數字經濟與內外貿一體化發展

趙春明 褚婷婷

一、 問題的提出

當前, 以數據為核心生產要素的數字經濟蓬勃發展, 不僅為世界科技革命和產業變革帶來先機,更是成為國際競爭的重點領域。 自黨的十八大以來,我國高度重視數字經濟發展, 將其提升為國家發展戰略, 黨的二十大報告更是明確提出要“加快發展數字經濟, 促進數字經濟和實體經濟深度融合, 打造具有國際競爭力的數字產業集群, 加快建設數字強國”。 數字經濟將是我國未來高質量、 可持續發展不可或缺的新動能和新優勢。

2021 年11 月, 習近平主席在第四屆中國國際進口博覽會開幕式上發表主旨演講, 首次提出“中國將推進內外貿一體化”。 2022 年1 月, 國務院辦公廳印發《關于促進內外貿一體化發展的意見》, 就促進內外貿一體化發展、 形成強大國內市場、 暢通國內國際雙循環作出一系列部署。 2022 年10 月,黨的二十大報告再次強調“加快構建以國內大循環為主體、 國內國際雙循環相互促進的新發展格局”,國內國際雙循環新發展格局成為我國未來高質量發展的重要內容和方向。

國內國際雙循環意在統籌利用國內國際兩個市場兩種資源的聯動效應, 促進內貿和外貿、 進口和出口協調發展, 增強國內大循環的內生動力和可靠性, 提升國際循環的質量和水平, 以實現更高水平開放和更高質量發展。 內貿和外貿作為對接國內國際市場的重要環節, 其協調性、 互動性的融合發展(即內外貿一體化發展)是暢通國內國際雙循環的重要路徑, 對于構建國內國際雙循環新發展格局至關重要, 是我國高質量發展的重要推動力。

后疫情時代, 逆勢而起的數字經濟憑借數據和數字技術較高的生產率、 較低的獲取與復制成本、較快的散播速度等特征, 使數字化的經濟發展具有貿易成本節約效應、 技術創新效應、 產業結構升級效應、 規模經濟效應等, 對經貿發展模式與增長方式產生重大影響。 那么, 具有多方面促動效應的數字經濟能否推動我國內外貿一體化發展, 進而助力構建國內國際雙循環新發展格局? 數字經濟對我國內外貿一體化發展影響的機制和路徑是什么? 數字經濟對我國內外貿一體化發展的影響是否存在地區異質性, 能否促進我國經貿的包容性增長? 對于以上問題, 現有研究較為缺乏, 特別是實證研究暫無。本文以此為研究內容和創新點, 在理論分析的基礎上, 實證研究數字經濟對我國內外貿一體化發展的影響, 以期為數字經濟推動內外貿一體化發展、 加快構建國內國際雙循環新發展格局、 實現經濟高質量發展提供參考和依據。

二、 理論分析與研究假設

(一)內外貿一體化發展的內涵

目前, 學界對內外貿一體化的內涵和外延還沒有統一規范的解釋。 但一般而言, 內外貿一體化是針對內外貿分割現狀而提出的有關內外貿經營方式、中介協調架構和政府管理體制的新概念, 具有市場因素和上層建筑等多個層面的含義。 在企業層面,內外貿一體化主要是指經營主體能夠依據自身實力,不受產品標準、 貿易管理體系等內外貿界限的約束,自主選擇經營內容和經營方式; 在上層建筑層面,內外貿一體化是指對內外貿及整個流通產業進行統一、 集中的協調和行政管理。

