【精选推荐】数字贸易如何影响统一大市场建设:基于中国272个地级市的经验证据
本次推荐来源于《国际贸易与中国对外开放》2024年第2期的论文《数字贸易如何影响统一大市场建设：基于中国272个地级市的经验证据》，研究作者是赵春明、杨宏举。
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摘要
一
全国统一大市场是推进双循环新发展格局高质量构建的重要基础，能进一步激发中国超大规模市场优势和内需潜力，是中国经济持续力、竞争力、发展力和生存力的关键支撑。当前，世界政治经济形势正发生复杂深刻变化，百年变局加速演进，加之逆全球化、保护主义、单边制裁及地缘政治、军事冲突致使世界经济复苏滞缓，国际市场需求疲软。同时，随着中国经济进入“提质换挡”新常态及受新冠疫情影响，经济发展面临供给冲击、需求收缩、预期转弱三重压力，虽然在政策统筹调整下压力得到缓解，但经济仍处于恢复性增长期，内生动力不强，需求潜力尚需充分释放，经济转型升级面临新堵点、卡点。鉴于此，为破解中国经济发展面临的国内外新形势，２０２２ 年党的二十大报告提出，要“坚持高水平对外开放，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”，重点是畅通内循环，高效利用国内国际两种资源，联通两种市场，将中国打造为全球优质资源的强大“引力场”。
此外，在中国经济结构和动力转换阶段，发展逐渐面临资源要素、环境及制度约束趋紧，探索经济持续高质量增长的内生动力，挖掘驱动市场高效运行的新引擎成为必选项。恰逢中国处在新型工业化、信息化快速发展阶段，以数字技术为底层技术架构的数字贸易等新业态新模式层出不穷，这对经济增长具有强劲的推动力。根据国家互联网信息办公室２０２３ 年发布的《数字中国发展报告（２０２２ 年）》显示，２０２２ 年中国数字经济规模达５０．２ 万亿元，总量稳居世界第２，同比名义增长１０．３％，占国内生产总值比重提升至４１．５％；全国网上零售额达１３．７９ 万亿元，其中实物商品网上零售额占社会消费品零售总额的比重达２７．２％，创历史新高。数字经济、数字贸易成为赋能中国经济企稳增长、促进经济优化转型的新引擎。２０２２ 年，《中共中央国务院关于加快建设全国统一大市场的意见》也指出，要“加快培育数据要素市场、推动数据资源开发利用、加快数字化建设、推动线上线下融合发展”，将数据要素作为推动统一大市场建设的重要因素。因此，在这种背景下以数字技术为支撑，以数据要素和实物要素为重要组成部分的数字贸易能否推动全国统一大市场高效构建？ 其作用机制是什么？ 不同城市、地区数字贸易的发展能否突破市场分割，加快统一大市场建设进程？ 通过对以上问题的探索性回答，可以助力全国统一大市场构建，探析经济发展内生动力，为畅通内循环提供理论支持和经验证据。
二
全国统一大市场是在政策协同、规则统一和执行一致的基础上，通过竞争和相关分工形成的一体化大市场运行体系，旨在重塑中国的国际竞争优势，升级产业链，推动区域协调（刘志彪和孔令池，２０２１；刘志彪，２０２２），其关键在于冲破长期形成的市场分割（陈斌开和赵扶扬，２０２３）。统一大市场建设是一项持续的系统工程，重要抓手在于加强产权、交易、竞争等微观制度与财税、金融等宏观制度相协同（张守文，２０２３），亦即需要重新理顺政府与市场的关系，使政商关系更能适应统一大市场建设的要求（邵传林，２０２３）。