟體j 中i 類目產(chǎn)品的實體經(jīng)濟出口額在出口總額中的占比。

其次，將世界貿(mào)易數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)與中國海關(guān)進出口數(shù)據(jù)進行對比，獲取貿(mào)易企業(yè)各類產(chǎn)品的出口復雜度。最后，以各類目產(chǎn)品的實體經(jīng)濟出口額在出口總額中占比權(quán)重進行加總，得出貿(mào)易企業(yè)j 的實體經(jīng)濟出口復雜度：

上式中，EECj為貿(mào)易企業(yè)j 的實體經(jīng)濟出口復雜度，xij/Xij為貿(mào)易企業(yè)j 中i 類目產(chǎn)品在出口總額中的占比，PECi則為i 類目產(chǎn)品的實體經(jīng)濟出口復雜度。

3.控制變量

（1）企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易理論強調(diào)企業(yè)的微觀特征，企業(yè)經(jīng)營時間跨度是企業(yè)的微觀特征，企業(yè)經(jīng)營時間跨度越長代表其生存能力強、業(yè)態(tài)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略較為清晰、經(jīng)營效率較優(yōu)。此處參照田增瑞等（2019）[18]的研究，選取經(jīng)營年限（EBL）作為控制變量，其以當期年份與貿(mào)易企業(yè)注冊成立年份之差表示。

（2）資產(chǎn)集中率（ECI）即貿(mào)易企業(yè)產(chǎn)生單位銷售額所需要的資本，是評估企業(yè)資金管理效率能力的重要指標。測度資產(chǎn)集中率主要有銀監(jiān)會口徑與可歸集口徑兩種方式，此處結(jié)合任秋瀟和王一鳴（2016）[19]的研究，以銷售收入在平均資產(chǎn)總額中的占比表示。

（3）借鑒侯薇薇等（2023）[20]學者研究，選取經(jīng)營體量（ESV）作為控制變量，用貿(mào)易企業(yè)每期工業(yè)銷售產(chǎn)值（涵蓋已銷售成品、半成品的價值，以現(xiàn)行價格計算）取對數(shù)衡量。

（4）全要素生產(chǎn)率（TFP），即貿(mào)易企業(yè)各項要素的綜合生產(chǎn)率，是衡量單位總投入形成總產(chǎn)量的關(guān)鍵指標。此處參考涂心語和嚴曉玲（2022）[21]的方法，具體計算公式如下：

上式中，W 表示貿(mào)易企業(yè)當期總產(chǎn)值，P 代表貿(mào)易企業(yè)勞動力數(shù)量，H 代表貿(mào)易企業(yè)固定資產(chǎn)總額，d 代表資本在生產(chǎn)函數(shù)中的貢獻水平。依據(jù)郝楓等（2021）[22]的觀點，將該貢獻度取值為0.333。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

研究所涉樣本數(shù)據(jù)主要來源于三個數(shù)據(jù)庫：其一為2000—2021 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫涵蓋企業(yè)經(jīng)營年限、工業(yè)銷售產(chǎn)值、平均資產(chǎn)總額等數(shù)據(jù)。其二為經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）的數(shù)字服務貿(mào)易壁壘數(shù)據(jù)庫，以DSTRI 指數(shù)作為數(shù)字貿(mào)易壁壘的代理變量。其三為世界貿(mào)易數(shù)據(jù)庫與海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫，以此研判貿(mào)易企業(yè)層面的實體經(jīng)濟出口復雜度。

研究樣本數(shù)據(jù)處理方式具體如下：第一步，借助聯(lián)合國擬定海關(guān)國別（地區(qū)）代碼表，把由世界貿(mào)易數(shù)據(jù)庫測算得出的貿(mào)易產(chǎn)品維度實體經(jīng)濟出口復雜度與中國海關(guān)進出口數(shù)據(jù)進行對照，依據(jù)貿(mào)易企業(yè)各類目產(chǎn)品出口金額在出口總額中的占比進行加權(quán)測算，獲得貿(mào)易企業(yè)維度實體經(jīng)濟出口復雜度。第二步，以涵蓋實體經(jīng)濟出口復雜度的海關(guān)數(shù)據(jù)與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行對照，將二者合并為非平衡面板數(shù)據(jù)。第三步，因國內(nèi)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》于2017 年進行第四次修訂，故本研究據(jù)此調(diào)整所涉及的四分位行業(yè)代碼。同時，就樣本數(shù)據(jù)中存在缺失與異常等問題，借鑒李源和薛玉蓮（2022）[23]的方法予以刪除。最終，獲取2000—2021 年188134 個貿(mào)易企業(yè)的非平衡面板樣本，總計585539 項樣本數(shù)據(jù)。

