數字貿易壁壘影響實體經濟出口復雜度的實證分析

□董玥玥

一、引言

習近平總書記在黨的二十大報告中指出：“推動貨物貿易優化升級，創新服務貿易發展機制，發展數字貿易，加快建設貿易強國?！碑斎蚧M程邁入曲折發展階段時，“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字貿易壁壘，不利于實體經濟出口復雜度提高。出于隱私保護、產業發展和國家安全考慮，各國（地區）實施的數字貿易壁壘對實體經濟出口產品與服務形成掣肘，阻礙其出口復雜度提升。從國際貿易關系來看，世界貿易組織關稅約束條款與美國對華永久性正常貿易關系，為中國建構起相對穩定的國際經貿環境，在降低數字貿易壁壘的同時，推動中國出口產品數量與產品種類激增，對實體經濟出口復雜度提升產生顯著影響。在這一進程中，數字貿易壁壘對實體經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域、行業以及企業中是否存在異質性？對于這些問題的回應，有助于理清數字貿易壁壘在提升實體經濟出口復雜度過程中所起到的作用，同時也為貿易企業乃至實體經濟防范化解外部重大風險提供理論依據與現實借鑒。

現有研究多立足于數字基礎設施、全球價值鏈、金融扭曲與創新抑制等維度對實體經濟出口復雜度的影響[1-3]，鮮有研究聚焦數字貿易壁壘與實體經濟出口復雜度間的關系。對此，本研究首先從數字貿易壁壘視角出發，系統探究其對實體經濟出口復雜度的影響作用。其次，從技術迭代與融資約束兩方面，深入探究數字貿易壁壘影響實體經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，從地區與企業差異性的角度，分析數字貿易壁壘影響實體經濟出口復雜度的異質性，為不同地區、不同性質的企業制定差異化決策提供依據。

二、文獻綜述與研究假設

現有國際貿易相關研究證實，提升實體經濟出口復雜度是推動社會經濟全面協調可持續發展的關鍵途徑（盧仁祥，2020）[4]。同時，金融扭曲、企業外向度、知識產權保護、技術創新、制度環境、外商直接投資、基礎設施建設等則是影響實體經濟出口復雜度的重要因素（屠年松和龔凱翔，2022）[5]。在諸多相關因素中，既有研究成果鮮有聚焦數字貿易壁壘展開深入探究。就理論領域而言，數字貿易壁壘是國際貿易壁壘的重要構成部分，主要包含傳統關稅壁壘、非關稅壁壘以及數據限制措施三類。傳統關稅壁壘以數字稅為核心；非關稅壁壘多體現在財政限制、投資限制、貿易限制與自然人流動限制等方面；數據限制措施則涉及相關主體的內容訪問權限、平臺責任歸屬以及數據政策落實（趙瑾，2021）[6]。自章志鍵等（2009）[7]將數字貿易壁壘引入完全信息動態博弈模型和不完全信息靜態博弈模型后，探究其對出口貿易現實影響的相關學術成果漸趨豐碩。

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

假設H1：數字貿易壁壘降低能夠提升實體經濟出口復雜度。

由假設1 可知，數字貿易壁壘會加大企業進入國際貿易市場的技術門檻，影響企業出口技術復雜度提升。該種影響主要通過兩條路徑來實現。第一，數字貿易壁壘弱化使企業進入出口貿易市場的技術門檻降低，出口貿易量級擴大。為在出口市場競爭中占據主動，貿易企業傾向于追加技術研發投入，通過迭代生產設備、優化人力資本提升出口復雜度。同時，企業生產技術水平變高，既直接提升貿易產品技術層次與質量水平，也提高產品生產效率、控制貿易成本，推動出口企業擴大產品研發與技術革新投入，進而間接提升實體經濟出口復雜度。第二，數字貿易壁壘弱化有利于企業控制出口貿易所需固定成本、優化經營主體營收情況、直接拓寬流動資本體量。這促使實體經濟由此前單一境內融資轉向境內與境外融資并舉，優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。據此，本研究提出如下假設：

