数字经济发展对我国省际贸易的影响：理论逻辑与实证检验

李宏兵，赵丁然，赵春明

1.北京邮电大学 经济管理学院,北京 100876;2.北京师范大学 经济与工商管理学院,北京 100875

改革开放以来，我国积极融入国际经济循环，铸就了全球第二大经济体和第一大货物贸易国的发展成就。但随着近年来新冠疫情蔓延及地缘冲突暴发等外部环境日益复杂，国际经济循环动能明显减弱；加之国内市场需求和省际贸易潜力长期以来没有得到有效挖掘，严重掣肘了我国国内国际“双循环”的有效推进。一方面，省际贸易作为国内大循环的重要组成部分，不仅能够激发国内市场需求、扩大国内市场规模(1)李自若、杨汝岱、黄桂田：《内贸成本、外贸成本与畅通国内大循环》，《中国工业经济》，2022年第2期。，也将有效推进要素跨区域流动和内外贸易的协同发展。另一方面，作为新时期最重要的新型经济形态，数字经济引发的“数字蝶变”在促进信息化生产、无障碍流通以及激发多样化需求等方面发挥着重要作用(2)赵春明、班元浩、李宏兵：《数字经济助推双循环新发展格局的机制、路径与对策》，《国际贸易》，2021年第2期。。因此，理解数字经济对我国省际贸易的影响，剖析其背后的作用机制及空间溢出效应，将对丰富数字经济的贸易效应研究和落实新发展理念下的全国统一大市场建设具有重要意义。

一、数字经济发展影响我国省际贸易的理论逻辑

数字经济依托大数据、互联网和云计算等数字技术，可以渗透到生产、流通、消费等各个环节并获取到有效的信息，数字技术的快速发展能够加强数字经济与传统经济的深度融合，发挥数字优势有助于解决省际贸易各个环节所面临的相关问题。在生产领域，数字时代的信息技术更具应用和推广能力，能够提高生产效率，扩大产业生产规模。面对日趋多样化的市场需求，数字经济的发展推动了生产过程的网络化和协同化发展，促进要素资源的高效整合，有利于推动生产过程的创新发展，从根本上解决生产和消费的冲突(3)侯传璐、覃成林：《中国省际贸易网络的特征及影响因素——基于铁路货运流量数据及指数随机图模型的分析》，《财贸经济》，2019年第3期。。在流通领域，数字经济通过整合各行各业的供需信息，贯通产业链上下游，打通产销两端，保障了各生产要素和消费品的流通。数字经济与物流产业深度融合，提高了流通效率，节约了配给时间。在消费领域，信息网络打破时空界限，能够挖掘不同区域的消费需求，将市场范围进一步扩大，数字平台实现了供需双方高效及时的匹配，最大限度地满足消费的针对性和个性化，有效激发了市场的需求。进一步地，数字经济催生的消费金融产品放宽了金融信贷约束，催生出跨期消费、超前消费等新消费理念，使得消费规模结构进一步扩大。因此，数字经济保障了生产、流通、消费等环节的畅通，有助于促进省际贸易的发展。

从数字经济影响省际贸易的理论机制看，贸易成本是影响贸易行为的核心要素，包含了除生产成本外，生产商品到最终消费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.。而数字经济依托互联网、人工智能、大数据等信息技术，打破了时间和空间上的限制，增强了信息的有效性和要素的匹配效率，有助于降低贸易成本进而促进地区间的贸易往来(5)黄群慧、余泳泽、张松林：《互联网发展与制造业生产率提升：内在机制与中国经验》，《中国工业经济》，2019年第8期。。具体机制主要包括(如图1)：

一是数字经济的发展有效降低了信息搜寻、匹配和交流成本。数字经济利用数字技术和平台优势改变了传统贸易模式，将买卖双方及贸易产品汇聚到同一平台，突破时间和地理空间的限制，一方面扩大了商品信息的搜索展示范围，使得企业能够通过虚拟网络向买方展示及推广其产品，同时也方便买方了解产品的详细信息，有效整合了不同区域的需求和供给，弱化了信息不对称程度，降低了信息搜寻和匹配成本(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，交互式网络平台使得贸易双方沟通交流更加便利，减少了传统贸易中当面磋商造成的成本，提高了沟通效率，降低了交流成本。