四、實證分析

（一）基準回歸

數(shù)字貿(mào)易壁壘影響實體經(jīng)濟出口復雜度的基準回歸結(jié)果如表1 所示。表1 中列（1）僅對個體固定效應與年份固定效應進行控制，故將其視為基準回歸結(jié)果。由此可知，交互項的系數(shù)符號為正，且在1%水平上顯著。這反映在初始被美國授予正常貿(mào)易關(guān)系地位即關(guān)稅差額較高的行業(yè)（數(shù)字貿(mào)易壁壘降幅較大的行業(yè)）中，貿(mào)易企業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度較之于關(guān)稅差額較低行業(yè)（數(shù)字貿(mào)易壁壘降幅較小的行業(yè)）中的企業(yè)顯著偏高。也就是說，當中國加入世貿(mào)組織后，數(shù)字貿(mào)易壁壘降低有力提升了國內(nèi)實體經(jīng)濟出口復雜度，假設H1 得證。列（2）-（5）將經(jīng)營年限、資產(chǎn)集中率、經(jīng)營體量與全要素生產(chǎn)率四項控制變量依次納入基準回歸模型。由結(jié)果可知，交互項的系數(shù)符號在引入企業(yè)維度控制變量后依然為正，且通過1%水平的顯著性檢驗。這進一步證實數(shù)字貿(mào)易壁壘的降低有利于提升企業(yè)層面的實體經(jīng)濟出口復雜度。該結(jié)果不同于蘇理梅等（2016）[24]聚焦2002—2005 年的短期數(shù)據(jù)樣本結(jié)論。

表1 基準回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

運用雙重差分法，研判中國加入世界貿(mào)易組織后，數(shù)字貿(mào)易壁壘演化對企業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度的干預水平。然而，建構(gòu)雙重差分模型需要滿足平行趨勢檢驗這一前提。這意味著，在2002 年這一時間節(jié)點前，實驗組與控制組變量測度結(jié)果的演化態(tài)勢應基本耦合。參考Hering 和Poncet（2014）[25]的相關(guān)研究，先分析數(shù)字貿(mào)易壁壘干預實體經(jīng)濟出口復雜度的時序效應，然后開展平行趨勢檢驗。將中國加入世界貿(mào)易組織前m 年的虛擬變量設置為pre-m（m=1，2），再將中國加入世界貿(mào)易組織后n 年的虛擬變量設置為pre-n（n=1，2，3，...），讓二者之和與變量barrier 相乘，使其構(gòu)造成另一交互項，而后將之引入基準回歸模型展開探究。由檢驗結(jié)果可知，中國加入世界貿(mào)易組織前，邊際效應95%的置信區(qū)間涵蓋數(shù)值為0。這表明在數(shù)字貿(mào)易壁壘得到控制之前，實驗組與控制組企業(yè)層面的實體經(jīng)濟出口復雜度演化基本一致，平行趨勢檢驗假定得以滿足。在數(shù)字貿(mào)易壁壘逐漸降低后，檢驗系數(shù)在95%置信區(qū)間中未涵蓋數(shù)值0，證明中國加入世界貿(mào)易組織后，降低數(shù)字貿(mào)易壁壘對企業(yè)層面實體經(jīng)濟出口復雜度提升帶來極大利好。值得注意的是，在不同時間窗口下這一干預效應的發(fā)揮存在異質(zhì)性。在較短時間內(nèi)（即美國授予正常貿(mào)易關(guān)系地位后4 年內(nèi)），該變量系數(shù)符號為負。從第5 年開始，影響趨于正向且能通過顯著性檢驗。由此證明降低數(shù)字貿(mào)易壁壘短期內(nèi)不利于企業(yè)層面的實體經(jīng)濟出口復雜度提升，但在較長時間內(nèi)，可有效提高貿(mào)易企業(yè)的實體經(jīng)濟出口復雜度。