假設H2：數字貿易壁壘降低通過推動企業技術迭代與紓解企業融資約束的路徑，提升實體經濟出口復雜度。

數字貿易壁壘提高國際貿易活動的不可預測性，提高貿易企業的經營成本與風險成本，由此對企業國際競爭力帶來負面影響。如果企業在所在地、經營范圍、貿易規模與所有制類型等方面存在差異，則面對數字貿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]的企業異質性貿易理論出發，通過理論模型研判數字貿易壁壘影響實體經濟出口復雜度的作用機制，并對數字貿易壁壘影響實體經濟出口復雜度的傳導機制、異質性效應展開理論探討。東南沿海省份市場化起步較早，既有經濟基礎較好，在基礎設施與人力資本等領域也較內陸省份更具競爭力。所以，當數字貿易壁壘得到控制時，沿海地區企業更可通過技術革新與質量優勢應對國際市場競爭，提升實體經濟出口復雜度。同時，較之于小微企業與非國有企業，大中型企業與國有企業通常表現出更強的經營穩定性，且其制度架構與組織形式更有利于對沖環境風險、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：數字貿易壁壘對實體經濟出口復雜度的影響具有異質性，在國內東南沿海省份、小微企業以及非國有企業中表現出更強影響效能。

結合上述理論，繪制如圖1 所示框架圖。本研究立足企業異質性貿易理論，首先以世界貿易數據庫樣本數據測度貿易產品層面的實體經濟出口復雜度，而后經由對照匹配世界貿易數據庫與海關進出口數據庫獲取貿易企業層面的實體經濟出口復雜度，以此反映中國實體經濟出口復雜度整體水平。在此基礎上，本研究將2000—2021 年中國工業企業數據庫與海關進出口數據庫對照，再把中國加入世界貿易組織作為準自然實驗，運用雙重差分法研判數字貿易壁壘對實體經濟出口復雜度的影響作用。其次，研究基于行業樣本數據，立足產業協同視角深入探究數字貿易壁壘降低對實體經濟出口復雜度的長期影響作用。同時，本研究著眼于刺激貿易企業技術迭代與紓解貿易企業資金壓力兩大路徑，建構起數字貿易壁壘提升實體經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，由此深化對二者關聯的闡釋。此外，本研究將視角拓展至貿易行業-貿易企業-貿易產品，建構行業上游數字貿易壁壘指數與行業下游數字貿易壁壘指數，立足產業協同視角深入剖析數字貿易壁壘對實體經濟出口復雜度的影響。

圖1 數字貿易壁壘降低提升實體經濟出口復雜度的作用機制

三、研究設計與數據說明

（一）模型建構

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。實體經濟細分行業中出口產品類目與占比存在異質性，貿易企業所遭受的數字貿易壁壘也存在現實差異，符合雙重差分法的研究邏輯。由此研究中國加入世界貿易組織后美國對華永久性正常貿易關系，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 年份中貿易企業j 實體經濟出口復雜度的對數，表示實體經濟出口復雜度變化水平。解釋變量barrierj表示貿易企業j 在中國加入世界貿易組織后，美國對華永久性正常貿易關系法案正式生效引致的數字貿易壁壘降低程度。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表示數字貿易壁壘調整對實體經濟出口復雜度的影響效應。也就是說，若回歸系數α1>0，則反映在行業維度中數字貿易壁壘降低提升了實體經濟出口復雜度。Xjt為企業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）變量測度與數據說明

1.數字貿易壁壘

數字貿易壁壘即各國（地區）政府限制本國（地區）企業、消費者參與國際數字貿易的措施。[13]經濟合作與發展組織（OECD）的數字服務貿易壁壘數據庫涵蓋全球49 個經濟體的數字貿易壁壘信息，包括38 個OECD 經濟體與11 個非OECD 經濟體。OECD 發布的數字服務貿易限制性指數（DSTRI）具備較強客觀性與全面性，被當前學界廣泛應用于數字貿易壁壘表示，故此處以其量化的指標來研判數字貿易壁壘。[14]該指數從頻度分析法演化而形成，納入了五項子指標，分別為知識產權保護、結算體系建構、基礎設施建設、電子交易平臺以及其他貿易壁壘。每項指標取值范圍為0 至1。指標數值越大表明數字貿易壁壘程度愈高，反之則愈低。在相關研究中，學者孟夏等（2020）[15]以進口指標表示數字貿易壁壘。然而，因數字貿易壁壘本質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，故為全面測度數字貿易壁壘的影響效應，本研究將出口數字貿易壁壘與進口數字貿易壁壘同時引入基準回歸模型展開測度，故數據觀測范圍為2000—2021 年。

