數字經濟促進了企業出口產品質量提升嗎?

周升起,吳歡歡,潘昌蔚

(1.青島大學 經濟學院, 山東 青島 266061; 2.南開大學 國際經濟研究所, 天津 300071)

一、引言

數字經濟依托于互聯網、大數據、云計算等信息通信技術,與社會經濟活動深入融合,產生了大量的產業新形態以及商業新模式,在刺激消費、擴大內需、拉動投資等方面發揮了重要作用[1-2]。據中國信息通信研究院發布的《全球數字經濟白皮書》測算,我國2020年的數字經濟規模居全球第2位,約5.4萬億美元[3]。數字技術在微觀企業的生產中也被廣泛應用,這有助于提高企業生產設備的智能化,進而優化生產環節;另外,還有助于提升企業數據存儲以及運用能力,增強企業獲取信息的有效性,加強企業生產、采購、管理等部門聯動,提升企業生產效率[4-5]。由此可見,數字技術驅動社會生產方式發生深刻變革,逐漸成為增強社會經濟發展韌性的主要動力。

我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段,“十四五”規劃指出,要加快數字化發展,建設數字中國;要優化商品結構及貿易方式,不斷提升出口質量。企業是提高經濟質量的微觀主體,而上市公司作為優秀企業的代表,其發展水平已經成為判斷區域經濟質量最重要的指標[6]。因此,本研究選取上市公司為研究對象,聚焦于其出口產品質量,利用我國上市公司的面板數據,就數字經濟發展是否以及如何影響企業出口產品質量開展相應的研究。本研究可能的邊際貢獻主要有:(1)探求數字經濟發展對企業出口產品質量的影響,拓展提高出口產品質量的途徑。(2)進一步揭示數字經濟發展影響出口產品質量的作用機制。

二、文獻綜述

關于出口產品質量的研究。出口產品質量一直以來受到國內外學者的廣泛關注,已有不少學者就此問題進行了研究[7-11]。就我國出口貿易來看,出口產品呈現明顯的低價和低端化特征[12],要實現從貿易大國到貿易強國的轉變,有必要聚焦研究提升出口產品質量的影響因素以及其中的作用機理[13]。已有研究主要從企業內部因素以及外部市場環境兩個方面對出口產品質量的影響因素展開分析。首先,從企業的內部因素出發,李秀芳等[14]研究認為中間品進口多元化提升了中國外資企業出口產品質量。祝樹金等[15]認為企業上市對出口產品質量升級具有顯著的促進作用。李兵等[16]研究認為互聯網顯著促進了我國企業出口產品質量的提升。其次,從外部市場環境出發,楊逢珉等[17]研究認為FDI和OFDI對出口產品質量具有顯著提升作用。許和連等[18]認為最低工資標準顯著抑制了企業出口產品質量提升。還有學者從貿易自由化[19-20]、政府補貼[13,21 ]、產業集聚[22]等角度對企業出口產品質量展開研究。最后,上述因素主要通過以下作用機制對出口產品質量產生影響:技術溢出[23]、成本效應[14]、全要素生產率[11]、研發創新[21,24]、開放與市場競爭[19,25]、產業升級[26]等。