学界对市场分割程度的测度主要有以专业化分工和边际产出差异为基础构建的“生产法”（Ｙｏｕｎｇ，２０００）、以区域间贸易流为基础构建的“贸易流量法”（Ｔｏｍｂｅ 和ＺＨＵ，２０１９）、以省际贸易成本为基础构建的“贸易成本法”（陈朴等，２０２１；李丹、吕鑫萌，２０２３）及采用指标体系测度的方法（贺唯唯和侯俊军，２０２３），这４ 种测算方法在构建方式及数据可得性等实际操作方面均受到不同程度的质疑。学界采用较多的测算方法为基于“一价定律”构建的相对价格方差法（卿陶和黄先海，２０２１；余泳泽等，２０２２；赵静梅等，２０２３），该方法基于市场交易产品的价格相对差异对区域市场分割程度进行测算，较为准确地反映了市场的一体化程度。从时间维度看，统一大市场建设在短期内主要集中于破除区域分割政策的影响，中长期则在于更好地转变政府职能（刘志彪，２０２１；邵传林，２０２３）；从治理角度看，统一大市场建设的主要阻碍因素有纵向和横向的政府治理及企业市场势力（刘志彪，２０２１）；此外，学界也从高水平对外开放（蔡宏波和童顺，２０２２）、税收（杨杨等，２０２２；甄德云和王明世，２０２２）以及数字技术、数据要素和数字经济（汪阳昕和黄漫宇，２０２３；夏杰长等，２０２３；吴小康和于津平，２０２３）等方面对建设统一大市场的影响因素进行探索，尤其在数字技术及以此为依托的数字经济角度的研究更是目前学界研究的新蓝海。
数字贸易作为数字技术支撑的新型贸易模式，已经发展为全球贸易和经济增长新引擎，包含了线上可贸易化的数据要素标的和线下产品可用于线上交易的部分（刘斌等，２０２１；贾怀勤等，２０２１），涉及数字技术创新、研发及应用以及规则协调和跨国投资等方面，且随着数字技术的迭代更新，数字贸易的内涵和外延将继续丰富（刘建平和路红艳，２０２２）。基于对数字贸易的认识，学界对数字贸易的测度进行了积极探索，主要集中在采用单一的信息通信技术产品（ＩＣＴ）和数字类产品出口替代（杨连星等，２０２３）、编制数字贸易投入产出表（杨晓娟和李兴绪，２０２２）、构建数字贸易指标体系（岳云嵩和张春飞，２０２１；洪俊杰等，２０２３；官华平等，２０２３）等。第一种测度方式指标覆盖面较少；第二种测度方式并不具有很强的数据可得性，且在不断完善；第三种测度方式涉及到不同维度的测算，涵盖因素较为全面，运用较为成熟且学界使用较多。提振消费、扩大内需是建设统一大市场的目标所在。随着统一大市场构建完善，在市场范围效应和价格稳定效应的影响下，依托数字技术发展起来的数字贸易对消费的促进作用不断增加（祝合良等，２０２２）。此外，中国作为数字贸易领域大国，依托超大规模市场优势，具有培育数字贸易竞争力的禀赋优势（洪俊杰和史方圆，２０２３）。也有学者指出，数字经济发展通过推进产业创新、有序竞争、要素流通，从而突破行政区经济，打破区域贸易壁垒和市场分割，推动统一大市场建设（陈伟光等，２０２２；夏杰长等，２０２３）。
通过梳理已有文献可知，学界对统一大市场的概念、测度和影响因素均有较为丰富的研究，对数字经济和统一大市场的研究较为多见，但对于数字贸易和统一大市场之间关系的研究较少，且以理论阐述为主，鲜有经验验证层面的研究。基于此，本文将重点聚焦数字贸易对统一大市场的影响研究，边际贡献在于：一是以地市级经验数据为样本，能更为准确地分析各个地区市场分割和数字贸易发展水平；二是厘清了数字贸易和统一大市场之间的逻辑关系；三是对数字贸易影响统一大市场构建的作用机制进行探析；四是拓展性分析了城市经济发展水平、城市规模、数字基础设施发展水平对两者关系的影响。基于以上研究，可以通过发展数字贸易助力统一大市场构建，为激发内需潜力、畅通国内大循环、促进经济高质量发展探索新引擎。