本研究將產品層面的DSTRI 指數與中國行業分類代碼進行對應，經加權后獲取行業維度的數字貿易壁壘指數。因不同產品所面臨的數字貿易壁壘具有異質性，而一個行業涵蓋諸多產品種類，故行業間數字貿易壁壘降低程度也具有現實差異。具體而言，數字貿易壁壘降幅較大的行業主要是食品加工業、紡織制造業以及日化產品制造業，集中于輕工業類目。而數字貿易壁壘降幅較小的行業主要是能源開采業、金屬礦采選業以及能源生產供應業，集中于重工業類目。

2.實體經濟出口復雜度

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

其次，將世界貿易數據庫數據與中國海關進出口數據進行對比，獲取貿易企業各類產品的出口復雜度。最后，以各類目產品的實體經濟出口額在出口總額中占比權重進行加總，得出貿易企業j 的實體經濟出口復雜度：

上式中，EECj為貿易企業j 的實體經濟出口復雜度，xij/Xij為貿易企業j 中i 類目產品在出口總額中的占比，PECi則為i 類目產品的實體經濟出口復雜度。

3.控制變量

（1）企業異質性貿易理論強調企業的微觀特征，企業經營時間跨度是企業的微觀特征，企業經營時間跨度越長代表其生存能力強、業態可持續發展戰略較為清晰、經營效率較優。此處參照田增瑞等（2019）[18]的研究，選取經營年限（EBL）作為控制變量，其以當期年份與貿易企業注冊成立年份之差表示。

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

（3）借鑒侯薇薇等（2023）[20]學者研究，選取經營體量（ESV）作為控制變量，用貿易企業每期工業銷售產值（涵蓋已銷售成品、半成品的價值，以現行價格計算）取對數衡量。

（4）全要素生產率（TFP），即貿易企業各項要素的綜合生產率，是衡量單位總投入形成總產量的關鍵指標。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 表示貿易企業當期總產值，P 代表貿易企業勞動力數量，H 代表貿易企業固定資產總額，d 代表資本在生產函數中的貢獻水平。依據郝楓等（2021）[22]的觀點，將該貢獻度取值為0.333。

（三）數據來源與處理

研究所涉樣本數據主要來源于三個數據庫：其一為2000—2021 年中國工業企業數據庫，該數據庫涵蓋企業經營年限、工業銷售產值、平均資產總額等數據。其二為經濟合作與發展組織（OECD）的數字服務貿易壁壘數據庫，以DSTRI 指數作為數字貿易壁壘的代理變量。其三為世界貿易數據庫與海關進出口數據庫，以此研判貿易企業層面的實體經濟出口復雜度。

研究樣本數據處理方式具體如下：第一步，借助聯合國擬定海關國別（地區）代碼表，把由世界貿易數據庫測算得出的貿易產品維度實體經濟出口復雜度與中國海關進出口數據進行對照，依據貿易企業各類目產品出口金額在出口總額中的占比進行加權測算，獲得貿易企業維度實體經濟出口復雜度。第二步，以涵蓋實體經濟出口復雜度的海關數據與中國工業企業數據庫進行對照，將二者合并為非平衡面板數據。第三步，因國內《國民經濟行業分類》于2017 年進行第四次修訂，故本研究據此調整所涉及的四分位行業代碼。同時，就樣本數據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 個貿易企業的非平衡面板樣本，總計585539 項樣本數據。