關于數字經濟的研究。近年來,人工智能、大數據、物聯網等數字通用技術發展迅速,不斷拓展在社會生產、銷售等環節應用的廣度和深度[27],對我國經濟快速發展有著重要貢獻。因此,許多學者開始研究數字經濟的發展情況,并從數字經濟的定義、測度以及數字經濟對社會經濟的影響等方面展開研究。首先,“數字經濟”的概念最早出現在DonTapscot的著作《數字經濟》中,他提出數字經濟是依托于數字化網絡應用和人力資本增加的新興經濟模式,以數字化、智能化為特征,通過自我學習和革新能夠實現全球經濟的互聯互通。李長江[28]和裴長洪等[29]認為數字經濟是一種新的社會經濟形態。李俊江等[30]認為數字經濟是由數字技術不斷創新所推動的一場新經濟革命。周升起等[31]認為以數字化、信息化為特征的網絡信息技術的發展帶動了數字經濟時代的到來。其次,國內外學者從不同角度與方法測度了數字經濟發展水平,Haltiwanger等[32]通過測量信息技術基礎設施、電子或電子商務業務量、企業的組織結構和行業規模、使用信息技術的個人和勞動力市場特征以及價格指數來評價數字經濟規模。張雪玲等[33]選取了信息通信基礎設施、ICT初級和高級應用、企業數字化、信息和通信技術產業發展,運用熵值法構建了數字經濟發展評價指標體系。溫珺等[34]從數字化技術設施建設水平和電子商務的活躍程度兩個角度,利用因子分析法構建數字經濟發展水平的綜合指標等。最后,既有文獻關于數字經濟對經濟社會的影響研究主要是從宏觀、中觀、微觀層面展開。從宏觀層面來看,數字經濟通過技術賦能優化生產要素、提高全要素生產率,成為驅動經濟增長的新引擎和新動能[35-38]。從中觀層面來看,數字經濟可以通過產業創新效應、產業融合效應實現產業結構優化升級和產業組織模式創新[39-40]。從微觀層面來看,互聯網等新興技術可以提高創新效率,并形成兼具規模經濟、范圍經濟及長尾效應的經濟環境,在此基礎上更好地匹配供需,形成更完善的價格機制,由此提高經濟的均衡水平[1]。

綜上所述,國內外對出口產品質量影響因素的研究已經較為深入,但對數字經濟的研究仍處于起步階段,鮮有文獻就數字經濟發展是否以及如何影響企業出口產品質量開展相應研究。基于此,本文從以下幾個方面展開研究:首先,測算考察期內所有樣本的出口產品質量;其次,構建數字經濟發展水平評價指標體系,并測算數字經濟發展水平;再次,實證分析數字經濟發展與出口產品質量的關系,并分析其影響機制;最后,將樣本企業分組回歸,考察數字經濟發展對企業出口產品質量影響的異質性。

三、理論假說

數字經濟的發展增強了數據的資源屬性,使其在企業生產中的作用逐漸凸顯,并逐步成為核心生產要素[41]。首先,數據存儲以及處理能力的增強,使搜尋產品、貿易談判以及簽訂合同等環節可以從線下轉為線上,通過數字化連接實現業務的無縫化銜接,提高了貿易便利化程度,節約了貿易成本。其次,數字技術進一步增強了企業獲取信息的有效性,提高了企業對市場的敏感度,使企業可以準確獲取消費者需求信息,從而滿足消費者的個性化需求,增加消費者粘性,多樣化生產也有助于企業實現范圍經濟。再次,數字經濟時代信息不對稱程度降低帶來的市場競爭強度的提高,也會倒逼企業加強技術創新、產品研發等,進一步推動企業出口產品質量提升[42]。最后,企業的數字化轉型提高了勞動要素的專業化程度,促進人力資本結構升級[43],從而降低了管理成本,有助于優化企業運營模式,進而驅動產品質量的升級。因此,本研究提出假說1。

假說1:數字經濟發展有利于促進企業出口產品質量提升。

以大數據、云計算、人工智能、物聯網等為代表的數字技術在參與企業生產的過程中,一方面,由于引進數字化、智能化設備,優化了企業生產環節,減少了生產時間以及中間品消耗,從而提高了生產效率[44-45];同時,數字經濟可以通過優化數據開發應用,加速數字技術轉化為生產力,有助于促進生產工藝、生產模式的數字化轉型,進而提高全要素生產率。另一方面,企業全要素生產率的提高可以降低生產的邊際成本,提高企業的利潤率,激勵企業擴大勞動力規模和出口規模,獲得規模效應,使企業分工更加專業化,更能滿足消費者的不同需求,獲得長尾效應,從而推動企業出口產品質量升級;同時,生產要素匹配效率的提高,有助于促進產業鏈、供應鏈的融合融通[46],進而促進出口企業相關的產業結構升級,優化出口企業發展環境,進一步促進企業出口產品質量提升。因此,本研究提出假說2。

假說2:數字經濟發展會通過提高企業全要素生產率來促進出口產品質量提升。

四、模型設定與數據來源

(一)計量模型設定

為考察數字經濟發展對企業出口產品質量的影響,參考 Feng等[47]、劉金煥等[48]的方法,建立雙向固定效應模型,模型設定如下:

TQfpt=α+βdigpt+γX+vf+vt+εfpt

(1)

其中,f表示企業,p表示省份,t表示年份;被解釋變量TQfpt表示第t年p省f企業的出口產品質量;核心解釋變量digpt表示第t年企業所在省份的數字經濟發展水平;X表示一系列控制變量;vf表示企業固定效應,vt表示年份固定效應,εfpt表示隨機擾動項。

為檢驗數字經濟—全要素生產率—企業出口產品質量的中介機制,本研究借鑒Sobel[49]、溫忠麟等[50]采用的分步回歸法,進一步推導出模型(2)、(3):

tfpfpt=α+φ1digpt+γX+vf+vt+εfpt

(2)

TQfpt=α+φ2digpt+φ3tfpfpt+γX+vf+vt+εfpt

(3)

其中,tfpfpt表示全要素生產率。

(二)變量說明及測度

1.被解釋變量:出口產品質量(TQfpt)

本研究參考Hallak[51]、Khandelwal[52]、施炳展[53]以及程凱等[17]使用事后推理法來測度出口產品質量。假設市場中代表性消費者遵循CES需求,則消費者的效用函數如下:

(4)

(5)

(6)

其中,式(5)為式(4)對應的價格指數,f表示企業,qfadt表示企業f第t年出口到d國的產品a的數量,Edt表示在t年d國消費者的總支出,pdt表示價格指數。將式(6)兩邊取對數,得到式(7):

lnqfadt=(σ-1)lnλfadt-σlnpfadt+lnEdt-lnPdt

(7)

令udt+ua=lnEdt-lnPdt,ξfadt=(σ-1)lnλfadt,整理得到式(8):

lnqfadt=udt-σlnpfadt+ξfadt+ua

(8)

其中,pfadt表示企業f第t年出口到d國的產品a的價格,udt控制的是進口國—年份固定效應,捕捉到進口國的價格水平(pdt)與消費者的支出(Edt);ua表示產品的固定效應,控制了其他導致產品價格與需求量差異的因素;ξfadt表示包含質量的殘差項。

根據式(8)得到回歸的殘差ξfadt,參考Fan等[54]的研究方法,產品間的替代彈性取σ=5。最終得出企業—產品—進口國在年度層面上的出口產品質量,如式(9)所示:

qualityfadt=lnλfadt=εfadt/(σ-1)

(9)

借鑒施炳展等[55]的方法,將產品質量進行標準化,得到式(10):

(10)

其中,min(qfa)表示企業f產品a的最小質量,max(qfa)表示企業f產品a的最大質量,stdqualityfadt表示標準化后的產品質量并且不具有測度單位。本研究借鑒蘇丹妮等[22]的方法,對產品質量進行企業層面的加權,推導得到式(11):

(11)

其中,valuefadt表示每個產品的出口額,∑a∈zvaluefat表示企業f第t年的總出口額,z表示企業f第t年出口產品的種類集合,TQfpt表示企業層面的出口產品質量。

2.核心解釋變量:數字經濟發展水平(digpt)

參考王軍等[56]的研究,本研究構建了由數字基礎設施建設、數字產業規模和數字經濟發展環境等3項分指標構成的數字經濟發展水平指標體系(見表1)。

表1 中國省際數字經濟發展水平指標體系

其中,二級指標的選取參考了趙濤等[1]和韓先鋒等[57]的研究,考慮到統計數據的可得性,選用互聯網寬帶接入端口、移動電話交換機容量、長途光纜線路長度、網站數、IPv4地址數占全國總數的比重和電話普及率等衡量數字基礎設施建設;選用互聯網普及率、快遞量、信息傳輸軟件和信息技術服務業城鎮單位就業人員、電信業務總量和郵政業務總量等來衡量數字產業規模;選用信息傳輸計算機服務和軟件業城鎮單位就業人員平均工資、信息傳輸計算機服務和軟件業全社會固定資產投資、R&D經費支出占GDP比重和年末常住人口等來衡量數字經濟發展環境。

根據上述指標體系,采用熵值法測算中國各省(區)的年度數字經濟綜合發展水平。為了實現不同年份之間的比較,參考楊麗等[58]的研究,加入時間變量,使結果更加合理。由于指標(變量)類型、量綱不同會導致指標不可運算,因此需要對指標進行標準化處理。計算步驟具體如下:

(12)

其中,t表示年份,p表示省份,j表示指標,m表示年份跨度,k表示省份數量,h表示指標數量,xpjt表示t年p省的j指標,xpjt1表示標準化的結果。由于標準化中會出現0值,為消除0值對結果的影響,對xpjt1作平移處理,記為xpjt2,具體如式(13):

xpjt2=xpjt1+0.000 1

(13)

計算j指標的權重,記為wpjt,具體如式(14):

(14)

計算指標的信息熵ej和冗余度dj,具體如式(15)和式(16):

(15)

dj=1-ej

(16)

根據信息熵和冗余度計算j指標的權重Wj,具體如式(17):

(17)

將經過標準化的指標xpjt2與權重Wj相乘后加總,得到式(18):

(18)

其中,digpt表示各省份每年的數字經濟水平綜合指標。

3.中介變量

全要素生產率(tfpfpt)反映了投入轉化為產出的總體效率。借鑒Levinsohn等[59]與魯曉東等[60]的研究,使用Levinsohn-Petrin法(LP法)來測算企業全要素生產率,測算步驟如下:

設定企業生產函數為C—D生產函數,如式(19):

(19)

其中,Yft表示企業f第t年的總產出,用營業收入表示;Lft表示企業f第t年的勞動投入,用職工人數表示;Kft表示企業f第t年的資本投入,用固定資產凈值表示;Aft表示企業f第t年的全要素生產率,兩邊取對數得:

lnYft=αlnLft+βlnKft+uft

(20)

使用OLS方法進行回歸計算殘差uft即可得到全要素生產率,但這種計算方法存在同時性偏差和樣本選擇偏差的問題。因此,需要將殘差項uft進行拆分,將中間投入(Mft)作為全要素生產率的代理變量,變形得到式(21):

lnYft=αlnLft+βlnKft+ηlnMft+φft+φft

(21)

其中,中間投入(Mft)用購買商品接受勞務支付的現金表示;φft是uft中可以被觀測到的部分,φft是uft中不可觀測到的部分,是真正的殘差;通過估算Lft、Kft、Mft的系數α、β、η的無偏估計量,最終計算出全要素生產率(tfpfpt)。

4.控制變量

參照宋躍剛等[61]與許和連等[18]的研究,本研究選取的控制變量包括:經濟發展水平(lnrgdppt),采用各省人均生產總值取對數表示;外商直接投資(lnfdipt),采用各省實際利用外商直接投資額取對數表示;第三產業增加值占地區生產總值比重(thirdpt),采用各省第三產業增加值與地區生產總值的比值表示;行業集中度(hhifpt),采用赫芬達爾指數來表示,具體由行業內各企業的總資產占行業總資產比值的平方加總得到,赫芬達爾指數越小,代表行業的集中程度越高;企業規模(sizefpt),采用企業職工人數取對數來衡量,企業規模越大,其資金規模越大、人力資源和人力資本相對越豐富,進而在產品質量提升方面越具有優勢;成本費用利潤率(profitfpt),采用利潤總額除以營業成本、銷售費用、管理費用及財務費用的和來衡量,表示每一單位成本費用獲得的利潤,該指標越高,企業經營效益越好;股權集中度(ownershipfpt),采用企業前10位流通股股東持股比例之和來表示,股權集中度越高,企業決策更有效率,也有助于提高股東參與公司事務的積極性;產權比率(equityratiofpt),采用企業負債合計與所有者權益合計的比值來表示,產權比率高,代表企業為高風險高報酬的財務結構;企業固定資產占比(fafpt),采用企業固定資產與總資產的比值表示;企業資本密集度(cifpt),采用企業固定資產凈值與就業人數的比值表示。