三
数字贸易发展对统一大市场建设具有重要影响，厘清两者的传导机制能为统一大市场建设注入新动力。本文将从物流效率、企业运行效率及对外开放度３ 个方面对数字贸易影响统一大市场建设的理论机制进行阐述并给出研究假说。理论机制图见图１。
数字贸易的发展既得益于数字技术的迭代更新，也来自数字贸易企业的推广。一方面，从数字技术角度来看。首先，数字技术从研发、应用再到产业化发展需要不断探索，涉及到较多的沉没成本；此外，数字技术的开发还涉及到技术设备和研发人员等固定成本和可变成本，因此数字企业前期的数字技术研发和数字产品生产面临较大的成本投入，根据成本加成定价规律，产品价格相对较高且具有垄断性。其次，最初开发和应用某一领域数字技术的企业会优先获得利用该领域数据要素资源、规模市场、政策保护及相关规则制定等先发优势，从而在数字技术及数字产品贸易前期会对本领域其他企业形成数字技术垄断壁垒（保建云，２０２３）。最后，由于数字贸易企业的低边际成本乃至零边际成本，加之“梅特卡夫”法则影响，会进一步放大数字贸易企业的规模和范围经济效应，在先发数字贸易企业以不完全竞争结构参与市场运行时，会带动地方经济快速发展。为了维持领先优势，使数字贸易企业进一步促进地方经济增长，地方政府会增加干预倾向，试图保护地方产业（陈颖和高宇宁，２０２２），从而在一定程度上加剧市场分割程度。
另一方面，从数字贸易企业推广角度来看。首先，数字贸易产品本身作为数字技术的应用载体，其内涵和外延均包含数字技术，在数字贸易企业将数字产品与其他企业进行交易时，也将数字产品包含的部分数字技术随之转移，在其上下游企业对数字产品的不断使用和学习中，亦通过“干中学”的过程，逐步加强对新型数字技术的接触、研发及应用，从而不断破除先发企业的数字技术壁垒，突破技术结构瓶颈（王海花等，２０２３），从而推进相关领域数字技术一体化发展。其次，数字技术的广泛应用及数字产品的交易，突破了传统货物运输受制于地理距离的局限，破除了市场运行过程中面临的地理分割，从而使数字贸易赋能统一大市场构建进程，推进产品和要素市场一体化运行（魏丽莉和侯宇琦，２０２３）。最后，数字产品交易主要通过数字技术和数字贸易平台进行，一是产品“赋智上云”等产生虚拟聚集效应，云平台通过对信息的集中发布，打破“信息孤岛”，降低了消费者和企业的搜寻成本，使供需两端高效匹配，解决了因信息不对称和信息壁垒产生的供需分割；二是云平台对信息的发布打破了因地理因素和信息差产生的区域市场分割，进而破除价格歧视，加快市场整合。
基于以上分析，提出假说Ｈ１：数字贸易对统一大市场构建具有先抑制后促进的“Ｕ 型”影响。
数字贸易发展能有效提升物流效率。首先，数字贸易的发展使得传统贸易在数字技术的赋能下不断“上云用数赋智”，需求端、供给端企业及运输节点企业均被虚拟聚集在同一平台，提高物流信息匹配及流通效率。其次，数字贸易的发展将改善和赋能物流运行环节，进而提升物流运行效率。一是传统物流运行的时间和空间可控性均较低，将不能满足数字产品，尤其技术密集型新产品对物流的高效性和可控性要求，因此倒逼数字技术与传统物流深度融合，从而提高物流运行效率；二是数字贸易发展使部分线下交易环节向线上转移并压缩运行时间，大部分交易环节采用“数字跑腿”代替“人跑腿”，精简物流环节，进而使数据链深度嵌入物流链；三是数字技术融合物流运行，其本身即为物流升级，是提升物流效率的一种重要形态，在这种形态下物流服务的应用场景、范围增加，“数智赋能”的物流运行效率提升效应进一步释放（任保平和贺海峰，２０２３）。
