Measurement on the High-quality Development of China's Social Security System from the Perspective of Common Prosperity

284 ——来自我国个城市的经验证据

2023-04-15 - XIA Wei1，2 and XU Li-qing2 （1.Wuxi Taihu University，Wuxi 214000，Jiangsu，China；2.China University of Mining and Technology，Xuzhou 221116， Jiangsu，China）

Abstract：Achieving common prosperity is the value goal of promoting the construction of a high- quality social security system，while promoting the high- quality development of social security is an important action path to achieve common prosperity. The authors construct a framework for measuring the high-quality development of the social security system from five dimensions：social insurance coverage，social security fund，social security expenditure，social security treatment，and social assistance intensity，and depict the high- quality development level of the social security system in different regions. On this basis，the authors bring common prosperity into the measurement framework of high-quality development of the social security system，introduce the GEM and EDM background difference measurement method，and measure the high-quality development level of the national social security system from 2013 to 2020. The research shows that when common prosperity is not considered，the ranking of high-quality development of regional social security system from higher to lower is east ，northeast， central，and west；after considering common prosperity，the ranking of the four major regions has not changed during the study period，but the overall development level has risen，with the northeast and western regions rising fastest ；and at the provincial level，the ranking of 79% of provinces has changed after considering the spatial ecological responsibility. Further analysis shows that the measurement method considering common prosperity can reduce the heterogeneity among provinces. According to the two measurement results and changes，the country is divided into key support regions，moderate support regions，and control support regions，so as to give different development strategies to provinces within each region. To guarantee the high- quality development of the social security system of China from the perspective of common prosperity ，it is necessary to establish a scientific and reasonable security compensation mechanism and improve the development advantages of different regions ，set up a differentiated assessment and incentive mechanism and carry out development pattern in light of actual conditions ，and improve the construction of the social welfare system，so as to focus on the improvement of people's wellbeing.

Key words：common prosperity；social security system；urban-rural income gap；high-quality development

赵巍

222005）（江苏海洋大学商学院，江苏连云港

284 2011—2020

摘要：基于我国个地级市年的面板数据，综合评价和测度数字经济和城市对外贸易高质量发展水平，在此基础上运用中介效应模型和门槛回归模型分析数字经济对城市对外贸易高质量发展的影响。研究表明：数字经济显著促进城市对外贸易高质量发展，且在一系列稳健性检验后结论依然成立。异质性分析表明，数字经济的促进作用在中西部城市、外围城市、高互联网发展水平城市和“大数据综合试验区”试点城市表现更为显著。中介效应分析表明，产业结构升级是数字经济发展对城市对外贸易高质量发展影响的重要机制。进一步分析发现，数字经济的促进作用还受城市自身数字经济发展水平和产业结构升级的影响，表现出门槛效应，当突破数字经济发展水平门槛值后，其促进作用进一步增强，产业结构升级的门槛效应先强后弱。基于此，需要加强城市数字经济基础设施建设，持续推动数字经济成为城市对外贸易高质量发展的新动能；加强产业数字化，深化数字经济与产业结构升级的高度融合；因地制宜优化企业创新环境，发挥政府监管与调控作用。

关键词：数字经济；产业结构升级；对外贸易；高质量发展

中图分类号：F279.33 文献标识码：A 文章编号：1007-8266（2023）04-0096-11

一、引言

随着大数据、云计算、人工智能、物联网等创新技术的快速发展，数字经济已然成为我国经济发展中最为活跃的领域，是引领国家创新发展的重要力量。《2022年全球数字经济白皮书》指出， 2021 38.1年全球数字经济增加值规模达万亿美15.6%，占同年GDP 45%，元，同比名义增长总量的成为拉动各国经济增长的重要引擎。就国内来2022》指出，2021看，《中国数字经济发展报告年中45.5国数字经济发展规模达万亿元，同比名义增16.2%，总量占GDP 39.8%。自2012长比重为年以GDP来，数字经济占的比重不断攀升，增速明显高GDP于同年的平均增速，成为新时代经济高质量发展的关键驱动因素。中国数字产业化规模正发展壮大，网上政务、在线教育、线上消费等新业态应运而生；产业数字化进程不断加快，农业、工业和服务业等领域的数字化水平大幅提升，为经济高质量发展带来重大机遇。当前，全球科技化与数字化发展成为必然趋势，“互联网+贸易”成为传统外贸转型升级的重要抓手。

