付文宇，趙景峰，賀子欣

（1.西安財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，西安 710100；2.西北大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，西安 710127）

0 引言

中國已經(jīng)邁入高質(zhì)量發(fā)展的新時代，加快外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展是新時代對外貿(mào)發(fā)展提出的新要求，同時也是構(gòu)建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的必然選擇。改革開放以來，我國憑借勞動力、資源等方面的優(yōu)勢，積極嵌入全球價值鏈分工環(huán)節(jié)，貿(mào)易規(guī)模迅猛擴大，然而外貿(mào)大而不強的矛盾日益突出，如何有效加快外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展已成為當前亟須研究的重要課題。

數(shù)字經(jīng)濟時代的到來給中國經(jīng)濟社會發(fā)展帶來了新的機遇，數(shù)字技術(shù)已逐漸成為中國式現(xiàn)代化建設(shè)中的核心推動力?！笆奈濉币?guī)劃明確指出，要大力發(fā)掘數(shù)字經(jīng)濟新優(yōu)勢，提高數(shù)字技術(shù)應(yīng)用水平，為我國經(jīng)濟社會跨越式發(fā)展提供保障。數(shù)字經(jīng)濟是一種高級、可持續(xù)的經(jīng)濟形態(tài)[1]，加快其與外貿(mào)深度融合能夠助力外貿(mào)企業(yè)轉(zhuǎn)向智能化發(fā)展，從而推動外貿(mào)實現(xiàn)從“量”的增長到“質(zhì)”的蛻變。那么，數(shù)字經(jīng)濟到底能否驅(qū)動外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展？其影響效果如何，具體的作用機制是怎樣的？研究這些問題對于促進中國外貿(mào)發(fā)展和升級、實現(xiàn)由貿(mào)易大國向貿(mào)易強國轉(zhuǎn)變具有重要意義。

與本文密切相關(guān)的研究主要集中于數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟社會的影響以及外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的影響因素兩個方面。關(guān)于數(shù)字經(jīng)濟對經(jīng)濟社會的影響，多數(shù)學(xué)者從理論和實證出發(fā)探討其對共同富裕[2]、區(qū)域創(chuàng)新[3]、產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級[4,5]、勞動力資源配置[6]等方面產(chǎn)生的影響。在對貿(mào)易產(chǎn)生的影響方面，夏杰長等（2022）[7]研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟可以作用于R＆D 經(jīng)費投入和人力資本積累進而加快貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級；裴長洪和劉斌（2019）[8]指出，數(shù)字經(jīng)濟能夠降低貿(mào)易風(fēng)險，形成新的競爭優(yōu)勢。關(guān)于外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的影響因素，眾多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，影響外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的因素主要包括外部環(huán)境、技術(shù)創(chuàng)新、稅制改革、金融支持等[9—13]，在外貿(mào)發(fā)展進程中要高度重視這些因素的作用。

綜上可知，學(xué)術(shù)界已經(jīng)展開了豐富且有益的探討，然而系統(tǒng)剖析數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展作用機制的研究較少，針對兩者間的非線性關(guān)系及其約束機制的深入討論更是缺乏?；诖耍疚氖紫葘?shù)字經(jīng)濟影響外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的理論機制進行闡述；然后，運用2011—2020年中國省級面板數(shù)據(jù)對數(shù)字經(jīng)濟和外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展水平進行測算，并在此基礎(chǔ)上實證檢驗數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的線性影響效果及其作用機制；最后，進一步研究數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的非線性影響以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和固定資產(chǎn)投資的約束性，以期為推動我國外貿(mào)數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展提供參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)如今，數(shù)據(jù)已經(jīng)成為一種重要的新型生產(chǎn)要素，數(shù)字經(jīng)濟憑借自身特性影響著外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展，本文從線性影響、作用渠道、非線性影響及其約束機制三個方面展開理論探討。