(三)數據來源和描述性統計

本研究選取我國30個省份(不含港澳臺以及西藏)的上市公司為樣本開展實證檢驗,主要涉及3類數據:第一類是企業出口產品貿易數據,來自中國海關貿易數據庫,用于計算企業出口產品質量,并參考施炳展[53]的研究,剔除了出口產品數量、金額為零及缺失企業、產品及出口目的國名稱的樣本。第二類是上市公司層面的數據,來自國泰安(Csmar)數據庫以及萬得(Wind)數據庫,用于計算控制變量和中介變量,剔除了樣本數據中總資產、固定資產凈值、就業人數缺失或小于零的觀測值。第三類數據是省際層面的數據,來自歷年中國統計年鑒以及各省(市、區)統計年鑒,用于計算省際數字經濟水平以及省際層面控制變量。

由于本研究的被解釋變量(即企業出口產品質量)的測算需要使用海關數據貿易庫中關于企業出口產品的數量、價格以及目的國等指標,包含上述指標的海關數據目前更新到2015年,因此借鑒Yu[62]的方法,將3套數據進行有效匹配,最終獲得2006—2015年中國30個省份(不含港澳臺以及西藏)、1 257家上市公司、6 936個有效觀測樣本的合并數據。表2匯報了實證檢驗中主要變量的描述性統計結果。

表2 主要變量的描述性統計

五、實證檢驗與結果分析

根據F檢驗、Hausman 檢驗和LM檢驗結果綜合判斷,固定效應模型更加適合本研究,因此下文實證檢驗采用企業和年份固定效應模型。

(一)基準回歸

回歸結果如表3所示。其中,第(1)列僅加入核心解釋變量數字經濟發展水平;第(2)列加入了省際控制變量;第(3)列加入了產業層面的赫芬達爾指數;第(4)列加入了企業層面的控制變量。顯然,無論是否控制各層面的控制變量,數字經濟發展水平的系數均顯著為正,表明數字經濟發展顯著提高了上市公司出口產品質量,理論假說1成立。隨著人工智能、大數據、物聯網等數字通用技術在企業生產經營過程中的廣泛應用,加速了企業生產設備數字化、智能化轉型,有助于增強企業在生產過程中對產品質量的精準把控,從而達到提高企業出口產品質量的目的。另一方面,數字技術與企業生產經營的深度融合,降低了企業的生產成本、管理成本及貿易成本,提高了企業的利潤,進而激勵企業擴大投資、積極進行產品研發,更加有利于產品質量的提升。

表3 基準回歸結果

另外,本研究選取的控制變量也對企業出口產品質量產生了顯著影響。首先,就省際控制變量和行業控制變量而言,上市公司所在省份的經濟發展水平及實際利用外商直接投資額顯著促進了企業出口產品質量提升;而赫芬達爾指數則與企業出口產品質量成反比,該指標越小,行業的競爭程度越高,企業出口產品質量越高,表明在考察期內我國出口企業之間“良性競爭”占主導地位。其次,就企業層面的控制變量而言,企業資本密集度即企業固定資產凈值與就業人數的比值與企業出口產品質量呈負相關關系,而企業規模、股權集中度、產權比率、企業固定資產占比及成本費用利潤率與企業出口產品質量呈正相關關系,表明企業的規模越大、股權越集中、產權比例越高、固定資產占比越大以及單位成本獲得的利潤越高,越有助于提高企業的出口產品質量。

(二)穩健性檢驗

為檢驗基準回歸結果的穩健性,本研究通過替換變量進行穩健性檢驗,結果見表4。表中第(1)列為基準回歸;第(2)、(3)列將被解釋變量TQfpt替換為TQfpt1、TQfpt2進行回歸,其中,參考施炳展等[55]與樊海潮等[63]的研究,TQfpt1、TQfpt2表示將產品間的替代彈性分別取值為σ=3和σ=10時測算的企業出口產品質量,測算方法保持不變;第(4)列將核心解釋變量digpt替換為digzhupt進行回歸,其中,digzhupt為使用原衡量數字經濟發展水平的變量,但測算方法參考了吳曉怡等[64]的研究,選用主成分分析法測算的數字經濟發展水平指標。替換被解釋變量和核心解釋變量進行回歸的結果如表4所示,各列回歸結果均與基準回歸結果一致,均可表明數字經濟發展水平顯著促進了出口產品質量提升,再次證明了理論假說1成立。