由于全球经济不景气，发达国家的制造业纷纷实行“再回归”战略，试图在经济复苏中重新占领制造业“制高点”，产业竞争进入“白热化”阶

段。中华人民共和国商务部发布的《“十四五”对外贸易高质量发展规划》明确指出，“紧紧抓住全球数字经济快速发展机遇，依托我国丰富的应用场景优势，激活数据要素潜能，促进数字技术与贸易发展深度融合，不断壮大外贸发展新引擎。”国际贸易将面临设计、生产、流通、服务、交易等全链条的数字化赋能，更涉及企业的数字化改造和产业结构升级，是一项联结联动的大工程。因此，数字经济已然成为我国实现中国制造智能化转型的加速器，是实现对外贸易高质量发展的重要力量。城市对外贸易是我国对外贸易的区域划分，

2022》公布了我国《中国对外贸易高质量发展报告

对外贸易强城市，以上海、深圳和北京等为代

20 2021 25.8

表，这个城市年的外贸总额为万亿

65%。该报告还指出，元，占全国对外贸易总额的在外贸强省的带领下，宁夏、西藏等诸多中西部省

30%，实现了跨越式增长。外份外贸增长率超过贸成为一个城市发展的最大动力，外贸的发展程度也成为衡量城市现代化水平的晴雨表。因此，数字经济如何影响城市对外贸易高质量发展，背后存在何种传导机制？数字经济影响城市对外贸易高质量发展的差异性特征是什么？对上述问题的探索，可以全面评估数字经济对城市对外贸易高质量发展的驱动作用，对推动我国城市现代化

2035

建设以及实现年我国对外贸易高质量发展跃上新台阶的远景目标具有重大的现实意义。

二、文献综述

（一）对外贸易高质量发展研究现有文献围绕对外贸易高质量发展的相关问题展开了诸多研究，主要涉及三个方面：对外贸易高质量发展的测度与评价、影响因素和发展路径。

在测度与评价方面，曲维玺等[1]、曹俊文等 [2]依据新发展理念构建了对外贸易高质量发展评价指标体系，并依据评价结果提出了促进对外贸易高质量发展的具体对策建议。付文宇等[3]从发展环境、能力、条件和合作四个维度构建了对外贸易高质量发展评价指标体系，评价结果显示我国对外贸易高质量发展存在明显的区域发展不平衡现象，具体表现为“东高西低”的特征。

在影响因素方面，李惠娟等 [4]认为“双循环”对数字贸易高质量发展具有显著的促进作用，且以创新能力作为中介变量时仍具有正向影响。徐保昌等 [5]基于企业层面数据的检验结果显示，环境合规对贸易高质量发展具有正向促进作用。戴翔 [6]认为生产要素的层次和质量是决定一国出口贸易高质量发展的关键所在。魏方等[7]指出中间品进口关税的减让对出口高质量发展具有显著的促进作用，但在低进口密集度行业尚不明显。王孝松等 [8]研究发现，经济政策不确定性对出口产

U品质量的影响在企业层面呈倒形特征，企业生产效率和资源配置等经营特征的不确定性是影响产品质量的重要中介。

在发展路径方面，高运胜等 [9]提出持续推动创新和扩大开放是我国对外贸易高质量发展的可行路径。陈万灵等[ 10 ]指出，通过智能化转型升级激发中低端产业价值链创新潜力能够促进对外贸易高质量发展。马林静等[11]认为依托先进数字技术发展的新业态和新模式是当下对外贸易发展的新趋势，新旧动力转换是对外贸易高质量发展的核心任务。洪俊杰等[12]认为提高全要素生产率能够提高产品的出口竞争力和出口技术复杂度，是实现一国对外贸易高质量发展的动力源泉。中国社会科学院财经战略研究院课题组[13]指出实现对外贸易高质量发展，要充分发挥自由贸易试验区和中国特色自由贸易港的引领作用，营造公平、公正的国际营商环境和市场环境，形成面向全球的高水平开放新格局。（二）数字经济与对外贸易高质量发展现有文献关于数字经济与对外贸易高质量发展的研究并不多见，相关研究集中在数字经济对贸易规模、贸易成本、贸易竞争力和出口技术复杂度等方面。