2.預期效應檢驗

若貿(mào)易企業(yè)在數(shù)字貿(mào)易壁壘相關(guān)政策調(diào)整前已然具有現(xiàn)實預期，則會導致雙重差分模型檢驗結(jié)果形成偏誤。為確保數(shù)字貿(mào)易壁壘具備外生性，本研究將中國加入世界貿(mào)易組織前1 年虛擬變量preA 和實驗組虛擬變量barrier 的交互項barrier×preA 納入基準回歸模型。若交互項系數(shù)通過顯著性檢驗，則表明在現(xiàn)實意義中存在預期效應；若未表現(xiàn)出顯著，則表明貿(mào)易企業(yè)在中國加入世界貿(mào)易組織前尚未具有提升實體經(jīng)濟出口復雜度的既有預期。估計結(jié)果見表2 列（1），由此證明中國加入世界貿(mào)易組織后獲得的與美國對華永久性正常貿(mào)易關(guān)系具備極強外生性。

表2 穩(wěn)健性檢驗

3.實體經(jīng)濟出口復雜度的質(zhì)量調(diào)節(jié)

前述基準回歸模型中對于實體經(jīng)濟出口復雜度這一被解釋變量的探究側(cè)重于產(chǎn)品技術(shù)迭代，未將產(chǎn)品質(zhì)量水平納入考量，故在穩(wěn)健性檢驗中借鑒于歡等（2022）[26]的研究，測算產(chǎn)品質(zhì)量調(diào)節(jié)之后的實體經(jīng)濟出口復雜度。具體研究步驟如下：首先，以商品單位價值測度產(chǎn)品質(zhì)量層次，qualityij=priceij。式中，qualityij表示經(jīng)濟體j 的出口貿(mào)易中商品i 的質(zhì)量層級，priceij為經(jīng)濟體j 出口商品i 的單位價格，θin表示經(jīng)濟體j 出口商品i 在國際同類目市場中份額占比。而后，按照商品質(zhì)量層級調(diào)節(jié)獲取的產(chǎn)品層面實體經(jīng)濟出口復雜度，qPECic=(qic)σPECi，σ＝0.2。在此基礎上，以貿(mào)易企業(yè)單一產(chǎn)品出口額在出口總額中占比進行加總處理獲取企業(yè)維度實體經(jīng)濟出口復雜度，公式如下：

企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量調(diào)節(jié)后，實體經(jīng)濟出口復雜度作為因變量的檢驗結(jié)果如表2 列（2）所示，自變量barrierj×postt系數(shù)符號仍為正且通過顯著性檢驗，證明數(shù)字貿(mào)易壁壘降低可有效提升實體經(jīng)濟出口復雜度。因此，基準回歸模型具備較強穩(wěn)健性。

4.兩期倍差估計

依據(jù)鮑曙光（2022）[27]的相關(guān)文獻，由于存在序列問題，多期倍差法面臨高估參數(shù)估計量顯著性水平的潛在風險。為解決序列問題，本研究采用兩期倍差法展開二次回歸。此處將2002 年作為時間節(jié)點，使數(shù)據(jù)樣本歸為兩類梯次：第一梯次是2000—2001 年（中國加入世界貿(mào)易組織之前）的數(shù)據(jù)；第二梯次是2002—2021 年（中國加入世界貿(mào)易組織之后）的數(shù)據(jù)。在此基礎上，計算全部變量的算術(shù)平均數(shù)。兩期倍差估計的檢驗結(jié)果見表2 列（3）。由此可知，系數(shù)符號仍為正且顯著，這進一步證實數(shù)字貿(mào)易壁壘降低能夠有力提升實體經(jīng)濟出口復雜度。

（三）中介機制檢驗

1.技術(shù)迭代

為檢驗數(shù)字貿(mào)易壁壘影響實體經(jīng)濟出口復雜度的技術(shù)迭代效應，本研究以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫內(nèi)新型產(chǎn)品工業(yè)產(chǎn)值作為技術(shù)迭代（technology）的代理變量。若貿(mào)易企業(yè)新型產(chǎn)品工業(yè)產(chǎn)值>0，則技術(shù)迭代則取值為1，反之取0。參考江濤等（2022）[28]的研究，此處先分析數(shù)字貿(mào)易壁壘降低對貿(mào)易企業(yè)技術(shù)迭代的影響，而后在基準回歸模型中引入技術(shù)迭代展開檢驗，經(jīng)由對照估計系數(shù)的顯著性水平與數(shù)值演化方向研判該傳導機制成立與否，結(jié)果見表3 列（1）、（2）。由列（1）可知，數(shù)字貿(mào)易壁壘降低對企業(yè)技術(shù)迭代帶來極大積極影響。將技術(shù)迭代納入考量后，降低數(shù)字貿(mào)易壁壘對提升實體經(jīng)濟出口復雜度仍起到有力推動作用，故該影響機制具備部分中介效應。