物流运行效率的提升将推动统一大市场高效构建（罗小芳和卢现祥，２０２３）。首先，物流的高效运行及基于数字贸易平台的信息发布，能使产品市场和服务市场高效对接，降低物流需求主体到物流服务主体的时耗及匹配成本，解决“最先和最后一公里”难题，畅通运输堵点、卡点；其次，物流运行效率的提升将更有能力联通区域市场，优化市场间商品流通渠道，畅通内循环，进而推动市场一体化运行；最后，数据链与物流链的融合不仅提高了物流运行效率，而且提升了物流运行全程智能监测能力，从而提高市场间物流运行的稳定性，进而增强一体化市场稳定运行。
基于以上分析，提出假说Ｈ２：数字贸易发展提高物流运行效率，进而促进统一大市场建设。
数字贸易发展能提高企业运行效率（唐青青等，２０２３）。数字技术作为数字贸易发展的核心技术，企业对数字产品的开发必然基于先进的数字技术，而数字产品研发的时效性、综合性则需要企业内部各部门之间的协同配合。因此，当数字贸易企业引进数字技术时，首先，在数字技术的赋能下，企业内部纵向信息对接、流通更加准确高效，缩短了信息传递的时耗和偏误；此外，在数字技术赋能企业监管时，例如上下班智能打卡等机制能较为准确地对管理层和员工效率进行监管。其次，数字技术的应用能有效破除公司横向部门之间的信息流通壁垒，加强部门协同，降低公司内部资源消耗。最后，数字技术与实体产业的融合使生产流程更加标准化、智能化，可控性更强，提高了产品生产效率（王婷伟等，２０２３）。综上所述，数字贸易的发展进一步推动了企业运行效率的提升。
一方面，企业运行效率提升带来的成本节约效应使企业有更多资金用于疏通行业上下游市场的关键链条堵点。核心数字贸易企业在数字技术赋能下的高效运行，能使企业将其采购和销售“触角”进一步上下延伸，有效突破传统条件下因市场信息在上下游产业链间流通不畅造成的链条“分段化”和部分“链条垄断”，破除上下游市场运行壁垒，推动市场一体化运行。另一方面，企业效率的提升使其获取更多的利润空间，从而依靠数字技术和数字产品开发优势形成较强的市场势力，尤其新型数字技术企业基于数字网络的快速化规模效应和低成本效应，具有短期崛起优势，因此在无外力干预情况下，可能造成相关领域市场垄断，不利于推进统一大市场建设。
基于以上分析，提出假说Ｈ３ａ 和Ｈ３ｂ。
Ｈ３ａ：数字贸易发展通过提高企业运行效率推动统一大市场建设。
Ｈ３ｂ：数字贸易发展通过提高企业运行效率引致垄断，抑制了统一大市场建设。
对外开放水平的提高对数字贸易促进全国统一大市场建设具有积极的调节效应。首先，对外开放水平提高促使国际资源进入国内市场，增加市场竞争。一方面，破除了原有市场中可能存在的数字贸易大企业因规模、平台优势引致的垄断，打破了原有少数寡头或垄断企业的市场运行生态，推动市场整合；另一方面，在开放条件下，吸引优质资源进入国内，尤其先进数字技术的引入可以赋能产品流通网络和数字贸易平台，促进市场信息、数字产品的线上线下高效、跨区流通，推进市场一体化高效运行。其次，对外开放水平提升推动了数字跨境贸易壁垒降低，为防范大数据跨境流通风险，必须进一步规范数据要素市场运行机制，营造健全、统一的市场环境。最后，数字贸易企业更容易引进先进的数字技术，推动企业加快数字化转型和升级，上下游企业“零距离”虚拟集聚在“云平台”，市场各方主体能够及时、动态捕捉市场信息，消弥信息摩擦，推动市场一体化运行（郭砚莉，２０２３）。
基于以上分析，提出假说Ｈ４：对外开放度对数字贸易推进全国统一大市场建设具有正向调节作用。
四
为了验证数字贸易对统一大市场的影响，参考已有文献的非线性模型构建方式（王勇等，２０２２），设立以下基准回归模型：