表4 穩健性檢驗結果

(三)內生性檢驗

若模型設立存在遺漏變量和逆向因果關系,可能會產生內生性問題[65]。本研究逆向因果關系不存在或不明顯的理由為:數字經濟發展水平是企業生產經營的外部宏觀環境,企業出口產品質量一般難以顯著影響宏觀環境。因此,只存在數字經濟發展水平作用于企業出口產品質量,而不存在反向影響或反向影響不明顯。此外,本研究使用雙向固定效應模型,固定了企業個體效應以及年份效應,在一定程度上減輕了遺漏變量對研究結果的影響,且加入了較多的控制變量以盡可能解決遺漏變量問題。

盡管如此,考慮到影響企業出口產品質量提升的變量眾多,甚至可能無法窮盡。為使研究結果更加穩健,首先,本研究選取“省際網頁數量”作為工具變量引入計量模型,采用兩階段最小二乘法(2SLS)來解決模型可能存在的遺漏變量和逆向因果關系問題。各省的網頁數量可以作為衡量數字經濟發展水平的基礎性指標,顯然與核心解釋變量數字經濟發展水平相關,但無法直接影響企業的出口產品質量。其次,借鑒許和連等[18]的研究,將核心解釋變量滯后一期作為工具變量進行檢驗,回歸結果見表5。其中,第(1)、(2)列分別為“省際網頁數量”作為工具變量時第一階段和第二階段的回歸結果;第(3)、(4)列分別為“數字經濟發展水平滯后一期”作為工具變量時第一階段和第二階段的回歸結果。從表5的實證檢驗結果可以看出,第一階段回歸的F統計量均大于10,說明本研究選取的兩個工具變量均滿足與數字經濟發展水平相關的要求,不可識別檢驗和弱識別檢驗均拒絕了弱工具變量和識別不足的原假設,因此本研究選取的工具變量是較為合理的。另外,兩階段最小二乘法(2SLS)檢驗結果顯示,數字經濟發展在1%的水平上顯著為正,與基準回歸結果一致,表明經過穩健性檢驗以及排除了內生性問題后,假說1仍然成立。

表5 內生性檢驗結果

續表(表5)

六、機制檢驗

前文的基準回歸及穩健性檢驗表明:數字經濟發展顯著促進了上市公司出口產品質量提升。那么,數字經濟發展能否通過提高企業全要素生產率來促進出口產品質量提升呢?為此,本研究以企業全要素生產率作為中介變量,作進一步的機制檢驗。表6展示了數字經濟發展對企業出口產品質量提升作用機制的實證檢驗結果。其中,第(1)列是基準回歸的估計結果;第(2)列是模型(2)的估計結果:數字經濟發展促進了企業全要素生產率的提高;第(3)列是模型(3)的估計結果:數字經濟發展與全要素生產率對企業出口產品質量提升均有顯著的正向效應,且第(3)列數字經濟發展的系數小于第(1)列基準回歸中數字經濟發展的系數,說明在數字經濟發展促進企業出口產品質量的過程中,存在數字經濟通過提高企業全要素生產率,進而促進出口產品質量提升的內在機制,從而驗證了理論假說2。數字技術在參與企業生產的過程中,通過提高各生產要素的匹配效率、減少生產時間以及中間品消耗、促進生產工藝、生產模式的數字化轉型等,提高企業全要素生產率。而企業全要素生產率的提高,可以降低生產的邊際成本,增加產量,提高企業的利潤率,進而激勵企業增加生產端資金投入以及產品研發,推動企業出口產品質量升級。

表6 機制檢驗結果

七、拓展分析:異質性檢驗

前文的實證檢驗結果表明:對于樣本企業整體而言,數字經濟發展能夠促進企業的出口產品質量提升。需要進一步探究的是,數字經濟發展對不同區域、不同要素密集度以及采用不同貿易方式的企業,在促進其出口產品質量提升上是否存在差異呢?為回答這一問題,下文采用分樣本檢驗的方法,對數字經濟發展促進企業出口產品質量提升作異質性拓展分析。