陶爱萍等[ 14 ]研究发现，数字经济对服务贸易出口具有正向促进作用，这一结论在高收入国家或地区更为显著。李宏兵等[15]认为数字技术的发展打破了空间的束缚，促进了省际贸易往来。从城市层面来看，钟敏等[ 16 ]实证检验了数字经济对城市产品出口增长具有显著的促进作用；傅晓冬等 [ 17 ]对城市文化产品的出口数据进行分析，证实了数字经济对中国出口贸易具有积极影响。此外，还有学者从出口技术复杂度[ 18-19 ]和出口竞争力 [ 20 ]等视角分析了数字经济的影响效应，均证实

了数字经济对我国对外贸易发展的正向促进作用。

综上所述，学术界围绕数字经济与对外贸易发展开展了卓有成效的研究，但鲜有文献聚焦数字经济与对外贸易高质量发展的互动关系，且鲜有从城市层面开展对外贸易高质量发展的研究。鉴于此，本文的边际贡献主要有三个方面：第一，测度和评价数字经济和城市对外贸易高质量发展水平，深入剖析两者的关系及作用机制；第二，以数字经济和产业结构升级作为门槛变量，挖掘数字经济影响城市对外贸易高质量发展的内在机理和实现路径；第三，多维度考查数字经济对城市对外贸易高质量发展的异质性特征，并提出针对性建议。

三、理论机制与研究假设

数字经济具有创新性强、覆盖面广、更新速度快、颠覆性强等特点，有效实现了资源整合与跨区域协同，促进了数字技术与传统产业的深度融合，破除了产业升级中的要素供需问题，大大提高了贸易便利化水平 [21]。本文从数字经济对城市对外贸易高质量发展的直接影响、作用机制和非线性效应三个方面进行理论分析。

（一）数字经济对城市对外贸易高质量发展的直接影响

对外贸易高质量发展要求提升产品和服务质量，优化贸易结构，数字经济对城市对外贸易的影响主要体现在以下三方面：第一，数字经济与对外贸易深度融合，催生了更多先进的商业模式，外贸主体角色发生重大变化。数字经济深度赋能传统企业产生融合型新企业，更新升级了企业传统的管理模式和生产方式，提高了企业产品质量和生产运营效率。同时，互联网平台打破了地理位置和传统贸易信息不对称的限制，实现了数据在线交流与共享，有助于企业通过信息流优化决策，实现数据带动资金流动与生产资料的流动[ 22 ]。第二，数字经济促进商品进出口规模扩大的同时，通过网络流通使城市先进的高科技产品与服务释放出更多商业和社会价值。专利产品、文化产品、创意服务、会计、审计等知识产品和服务通过网络流通消费，打破原有以传统劳动密集型产品出口为主导的商品贸易结构，改变了全球价值链收入分配规律，服务于全球消费者的多元化需求。第三，数字经济以城市数字贸易港、数字自贸区等平台为依托，利用平台信息交换获取收益，创造了线上网点+线下实体店的新商业模式，拓展了对外贸易流通渠道。基于此，提出研究假设。

H1：数字经济对城市对外贸易高质量发展存在正向影响。

（二）数字经济对城市对外贸易高质量发展的作用机制

产业结构升级在数字经济与城市对外贸易高质量发展之间起联通作用。第一，数字经济以“数字产业化”和“产业数字化”为核心，前者是指为数字化发展提供产品、技术、服务和解决方案等，依赖于数字技术；后者更加侧重于依靠数字技术提高传统制造业和服务业的效率和产出，淘汰落后产业，实现产业结构优化升级，提升对外贸易竞争力 [23]。第二，信息技术与传统产业融合，引发企业的基础设备和生产模式发生改变，开始向价值链的上下游即高附加值区域移动，逐渐脱离“微笑曲线”中间即低附加值区域的加工装配活动[ 24 ]。因此，数字经济赋能产业结构升级促进了对外贸易竞争力水平的提升，高度契合了对外贸易高质量发展产业分工向外的特征和要求。据此，提出研究假设。