表3 傳導機制分析

2.資金壓力

為檢驗數(shù)字貿(mào)易壁壘降低經(jīng)由干預資金壓力進而提升實體經(jīng)濟出口復雜度的傳導機制，參考陳詩一等（2021）[29]相關(guān)研究，以經(jīng)營借款利息支出（payment）作為貿(mào)易企業(yè)資金壓力的代理變量。經(jīng)營借款利息支出數(shù)額越大，表明貿(mào)易企業(yè)所獲得金融貸款越多，面臨資金壓力越小。表3 列（3）、（4）報告了中介效應檢驗結(jié)果。由此可知，數(shù)字貿(mào)易壁壘降低有力紓解了貿(mào)易企業(yè)的資金壓力。將資金壓力納入考量后，barrierj×postt系數(shù)符號仍為正且通過顯著性檢驗。這證明在該傳導機制中存在部分中介效應。因此，假設H2 得證。

（四）異質(zhì)性討論

1.貿(mào)易企業(yè)屬地異質(zhì)性

為分析數(shù)字貿(mào)易壁壘降低干預實體經(jīng)濟出口復雜度的區(qū)域異質(zhì)性，研究將中國大陸29 個省級行政區(qū)（新疆、西藏、港澳臺除外）的企業(yè)樣本分類劃入東部沿海區(qū)域（北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、浙江、福建、上海、廣東、海南）與中西部內(nèi)陸區(qū)域（重慶、黑龍江、吉林、河南、湖北、湖南、山西、陜西、安徽、四川、云南、貴州、青海、甘肅、江西、內(nèi)蒙古、寧夏、廣西）。在此基礎上展開回歸估計，結(jié)果見表4 列（1）、（2）。由此可知，就東部沿海區(qū)域貿(mào)易企業(yè)而言，降低數(shù)字貿(mào)易壁壘有力提升實體經(jīng)濟出口復雜度。然而，該影響效應對中西部內(nèi)陸區(qū)域貿(mào)易企業(yè)而言尚不突出。

表4 異質(zhì)性分析

2.貿(mào)易企業(yè)所有制異質(zhì)性

依據(jù)企業(yè)在工商行政管理部門的登記注冊類型代碼，將數(shù)據(jù)樣本分類劃入國有貿(mào)易企業(yè)以及非國有貿(mào)易企業(yè)兩大類別并展開實證檢驗，結(jié)果見表4 列（3）、（4）。由此可知，降低數(shù)字貿(mào)易壁壘對非國有貿(mào)易企業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度存在積極影響，對國有貿(mào)易企業(yè)影響并不顯著。造成這一現(xiàn)象的潛在原因是，國有貿(mào)易企業(yè)具備較強金融貸款能力與市場政策利好條件，同時承擔著更強的社會化責任（蔣奮和周威，2021）[30]。因而，數(shù)字貿(mào)易壁壘變動對國有企業(yè)帶來的負向外部影響效應相對較低。

3.貿(mào)易企業(yè)體量異質(zhì)性

依據(jù)《統(tǒng)計上大中小微型企業(yè)劃分辦法（2017）》，將樣本企業(yè)分類劃入大中型企業(yè)與小微型企業(yè)兩類，展開實證檢驗，結(jié)果見表4 列（5）、（6）。由此可知，降低數(shù)字貿(mào)易壁壘對小微型貿(mào)易企業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度存在突出的積極影響，而對大中型貿(mào)易企業(yè)并未產(chǎn)生突出影響。綜上可知，假設H3 得證。

五、拓展研究

本研究擬借助2000—2021 年產(chǎn)業(yè)樣本數(shù)據(jù)，立足產(chǎn)業(yè)協(xié)同視角深入研判數(shù)字貿(mào)易壁壘降低對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響效應。

首先，參考徐世騰等（2022）[31]在相關(guān)研究中的做法，建構(gòu)產(chǎn)業(yè)上游數(shù)字貿(mào)易壁壘指數(shù)以及產(chǎn)業(yè)下游數(shù)字貿(mào)易壁壘指數(shù)。對產(chǎn)業(yè)上游數(shù)字貿(mào)易壁壘的計算界定如下：