自我國改革開放以來, 由政策導向的對外貿易發展迅猛, 對經濟增長貢獻突出, 但也導致內貿、外貿發展的較大差距, 造成內外貿產品、 內外貿企業、 內外貿管理體制等的分割與差異。 例如, 在經營主體(企業)層面, 由于產品質量、 認證、 監管等內外貿標準的差異, 銷售渠道的不健全, 轉銷的各種成本及費用差別, 使得企業出口轉內銷的難度較大, 無法根據價格、 供求、 競爭等市場信號自主、靈活地進行內外貿經營選擇與轉化, 一體化發展的能力和競爭力較弱, 特別是在國際競爭激烈或出現復雜多變的挑戰時, 外貿企業的生存及可持續發展能力不足; 在管理主體(上層建筑)層面, 無論是中央還是地方, 法律法規、 運行機制等內外貿管理制度上的分割與差異, 不僅造成行政資源浪費、 管理效率低下, 無法形成政府對流通的統籌管理, 而且政府對經營主體的服務也缺失了指引性和便民性,阻礙了內外貿一體化的推進。

隨著我國經濟體制改革的深化, 經濟發展目標由速度向質量轉變, 內外貿的分割與差異不僅嚴重影響國內統一大市場的形成, 阻礙商業流通的進一步發展, 更不利于我國綜合利用國內國際兩個市場、兩種資源構建國內國際雙循環新發展格局, 以實現經濟貿易的高質量發展(陳麗琴等, 2022; 姜照等,2023)。 特別是在當前, 全球貿易需求下降、 國際關系復雜嚴峻、 突發事件頻起, 我國外貿承壓加大、規模起伏加劇、 風險挑戰增多, 重點依托外貿的經濟發展模式將對經濟發展帶來較大的不利影響, 轉向以國內大循環為主體、 統籌兼顧國內國際雙循環的內外貿一體化發展也將關系到我國未來經濟發展的安全性。

(二)數字經濟推動內外貿一體化發展的路徑

1. 數字經濟的擴散式技術創新效應為內外貿一體化發展提供技術路徑

技術創新不僅是影響內貿、 外貿發展的核心要素, 決定貿易規模和貿易利得, 更是內外貿聯動發展的中介, 內貿或外貿企業任意一側的技術創新通過模仿、 競爭、 產業鏈關聯等都能夠引致貿易部門內部的技術溢出與擴散(謝莉娟等, 2017)。 數字技術的創新發展, 與已有生產技術的不斷融合, 包含數字要素提供者與服務商的創新主體多元化和網絡化、 協同化的創新方式數字化等, 都能夠激發技術創新, 使數字經濟具有技術創新效應(段華友等,2023; 黃節根等, 2021)。 不僅如此, 這種數字化、網絡化、 平臺化的技術創新憑借數據驅動、 萬物互聯、 創新迭代等特征具有空間溢出效應(趙濱元,2021), 能夠快速、 持續地溢出與擴散, 使內貿或外貿企業極易捕捉、 學習、 利用, 使內貿、 外貿企業的技術創新呈現聯動發展, 縮小內外貿企業技術水平的差距, 彌合內外貿企業產品技術、 質量等的差異, 特別是彌補內貿企業產品技術含量或質量的短板, 通過產品標準對標使企業實現內外貿經營選擇或轉化, 為內外貿一體化發展提供技術路徑, 提升整體貿易的技術水平。