图1 数字经济发展影响省际贸易的理论机制

二是数字经济与实体经济融合降低了运输和交易成本。数字经济推动着传统商业模式的变革(7)许恒、张一林、曹雨佳：《数字经济、技术溢出与动态竞合政策》，《管理世界》，2020年第11期。，使交通运输成本大幅下降；同时，电子化产品和服务的快速发展也弱化了运输成本的影响。数字经济与物流服务的深度融合，极大降低了运输成本，提高了运输效率。此外，数字技术与金融服务的深度融合催生了现代化的支付系统，支付宝、微信等移动支付以及身份识别、远程认证等新技术显著降低了贸易过程中的外生和内生交易费用，改进交易效率并降低了贸易双方的交易成本(8)裴长洪、倪江飞、李越：《数字经济的政治经济学分析》，《财贸经济》，2018年第9期。。

三是现代信息网络的普及降低了新市场开拓成本。数字经济的发展能够降低市场准入的门槛(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.。中小微企业无需支付高昂的进入成本，利用信息网络便可将自身产品的信息传递给异地消费者进行跨区域贸易，提高了企业进入异地市场的概率，促进跨区域贸易的发展。同时也降低了进入新市场所需的建立商店及铺设渠道等固定成本，增加了规模较小市场的商品多样性，减弱了不同规模市场的不平等效应，从而改善了消费者福利。

综上可见，数字经济通过降低贸易成本，促进了省际贸易往来，扩大了省际贸易规模。

从数字经济的知识溢出机制来看，知识的跨地区流动依赖于知识所有者之间的面对面交流，数字经济的发展一方面使得可编码的知识传播速度加快，另一方面降低了人与人之间交流的边际成本，提升了不易编码整理的缄默知识传播效率。同时，数字经济带来的知识溢出效应还会通过技术创新来影响省际贸易的发展。一方面，知识溢出有利于改善企业的技术创新能力，提高企业生产效率和降低生产成本，利用价格优势在贸易流入地省份的市场竞争中获得有利地位并扩大省际贸易规模；另一方面，知识溢出通过丰富产品种类并利用多样化优势提升市场竞争力，也会促进本省贸易流出，并提升在流入地省份的市场份额。由此可见，数字经济发展通过知识溢出效应引致的技术创新，可以促进本省的贸易流出和省际贸易发展。

二、数字经济发展影响我国省际贸易的实证策略

关于数字经济的贸易效应研究，早期主要围绕国际贸易展开。Freund和Weinhold指出，各国互联网等数字技术的发展和应用提高了贸易效率，有利于货物或服务贸易的开展(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.。范鑫利用我国2007—2015年出口至115个国家或地区的贸易数据研究发现，进口国的数字经济发展能够显著降低出口效率损失，提高我国出口贸易效率(11)范鑫：《数字经济发展、国际贸易效率与贸易不确定性》，《财贸经济》，2020年第8期。。而针对省际贸易的实证研究，则主要从交通基础设施(12)刘生龙、胡鞍钢：《交通基础设施与中国区域经济一体化》，《经济研究》，2011年第3期。、国际贸易发展(13)施炳展、张瑞恩：《中国省际贸易潜力估算——基于国内贸易与国际贸易对比的视角》，《国际贸易问题》，2021年第12期。、语言文化差异(14)高超、黄玖立、李坤望：《方言、移民史与区域间贸易》，《管理世界》，2019年第2期。等视角展开。为数不多的文献利用国内增值税专用发票月度数据，初步探讨了数字经济在抗击新冠疫情中对省际贸易的影响(15)张充、何益欣：《抗击新冠肺炎疫情、数字经济与省际贸易》，《现代经济探讨》，2021年第7期。。