H2：数字经济对城市对外贸易高质量发展的促进作用是通过产业结构升级间接产生的。

（三）数字经济对城市对外贸易高质量发展的非线性效应

在数字经济时代，各对外贸易主体之间获取信息的成本持续下降，越来越多的中小微企业参与到对外贸易高质量发展的建设中来，使更多的参与主体获得对外贸易高质量发展红利。依据梅特卡夫定律，网络价值以外部节点数的平方快速增长，消费互联网平台如淘宝、京东、美团等通过构建人与人、人与组织之间的连接通道，解决了信息不对称问题，激发了消费潜能。这种网络价值来源于网络外部性，即参与主体越多聚集效应越强，带来的社会价值也越大。在数字经济赋能对外贸易高质量发展的初期，外贸参与部门之间人才、资本、技术、专利等资源流动性差，部门之间的连接成本较高。但随着互联网规模的扩大，数字经济充分发挥共享经济的优势，实现资源在各部

门间重组，各部门享受到了更高级的生产要素和资源，运行效率不断提升，产品和服务也更加优质和高端，获得的边际收益呈几何式增长，对外贸易的竞争力逐渐强大。因此，提出研究假设。

H3：数字经济对城市对外贸易高质量发展呈现边际效应递增的非线性特征。

四、研究设计

（一）模型构建为了检验数字经济对城市对外贸易高质量发展的直接效应，构建如下基本模型：

（1） Thqit = β +β Dieit + β Zit + μ + δ + εit

0 1 c i t

其中，Thqit表示城市i在t时期的对外贸易高质量发展水平，Dieit表示城市i在t时期的数字经济发展水平；Zit为一系列控制变量；μi表示城市i不随时间变化的个体固定效应；δi表示控制时间的固定效应；εit为随机扰动项。

式（1）用来检验数字经济对城市对外贸易高质量发展的直接效应。为验证产业结构升级是否为二者的中介变量，进行如下检验步骤：在式（1）基础上，构建数字经济发展水平（Die）对中介变量产业结构升级（Isu）的线性回归方程，以及数字经济发展水平（Die）与产业结构升级（Isu）对城市对外贸易高质量发展（Thq）的线性回归方程，基于α1、γ1 γ2

和是否通过显著性检验来判断中介效应是否存在。上述线性回归模型设定如下： ln （2） Isuit = α +α Dieit +αcZit +μi +εit

0 1

ln （3） Thqit = γ +γ Dieit + γ Isuit +γcZit +μi +εit

0 1 2除了通过中介效应模型来检验数字经济对城市对外贸易高质量发展的间接效应外，还需要考虑互联网的网络外部性和梅特卡夫定律，网络价值会以外部节点数的平方呈非线性速度增长。数字经济发展水平和产业结构升级可能会对数字经济的促进作用产生非线性影响，可通过门槛回归模型来进行验证。

I(Adj ≤ θ)+

Thqit = ϕ +ϕ Dieit ×

0 1

(Adj θ) 4 ϕ Die ×I > +ϕ cZit+μi+εit （） 2

it it

其中，Adjit为门槛变量，包括数字经济和产业结构升级；I（·）为指示函数，当满足括号内条件时

1，反之为0；θ

取值为为门槛值，不同的值会使得数字经济对城市对外贸易高质量发展的系数存在显

著差异。

（二）变量测度与说明

被解释变量被解释变量为城市对外贸易高质量发展水平。目前，对外贸易高质量发展的评价体系尚无统一标准，现有零星的研究也主要聚焦于国家和省域层面，城市层面的评价较少。本文借鉴付文宇等 [3]的做法，结合城市层面数据的可得性，选取对外贸易发展环境、发展条件、发展能力和贸易合作为一级指标并分别设定相应的二级和三级指标，构建多维度的城市对外贸易高质量发展评价

1）。采用熵值法对各指标进行客指标体系（见表观赋权，可计算出城市对外贸易高质量发展水平综合指数。2.