2. 數字經濟的產業結構升級效應為內外貿一體化發展提供產業路徑

產業是內貿、 外貿發展的共同基礎, 其產出支撐內貿、 外貿的需求, 其結構決定貿易結構和貿易價值。 由于內貿、 外貿在產業鏈上的關聯與重合,產業成為內外貿一體化、 國內國際雙循環發展的基礎和紐帶(趙春明等, 2021)。 數字經濟以技術創新效應為依托, 能夠為產業發展創造新產品、 新業態、新模式, 以此提升產業績效, 驅動產業升級; 數據、信息、 互聯網等數字要素的投入, 以及與傳統生產要素的搭配融合, 不僅豐富了產業的生產內容, 還能夠突破生產的信息約束, 優化要素及資源的配置能力, 刺激產業提質增效, 驅動產業結構合理化發展。 此外, 通信與互聯網等行業的快速發展構成數字產業化, 數字技術在傳統產業中的不斷應用促進了產業數字化, 這兩種趨勢不僅使產業結構直接向技術密集型服務業變遷, 還以賦能傳統產業新發展的方式, 推動產業基礎高級化、 產業鏈條現代化,驅動產業結構高級化發展, 因此數字經濟具有產業結構升級效應(劉玉榮等, 2023; 龍云安等,2023)。 數字經濟驅動的產業升級不僅夯實貿易的產業基礎, 推動內外貿發展, 而且其對內貿的推動效應, 將以內帶外地逐步形成完整的產業鏈條, 通過提升產業基礎加強內貿對外貿的支撐作用, 促進內外貿一體化發展。 數字經濟驅動的產業結構合理化不僅能夠促使產業要素和資源等在內貿、 外貿領域合理有效配置, 提高內外貿一體化發展的績效水平, 還能夠避免因內貿或外貿一側過分發展而失去經貿發展的平衡性、 安全性。 數字經濟驅動的產業結構高級化, 數字產業化與產業數字化的持續融合與遞推, 能夠加強產業之間的關聯性、 流通性、 系統性, 推動產業鏈甚至是整個供給體系的升級, 提升內貿、 外貿和內外貿聯動發展的質量。 數字經濟的產業結構升級效應能夠促進內外貿一體化發展,為內外貿一體化發展提供產業路徑。

3. 數字經濟從貿易主體、 渠道、 服務等多路徑促進內外貿一體化發展

從貿易主體來看, 數字技術的應用使得大量數字平臺涌現, 特別是數字化的貿易平臺, 這不僅降低企業參與貿易的難易程度和成本(余號等, 2023),而且吸納更多企業參與內貿、 外貿, 甚至是內外貿轉化或共同經營。 貿易主體的重合與過渡, 貿易產品生產線的重復與統一, 使內外貿在貿易主體、 貿易產品間能夠實現聯動、 融合發展。

從貿易渠道來看, 電子商務、 數字平臺等新業態能夠賦能貿易渠道的對接(黃雨婷等, 2016; 關利欣等, 2015), 通過線上洽商提高供需雙方對接的效率與精準度, 提升貿易的成功率, 特別是為通過內貿或外貿購進原材料、 中間產品, 然后加工制造并開展外貿或內貿的企業, 或者內外貿轉化的企業打通產品的供需鏈路, 使內外貿在貿易渠道方面實現一體化發展。

從貿易服務來看, 數字技術與傳統金融相結合的數字金融提高了金融服務的普惠性(張勛等,2019), 能夠提供更靈活、 更低廉的資本和貿易服務支持; 能夠改善就業結構的數字用工平臺等(葉胥等, 2021), 能夠提供更高質量的勞動力和人力資本支持。 數字政務平臺等能夠提升政府管理及服務的效率、 便利性、 一致性, 能夠及時發現內外貿企業經營選擇及轉化的難點、 痛點, 通過上層建筑的設計改革推進內外貿一體化發展。 這些都為數字經濟激發技術創新效應和產業結構升級效應、 貿易產品標準的對標、 貿易主體參與內外貿經營、 貿易渠道的對接融合等提供資本、 人力和貿易服務支持(劉婷等, 2023), 并加速內貿、 外貿間的要素流動和共享, 促進內外貿一體化發展。

依據上述對數字經濟促進內外貿一體化路徑的理論分析, 本文提出以下研究假設:

假設1: 數字經濟能夠促進內外貿一體化發展,助力構建國內國際雙循環新發展格局;