上述研究尽管认可数字经济对省际贸易的影响，并作出相应的探索，但是仍存在如下不足：一是在数字经济发展指数和省际贸易指标构建上，并未形成一致意见，且多采用铁路货运等较为粗略的变量代理省际贸易(16)徐现祥、李郇：《中国省际贸易模式：基于铁路货运的研究》，《世界经济》，2012年第9期。；二是在一定程度上忽视了数字经济对省际贸易影响的多维异质性和内生性问题的处理，尤其是二者互为因果关系及遗漏变量、指标测量误差等问题，容易导致潜在的内生性问题；三是已有研究对数字经济影响省际贸易的空间溢出效应重视不足。中国疆域辽阔且不同地区间普遍存在着贸易壁垒，从而形成了类似国际贸易的空间结构(17)黄玖立、冼国明：《企业异质性与区域间贸易:中国企业市场进入的微观证据》，《世界经济》，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.，因此对于其空间溢出效应的考察显得十分必要。

综上所述，本文主要的实证策略是基于2011—2017年中国29个省份的省际间投入产出表及相关统计数据，构建并测算了数字经济发展指数和省际贸易流量指标，运用双向固定效应模型和工具变量法(IV)，实证检验了数字经济发展对本省省际贸易流出的影响效应，并从数字经济结构异质性、目的地不同市场化水平和经济规模相似性等方面检验了其异质性。此后，检验了基于降低贸易成本效应和知识溢出效应的影响机制，并利用空间杜宾模型(SDM)拓展分析了数字经济发展影响省际贸易的空间溢出效应。

(一)计量模型设定

为了验证数字经济发展能否促进本省的贸易流出，本文根据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.，在分别控制了来源地固定效应、目的地固定效应以及时间固定效应基础上，将计量模型设定如下：

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

(1)

其中lntradeijt为t年i省流向j省的贸易流量+1的对数值；lnDEIit是本文的核心解释变量，为t年i省份的数字经济发展水平指数+1的对数值；control包括来源地、目的地和双边的控制变量；δi、δj和θt分别为来源地、目的地和时间固定效应，通过控制三个维度的固定效应，用以全面考虑与省际贸易紧密相关的可观测或不可观测的影响因素，来有效克服可能存在遗漏变量的问题，获得无偏的估计结果；本文在来源地和目的地的配对层面对标准误进行聚类。α1是本文主要关注的系数，衡量了数字经济发展程度增加1单位，省际贸易变化的百分比。

(二)数据来源与变量说明

本文选取2011—2017年中国29个省份(除去港澳台、海南和西藏)的面板数据进行实证分析，数据来源于《中国省际间投入产出表》、《中国统计年鉴》、《中国交通年鉴》、《中国电子信息产业统计年鉴》、国泰安数据库和中经网统计数据库等，以及北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制的中国数字普惠金融指数(19)郭峰、王靖一、王芳、孔涛、张勋、程志云：《测度中国数字普惠金融发展：指数编制与空间特征》，《经济学(季刊)》，2020年第4期。。缺失数据根据插值法和相关数据推算进行填补，为保证变量的平稳性，相关变量进行了对数化处理，变量的详细描述如下：

核心解释变量。数字经济发展水平指数(DEI)，本文根据国家统计局发布的《数字经济及其核心产业统计分类(2021)》，在借鉴赵涛等人的研究(20)赵涛、张智、梁上坤：《数字经济、创业活跃度与高质量发展——来自中国城市的经验证据》，《管理世界》，2020年第10期。基础上构建评价指标体系，首先根据线性无量纲法对各测度指标进行标准化，其次采用NBI指数权重确定法进行赋权，最后通过线性加权法计算得出各省份的数字经济指数。该指数包括数字产品制造业与服务业、数字技术应用业、数字要素驱动业及数字化效率提升业等四个一级指标，涵盖计算机、通信和其他电子设备制造业企业单位数量、计算机进口、人均电信业务量、互联网普及率、互联网金融支付、数字金融保险、快递业务收入等七个二级指标。通过加权测算发现，相较于2011年，2017年各省份数字经济均得到快速发展，但“东强西弱，南强北弱”的数字经济空间发展不平衡性特征依旧明显。