解释变量解释变量为数字经济发展水平。数字经济涉及的生产要素和信息技术在城市层面难以测度，本文依据相关研究[ 25-27 ]，从数字基础设施、数字产业化和产业数字化三个维度构建城市数字经济发

展评价指标体系（如表所示）。其中，数字普惠金融发展采用北京大学数字金融研究中心发布的数字普惠金融指数进行度量[28]。同样采用熵值法对各指标进行客观赋权，计算出城市数字经济发展水平综合指数。

中介变量中介变量为产业结构升级。本文借鉴左鹏飞等 [ 29 ]的做法，用三次产业的比例关系与各产业劳动生产率的乘积加权值来表示产业结构升级，具体公式如下：

其中，Yijt表示i城市第j产业在t时期的产业增加值，Yit表示城市产业增加值，Lijt表示城市i第j产

时期的劳动从业人员数；Yijt/Yit

业在t 表示第j产业在总产值中所占比例，Yijt/Lijt

表示第j产业的劳动生产率。为避免量纲化影响，对产业结构升级（Isu）取对数处理。

控制变量

根据相关研究[ 25 ] ，选取金融发展水平（fina）、财政分权度（fisc）、人力资本（human）、城市化水平（urban）和生活化水平（live）作为控制变量。其中，金融发展水平用年末金融机构各项贷款余额比地区生产总值表示；财政分权度用财政预算内收入比财政预算内支出表示；人力资本用在岗职工平均人数比年末总人口表示；城市化水平用城市人口密度的对数表示；生活化水平用每百人医疗床位数表示。（三）数据来源、处理与描述性统计

2011—2020 284

本文涉及年个城市层面数据，

EPS

数据来源于数据库、《中国城市统计年鉴》、中经网统计数据库、各省区市统计年鉴和统计公报、中国城市数字经济发展报告和电子政务发展报告、北京大学数字金融研究中心和万得（Wind）数据库等，针对缺失数值采用线性插值法进行补充。变量的描述性统计结果

3。

见表

五、实证分析

（一）基准回归为验证数字经济发展水平对城市对外贸易高质量发展的直接影响，用式（1）进行回归，

结果如表所示。

4中列（1）（2）结果显示，无论是否考虑控制表变量，数字经济发展水平系数均显著为正，说明数字

H1。经济促进了城市对外贸易高质量发展，验证了与列（1）相比，列（2）中数字经济发展水平系0.029 8，在1%水平上显著为正，回归系数降数为低，说明在加入控制变量后，数字经济的影响略有

1下降，但依旧显著，当数字经济发展水平提高个单

0.029 8。位时，能够促进对外贸易发展水平提高金融发展水平的回归系数为-0.006 8，在1%水平上显著，说明金融发展水平的提高对城市对外贸易高质量发展起负向影响。原因可能是金融发展水平高于一定临界值时，使得对外贸易成本增加，企业会选择采用对外直接投资的方式代替出口 [ 30 ] ，因此，会对贸易规模产生影响，从而阻碍对外贸易高质量发展。人力资本和财政分权度回归系数不显著为正，说明人力资本带来的资源配置效率和劳动力素质提升对城市对外贸易高质量发展的影响已比较微弱，也不再是主要决定因素。同时，政府对鼓励当地企业“走出去”、外国企业“引进来”的财政支持政策已较为成熟，在推动对外贸易高质量发展中的作用也较为微弱。城市化

0.051 4 0.023 2，水平和生活化水平系数分别为和

1%水平上显著，说明城市化水平与生活化且均在水平的提高可以促进对外贸易高质量发展。原因可能是城市化水平的提高推动了要素集聚的发展和基础设施的完善，为出口贸易提供了人力、资本等要素支持，降低了出口贸易的成本，使得出口贸易实现优势最大化[ 31 ] ，扩大了对外贸易的水平与规模；生活化水平提高使得居民对产品要求提高，企业技术投入增加，创新效率得到提高，出口过程

中也可以占有更多的国外市场，国外合作增加，因此，能够推动对外贸易高质量发展。（二）稳健性检验为了确保结论的稳健和有效，本文分别采用更换估计方法、变换样本范围和替换解释变量等

5方法进行稳健性检验，结果如表所示。

分阶段回归

借鉴郭炳南等 [ 21 ]的做法，将时间划分为2011—2015 2016—2020

年和年两个阶段，分别进

5列（1）、列（2）。数字经济行回归，回归结果见表对城市对外贸易高质量发展的促进作用在这两个时期均显著，但第二个阶段的促进作用更大，说明数字经济对城市对外贸易高质量发展的正向推动作用未发生实质性变化，因此，回归结果的稳健性得到验证。