1.1 數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的線性影響

首先，數(shù)字經(jīng)濟本身具有滲透性以及高效信息共享性，決定了其能夠有效縮短供給端和需求端之間的距離，使信息流通更加高效、資源配置更加合理，有助于增強各地區(qū)業(yè)務(wù)之間的聯(lián)系，提高貿(mào)易效率，進而促進貿(mào)易質(zhì)量的提升。其次，數(shù)字技術(shù)的發(fā)展改變了貿(mào)易品的種類，使得一些非出口部門轉(zhuǎn)變?yōu)槌隹诓块T，進一步激發(fā)外貿(mào)活力，促進地區(qū)貿(mào)易的發(fā)展。最后，數(shù)字經(jīng)濟催生了外貿(mào)發(fā)展新模式、新業(yè)態(tài)，數(shù)字技術(shù)的快速發(fā)展能極大地簡化貿(mào)易流程，使外貿(mào)成本大幅降低[14]。外貿(mào)企業(yè)為了更好地滿足消費者的個性化需求，以在競爭中占據(jù)有利位置，通常會主動提升自主創(chuàng)新能力，提高出口產(chǎn)品質(zhì)量，進而推動地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。

據(jù)此，提出假設(shè)1：數(shù)字經(jīng)濟能顯著促進外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。

1.2 數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的作用渠道

數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的作用渠道主要有兩條：

（1）技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。數(shù)字經(jīng)濟的高融合性決定了它能夠應(yīng)用于創(chuàng)新實踐的各個環(huán)節(jié)，使企業(yè)便捷地搜集信息并高效配置資源，從而進一步強化技術(shù)研發(fā)，促進企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新、運營和管理模式等方面的創(chuàng)新，最終推動持續(xù)性技術(shù)進步。在數(shù)字經(jīng)濟引發(fā)技術(shù)創(chuàng)新的同時，還將帶動外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。一方面，技術(shù)創(chuàng)新有助于提高企業(yè)生產(chǎn)效率，促使外貿(mào)企業(yè)生產(chǎn)出更高技術(shù)含量的產(chǎn)品，進而提升其在國際市場上的競爭力；另一方面，技術(shù)創(chuàng)新能夠使企業(yè)獲得更多的貿(mào)易機會，當其參與到激烈的外貿(mào)競爭當中時，將倒逼企業(yè)提升產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量，從而推動外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。

（2）產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)。數(shù)字經(jīng)濟能夠加快產(chǎn)業(yè)專業(yè)化分工，弱化產(chǎn)業(yè)主體間經(jīng)濟活動的邊界性，促使傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)落后的發(fā)展模式發(fā)生根本性改變，有助于提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率和市場競爭力，進而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。而產(chǎn)業(yè)升級帶動地區(qū)資源優(yōu)化重組，資源的重新配置將進一步吸引優(yōu)質(zhì)人才、資本等流向高效率企業(yè)，提升整個經(jīng)濟社會的運行效率，進而有利于促進外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。

據(jù)此，提出假設(shè)2：數(shù)字經(jīng)濟能通過技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級促進外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。

1.3 數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的非線性影響及其約束機制

（1）非線性影響。數(shù)據(jù)要素的邊際效用遞增規(guī)律不僅使數(shù)字經(jīng)濟得以快速發(fā)展，而且將影響數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的作用效果。一般而言，數(shù)字經(jīng)濟的不斷發(fā)展使外貿(mào)企業(yè)能夠以更低的成本獲得所需的信息和資源，從而吸引更多的經(jīng)濟主體參與到外貿(mào)活動中來。與此同時，數(shù)字技術(shù)能夠給外貿(mào)發(fā)展營造良好的網(wǎng)絡(luò)環(huán)境，有助于進一步提升貿(mào)易結(jié)構(gòu)與貿(mào)易層次[15]，使得外貿(mào)產(chǎn)品生產(chǎn)水平和外貿(mào)市場競爭力呈非線性提升。而當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展達到一定水平之后，繼續(xù)擴大對數(shù)字技術(shù)的投資和應(yīng)用能夠給外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展帶來的紅利將略微有所減弱，由此引發(fā)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的動態(tài)演變。

據(jù)此，提出假設(shè)3：數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展具有非線性影響。