被解释变量。省际间贸易流量(tradeij)，借鉴李自若等人的研究(21)李自若、夏晓华、黄桂田：《中国省际贸易流量再估算与贸易演变特征研究》，《统计研究》，2020年第8期。利用引力模型进行估算，计算公式为：tradeij=Qijsidj/∑isi。其中，tradeij为产品服务从i省到j省的贸易流出量，由于本文只探究省际贸易的关系，不考虑省内贸易流量数据，因此去掉了来源地和目的地相同的流量数据，即当i=j时，tradeij=0。si为i省产品服务的总供给量(GDP-净出口)，dj为j省产品服务的总需求量(GDP-净流出)，∑isi为全部省份的总供给量(等于总需求量，即∑isi=∑jdj)；Qij为产品服务从i省流动到j省的贸易参数，或称为摩擦系数，具体为：Qij=HijHoo/HioHoj；其中，Hij为i省到j省的货物运输量，Hio为从i省的总流出量，Hoj为j省的总流入量，Hoo为全部省份的总流入量。

控制变量。主要包括：(1)产业结构(lnstru2i)：一般认为制造业发达的区域输出的工业品相对较多，与其他地区的货物贸易量相应的也就较多。因此本文认为，每个省的省际贸易流出可能与其产业结构相关。本文用第二产业增加值占本省GDP比重的对数值来衡量来源地产业结构。(2)人力资本(lnedui)：本文选取平均受教育程度作为人力资本的代理指标，认为其对贸易往来会产生积极影响，采用各省份小学、初中、高中和大专及以上程度教育人口占6岁以上总人口比重的加权平均值的对数形式来表示(22)盛斌、毛其淋：《贸易开放、国内市场一体化与中国省际经济增长：1985—2008年》，《世界经济》，2011年第11期。。(3)地方保护(lnSOEj)：地方保护行为是影响省际贸易的重要因素，考虑到地方保护主要限制外地产品的流入，因此本文仅考虑目的地的地方保护主义行为，采用国有企业产值占各省GDP比重的对数值来进行测度。(4)经济规模(lngdpj)：经济规模决定了目的地的潜在购买能力，是影响双边贸易的重要因素，本文用各省GDP的对数值作为目的地经济规模的代理指标。(5)地理距离(lndist)：两省间地理距离相距越远则越不利于双边贸易。本文采用省会城市间铁路里程数+1的对数值来表示(23)数据来源于火车票网：http://search.huochepiao.com/juli/。。(6)是否相邻(adj)：一般而言，两个省份在地理上临近有利于彼此开展双边贸易，我们设来源地与目的地在地理上临近为1，否则为0(24)限于篇幅，本文主要变量的描述性统计结果备索。。

三、数字经济发展影响我国省际贸易的实证分析结果

(一)基准回归

表1报告了基准回归及稳健性、内生性分析的回归结果，第(1)-(2)列控制了影响省际贸易的其他变量，同时为了排除随时间变动因素和省份层面因素可能对回归结果的干扰，进一步控制了时间虚拟变量、来源地和目的地虚拟变量，且第(2)列将标准误聚类在来源地和目的地配对层面。从回归结果看，无论是否引入控制变量、是否控制来源地、目的地和时间固定效应以及是否使用聚类标准误，数字经济均显著促进了省际贸易流出，这表明数字经济通过其跨时间、跨区域的特性，有效匹配多样化需求，促进了本地省际贸易的流出。

表1 基准回归、稳健性及内生性分析回归结果

进一步从控制变量看，来源地人力资本水平提高有利于促进本省贸易流出，反映出各省大力发展教育从而提升地区人才竞争力，能够更好地服务本省经济的发展，与预期相符。同时，来源地产业结构变量也显著为正，这是由于第二产业产出的工业制成品具有较高的可贸易性，工业增加值占比越高其对本省贸易流出的促进作用越明显，发展高附加值的产业能够促进省际贸易往来(25)王庆喜、徐维祥：《多维距离下中国省际贸易空间面板互动模型分析》，《中国工业经济》，2014年第3期。。目的地经济规模系数显著为正，即目的地经济发展有效促进了省际贸易往来，与预期相符。而地方保护主义的阻碍作用并不显著，对此可能的解释是，2011—2017年国有企业产值占GDP的比重有所下降，对国内省际贸易的影响有所减弱。地理距离的估计系数显著为负，说明两省间的地理距离拉大阻碍着两省间的贸易往来；而地理临近系数为正，地理临近能够显著促进两地的贸易往来，这是由于地理区域上相邻的省份在经济发达程度、产业结构、技术水平和政策制度等方面均具有一定的相似性，有利于双方开展贸易。