工具变量法数字经济发展水平是一个综合指数，因此，在回归过程中极容易出现由于测度偏差带来的内生性问题，即使对金融、财政、居民生活等这些潜在影响因素进行控制，仍可能因其他未控制到的潜在变量进入扰动项中而对回归结果产生影响。因此，为数字经济选取合适的解释变量是解决内生性的主要方法。借鉴黄群慧等[ 26 ]的做法，将各城

1984

市年每百人固定电话数量作为数字经济发展水平的工具变量。同时，由于所选工具变量的原始数据为截面数据，不能参与到面板数据的回归分析中来，因此，参照纳恩（Nunn）等

[ 32 ]的处理方2010—2019

法，将年全国互联网用户数分别与1984

年各城市每百人固定电话数构造交互项，作

5列（3）结果为数字经济发展水平的工具变量。表显示，在考虑内生性问题后，数字经济的正向促进

效应在水平上显著。同时，识别不足检验（KPL）统计量在1%水平上显著，拒绝了“工具变量识别不足”的原假设；弱工具变量检验（KPW）统计

10%水平上的临界值，拒绝了“工具变量是量大于弱识别”原假设。以上结果表明了本文所选取的工具变量的合理性。

剔除样本

284

本文的研究样本为个城市，包含直辖市、省会城市、副省级城市和普通地级市，将省会城市、副省级城市以及直辖市的样本删除，仅留下普

5列（4）所示，通地级市的样本进行回归，结果如表数字经济发展水平对城市外贸易高质量发展仍具有显著的促进作用。

（三）中介效应分析利用中介效应模型检验数字经济对城市对外

6贸易高质量发展的作用机制，回归结果如表所示。

6中列（1）为数字经济是否促进了产业结构表升级的回归结果，数字经济发展水平的系数为0.842，且在1%的水平上通过显著性检验，说明数字经济的发展能够推动产业结构升级。列（2）为将产业结构升级加入数字经济发展水平对城市对外贸易高质量发展的回归结果中，产业结构升级

0.024 8，在1%的水平上显著，说明的回归系数为

产业结构升级促进了城市对外贸易高质量发展。

4列（2）中的同时，数字经济发展水平的系数由表

0.029 8 0.024 8，说明产业结构在数字经济

下降到发展对城市对外贸易高质量发展中起中介作用，

16.95%。数字经济在发展过程中占总效应比重的与传统产业融合，淘汰落后产业，推动了产业结构升级优化，而产业结构升级推动了出口技术复杂度以及资源配置效率的提高，进而推动城市对外

H2。贸易高质量发展，验证了

（四）门槛效应检验由于数字经济的网络外部性和边际效应递增的梅特卡夫定律成立，基于前文的理论分析，构建面板门槛回归模型来检验H3。在进行回归之前，先基于汉森（Han⁃ sen）的做法，通过自助法（Bootstrap）反

[ 33 ]

500

复随机抽样次检验面板门槛的存在

7、表8

性，结果如表所示。

7 8

由表和表可知，当门槛变量为数字经济发展水平时，仅存在单一门槛效

0.354 5。当门槛变量应，门槛估计值为为产业结构升级时，模型的单一门槛和

1%统计水平上双重门槛检验统计量在显著，三重门槛检验统计量不显著，说明

13.091 5 13.116 2

存在门槛值为和的双9重门槛效应。门槛模型的回归结果如表所示。

表结果显示，当数字经济发展水平低于0.354 5 0.040 4，显著促进了对外时，其回归系数为

0.354 5贸易高质量发展；当其高于时，回归系数为0.070 6，数字经济对城市对外贸易高质量发展的正向促进作用依然存在，且进一步增强，呈边际效

H3。同时，当应递增的非线性特征。因此，验证了

13.091 5

产业结构升级低于时，数字经济对城市对外贸易高质量发展具有显著的促进作用；当其跨

13.116 2

越第一门槛值而小于时，数字经济对城市对外贸易高质量发展的正向促进作用迅速增强；而当其跨越第二门槛值时，数字经济对城市对外贸易高质量发展的促进作用减弱，但相较于第一