（2）非線性約束機制。社會發(fā)展環(huán)境和投資環(huán)境都會制約數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的影響。在社會發(fā)展環(huán)境方面，加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有助于促進地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展，為外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展提供所需的便利條件，在一定程度上能降低貿(mào)易成本，增強數(shù)字經(jīng)濟帶給外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的溢出效應(yīng)。在投資環(huán)境方面，提高固定資產(chǎn)投資水平有助于激發(fā)市場活力，對當?shù)仄髽I(yè)的投資活動形成有效刺激，進而使地區(qū)資源得以優(yōu)化配置，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)得到改善，為外貿(mào)活動的順利開展提供良好的經(jīng)濟支持，從而有利于發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的積極作用。

據(jù)此，提出假設(shè)4：數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的影響效果會受到外部環(huán)境的約束。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

為檢驗數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的線性影響，構(gòu)建以下計量模型：

在式（1）中，i和t分別表示地區(qū)和年份，Thq表示外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展，Dig表示數(shù)字經(jīng)濟，Control為控制變量，μ、ν分別為個體、時間固定效應(yīng)，ε為隨機誤差項。

為檢驗數(shù)字經(jīng)濟影響外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的作用機理，在式（1）的基礎(chǔ)上，進一步構(gòu)建中介效應(yīng)模型[16]：

在式（2）、式（3）中，M為中介變量，具體包括技術(shù)創(chuàng)新（lnTech）和產(chǎn)業(yè)升級（Stru），其中，技術(shù)創(chuàng)新采用地區(qū)專利授權(quán)數(shù)表示，產(chǎn)業(yè)升級采用產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)表示。

進一步，為探究數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的非線性影響，借鑒Hansen（1999）[17]的思路構(gòu)建面板門檻模型，同時，還引入了基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（Inf）和固定資產(chǎn)投資（Invest）兩個約束條件，以揭示社會發(fā)展環(huán)境和投資環(huán)境約束下的作用效果。

在式（4）中，X表示門檻變量，包括數(shù)字經(jīng)濟、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)建設(shè)、固定資產(chǎn)投資三個方面；I(·)是指示函數(shù)，當條件滿足時取值為1，否則為0。

2.2 變量選取

（1）被解釋變量為外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展（Thq）?，F(xiàn)有研究中一些學(xué)者采用單一指標，如進出口價格或數(shù)量、出口產(chǎn)品質(zhì)量、出口技術(shù)復(fù)雜度、出口國內(nèi)附加值率等來衡量外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展水平，還有些學(xué)者則通過構(gòu)建指標體系來進行綜合測量。本文借鑒付文宇等（2021）[18]的研究方法，基于數(shù)據(jù)的可得性與可比性方面的考慮，選用貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易結(jié)構(gòu)、貿(mào)易競爭力三個層面的6個指標構(gòu)建評價指標體系（見表1），運用組合賦權(quán)法與多目標線性加權(quán)和法測算外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)，以此衡量外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展水平。

表1 外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系

（2）核心解釋變量為數(shù)字經(jīng)濟（Dig）。借鑒多數(shù)學(xué)者的研究方法[19]，選用互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和數(shù)字普惠金融兩個方面的5 個指標構(gòu)建評價指標體系（見表2），測算出數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展綜合指數(shù)（計算方法同上），用來衡量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。

表2 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價指標體系

（3）控制變量。經(jīng)濟發(fā)展水平（lnPgdp），使用地區(qū)人均GDP的對數(shù)表示；外商直接投資（Fdi），使用實際外商直接投資額與GDP的比值表示；政府干預(yù)程度（Gov），使用財政支出與GDP 的比值表示；人力資本（lnHuman），使用人力資本存量的對數(shù)表示，計算公式為Y=ln(h)·L，其中，Y表示人力資本存量，h為各地區(qū)人均人力資本存量，該值由教育回報率及勞動力平均受教育年限數(shù)據(jù)計算得出，L表示各地區(qū)就業(yè)人數(shù)；金融支持（Fin），使用金融機構(gòu)存貸款余額與GDP的比值表示。