四、實證分析

（一）基準回歸

數字貿易壁壘影響實體經濟出口復雜度的基準回歸結果如表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果。由此可知，交互項的系數符號為正，且在1%水平上顯著。這反映在初始被美國授予正常貿易關系地位即關稅差額較高的行業（數字貿易壁壘降幅較大的行業）中，貿易企業實體經濟出口復雜度較之于關稅差額較低行業（數字貿易壁壘降幅較小的行業）中的企業顯著偏高。也就是說，當中國加入世貿組織后，數字貿易壁壘降低有力提升了國內實體經濟出口復雜度，假設H1 得證。列（2）-（5）將經營年限、資產集中率、經營體量與全要素生產率四項控制變量依次納入基準回歸模型。由結果可知，交互項的系數符號在引入企業維度控制變量后依然為正，且通過1%水平的顯著性檢驗。這進一步證實數字貿易壁壘的降低有利于提升企業層面的實體經濟出口復雜度。該結果不同于蘇理梅等（2016）[24]聚焦2002—2005 年的短期數據樣本結論。

表1 基準回歸結果

（二）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

運用雙重差分法，研判中國加入世界貿易組織后，數字貿易壁壘演化對企業實體經濟出口復雜度的干預水平。然而，建構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 年這一時間節點前，實驗組與控制組變量測度結果的演化態勢應基本耦合。參考Hering 和Poncet（2014）[25]的相關研究，先分析數字貿易壁壘干預實體經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。由檢驗結果可知，中國加入世界貿易組織前，邊際效應95%的置信區間涵蓋數值為0。這表明在數字貿易壁壘得到控制之前，實驗組與控制組企業層面的實體經濟出口復雜度演化基本一致，平行趨勢檢驗假定得以滿足。在數字貿易壁壘逐漸降低后，檢驗系數在95%置信區間中未涵蓋數值0，證明中國加入世界貿易組織后，降低數字貿易壁壘對企業層面實體經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揮存在異質性。在較短時間內（即美國授予正常貿易關系地位后4 年內），該變量系數符號為負。從第5 年開始，影響趨于正向且能通過顯著性檢驗。由此證明降低數字貿易壁壘短期內不利于企業層面的實體經濟出口復雜度提升，但在較長時間內，可有效提高貿易企業的實體經濟出口復雜度。

2.預期效應檢驗

若貿易企業在數字貿易壁壘相關政策調整前已然具有現實預期，則會導致雙重差分模型檢驗結果形成偏誤。為確保數字貿易壁壘具備外生性，本研究將中國加入世界貿易組織前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。若交互項系數通過顯著性檢驗，則表明在現實意義中存在預期效應；若未表現出顯著，則表明貿易企業在中國加入世界貿易組織前尚未具有提升實體經濟出口復雜度的既有預期。估計結果見表2 列（1），由此證明中國加入世界貿易組織后獲得的與美國對華永久性正常貿易關系具備極強外生性。

表2 穩健性檢驗

3.實體經濟出口復雜度的質量調節

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

企業產品質量調節后，實體經濟出口復雜度作為因變量的檢驗結果如表2 列（2）所示，自變量barrierj×postt系數符號仍為正且通過顯著性檢驗，證明數字貿易壁壘降低可有效提升實體經濟出口復雜度。因此，基準回歸模型具備較強穩健性。

4.兩期倍差估計

依據鮑曙光（2022）[27]的相關文獻，由于存在序列問題，多期倍差法面臨高估參數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 年作為時間節點，使數據樣本歸為兩類梯次：第一梯次是2000—2001 年（中國加入世界貿易組織之前）的數據；第二梯次是2002—2021 年（中國加入世界貿易組織之后）的數據。在此基礎上，計算全部變量的算術平均數。兩期倍差估計的檢驗結果見表2 列（3）。由此可知，系數符號仍為正且顯著，這進一步證實數字貿易壁壘降低能夠有力提升實體經濟出口復雜度。

（三）中介機制檢驗

1.技術迭代

為檢驗數字貿易壁壘影響實體經濟出口復雜度的技術迭代效應，本研究以中國工業企業數據庫內新型產品工業產值作為技術迭代（technology）的代理變量。若貿易企業新型產品工業產值>0，則技術迭代則取值為1，反之取0。參考江濤等（2022）[28]的研究，此處先分析數字貿易壁壘降低對貿易企業技術迭代的影響，而后在基準回歸模型中引入技術迭代展開檢驗，經由對照估計系數的顯著性水平與數值演化方向研判該傳導機制成立與否，結果見表3 列（1）、（2）。由列（1）可知，數字貿易壁壘降低對企業技術迭代帶來極大積極影響。將技術迭代納入考量后，降低數字貿易壁壘對提升實體經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