假設2: 技術創新和產業結構升級是數字經濟影響內外貿一體化發展的重要機制。

三、 實證研究設計

(一)數字經濟與內外貿一體化發展水平的測算

1. 數字經濟發展水平的測算

數字經濟是以數據為核心生產要素的綜合性經濟發展系統, 涉及多個領域、 多個指標, 故采用多維度、 多指標的評價指標體系測算其發展水平較為科學、 合理。 本文重點考慮數字經濟不同維度與貿易的相關性, 同時以保障數字經濟運行的數字基礎設施建設, 數字經濟帶來的最直接的數字化應用, 數字經濟帶來的產業變革等為重要考量,參考已有研究(郎麗華等, 2022), 從數字基礎設施建設、 ICT 初級應用、 數字產業化、 產業數字化四個維度選擇15 個具有代表性的指標, 構建數字經濟發展水平的評價指標體系(見表1)。

表1 數字經濟發展水平的評價指標體系

以我國整體的指標數據(2013—2020 年)為基礎, 采用客觀的熵值法確定各指標權重。 其中, 為消除指標數據量綱的影響, 對全國整體指標數據進行最大最小值法的正向化的數據標準化處理, 最小值取0 值, 最大值取指標數據的均值與其1.96 倍標準差的和(郝玉柱等, 2017)。 因熵值法和最大最小值法應用較為常見, 故不再敘述其具體計算步驟。

以我國省級樣本數據為研究對象, 計算各省級樣本的數字經濟發展水平, 公式如下:

式(1)中,i為省份,t為年份時點;DE為數字經濟發展水平;j為具體指標, 共計15 個;P為省級樣本的數據標準化處理后的指標數據, 同為最大最小值法的正向化處理, 最小值取0 值, 最大值取2020 年全國整體的指標數據, 考慮數據變化值域,移動電話普及率、 每百人使用計算機數、 每百家企業擁有網站數三個指標的最大值取200, 有電子商務交易活動的企業比重指標最大值取100;W為指標權重, 由上述計算得到。 下同。

2. 內外貿一體化發展水平的測算

依據耦合協同理論, 兩個或兩個以上的系統存在相互作用、 相互影響, 且能夠實現優勢互補和共同提升, 此為耦合協同。 內貿、 外貿作為貿易的兩個重要組成系統, 雖然面對不同的市場, 但兩者不僅共享基礎設施和貿易平臺, 而且除部分代工產品的技術研發和品牌、 銷售環節外, 兩者貿易產品的生產也基于共同的技術基礎、 產業基礎等, 在產業鏈上有著大范圍的重合, 質量、 技術等產品標準的對標和貿易渠道的對接存在相互影響, 勞動力、 資本、 技術等生產要素在內貿與外貿之間也存在廣泛的流動和共享。 可以說, 兩者互為基礎和依托, 相互關聯、 相互影響, 能夠聯動、 融合發展, 與耦合協同的內涵不謀而合。 故依據耦合協同度模型(徐海峰, 2019), 計算我國各省級樣本的內外貿一體化發展水平(耦合協同度), 公式如下:

式(2)中,DFT為內外貿一體化發展水平;DT為內貿發展水平, 選擇社會消費品零售總額來代表;FT為外貿發展水平, 選擇經營單位所在地進出口總額來代表;OHD為內貿、 外貿發展的耦合程度, 計算公式為下同。

同時, 參考謝莉娟等(2017)的研究方法, 構建內外貿聯動變量, 以內貿、 外貿聯動代表內外貿一體化發展, 以作穩健性檢驗, 計算公式如下:

(二)模型設定

1. 基準模型設定

依據上文對數字經濟對內外貿一體化發展影響的理論分析, 對提出的研究假設進行實證檢驗。 考慮個體、 時點效應的異質性, 采用個體、 時點雙固定效應模型, 并通過了Hausman 檢驗, 還能夠解決一定的由遺漏變量導致的模型回歸可能存在的內生性問題, 實證模型設定如下:

式(4)中,C為常數截距項,β為估計系數,λ為個體固定效應項,μ為時點固定效應項,ε為隨機干擾項;DFT為內外貿一體化發展, 為被解釋變量, 可替換為DFT,, 以作穩健性檢驗, 數據來源于上文的測算結果;DE為數字經濟發展, 為核心解釋變量, 可替換為其滯后一期DE(-1), 以作穩健性檢驗, 從而解決基準模型回歸可能存在的互為因果的內生性問題, 數據來源于上文的測算結果;Z為控制變量, 選擇技術創新(INNO)、 產業結構升級(TS)、 外商企業投資(FDI)。 下同。