0.020 5 0.047 3，正向促进阶段，回归系数从提升至作用增强，边际效应依然递增。

（五）异质性分析为了考察区域差异性特征，从城市区位和级别、互联网发展水平、政策强度等方面展开异质性分析。

城市区位和级别异质性由于全国各地的数字经济发展水平、产业结构升级和对外贸易发展水平不同，城市间存在巨大差异。借鉴赵涛等[25]的做法，将直辖市、省会城市和副省级城市划归为中心城市，其他地级市划为外围城市，分别进行数字经济发展水平对城市对外贸易高质量发展的回归。在城市区位上，分别对东部地区和中西部地区进行回归。对不同区域和不同级别城市的数字经济发展水平和对外贸易高质量发展水平进行描述性统计说明，结果如

10、表11

表所示。

中心城市的数字经济发展水平遥遥领先于外围城市，东部地区远远领先于中西部地区，两类地

0.111 2区的数字经济发展水平均值差分别为和0.048 1。数字经济与经济发展水平、资本结构、政府支持、人才储备高度相关[34] ，中心城市与东部地区城市相比于外围城市和中西部地区城市有更好的经济条件、外资引进水平和教育条件，政府对数字经济发展也提供了诸多便利，因此，数字经济发展水平高。

在对外贸易高质量发展方面，中心城市相较于外围城市，东部地区相较于中西部地区，都分别具备先发优势。与中西部地区城市相比，东部地区城市地理位置优越，沿海城市对外贸易的运输成本低，经济发展水平高，开放水平高，因此，东部地区对外贸易发展水平高于中西部地区；而中心城市得益于政策扶持，政治与经济资源的倾斜使得其更受外资的青睐，引入外资水平高，同时可以吸引周边城市劳动力的流入，人才引进难度低，所以，对外贸易高质量发展水平高于外围城市。

数字经济与对外贸易高质量发展水平存在显著的区域异质性，为数字经济影响城市对外贸易高质量发展的区域异质性检验奠定了基础。

12城市区位和级别的异质性分析结果如表所示。结果显示，数字经济的促进效应在外围城市表现更为显著，而对中心城市促进作用不显著；数字经济对东部地区和中西部地区的促进作用均显著，但对中西部城市促进作用更强。该结果的可能原因是，中心城市和东部地区多为沿海开放城市，为了加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，在现有对外贸易优势的基础上，提高了国内循环的比重，因此，数字经济对中心城市和东部地区城市对外贸易高质量发展的影响表现为不显著和促进作用相对较弱。而外围城市和中西部地区得益于数字要素流动快、流动成本低等优势以及溢出效应，接受了来自中心城市以及东部地区城市数字技术的转移，数字经济在其经济发展中发挥重大作用，红利大量释放，与传统产业不断融合，推动当地产业结构的升级，促进对外贸易高质量发展，因此，数字经

济对外围城市和中西部地区城市的影响显著为正且促进作用更强。

互联网发展水平异质性互联网技术是数字经济发展的重要依托，互联网发展水平通常以每万人互联网用户数来衡

2020

量 [ 21 ]。考虑数据的可得性，本文按照年每百人互联网宽带接入用户数中位数将研究样本划分为高互联网发展水平城市和低互联网发展水平城

市。表显示了互联网发展水平异质性回归结果，可以看出高互联网发展水平城市的数字经济发展水平对城市对外贸易高质量发展具有显著的促进作用，低互联网发展水平城市的促进作用不显著。高互联网发展水平城市拥有先进的互联网等新型基础设施，为数字经济快速发展奠定了良好基础。因此，在高互联网发展水平城市，数字经济能够发挥更强的产业驱动效应，促进了对外贸易高质量发展。

政策强度异质性数字经济作为一种新兴产业，离不开国家政策的扶持和战略引领。《中华人民共和国国民经济

2035和社会发展第十四个五年规划和年远景目标纲要》对打造数字经济新优势提出了诸多任务和要求。为加快数据强国建设，贵州、北京、天津、河北等地先后建立了“大数据综合试验区”，给数字经济发展带来了新机遇。本文将大数据试验区试点城市作为试点组开展政策强度异质性分析，回