為檢驗數字貿易壁壘降低經由干預資金壓力進而提升實體經濟出口復雜度的傳導機制，參考陳詩一等（2021）[29]相關研究，以經營借款利息支出（payment）作為貿易企業資金壓力的代理變量。經營借款利息支出數額越大，表明貿易企業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果。由此可知，數字貿易壁壘降低有力紓解了貿易企業的資金壓力。將資金壓力納入考量后，barrierj×postt系數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）異質性討論

1.貿易企業屬地異質性

為分析數字貿易壁壘降低干預實體經濟出口復雜度的區域異質性，研究將中國大陸29 個省級行政區（新疆、西藏、港澳臺除外）的企業樣本分類劃入東部沿海區域（北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、浙江、福建、上海、廣東、海南）與中西部內陸區域（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、內蒙古、寧夏、廣西）。在此基礎上展開回歸估計，結果見表4 列（1）、（2）。由此可知，就東部沿海區域貿易企業而言，降低數字貿易壁壘有力提升實體經濟出口復雜度。然而，該影響效應對中西部內陸區域貿易企業而言尚不突出。

表4 異質性分析

2.貿易企業所有制異質性

依據企業在工商行政管理部門的登記注冊類型代碼，將數據樣本分類劃入國有貿易企業以及非國有貿易企業兩大類別并展開實證檢驗，結果見表4 列（3）、（4）。由此可知，降低數字貿易壁壘對非國有貿易企業實體經濟出口復雜度存在積極影響，對國有貿易企業影響并不顯著。造成這一現象的潛在原因是，國有貿易企業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，數字貿易壁壘變動對國有企業帶來的負向外部影響效應相對較低。

3.貿易企業體量異質性

依據《統計上大中小微型企業劃分辦法（2017）》，將樣本企業分類劃入大中型企業與小微型企業兩類，展開實證檢驗，結果見表4 列（5）、（6）。由此可知，降低數字貿易壁壘對小微型貿易企業實體經濟出口復雜度存在突出的積極影響，而對大中型貿易企業并未產生突出影響。綜上可知，假設H3 得證。

五、拓展研究

本研究擬借助2000—2021 年產業樣本數據，立足產業協同視角深入研判數字貿易壁壘降低對實體經濟出口復雜度的影響效應。

首先，參考徐世騰等（2022）[31]在相關研究中的做法，建構產業上游數字貿易壁壘指數以及產業下游數字貿易壁壘指數。對產業上游數字貿易壁壘的計算界定如下：

上式中，j 行業處于行業上游，γij表示i 行業由j 行業進口的中間投入品在i 行業中間投入品購買總量中所占比重，DTBjt表示j 行業數字貿易壁壘指數。對產業下游數字貿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、行業產值相關數據來源于2002 年中國工業企業數據庫與海關進出口數據庫。

而后，依據前文式（2）測算產品維度的實體經濟出口復雜度。在此基礎上，依據貿易產品代碼的匹配關聯，將HS6 位碼商品的實體經濟出口復雜度加總至工業生產中不同行業內，以各類目產品出口產值在行業總出口額中的占比確定其細分權重。

最終，建構如下具體檢驗模型：

上式中，lnEECit為t 時期i 行業的實體經濟出口復雜度取對數。post2表示年份虛擬變量，以中國加入世貿組織的時間即2002 年為界，將此前年份取值為0，此后（包含2002 年）取值為1。Xit為行業維度的相關控制變量，即同行業貿易企業個數。行業集中度以大中型貿易企業資產總額在行業總資產數額中占比表征。技術資源投入以行業技術研發專項資金投入數額表示。行業平均資產以行業固定資產凈值與行業勞動者數量之比表示。ηt代表年份固定效應，ηi表示行業固定效應，θit為殘差項。