上式中，j 行業(yè)處于行業(yè)上游，γij表示i 行業(yè)由j 行業(yè)進口的中間投入品在i 行業(yè)中間投入品購買總量中所占比重，DTBjt表示j 行業(yè)數(shù)字貿(mào)易壁壘指數(shù)。對產(chǎn)業(yè)下游數(shù)字貿(mào)易壁壘的計算界定如下：

上式中指標變量說明同式（6），中間投入品進口、行業(yè)產(chǎn)值相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2002 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫。

而后，依據(jù)前文式（2）測算產(chǎn)品維度的實體經(jīng)濟出口復雜度。在此基礎上，依據(jù)貿(mào)易產(chǎn)品代碼的匹配關(guān)聯(lián)，將HS6 位碼商品的實體經(jīng)濟出口復雜度加總至工業(yè)生產(chǎn)中不同行業(yè)內(nèi)，以各類目產(chǎn)品出口產(chǎn)值在行業(yè)總出口額中的占比確定其細分權(quán)重。

最終，建構(gòu)如下具體檢驗模型：

上式中，lnEECit為t 時期i 行業(yè)的實體經(jīng)濟出口復雜度取對數(shù)。post2表示年份虛擬變量，以中國加入世貿(mào)組織的時間即2002 年為界，將此前年份取值為0，此后（包含2002 年）取值為1。Xit為行業(yè)維度的相關(guān)控制變量，即同行業(yè)貿(mào)易企業(yè)個數(shù)。行業(yè)集中度以大中型貿(mào)易企業(yè)資產(chǎn)總額在行業(yè)總資產(chǎn)數(shù)額中占比表征。技術(shù)資源投入以行業(yè)技術(shù)研發(fā)專項資金投入數(shù)額表示。行業(yè)平均資產(chǎn)以行業(yè)固定資產(chǎn)凈值與行業(yè)勞動者數(shù)量之比表示。ηt代表年份固定效應，ηi表示行業(yè)固定效應，θit為殘差項。

表5 報告了產(chǎn)業(yè)協(xié)同角度下的檢驗結(jié)果。列（1）為2000—2021 年全行業(yè)數(shù)據(jù)樣本估計結(jié)果。列（2）將既有被解釋變量替換為通過質(zhì)量調(diào)節(jié)的實體經(jīng)濟出口復雜度。列（3）中，為去除2008 年全球金融危機對行業(yè)維度實體經(jīng)濟出口復雜度的潛在干預，因此僅保留2000—2007 年的樣本數(shù)據(jù)。上述全部估計檢驗均對行業(yè)相關(guān)控制變量、行業(yè)個體固定效應與年份固定效應進行有效控制。由回歸結(jié)果可知，交互項系數(shù)未通過顯著性檢驗，但系數(shù)符號為正，具備較強顯著性。這證實數(shù)字貿(mào)易壁壘降低經(jīng)由產(chǎn)業(yè)上游作用于本產(chǎn)業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度的影響效能并不突出，但能夠經(jīng)過產(chǎn)業(yè)下游交互協(xié)同作用有力提升本產(chǎn)業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度。

表5 立足產(chǎn)業(yè)協(xié)同的估計結(jié)果

由于產(chǎn)業(yè)上下游關(guān)聯(lián)對不同行業(yè)類別的影響存在異質(zhì)性，本研究立足行業(yè)差異視角，研判數(shù)字貿(mào)易壁壘降低經(jīng)由產(chǎn)業(yè)協(xié)同對行業(yè)維度實體經(jīng)濟出口復雜度的干預效應。此處將全部行業(yè)依據(jù)不同生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)劃入勞動力密集、資本密集與技術(shù)密集三類，展開分組估計。表6 列（1）-（3）報告分組回歸結(jié)果，由此可知數(shù)字貿(mào)易壁壘降低經(jīng)由產(chǎn)業(yè)下游協(xié)同可有力提升勞動力密集行業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度，數(shù)字貿(mào)易壁壘經(jīng)由產(chǎn)業(yè)上游協(xié)同則會阻滯資本密集行業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度提升，經(jīng)由產(chǎn)業(yè)下游協(xié)同可明顯提升該產(chǎn)業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度。數(shù)字貿(mào)易壁壘降低對技術(shù)密集行業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度則均未表現(xiàn)出顯著干預效能。技術(shù)密集與資本密集行業(yè)在下游產(chǎn)業(yè)中貿(mào)易企業(yè)的倒逼影響下，傾向于迭代基礎設施、更新技術(shù)設備、追加研發(fā)資金，以提升實體經(jīng)濟出口復雜度。然而，當前國內(nèi)技術(shù)密集產(chǎn)業(yè)通常匱乏核心技術(shù)與關(guān)鍵機制，在技術(shù)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出轉(zhuǎn)化應用領域也尚未占據(jù)主動。（陳勁和陽鎮(zhèn)，2021）[32]