(二)稳健性与内生性分析

1.铁路货运量的稳健性检验。考虑到煤炭和铁矿石运输对铁路货运数据的影响，本文从总样本中剔除了煤炭生产大省和铁矿石开采大省作为流出地的样本(26)其中煤炭生产最高的九个省份为内蒙古、山西、贵州、河南、安徽、山东、新疆、云南、河北。三个铁矿石开采大省为河北、辽宁、四川。，检验结果如表1第(3)、(4)列所示。来源地数字经济系数仍然显著为正，这说明来源地数字经济的发展使到目的地贸易流出量的增加不仅仅是由于煤炭和铁矿石的运量增加导致的。

2.去价格化处理。考虑到价格因素的影响，本文将计算机进口指标核算成人民币单位后，采用以2011年为基期的GDP平减指数进行去价格化处理，快递业务收入指标也采用相同方式进行去价格化处理，并重新计算了去价格化后的数字经济指数(lnDEIi_price)，控制变量目的地GDP也替换为实际GDP(lngdpj_price)，将去价格化后的变量重新纳入回归模型，结果如表1第(5)列所示，与基准回归结果基本一致。

3.内生性问题处理。数字经济发展和省际贸易之间可能存在着内生性问题。一方面，二者可能存在双向因果关系，即本省国内贸易的发展有可能反过来影响其数字经济水平的提升。由于省际贸易间的交流需求，贸易联系较强的省份普遍经济实力较强，更有进行数字化投资和转型的能力。表1第(6)列将数字经济指数滞后一期(lag_lnDEIi)，在一定程度上削弱了由反向因果引起的内生性问题。另一方面，鉴于数据限制，上述测算的数字经济指标可能存在测量误差，而这将与影响省际贸易发展的不可观测因素存在相关性，进而使得估计系数存在内生性问题；而且虽然基准回归引入了可能影响省际贸易的控制变量，但仍可能遗漏其他变量，导致干扰项与解释变量相关。因此为了缓解潜在的内生性问题，本文采用工具变量法进行识别估计。

根据柏培文和张云的思路(27)柏培文、张云：《数字经济、人口红利下降与中低技能劳动者权益》，《经济研究》，2021年第5期。，本文把各省到最近的沿海港口距离当作外生工具变量，进一步与全国层面的数字经济发展指数均值进行交互，解决距离不随时间变化的问题，体现工具变量的时变性。全国总体的数字经济发展不会直接影响到某个省份的贸易流出，但全国数字经济发展总水平代表了各省份数字经济的发展情况。因此，到沿海港口最短距离与全国数字经济总指数交互满足“严外生”与“强相关”的条件。第(7)列为两阶段工具变量(2SLS)第二阶段的估计结果，与基准回归结果基本一致。第一阶段F统计量均大于经验法则的临界值10，即内生变量与工具变量在统计上存在较强的相关性，表明工具变量对内生变量具有较强的解释力。

(三)异质性分析

1.基于来源地数字经济结构的异质性分析

为进一步探索各省数字经济产业内部结构对省际贸易的异质性，本文引入来源地数字经济发展指数细分子指标对省际贸易进行回归。表2第(1)-(4)列分别是数字产品制造业和服务业、数字技术应用业、数字要素驱动业以及数字化效率提升业对省际贸易的回归结果。结果显示来源地数字产品制造业和服务业、数字技术应用业对本省贸易流出的影响作用不显著，而数字要素驱动业、数字化效率提升业的发展极大促进了本省的贸易流出。其经济逻辑可能是，数字产品制造业主要包括支撑数字信息处理的终端设备、相关电子元器件以及高度应用数字化技术的智能设备的制造(28)关会娟、许宪春、张美慧、郁霞：《中国数字经济产业统计分类问题研究》，《统计研究》，2020年第12期。，数字技术应用业主要包括软件开发、电信、广播电视和卫星传输服务、互联网相关服务以及信息技术服务等，这些产业为各省数字经济的发展提供了技术基础，但并不直接作用于省际贸易；且数字产品服务业可贸易性较低，主要在省内进行，因此其对省际贸易的影响作用并不明显。而数字要素驱动业的发展为跨区域贸易搭建了互联网交易平台，也为贸易提供金融等服务支持，提高了省际贸易的交易频率和效率；数字化效率提升业的发展代表了本省产业数字化的发展水平，实体经济与数字经济的高效融合有效提高了资源配置的效率，有利于跨省贸易合作往来。