表5 報告了產業協同角度下的檢驗結果。列（1）為2000—2021 年全行業數據樣本估計結果。列（2）將既有被解釋變量替換為通過質量調節的實體經濟出口復雜度。列（3）中，為去除2008 年全球金融危機對行業維度實體經濟出口復雜度的潛在干預，因此僅保留2000—2007 年的樣本數據。上述全部估計檢驗均對行業相關控制變量、行業個體固定效應與年份固定效應進行有效控制。由回歸結果可知，交互項系數未通過顯著性檢驗，但系數符號為正，具備較強顯著性。這證實數字貿易壁壘降低經由產業上游作用于本產業實體經濟出口復雜度的影響效能并不突出，但能夠經過產業下游交互協同作用有力提升本產業實體經濟出口復雜度。

表5 立足產業協同的估計結果

由于產業上下游關聯對不同行業類別的影響存在異質性，本研究立足行業差異視角，研判數字貿易壁壘降低經由產業協同對行業維度實體經濟出口復雜度的干預效應。此處將全部行業依據不同生產要素結構劃入勞動力密集、資本密集與技術密集三類，展開分組估計。表6 列（1）-（3）報告分組回歸結果，由此可知數字貿易壁壘降低經由產業下游協同可有力提升勞動力密集行業實體經濟出口復雜度，數字貿易壁壘經由產業上游協同則會阻滯資本密集行業實體經濟出口復雜度提升，經由產業下游協同可明顯提升該產業實體經濟出口復雜度。數字貿易壁壘降低對技術密集行業實體經濟出口復雜度則均未表現出顯著干預效能。技術密集與資本密集行業在下游產業中貿易企業的倒逼影響下，傾向于迭代基礎設施、更新技術設備、追加研發資金，以提升實體經濟出口復雜度。然而，當前國內技術密集產業通常匱乏核心技術與關鍵機制，在技術創新投入與產出轉化應用領域也尚未占據主動。（陳勁和陽鎮，2021）[32]

表6 行業異質性探究

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

六、研究結論與啟示

（一）研究結論

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

（二）理論啟示

1.創新國際數字貿易理論和實證研究視角

本研究基于企業異質性貿易理論，構建數理模型研判數字貿易壁壘影響實體經濟出口復雜度的作用機制，將國際數字貿易相關變量的研究進一步細化到企業層面，從企業異質性視角出發，闡釋國際數字貿易成因、結構和利益分配，為國際數字貿易理論和實證研究提供了一個創新視角。

2.本研究為提升實體經濟出口復雜度提供參考

理論模型推導結果表明，數字貿易壁壘下降對實體經濟出口復雜度提升具有利好作用，且對實體經濟出口復雜度的影響具有異質性，對國內東南沿海省份、小微企業以及非國有企業表現出更強影響效能。數字貿易壁壘降低經由推動企業技術迭代與紓解企業融資約束兩條路徑來提升實體經濟出口復雜度。該理論與實證推演能夠為實體企業通過降低數字貿易壁壘、提升技術創新能力、弱化內外部融資約束來提升出口技術復雜度提供參照，且針對不同類型企業具有差異化作用。

3.拓寬國際貿易理論的應用前景與貿易成本效應的理論視角

本研究著眼于國際貿易實踐不斷發展與國際貿易理論不斷創新的實際情況，研究關注貿易成本效應的重要影響。貿易成本的國際貿易效應主要分析貿易成本對貿易量及國際分工模式的影響；貿易成本的本地市場效應主要分析貿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易比較優勢的來源。

（三）實踐啟示

1.因地制宜、因時而動，制訂差異化數字貿易壁壘應對方案

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

2.積極融入多邊協定，切實推動數字貿易便利化改革進程

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

3.激發技術創新效能，著力提升實體經濟出口復雜度

地方政府可選擇技術升級可能性大的高新技術制造領域，展開智能制造示范試點，培養龍頭企業，形成輻射帶動性極強的貿易產業鏈模式。貿易企業應積極落實國家數字化戰略，整合行業內部各環節數據資源，建立覆蓋產品全生產鏈條的數據鏈，提高分工網絡的連通性。此外，行政機構可主持搭建聯合科研平臺，提高貿易產業出口產品的技術含量，促進出口復雜度提升。