控制變量: 技術創新(INNO)選擇發明專利申請授權量的對數值來代表; 外商企業投資(FDI)選擇外商投資企業投資總額的對數值來代表, 無論是以獲取國內市場、 技術等為目的外商投資, 還是以利用廉價勞動力等資源為目的的外商投資, 都能夠影響技術的創新與擴散、 產業結構的調整與升級, 影響貿易產品的種類、 價格和技術、 質量的對標等,能夠對內貿、 外貿、 內外貿聯動產生影響; 產業結構升級(TS)借鑒顧典等(2020)的研究方法, 計算公式如下:

式(5)中,c代表產業, 分別為第一、 第二、 第三產業;y為產業增加值;GDP為國內生產總值;L為產業的就業人數。

2. 動態面板回歸的模型設定

為進一步解決基準模型回歸可能存在的內生性問題, 采用差分GMM 估計的動態面板回歸進行穩健性檢驗, 選擇被解釋變量內外貿一體化發展的滯后二期DFT(-2)作為工具變量, 構建實證模型如下:

式(6)中,DFTit-1為被解釋變量內外貿一體化發展的滯后一期, 后文表示為DFT(-1),θ為其估計系數; 控制變量Z與基準模型保持一致。 為保持與基準模型回歸條件的一致性, 差分GMM估計的動態面板回歸選項中也設定時點固定效應項。

3. 影響機制檢驗的模型設定

為檢驗上文理論分析的數字經濟對內外貿一體化發展的影響機制, 采用逐步檢驗法(Baron et al.,1986)進行實證檢驗, 即對技術創新、 產業結構升級影響機制的中介效應進行判定, 同樣采用個體、時點雙固定效應模型, 并考慮逐步回歸中估計系數統計顯著性的可比性及與基準模型回歸的差異, 不加入其他控制變量, 設定步驟如下:

第一步, 檢驗數字經濟與內外貿一體化發展的關系, 影響系數為b1:

第二步, 檢驗數字經濟的技術創新效應和產業結構升級效應, 影響系數為b2:

第三步, 分別控制中介變量技術創新、 產業結構升級對內外貿一體化發展的影響, 影響系數為b4, 檢驗此時數字經濟與內外貿一體化發展的關系,影響系數為b3:

中介效應的判定條件: 在上述逐步檢驗法的三步回歸中, 若影響系數b1、b2、b4統計顯著, 且b3小于b1, 則可判斷存在顯著的中介效應, 即影響機制存在。

(三)數據來源與說明

因統計口徑和獲得數據來源部門發生改變, 數字經濟發展水平的評價指標體系中, 權重較大的電信業務總量指標全國及各省份2021 年的數據均為異常值, 由于數據的連續性、 可得性和有效性等, 故研究期間選擇2013—2020 年, 研究樣本選擇我國30 個省市區(不包括西藏自治區和港澳臺地區)。 數字經濟發展評價指標體系中的指標數據來源于國家統計局網站, 其中2018—2020 年信息傳輸、 軟件和信息技術服務業全社會固定資產投資額數據是由增速計算得出。 社會消費品零售總額、 經營單位所在地進出口總額、 發明專利申請授權量、 外商投資企業投資總額、 GDP、 第一二三產業增加值及就業人數, 以上數據來自國家統計局網站和各省市區的統計年鑒。 就業人數單位為萬人, 其余數據統一單位為億美元后再進行處理或計算。