（１）被解释变量———市场整合指数（ｍｉｎｔ）
本文对统一大市场的衡量，参考已有文献（余泳泽等，２０２２）采用基于“一价定律”的相对价格方差法进行测度，考虑到商品不仅可以进入相邻市场，而且可以运输到其他非相邻市场，因此测算时不再局限于对相邻城市进行匹配，而是扩展到任意两个城市。基于市级数据的可得性，选用测算商品包括食品、饮料烟酒、衣着、居住、家具、体育娱乐、交通通信、医疗保健８ 个类别。
首先，计算相对价格绝对值：
最后，计算相对价格方差。给定时间ｔ、城市ｉ 和ｊ 以及商品ｋ，计算某一市相对于其他市的相对价格方差
，然后按照同市取均值合并，最终得到ｉ 市ｔ 年相对于其他市的商品市场分割指数：
其中，
表示市场分割指数，值越大表明分割越严重；ｎ 表示城市；Ｎ 表示合并时的城市组合数；计算后的样本观测值有１３×２７２ ＝３５３６个；则市场整合指数为
（２）核心解释变量———数字贸易（ｄｉｔ）
鉴于采用指标体系测度数字贸易发展水平，且该指标体系包括维度较为全面，本文参考已有文献（洪俊杰等，２０２３），分互联网环境、物流环境、政策环境、数字技术创新环境、贸易发展潜力这５ 个维度１４ 个具体指标对数字贸易发展水平基于因子分析法进行测度（见表１）。
（３）机制变量
本文选用的中介机制变量为：物流机制（ｌｏｇｉ），采用公路货运量对数值和公路客运量对数值之和的均值刻画，当物流升级、运行效率提升时，客运量和货运量将不断增加；企业效率（ｅｆｆｉ），采用规模以上工业企业利润总额表示，当企业效率提升时，将会降低企业运营成本，拓展企业利润空间，增加企业利润；此外，为了进一步验证数字贸易发展提升企业效率后拓展其市场势力，从而加剧市场分割，本文参考已有文献（金祥义和张文菲，２０２３），采用行业内每家公司主营业务收入占行业主营业务收入总计比重的平方再累加，即用赫芬达尔指数（ｈｈｉ）来表示企业的行业垄断水平，并将其按照企业注册城市与本文市级数据集匹配。本文调节机制变量为开放度（ｏｐｅ），采用当年实际使用外资金额刻画，市场越开放，外商投资越多，利用外资也越多。
（４）控制变量
为了尽可能地控制影响统一大市场构建的其他因素，本文参考已有文献（赵静梅等，２０２３）选择的控制变量为：地方一般公共预算支出（ｂｕｄｏ）；发明专利数（ｐｄｔ）；年末金融机构人民币贷款额（ｆｉｎ）；地区生产总值（ｇｄｐ）。
本文选取２００９ ～ ２０２１ 年中国２７２ 个城市数据作为研究样本，被解释变量数据来自各市统计年鉴，解释变量、机制变量和控制变量数据来自各市统计年鉴、国研网数据库、ＥＰＳ 数据平台、国泰安数据库，个别年份缺失数据采用按平均增长率方式补全；考虑到可能存在的极端值对回归结果产生影响，对数据采用Ｗｉｎｓｏｒｉｚｅ 在２．５ 和９７．５ 百分位进行缩尾处理；考虑到数据的波动性，将变量取对数处理；此外，各变量的ＶＩＦ 值均小于１０，因此不存在严重共线性问题。由主要变量描述统计信息可知，市场整合指数最大值为６５．４８，最小值为１．７２，标准差为９．６８，这说明各地市场分割存在差异，且变动较大；数字贸易最大值为６．９８，最小值为－０．３１，标准差为０．５２，均值小于标准差，这说明中国各地区数字贸易发展存在异质性。
五