表6 行業(yè)異質(zhì)性探究

此外，本文還研究了聚焦行業(yè)集中率，將樣本分類劃入高行業(yè)集中率與低行業(yè)集中率兩個類別。由表6列（4）、（5）報告的回歸結(jié)果可知，降低數(shù)字貿(mào)易壁壘可經(jīng)由產(chǎn)業(yè)下游協(xié)同提升該產(chǎn)業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度。但產(chǎn)業(yè)上游協(xié)同會明顯阻滯高行業(yè)集中率的行業(yè)主體出口復雜度提升，同時促使低行業(yè)集中率行業(yè)主體的實體經(jīng)濟出口復雜度提升。

六、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本研究運用企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易理論，依托中國加入世界貿(mào)易組織后數(shù)字貿(mào)易壁壘降低這一現(xiàn)實情況進行準自然實驗，借助雙重差分模型研判降低數(shù)字貿(mào)易壁壘對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響作用與中介機制。研究表明，數(shù)字貿(mào)易壁壘的降低對實體經(jīng)濟出口復雜度提升會帶來利好。該結(jié)論在經(jīng)過兩期倍差估計、預期效應檢驗與替換指標變量后仍然穩(wěn)健。經(jīng)中介機制檢驗證實，降低數(shù)字貿(mào)易壁壘經(jīng)由刺激貿(mào)易企業(yè)技術(shù)迭代與紓解貿(mào)易企業(yè)資金壓力兩大路徑顯著提升實體經(jīng)濟出口復雜度。此外，數(shù)字貿(mào)易壁壘對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響作用具有突出的區(qū)域異質(zhì)性以及企業(yè)異質(zhì)性。具體來看，數(shù)字貿(mào)易壁壘的降低對提升東南沿海區(qū)域貿(mào)易企業(yè)、小微型貿(mào)易企業(yè)以及非國有貿(mào)易企業(yè)的實體經(jīng)濟出口復雜度有積極影響，但對中西部內(nèi)陸區(qū)域貿(mào)易企業(yè)、大中型貿(mào)易企業(yè)與國有貿(mào)易企業(yè)并未表現(xiàn)出顯著影響效應。通過聚焦關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)上下游的拓展研究可知，降低數(shù)字貿(mào)易壁壘亦可經(jīng)產(chǎn)業(yè)下游協(xié)同提升該產(chǎn)業(yè)實體經(jīng)濟出口復雜度，對勞動密集、資本密集行業(yè)與不同行業(yè)集中率行業(yè)而言均是如此。然而，就高集中率的行業(yè)而言，降低數(shù)字貿(mào)易壁壘會經(jīng)產(chǎn)業(yè)上游協(xié)同阻滯實體經(jīng)濟出口復雜度提升，但對低行業(yè)集中率行業(yè)則會帶來相反影響。

（二）理論啟示

1.創(chuàng)新國際數(shù)字貿(mào)易理論和實證研究視角

本研究基于企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易理論，構(gòu)建數(shù)理模型研判數(shù)字貿(mào)易壁壘影響實體經(jīng)濟出口復雜度的作用機制，將國際數(shù)字貿(mào)易相關(guān)變量的研究進一步細化到企業(yè)層面，從企業(yè)異質(zhì)性視角出發(fā)，闡釋國際數(shù)字貿(mào)易成因、結(jié)構(gòu)和利益分配，為國際數(shù)字貿(mào)易理論和實證研究提供了一個創(chuàng)新視角。