（4）中介變量。技術(shù)創(chuàng)新（lnTech），采用地區(qū)專利授權(quán)數(shù)表示，并進行對數(shù)化處理。一般而言，專利授權(quán)數(shù)越大的地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平越高。產(chǎn)業(yè)升級（Stru），采用產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)表示，即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值。

（5）門檻變量?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)（Inf），選用公路密度來表示，即公路營運里程數(shù)與地區(qū)總?cè)丝诘谋戎?；固定資產(chǎn)投資（Invest），選用固定資產(chǎn)投資占比來表示，即固定資產(chǎn)投資額與地區(qū)GDP的比值。

2.3 數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)處理

本文選取2011—2020 年中國30 個省份（不含西藏和港澳臺）的面板數(shù)據(jù)展開研究。原始數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息統(tǒng)計報告》、各省份統(tǒng)計年鑒等，數(shù)字普惠金融指數(shù)來源于北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心。另外，在研究過程中還對部分數(shù)據(jù)進行了處理：測算數(shù)字經(jīng)濟和外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展水平時，由于所使用的具體指標具有不同的量綱，因此對相關(guān)指標數(shù)據(jù)進行了無量綱化處理；考慮到數(shù)據(jù)的可比性及研究結(jié)果的可靠性，對經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本、技術(shù)創(chuàng)新這些指標的數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理，變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。

表3 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

3 實證結(jié)果分析

3.1 基準回歸分析

下頁表4 報告了數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展線性影響的回歸結(jié)果。其中，列（1）展示了數(shù)字經(jīng)濟對中國整體層面外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的影響效果，數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)為0.064，通過5%的顯著性檢驗，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高10%，外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展水平將提高0.64%，表明數(shù)字經(jīng)濟能夠顯著促進中國外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。隨著數(shù)字經(jīng)濟的快速發(fā)展，信息流動速度加快，貿(mào)易成本降低，進一步促進了出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，進而推動外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展，假設(shè)1 得到驗證。列（2）至列（4）展示了數(shù)字經(jīng)濟對各地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的影響效果，結(jié)果表明：數(shù)字經(jīng)濟對各地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展均有顯著正向影響，但影響的大小具有一定的差異。具體而言：從列（2）可以看出，在東部地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)顯著為正（0.158），表明數(shù)字經(jīng)濟能夠促進東部地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。與列（1）的回歸結(jié)果相比，東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)比整體層面的回歸系數(shù)要大，說明數(shù)字經(jīng)濟對東部地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用大于全國平均水平。由列（3）可知，在中部地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)顯著為正（0.063），說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高10%，中部地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展水平將提升0.63%。由列（4）可以看出，在西部地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)為0.018，且通過10%的顯著性檢驗，說明數(shù)字經(jīng)濟對西部地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展具有積極促進作用。由此看出，數(shù)字經(jīng)濟有助于促進各地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展，并且通過系數(shù)對比能夠發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的促進效果呈現(xiàn)“東部地區(qū)＞中部地區(qū)＞西部地區(qū)”的區(qū)域異質(zhì)性特征。事實上，東部地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展較快，各類資源在該地區(qū)高度聚集，良好的經(jīng)濟環(huán)境促使數(shù)字經(jīng)濟迅速發(fā)展，而高水平的數(shù)字經(jīng)濟進一步激發(fā)了外貿(mào)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，使外貿(mào)產(chǎn)品質(zhì)量不斷提升，促進地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。而中西部地區(qū)受多個方面因素的制約，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展比較緩慢，其對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的作用效果相對東部地區(qū)較弱?？傊瑧?yīng)高度重視數(shù)字經(jīng)濟發(fā)揮的重要作用，借助數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展推動外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。