为了验证数字贸易对统一大市场的影响，对式（１）进行回归，回归结果见表２。列（１）为ＯＬＳ 回归，数字贸易（ｄｉｔ）及其二次项均（ｄｉｔ２ ）在１％的水平上显著，且一次项为负，二次项为正；列（２） ～ （３）均控制城市固定效应，回归系数均在１％的水平上显著，一次项为负，二次项为正；列（４）控制年份和城市固定效应，数字贸易（ｄｉｔ） 一次项系数为－３．３０６，在１％的水平上显著，数字贸易二次项系数为７．７３，在５％的水平上显著。这表明数字贸易对统一大市场建设存在以下影响：先因其建设成本等存在抑制效应，之后才会显现数字贸易的规模、范围、畅通信息等经济效应，对统一大市场建设产生促进作用，即数字贸易对统一大市场建设存在先抑制后促进的“Ｕ 型”影响。由此可见，假说Ｈ１ 成立。进一步从数字贸易发展拐点（０．２１４） 来看，在本文２７２ 个样本城市中，约有８２％的城市处于拐点附近或者拐点以下，这说明中国数字贸易发展水平在城市间存在差异，且有大部分城市需要进一步推动数字贸易发展。
为了验证基准回归结果的可靠性，本文进一步采用稳健性检验。一是考虑到影响统一大市场的因素（例如地方政策）既要符合本市发展实际，又要符合省级大政方针，因此数字贸易对统一大市场的影响可能既随城市改变又随省份改变。鉴于此，本文采用城市与省份交叉的固定效应回归。二是为了消除可能存在的异方差、自相关对文章回归结果的影响，本文ＧＬＳ 进行回归。三是本文选用２００９ ～ ２０２１ 年作为样本区间，考虑到２０１９ 年之后国内外受到新冠疫情的影响，样本可能具有极端性，因此，分别将样本缩减至２０２１ 年和２０２０ 年之前，进行再回归。四是为了初步削弱数字贸易存在的时间延续性，即前期数字贸易发展水平可能会影响到本期，进而影响到统一大市场建设，鉴于此，本文参考已有文献（赵静梅等，２０２３）将数字贸易滞后一期再回归。以上回归结果均在５％的水平上显著，且均保持了基准回归结果的“Ｕ 型”影响，因此基准回归结果稳健。
数字贸易的发展能推进统一大市场建设，但是统一大市场的形成也有可能倒逼数字技术提升，进而促进数字贸易发展，因此可能存在“逆向因果”。此外，虽然本文加入了控制变量，但不排除遗漏重要变量的可能性，从而产生内生性问题。为了解决以上问题，本文采用工具变量法基于ＧＭＭ 进行再回归（见表３）。采用的工具变量有：一是将数字贸易及其二次项滞后一期作为其本身的工具变量。二是参考已有文献（黄群惠等，２０１９）思路，采用２０００ 年各市现有的邮电业务总量数据作为工具变量。邮电数量在一定程度上代表了当地数字技术的发展水平，与数字贸易密切相关；同时，２０００ 年邮电业务数量作为历史数据，与统一大市场建设并无直接关联，满足“相关排他”性要求。此外，为了匹配面板数据特征，本文进一步将２０００ 年邮电业务总量与年份相乘作为工具变量进行回归。由回归结果可知，工具变量（ｉｖ）与数字贸易及其二次项均有显著正向关系，且萨根统计量（Ｓａｒｇａｎ ｓｔａｔｉｓｔｉｃ）为０．０００１，Ｐ值为０．９９７，Ｆ 统计量（Ｃｒａｇｇ⁃Ｄｏｎａｌｄ Ｗａｌｄ Ｆ ｓｔａｔｉｓｔｉｃ）为１３６７．２０１，１０％的显著性值为１３．４３，这表明工具变量选择不存在弱识别或识别不足等问题，工具变量有效。从回归结果可知，数字贸易一次项（ ｄｉｔ） 及二次项（ｄｉｔ２ ）均在１％的水平上显著，且保持“Ｕ 型”效应，这表明基准回归结果可靠。
为了进一步考察数字贸易是否通过促进物流效率、企业运行效率提升，进而影响统一大市场建设，本文对式（２）和式（３）进行回归，结果见表４。
（１）物流机制分析