归结果如表所示。从中可以看出，数字经济对试点组和非试点组城市均表现出显著的正向促进

0.104作用，且试点组估计值明显强于非试点组的0.039 3，说明政策性强度优化了数字经济对城市对外贸易高质量发展的促进作用，政府的扶持使得大数据试验区的引领示范效应逐渐凸显。一方面，试点组享受到国家政策的福利和有效监管，促进了当地经济高质量发展，也扩大了数字经济对区域经济产生的影响；另一方面，数字经济的引领和辐射作用提高了当地的全要素生产率，促进了产业转型升级，释放出供给侧结构性改革的巨大红利，促进了城市对外贸易高质量发展。

六、结论与政策建议

（一）结论本文基于数字经济极大地影响了我国对外贸284 2011—2020易这一事实，基于我国个城市年的面板数据，在数字经济发展与城市对外贸易高质量发展综合评价的基础上，运用中介效应模型和门槛回归模型，多维度实证检验了数字经济对城市对外贸易高质量发展的影响及内在机制。结论如下：

第一，数字经济显著推动了城市对外贸易高质量发展，成为当下构建“双循环”新发展格局的重要力量，通过分阶段回归、引入工具变量、删除中心城市等一系列稳健性检验后，结论依旧成立。第二，数字经济以产业结构升级为中介正向推动了对外贸易高质量发展，意味着在当前数字经济活跃背景下，产业结构升级是实现对外贸易高质量发展的重要途径。第三，数字经济对城市对外贸易高质量发展的溢出效应呈边际效应递增的非线性趋势，这与网络外部性相关，也证实了梅特卡夫定律在城市对外贸易高质量发展中显著存在。当以产业结构升级为中介变量时，也会增强

该效应，说明数字经济和产业结构升级的深度融合会合力促进城市对外贸易高质量发展。第四，数字经济对城市对外贸易高质量发展的影响存在差异性，对中西部地区、外围城市、高互联网发展水平城市、“大数据综合试验区”试点组城市，数字经济发展的促进作用更强。

（二）政策建议

1.加强城市数字经济基础设施建设，持续推动数字经济成为城市对外贸易高质量发展的新动能

数字经济发展水平出现严重的区域不平衡，中心城市和高互联网发展水平城市的基础设施建设明显优于外围城市和低互联网发展水平城市，

5G、建议加大不发达地区的互联网投资力度，扩大新基建、大数据、物联网和人工智能等新型基础设施的投资规模，同时超前布局数字经济引领城市的发展战略，发挥其排头兵作用，辐射带动周边落后地区。切实发挥好数字技术在城市医疗健康、文创产业、新能源和新材料等新兴高精尖产业的效率提升作用，升级传统产业并提高服务业的效率，生产更多的“中国创造”；增强本土产品和服务的国际竞争力，顺应供给侧结构性改革浪潮，开创对外贸易高质量发展新局面。

2.加强产业数字化，深入推动数字经济与产业结构升级的高度融合

产业数字化是对传统模式的生产行业链条进行改造升级、通过数字科技的手段实现产业升级的过程。产业数字化，核心因素是数据，市场的调整是以计算机网络为媒介，以现有数字技术背景下的各个平台为承载实现的，并以此深化产业结构性升级，因此，应加速产业数字化，更新产业链状态。

3.因地制宜优化企业创新环境，发挥政府监管与调控作用

各个城市所在的地理位置、资源禀赋和人力资源等大相径庭，要有针对性地释放数字经济发展红利对产业结构升级的驱动效应，经济薄弱和落后城市有望通过数字经济发展实现弯道超车。同时，这些落后城市应高效整合和联结当地及周边科研院所、高校、数据平台、企业数据等的先进资源，推进产学研协同创新。将先进的数字技术应用于企业产品生产、设计、流通和服务等各个环节，助力企业实现产业结构升级。

城市优化企业创新环境，结合自身条件发展数字经济，弘扬工匠精神，督促企业深耕行业关键技术，形成不畏失败的大格局；政府方面要发挥其公平和公正的干预作用，帮助企业解决市场外部性、信息鸿沟以及资源分配等问题，同时监督大型数据平台的市场力量，为数据财产分配制定有效的制度和法律框架，为数字经济设计有效的税收和激励制度，为城市对外贸易高质量发展提供公平的营商环境。