四、 實證結果分析

(一)基準實證檢驗

表2為采用雙固定效應模型回歸的基準實證檢驗結果。 其中, 個體和時點固定效應標記為F,F-r為采用懷特截面加權法(White Cross-Section)計算穩健標準誤的個體固定效應, 以解決序列自相關和異方差問題。 逐步加入控制變量, 實證結果如列(1)—(8)所示, 調整R2值均較大, F 檢驗統計量統計顯著,回歸結果較為有效。 可以看到, DE 的影響系數一致顯著為正, 表明數字經濟能夠促進我國內外貿一體化發展, 能夠助力構建國內國際雙循環新發展格局,研究假設1 成立。 控制變量INNO 的影響系數一致顯著為正, 表明技術創新能夠促進內外貿一體化發展; TS 的影響系數一致顯著為正, 表明產業結構升級能夠促進內外貿一體化發展; FDI 的影響系數一致顯著為正, 表明外商企業投資能夠促進內外貿一體化發展。

表2 數字經濟對內外貿一體化發展影響的實證結果

(二)穩健性檢驗

表3為穩健性檢驗結果。 其中, 列(1)—(2)為被解釋變量內外貿一體化發展替換為DFT' 后采用雙固定效應模型回歸的實證結果; 列(3)—(4)為替換核心解釋變量為數字經濟滯后一期DE(-1)后采用雙固定效應模型回歸的實證結果; 列(5)為采用差分GMM 估計的動態面板回歸的實證結果。 采用Sargan檢驗和Arellano-Bond 檢驗來判斷差分GMM 估計的動態面板回歸是否存在過度限制約束問題和序列相關問題, 檢驗P 值均大于0.1, 即接受工具變量有效、 擾動項不相關的原假設, 回歸結果較為有效。

表3 穩健性檢驗結果

可以看到, 無論是變化內外貿一體化發展水平的測算指標(即替換被解釋變量), 還是考慮基準模型回歸可能存在的內生性問題, 列(1)—(5)實證結果中, DE 和DE(-1)的影響系數仍然一致顯著為正, 表明數字經濟能夠促進我國內外貿一體化發展,結論較為穩健。 控制變量INNO、 TS、 FDI 的影響系數仍然一致為正, 顯著性略有差異, 技術創新、 產業結構升級、 外商企業投資對內外貿一體化發展的影響也幾乎一致顯著為正, 后文不再重復敘述。 列(5)實證結果中, DFT(-1)的影響系數為正, 但不顯著, 前期的內外貿一體化發展水平對當期的內外貿一體化發展的影響為正, 但不顯著。 分析可能的原因是, 內貿、 外貿、 內外貿一體化發展受多個因素的影響, 特別是外貿發展, 不僅取決于本國的經貿發展情況, 還受到國際因素的影響與沖擊, 可能前期與當期的內外貿一體化發展水平并不總是保持高度的相關性。

(三)影響機制檢驗

表4為影響機制檢驗結果。 列(1)—(6)實證結果, 調整R2值較大, F 檢驗統計量統計顯著, 回歸結果較為有效。 可以看到, DE 對INNO、 TS 的影響系數顯著為正, 數字經濟具有技術創新效應、 產業結構升級效應; DE 對DFT 的影響系數一致顯著為正, 數字經濟能夠促進內外貿一體化發展; 依據中介效應的判定條件, 比較系數可以判定, 在數字經濟對內外貿一體化發展的正向影響中, 技術創新、產業結構升級的中介效應存在, 即技術創新、 產業結構升級是數字經濟對內外貿一體化發展的重要影響機制, 假設2 成立。