表4 線性影響的回歸結(jié)果

此外，經(jīng)濟發(fā)展水平（lnPgdp）能夠顯著促進外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展，這和多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論相符。經(jīng)濟發(fā)展越好的地區(qū)，人們對生活水平與質(zhì)量的要求就越高，驅(qū)使企業(yè)生產(chǎn)高技術(shù)含量、高質(zhì)量的產(chǎn)品，進而促進外貿(mào)質(zhì)量的提升。外商直接投資（Fdi）的影響效果并不顯著，這可能是因為吸引外資會導(dǎo)致管理、研發(fā)失去自主性，對核心技術(shù)攻克動力不足，一定程度上阻礙了外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展。政府干預(yù)程度（Gov）對東部地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的影響顯著為正，但對整體層面、中部和西部地區(qū)的影響并不顯著。這也說明恰當?shù)恼深A(yù)能夠促進外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展，然而政府干預(yù)也有可能會破壞市場規(guī)律，對某些地區(qū)的外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生不利影響。人力資本（lnHuman）對整體層面、東部和西部地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的影響顯著為負，對中部地區(qū)的影響不顯著，反映出我國勞動力優(yōu)勢已經(jīng)不明顯，人力資本缺乏，人口紅利正逐漸消失，人力資本對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的作用效果減弱。金融支持（Fin）對整體層面以及西部地區(qū)的外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展有顯著正向影響，對東部地區(qū)的影響顯著為負，對中部地區(qū)的影響則不顯著。

3.2 作用機制檢驗

在對線性影響效果進行實證分析之后，本文展開中介效應(yīng)檢驗以探究數(shù)字經(jīng)濟推動外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的作用渠道，回歸結(jié)果見表5。

表5 整體層面的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

表5列（1）是不包含中介變量的基準回歸結(jié)果，列（2）和列（3）是分別以技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級作為被解釋變量的回歸結(jié)果，可以看出數(shù)字經(jīng)濟對技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級的影響顯著為正。列（4）和列（5）報告了核心解釋變量和中介變量對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的影響效果，可以看出，技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級的回歸系數(shù)顯著為正，二者的系數(shù)分別為0.044和0.065，表明加快技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展具有明顯的促進作用。值得注意的是，與列（1）的估計結(jié)果相比，在分別加入中介變量技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級之后，數(shù)字經(jīng)濟的估計系數(shù)有所減小，說明技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級是數(shù)字經(jīng)濟影響外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的兩個可能渠道。另外，由中介效應(yīng)的計算方法可知，技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)為0.054（1.226×0.044），產(chǎn)業(yè)升級的中介效應(yīng)為0.047（0.723×0.065），即數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高10%，通過技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級路徑能夠使外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展水平分別提高0.54%和0.47%。為確保結(jié)果的穩(wěn)健性，進行Sobel 檢驗，結(jié)果同樣說明技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級起到中介變量的作用。至此，假設(shè)2得到驗證。

另外，作用機制的區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果如下頁表6所示。從表6 列（1）至列（4）可以看出，對東部地區(qū)而言，技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級是數(shù)字經(jīng)濟影響該地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的有效途徑，其中，技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)為0.014（1.298×0.011），產(chǎn)業(yè)升級的中介效應(yīng)為0.019（0.635×0.030）。從列（5）至列（8）可以看出，中部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級的中介效應(yīng)是存在的，技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)為0.013（0.754×0.017），產(chǎn)業(yè)升級的中介效應(yīng)為0.010（0.294×0.035）。從列（9）至列（12）可以看出，西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)是存在的，其中介效應(yīng)為0.005（0.905×0.006），說明數(shù)字經(jīng)濟能通過技術(shù)創(chuàng)新推動西部地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展；而西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的中介效應(yīng)并不顯著，從列（12）可以看出，產(chǎn)業(yè)升級未通過顯著性檢驗和Sobel 檢驗，可以得出產(chǎn)業(yè)升級是數(shù)字經(jīng)濟影響西部地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的可能路徑，但該中介變量的中介效應(yīng)較弱且不顯著。