(一)企業區域異質性

按照樣本企業所在省(市、區)的不同,借鑒董艷梅等[66]的做法,將全樣本分為東部地區、中部地區和西部地區3個子樣本分別進行了回歸,回歸結果如表7所示。數字經濟發展對東部地區企業出口產品質量的提升有明顯促進作用,而對中西部地區企業出口產品質量提升的作用不顯著。可能的原因在于:在數字基礎設施建設、數字產業規模和數字經濟發展環境下,東部地區和中西部地區在數字經濟發展水平上仍存在差距,數字經濟發展對中西部地區企業出口產品質量提升的作用尚未發揮出來。

表7 企業區域異質性檢驗結果

(二)企業要素密集度異質性

根據我國證監會公布的上市公司行業分類匹配觀測樣本所在行業,考慮到制造業在觀測樣本中占比較高,進一步將制造業進行細分。匹配結果顯示:觀測樣本所在行業包括除住宿和餐飲業、教育和金融業外共16個一級門類,合并一級門類與制造業的細分行業后共45個行業。借鑒董屹宇等[67]的做法,對企業所處行業的要素密集度進行劃分,將全樣本企業劃分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型。分組回歸結果如表8所示,數字經濟對企業出口產品質量的促進作用主要體現在技術密集型企業,而對勞動密集型及資本密集型企業出口產品質量提升的作用不顯著。可能是因為:相比勞動密集型和資本密集型企業,技術密集型企業的數字技術應用能力更強,將數字技術應用于產品開發、生產流程升級、組織管理優化、產品質量管理和營銷手段創新上具有更高的效率,使數字技術發展對技術密集型企業出口產品質量提升的促進效果更加顯著。

表8 企業要素密集度異質性檢驗結果

(三)企業貿易方式異質性

按照出口貿易方式不同,將全樣本企業分為一般貿易企業、加工貿易企業和混合貿易企業3類。分組回歸結果如表9所示,一般貿易企業數字經濟變量的回歸系數顯著為正,加工貿易和混合貿易企業數字經濟變量的系數則不顯著。這說明:數字經濟發展只對一般貿易企業的出口產品質量提升具有促進作用。有可能是因為:加工貿易企業以完成產品價值鏈的某個或某些生產環節,尤其是低附加值產品裝配環節為主,采用數字技術進行自主品牌和全產品鏈創新的主動性和緊迫性相對較低,因此,在對出口產品質量提升的促進作用上,與一般貿易企業相比,往往表現得不顯著。

表9 企業貿易方式異質性檢驗結果

八、結論與啟示

本研究利用我國上市公司的微觀數據,運用事后推理法測算了企業層面的出口產品質量,通過構建指標體系測算出我國30個省份(不含港澳臺以及西藏)的數字經濟發展水平。在此基礎上,采用雙向固定效應模型實證檢驗了數字經濟發展對促進企業出口產品質量提升的作用及作用機制。結果顯示:第一,數字經濟發展顯著促進了企業出口產品質量提升;第二,數字經濟發展可以通過提高企業全要素生產率這一作用機制,對企業出口產品質量提升發揮作用;第三,數字經濟發展促進了東部地區企業、技術密集型企業和一般貿易企業出口產品質量的提升,而對中西部地區企業、勞動密集型及資本密集型企業和加工貿易及混合貿易企業出口產品質量提升的促進效應不顯著。

以上研究結論對我國今后通過加快發展數字經濟持續提升企業出口產品質量、實現貿易高質量發展具有重要啟示。

一是作為新技術催生的新型經濟形態,數字經濟方興未艾、潛力無限。為促進企業出口產品質量不斷提升,實現對外貿易高質量發展,必須堅定不移地推進產業數字化和數字產業化進程;應通過深化改革和擴大開放,營造更加有利于數字經濟發展的市場環境。

二是企業應積極培育壯大數字經濟人才隊伍,加快企業全業務流程數字化轉型的進程,充分發揮數字技術應用對提高企業全要素生產率、數據要素對提升企業資源配置和利用效率的關鍵作用,以實現企業價值創造能力、出口產品質量和效益的持續提升。

三是應通過優化和調整數字基礎設施建設規劃布局、完善數字經濟人才培養和培訓政策措施,加快勞動密集型及資本密集型企業數字化轉型進程;通過實施更加公平、普惠的數字經濟、貿易、產業發展政策,逐步縮小區域與區域之間、省與省之間的數字經濟發展水平差距,以及不同要素密集度、不同類型企業之間數字技術應用能力差距。