表4 影響機制檢驗結果

(四)異質性考察與進一步分析

1. 按地區劃分的異質性考察

參考近幾年《中國統計年鑒》中我國地區的劃分標準①我國地區劃分標準: 東部地區有北京、 上海、 天津、 福建、 浙江、 江蘇、 山東、 廣東、 海南、 河北, 共計10 個省市; 中部地區有安徽、 河南、 山西、 湖南、 湖北、 江西, 共計6 個省份; 西部地區有陜西、 內蒙古、 重慶、 寧夏、 甘肅、 青海、 云南、 貴州、 廣西、 新疆、 四川, 共計11 個省市自治區; 東北地區有遼寧、 吉林、 黑龍江, 共計3 個省份。, 按地區劃分進行異質性考察, 實證結果如表5 所示。 從列(1)—(8)實證結果可以看出, DE 對我國東部、 中部、 西部地區的影響系數均顯著為正, 對東北地區的影響系數為正, 但不顯著, 數字經濟能夠促進東部、 中部、 西部地區(即絕大多數地區)的內外貿一體化發展, 但對東北地區內外貿一體化發展的促進作用不顯著。 分析可能的原因是, 近年來東北三省人口、 人才流失情況較為嚴重, 技術創新水平與技術市場活躍度較為不足, 而且產業構成也以資源、資本密集型的重工業為主, 數字經濟激發的技術創新效應、 推動的產業結構升級效應等對技術基礎不足、 產業結構固化的東北三省的內貿、 外貿及內外貿一體化發展的促進作用可能較為有限。

表5 按地區劃分的異質性檢驗結果

進一步比較數字經濟對我國不同地區內外貿一體化發展的影響系數, 可以發現數字經濟對西部地區內外貿一體化發展的正向促進作用最大, 對中部地區的促進作用次之, 對東部地區的促進作用相對較小。 分析可能的原因是, 中部和西部地區, 特別是西部地區, 受人口、 環境、 基礎設施條件等的限制, 內貿、外貿發展水平較低, 數字經濟的技術創新效應、 產業結構升級效應能夠顯著地促進其內貿、 外貿及內外貿一體化發展; 東部地區憑借其沿海等地理優勢, 改革開放較早等政策及發展優勢, 內貿、 外貿發展水平已較高, 發展模式也較為成熟, 數字經濟進一步提升其內外貿一體化發展水平的作用可能較為有限。

2. 進一步分析

按照2020 年的GDP 水平把我國30 個省市區劃分為高GDP 組和低GDP 組①高GDP 組有廣東、 江蘇、 山東、 浙江、 河南、 四川、 福建、 湖北、 湖南、 上海、 安徽、 河北、 北京、 陜西、 江西; 低GDP 組有重慶、 遼寧、 云南、 廣西、 貴州、 山西、 內蒙古、 天津、 新疆、 黑龍江、 吉林、 甘肅、 海南、 寧夏、 青海。, 進行異質性考察, 實證結果如表6 所示。 從列(1)—(4)的實證結果可以看出, DE 對高GDP 組的影響系數為10.49, 為正但不顯著, 對低GDP 組的影響系數為388.7, 顯著為正, 而且遠高于基準實證檢驗結果中的185.14(見表2 列(8)), 說明數字經濟對我國經濟發展水平較差地區的內外貿一體化發展的正向促進作用較大, 且較為顯著, 具有較強的偏向性。 與上述對按地區劃分的異質性考察結果分析的原因一致, 經濟發展水平較差的地區, 內貿、 外貿發展水平較低,數字經濟的技術創新效應、 產業結構升級效應等能夠強有力地推動其內外貿一體化發展。

表6 按GDP 水平分組的實證結果

2007 年, 亞洲開發銀行首次提出“包容性增長”概念, 其基本要素包括: 公平合理地分享經濟增長、弱勢群體得到保護、 平衡的經濟增長、 縮小收入分配差距等。 參考其含義, 上述實證結果可以進一步解釋為, 數字經濟對我國經濟發展水平較差地區內外貿一體化發展的偏向性的正向推動作用, 能夠促使經濟發展水平較差地區的內外貿一體化發展水平加速增長, 與經濟發展水平較高地區縮小經貿發展差距, 這有利于我國實現地區間更平衡的經貿發展,實現包容性增長, 提升經濟發展質量。