2.基于目的地市场化水平的异质性分析

地区市场一体化发展能够降低地区间的贸易壁垒，使得市场交易活动边界逐步弱化，产品与要素在空间上能够更加自由、高效地流动，对各地区要素配置效率以及贸易开展有着重要影响。不同地区间存在市场化程度差异，贸易交流也面临着不同程度的信息壁垒。基于以上判断，本文认为数字经济的发展对于市场化程度不同的目的地影响作用具有异质性。当目的地市场化水平较高时，信息可以自由流动，跨地区贸易面临的信息障碍较低，异地企业与当地贸易较为方便；而当目的地市场化水平较低时，不利于企业通过市场化的方式去获得当地的信息，此时企业所在地区发展数字经济能够有效提升信息的可达性，较好地缓解信息不对称的问题，从而促进企业与该地的贸易往来。基于此，本文在基准模型的基础上引入了数字经济指数与市场化指数的交互项(lnDEIi_m*market_m)，用以检验基于目的地市场化水平的异质性。表2中第(5)列为估计结果。回归显示，交互项系数显著为负，表明在目的地市场化水平程度越低的情况下，来源地数字经济的发展所创造的贸易效应越大，与理论预期一致。

3.基于省际间经济规模相似性的异质性分析

借鉴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.，本文进一步探究数字经济的发展对不同经济规模相似性省份间省际贸易的异质性影响。为此引入来源地数字经济指数与经济规模相似性指数的交互项(lnDEIi_m*sim_m)，其中sim指数用以衡量两个省份间的经济规模相似性，该指数值越小，那么经济规模相对差异越大，进而要素禀赋差异则越大，其贸易表现出来的产业间贸易程度越明显，反之则产业内贸易程度越明显。具体计算公式为：

(2)

其中，simijt指数的取值范围为[0，0.5]，越趋近于0则经济规模差异越大，反之则越接近。结果如表2第(6)列所示，回归系数显著为负，说明对于经济规模差异越大的两个省份，来源地数字经济的发展对其贸易流出的促进作用越大，这进一步表明我国省际贸易呈现出非常明显的产业间贸易特征。依据贸易理论，产业间贸易的形成基础是在自然资源禀赋和技术等方面形成各自的比较优势，具有同一产业产品的单向流动(只进口或出口)的特点。加之我国省际贸易很大程度上受到地方保护、自然因素和经济政策壁垒性因素的影响，各地对内鼓励本地产品的流出，对外则设置各类准入壁垒，这不利于区域内产品贸易联系，进而促使省际贸易表现出较为明显的产业间贸易特征。

表2 异质性检验结果

续表

(四)机制检验

前述研究为深刻理解数字经济对省际贸易的影响效应提供了丰富的实证支持，但其仅进行了整体性刻画，尚未对影响机制进行剖析。对此，本文尝试对上述影响的降低贸易成本效应和加强知识溢出效应进行实证检验，利用逐步回归法进行机制检验。其中，对于贸易成本变量(Cost)，在不考虑省内贸易的情况下，借鉴陈强远等的做法(30)陈强远、李晓萍、曹晖：《地区环境规制政策为何趋异?——来自省际贸易成本的新解释》，《中南财经政法大学学报》，2018年第1期。，利用区域间铁路货物交流数据和全社会货运量数据进行测算。对于知识溢出变量(Spill)，采用学术界常用的科学技术支出占财政支出比重的对数值来衡量来源地的知识溢出水平。