表6 各地區(qū)中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用以下兩種方法進行檢驗：一是進行樣本縮尾處理。為了避免異常值的存在影響研究結(jié)論的準確性，對數(shù)字經(jīng)濟和外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展進行1%分位上的雙邊縮尾處理。二是替換解釋變量。采用主成分分析法對核心解釋變量數(shù)字經(jīng)濟進行重新測算以替換原來的指標數(shù)據(jù)。表7的回歸結(jié)果顯示，數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)均顯著為正，數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的促進作用，因此回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4 進一步分析

為進一步探究數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的非線性影響以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和固定資產(chǎn)投資的約束性，本文運用面板門檻模型展開實證檢驗。首先進行門檻存在性檢驗，以確定模型的具體形式，結(jié)果見表8。

表8 門檻模型的回歸結(jié)果

從表8 可以得出，以數(shù)字經(jīng)濟為門檻變量時，模型顯著通過單一門檻和雙重門檻檢驗，而三重門檻檢驗結(jié)果不顯著，說明數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在明顯的雙重門檻效應(yīng)，兩個門檻值分別為0.069和0.430。據(jù)此可將數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平分為低水平（Dig≤0.069）、中等水平（0.069＜Dig≤0.430）和高水平（Dig＞0.430）。而基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和固定資產(chǎn)投資僅通過單一門檻檢驗，未通過雙重門檻和三重門檻檢驗，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的門檻值為23.047，固定資產(chǎn)投資的門檻值為0.235。

結(jié)合門檻存在性檢驗結(jié)果構(gòu)建相應(yīng)的計量模型，估計結(jié)果見表9。表9列（1）是以數(shù)字經(jīng)濟為門檻變量的回歸結(jié)果，由此可以得出，當數(shù)字經(jīng)濟處于不同發(fā)展階段時，其回歸系數(shù)均顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展有明顯的促進作用，但不同發(fā)展階段的作用效果是不同的。總體來看，數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)從0.044增大至0.161，而后減小至0.152，表明隨著數(shù)字經(jīng)濟的不斷發(fā)展，其正向影響先逐漸擴大，并且當數(shù)字經(jīng)濟處于中等水平（0.069＜Dig≤0.430）時，其對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的促進效果達到最優(yōu)，當數(shù)字經(jīng)濟達到高水平（Dig＞0.430）時，其促進效果將略微減小，假設(shè)3得到驗證。與此同時，表9還報告了在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和固定資產(chǎn)投資的約束下，數(shù)字經(jīng)濟影響外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的非線性特征。從列（2）可以看出，隨著地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的不斷完善，數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)由0.105增加到0.129，表明當門檻變量為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)時，數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的正向作用力是持續(xù)擴大的。從列（3）可以看出，隨著固定資產(chǎn)投資的不斷增加，數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)由0.047 增加到0.099，表明當門檻變量為固定資產(chǎn)投資時，數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的作用效果同樣在增強。至此，驗證了假設(shè)4是成立的。

表9 非線性影響的回歸結(jié)果

5 結(jié)論

本文首先對數(shù)字經(jīng)濟影響外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的理論機制進行闡述，然后運用2011—2020 年中國省級面板數(shù)據(jù)對數(shù)字經(jīng)濟和外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展水平進行測算，最后構(gòu)建計量模型對數(shù)字經(jīng)濟影響外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的效果展開實證檢驗，得出以下結(jié)論：

（1）線性影響分析表明，數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展具有明顯的促進作用，其作用效果呈現(xiàn)“東部地區(qū)＞中部地區(qū)＞西部地區(qū)”的區(qū)域異質(zhì)性特征。

（2）作用機制檢驗表明，數(shù)字經(jīng)濟能夠通過技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)升級推動外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展，并且技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級是數(shù)字經(jīng)濟影響東部地區(qū)和中部地區(qū)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的路徑，西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的中介效應(yīng)存在，而產(chǎn)業(yè)升級的中介效應(yīng)較弱且不顯著。

（3）非線性影響分析表明，隨著數(shù)字經(jīng)濟的不斷發(fā)展，數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的促進效應(yīng)先逐漸增強而后又有所減弱。與此同時，隨著基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的加強和固定資產(chǎn)投資的不斷增加，數(shù)字經(jīng)濟對外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用是持續(xù)增強的。