2.本研究為提升實體經(jīng)濟出口復雜度提供參考

理論模型推導結(jié)果表明，數(shù)字貿(mào)易壁壘下降對實體經(jīng)濟出口復雜度提升具有利好作用，且對實體經(jīng)濟出口復雜度的影響具有異質(zhì)性，對國內(nèi)東南沿海省份、小微企業(yè)以及非國有企業(yè)表現(xiàn)出更強影響效能。數(shù)字貿(mào)易壁壘降低經(jīng)由推動企業(yè)技術(shù)迭代與紓解企業(yè)融資約束兩條路徑來提升實體經(jīng)濟出口復雜度。該理論與實證推演能夠為實體企業(yè)通過降低數(shù)字貿(mào)易壁壘、提升技術(shù)創(chuàng)新能力、弱化內(nèi)外部融資約束來提升出口技術(shù)復雜度提供參照，且針對不同類型企業(yè)具有差異化作用。

3.拓寬國際貿(mào)易理論的應用前景與貿(mào)易成本效應的理論視角

本研究著眼于國際貿(mào)易實踐不斷發(fā)展與國際貿(mào)易理論不斷創(chuàng)新的實際情況，研究關(guān)注貿(mào)易成本效應的重要影響。貿(mào)易成本的國際貿(mào)易效應主要分析貿(mào)易成本對貿(mào)易量及國際分工模式的影響；貿(mào)易成本的本地市場效應主要分析貿(mào)易成本的降低是否會強化本地市場效應，從而讓本地市場效應成為一個國家對外貿(mào)易比較優(yōu)勢的來源。

（三）實踐啟示

1.因地制宜、因時而動，制訂差異化數(shù)字貿(mào)易壁壘應對方案

相關(guān)部門應堅持“自由有底線，監(jiān)管有邊界”的原則，明確區(qū)別有效監(jiān)管和貿(mào)易壁壘，對各類數(shù)字貿(mào)易監(jiān)管措施的實施細節(jié)、必要性等現(xiàn)實問題給出更為清晰的闡釋和分析。充分考慮不同地區(qū)的數(shù)字技術(shù)水平和貿(mào)易發(fā)展程度，幫助中西部內(nèi)陸地區(qū)提升數(shù)字基礎設施建設水平，彌合區(qū)域間潛在的數(shù)字鴻溝。推動中西部地區(qū)獲得國外優(yōu)質(zhì)數(shù)字服務，同時可通過建立信息港等方式，給予東部地區(qū)更為開放的市場環(huán)境。針對不同數(shù)字貿(mào)易行業(yè)采取不同壁壘應對措施，實現(xiàn)風險評估前置并實施精準防范策略，力爭將數(shù)字貿(mào)易壁壘對實體經(jīng)濟出口產(chǎn)生的經(jīng)營風險降到最低，以此為實體經(jīng)濟出口復雜度提升貢獻力量。

2.積極融入多邊協(xié)定，切實推動數(shù)字貿(mào)易便利化改革進程

經(jīng)濟體應推動雙邊或多邊區(qū)域貿(mào)易協(xié)定升級，通過有力控制貿(mào)易成本、增強貿(mào)易便利性，間接對沖數(shù)字貿(mào)易壁壘對于實體經(jīng)濟出口復雜度的抑制效應。地方政府對接高標準數(shù)字貿(mào)易規(guī)則倒逼國內(nèi)監(jiān)管實踐改革，以參與全面與進步跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定（CPTPP）等高水平協(xié)定談判為契機，把握高標準數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的發(fā)展方向，有前瞻性和針對性地進行高標準數(shù)字貿(mào)易規(guī)則壓力測試，進而提升實體經(jīng)濟出口復雜度。

3.激發(fā)技術(shù)創(chuàng)新效能，著力提升實體經(jīng)濟出口復雜度

地方政府可選擇技術(shù)升級可能性大的高新技術(shù)制造領域，展開智能制造示范試點，培養(yǎng)龍頭企業(yè)，形成輻射帶動性極強的貿(mào)易產(chǎn)業(yè)鏈模式。貿(mào)易企業(yè)應積極落實國家數(shù)字化戰(zhàn)略，整合行業(yè)內(nèi)部各環(huán)節(jié)數(shù)據(jù)資源，建立覆蓋產(chǎn)品全生產(chǎn)鏈條的數(shù)據(jù)鏈，提高分工網(wǎng)絡的連通性。此外，行政機構(gòu)可主持搭建聯(lián)合科研平臺，提高貿(mào)易產(chǎn)業(yè)出口產(chǎn)品的技術(shù)含量，促進出口復雜度提升。