五、 結論與政策建議

本文在對數字經濟對內外貿一體化發展影響的理論分析的基礎上, 基于我國2013—2020 年省級面板數據, 實證檢驗了數字經濟對我國內外貿一體化發展的影響及影響的異質性。 研究結論有以下4 點: (1)數字經濟能夠促進我國內外貿一體化發展, 能夠助力構建國內國際雙循環新發展格局, 替換變量及采用GMM 差分估計的動態面板回歸進行穩健性檢驗, 結論依然成立; (2)技術創新、 產業結構升級的中介效應存在, 是數字經濟對內外貿一體化發展的重要影響機制; (3)按地區劃分進行異質性考察發現,數字經濟能夠顯著地正向促進我國東部、 中部、 西部地區內外貿一體化發展, 且對西部地區的促進作用最大, 對中部地區的促進作用次之, 但對東北地區的促進作用不顯著; (4)進一步分析發現, 數字經濟對我國經濟發展水平較差地區內外貿一體化發展的正向促進作用具有顯著的偏向性, 有利于平衡我國地區經貿發展, 實現“包容性”增長, 提升經濟發展質量。

據此, 本文提出以下政策建議:

第一, 從數字基礎設施建設、 ICT 應用、 數字產業化、 產業數字化等多維度精準發力, 全方位大力發展數字經濟, 推動我國內外貿一體化發展, 助力構建國內國際雙循環新發展格局。

加快提升我國數字基礎設施建設水平, 積極投入光纖網絡的擴容提速, 5G 網絡的商用部署和規模應用, 傳統基礎設施的數字化改造, 支持新型互聯網交換中心和數據平臺的建設等; 以政策、 資金等支持ICT 應用項目的設立與創新, 特別是涉及國計民生的ICT 系統與項目, 使項目成果可以迅速輻射到全國;大力推動數字產業化發展, 建設數字產業園區, 提供優惠稅費、 創新成果激勵等支持措施, 為打造具有國際競爭力的數字產業集群提供良好的環境與條件; 加快深化產業數字化轉型, 以政策、 輿論、 洽商等積極引導傳統企業進行數字化轉型, 充分利用數字平臺、區塊鏈等技術對產業鏈進行數字化升級。

第二, 重點支持中西部地區、 經濟發展水平較差地區的數字經濟發展, 充分釋放其對內外貿一體化發展的促進效應, 實現我國經貿的“包容性”增長。

重點關注和支持中西部地區、 經濟發展水平較差地區的數字經濟發展, 對其予以人才、 資金、 政策等方面的傾斜性支持, 充分釋放數字經濟對內外貿一體化發展的偏向性促進效應。 特別是我國經濟發展水平較差地區, 更應抓住數字經濟發展的時代浪潮, 縮小與我國經濟發展水平較高地區的經貿發展差距, 平衡我國地區間經貿發展水平, 實現我國經貿的“包容性”增長, 提升經濟發展質量。

第三, 以創新驅動發展戰略, 產業結構調整升級, 為內外貿一體化發展提供技術路徑和產業路徑,以高質量外資奠定良好的技術、 產業、 市場基礎。

堅持創新驅動發展戰略, 大力支持技術創新活動, 以政策、 資金等鼓勵研發投入與合作, 以獎勵、法律法規等保障創新成果的產出與轉化, 提升數字經濟發展的技術基礎, 也為數字經濟促進內外貿一體化發展提供技術路徑。 依據人口、 資源、 技術等比較優勢, 因地制宜地優化地區的產業布局, 重點扶持高技術產業等技術密集型產業的發展, 推動我國產業結構的合理化升級, 夯實內貿、 外貿發展的產業基礎, 為數字經濟促進內外貿一體化發展提供產業路徑。 積極利用外資, 相機抉擇地降低外資進入門檻, 以財政、 稅收、 用地等優惠政策吸引外資進入, 特別是吸引技術外溢、 示范作用較強的高質量外資進入, 充分利用其優勢, 提升內貿、 外貿發展質量, 促進我國內外貿一體化發展。