1.降低贸易成本效应

表3第(1)-(3)列报告了回归结果。由第(1)列可知，数字经济对省际贸易的总效应在1%的水平上显著为正，数字经济发展水平(lnDEIi)每增加1%，省际贸易可相应提高0.782%。第(2)列结果显示，数字经济发展显著降低了该省份面临的贸易成本。第(3)列中贸易成本的系数显著为负，进一步表明数字经济的发展能够通过降低贸易成本来促进贸易流出；数字经济发展水平的回归系数在控制贸易成本后仍显著为正，意味着数字经济的发展对省际贸易流出存在直接的促进作用；且这一效应的大小为0.44，约占总效应的56%。上述结果表明降低贸易成本的机制存在，并且该机制可以解释总影响的56%，说明数字经济的发展最主要是通过降低两省间的贸易成本来促进省际贸易发展的。

2.知识溢出效应

知识溢出的机制检验结果见表3的第(4)、(5)列。第(4)列数字经济发展水平的系数为1.109，在1%的水平上显著，第(5)列知识溢出的系数为0.136，数字经济发展水平的估计系数为0.630，在1%的水平上显著，尽管加入知识溢出变量后，数字经济发展水平系数依旧显著为正，但相较第(1)列基准结果的0.782，系数的绝对值变小，进一步证明了知识溢出效应确实为数字经济影响省际贸易的重要机制。综合上述机制检验的结果，可以发现，数字经济发展对于本省贸易流出的促进作用主要是通过降低贸易成本效应和加强知识溢出效应来实现的。

表3 机制检验结果

续表

(五)空间溢出效应检验

基于上述分析，本文接下来采用空间计量模型识别数字经济对省际贸易的空间溢出效应。考虑到数字经济发展过程中表现出的跨地域分工与合作的典型事实，本地省际贸易流出不仅受到邻近地区省际贸易的影响(见图2)，还可能受邻近地区数字经济的影响。本文通过构建空间杜宾模型(SDM)，实证研究发现数字经济的发展显著促进了当地省际贸易的流出，与基准回归的结果一致；而数字经济发展的空间滞后项系数均显著为负，说明存在负向空间溢出效应。来自空间溢出效应分解的结果，也证实本省数字经济的发展将会减少相邻省份的贸易流出，反映出数字经济发展对邻近省份存在负向空间溢出效应。(31)限于篇幅，并未呈现空间杜宾模型的构建及计量回归结果，备索。

图2 2011年和2017年省际贸易莫兰散点图

四、结论与政策含义

本文基于中国2011—2017年省际间投入产出表及相关省份数据，构建数字经济发展水平指数与省际贸易流量指标，利用双向固定效应模型、工具变量法和空间杜宾模型等多种计量方法，实证检验了数字经济影响我国省际贸易的理论机理及空间溢出效应。研究发现：(1)数字经济发展能够显著促进本省省际贸易流出，在经过系列稳健性检验后该结论仍然成立。(2)数字经济对省际贸易的促进作用存在明显的结构异质性，本省数字要素驱动业和数字化效率提升业的发展能够显著促进省际贸易的发展；且数字经济主要促进了省际间经济规模差异大、目的地市场化水平较低省份的贸易流出。(3)机制分析显示，省际贸易流出的增加主要是由本省数字经济发展带来的贸易成本下降和知识溢出引致的，且降低贸易成本的机制更为明显。(4)进一步研究发现，邻近省份的省际贸易发展能够促进本省的贸易流出，而数字经济发展会对邻近省份贸易流出产生负向空间溢出效应。

上述结论所隐含的政策含义是：首先，要大力发展数字基础设施，夯实数字经济发展的技术基础，着力降低贸易成本。数字技术及平台应用驱动商业模式革新，能够有效提升跨区域交易效率，并降低市场准入门槛，为欠发达地区参与更大范围的市场交易提供可能。其次，要加快推动数字经济与实体经济深度融合，有效释放数字经济赋能传统产业升级和生产效率提升引致的知识溢出效应，充分挖掘全国统一大市场建设进程中的省际贸易潜力。最后，要有效破除地方保护和省际贸易的制度障碍，着力改善营商环境并构建省际贸易网络；利用数字经济在产业数字化、无障碍流通及激发多样化需求等领域的积极作用，驱动省际贸易快速发展，加快形成国内、国际双循环相互促进的新发展格局。