由表４ 列（１）可知，数字贸易一次项（ｄｉｔ）系数为－０．５７６，二次项（ｄｉｔ２ ）系数为０．０５８５，均在１％的水平上显著。这表明数字贸易发展初期可能由于前期数字技术积累、研发等数字贸易建设和沉淀等成本，使得数字贸易对物流效率提升具有一定的负向影响；但随着数字贸易进一步发展，部分物流环节向线上转移，电子化单据的传输等使“数据跑腿”代替了不必要的人力跑腿，进一步加强了对物流运行的可控性，促进其智能化升级，进而提升物流运行效率。由表４ 列（２）可知物流（ｌｏｇｉ）回归系数为０．５５４８，且在１％的水平上显著。这表明物流效率的增加会促进统一大市场建设，推进市场整合，即数字贸易通过提高物流效率促进了统一大市场建设。假说Ｈ２ 得到验证。
（２）企业效率机制分析
由表４ 列（３）可知，数字贸易（ｄｉｔ）系数为－０．１４３，在５％的水平上显著，这表明数字贸易发展前期会给企业运行效率带来一定的负向影响。这主要是由于数字贸易发展初期需要企业投入大量研发成本，因此会挤压企业利润空间，增加运行成本，分红或工资额度提升较慢，不利于激发员工积极性。列（３）二次项（ｄｉｔ２ ）系数为０．０１５９，但不显著，这可能是因为数字贸易发展的经济效应释放因其发展水平有待进一步提高，从而存在滞后效应，这也印证了中国数字贸易发展水平亟需提升的事实。表４ 列（４）在控制数字贸易发展水平的基础上，进一步将企业效率（ｅｆｆｉ）对企业垄断水平（ｈｈｉ）进行回归，企业运行效率（ｅｆｆｉ）回归系数为０．０１９１，且在５％的水平上显著，这表明企业运行效率提升引致了企业市场势力增强，加剧了企业垄断水平。为了验证企业效率增加引致垄断，进而加剧市场分割，本文将企业效率与垄断交乘项对市场分割整合指数进行回归，列（５）交乘项ｈｈｉ×ｅｆｆｉ 回归系数为－０．０１５１，在５％的水平上显著，这表明企业运行效率提升引致企业市场势力扩大，进而加剧了市场分割。假说Ｈ３ｂ 得到验证。这进一步说明，如果在没有监管的情况下，企业过度扩张会对市场运行生态造成非公平竞争性挤压。此外，为了控制两个变量可能存在一定的相互影响，在表４ 列（６）中进一步将物流效率（ｌｏｇｉ）和引致垄断ｈｈｉ×ｅｆｆｉ放入模型中再回归，物流效率回归系数为０．４８７１，引致垄断回归系数为－０．０１９３，且均在１％的水平上显著，这表明本文的中介机制效应成立。
为了验证开放水平是否对数字贸易促进统一大市场建设有调节效应，本文对式（４）进行回归，结果见表５。由列（１）可知，开放度（ｏｐｅ）回归系数为０．３７４，对统一大市场建设具有正向效应；由列（２）可知，开放度与数字贸易（ｄｉｔ×ｏｐｅ）交乘项的回归系数为１．７８９，与其二次交乘项（ｄｉｔ２ ×ｏｐｅ）的回归系数为７．１３７，且均在５％以上水平显著。这表明开放水平的提升，通过联通国际市场，激发市场活力，促进技术进步，对数字贸易推动统一大市场建设具有积极的调节效应。为了进一步验证开放水平的调节作用，本文以开放水平与ＧＤＰ比值的中位数０．０１２８为界，将样本分为高开放水平和低开放水平两组再进行回归， 由列（３ ） 可知， 当开放水平较低时（ ｏｐｅ ＜０．０１２８），数字贸易与开放水平的一次交乘项和二次交乘项（ｄｉｔ×ｏｐｅ、ｄｉｔ２ ×ｏｐｅ）回归系数分别为４．１７ 和０．９８４，虽为正但不显著；当开放水平较高时（ｏｐｅ ≥０．０１２８），数字贸易与开放水平的一次交乘项和二次交乘项（ｄｉｔ×ｏｐｅ、ｄｉｔ２ ×ｏｐｅ）回归系数分别为１．４９５ 和８．３８４，且二次交乘项在１％水平上显著，这表明高开放水平对数字贸易促进统一大市场建设具有重要的正向调节作用。假说Ｈ４ 得到验证。
六
由于中国地域辽阔，且受地理位置等因素影响，经济、科技发展水平随地区分布而不同，因此为了进一步分析数字贸易在促进统一大市场建设过程中是否受地区分布的影响，本文将城市样本根据所属地区不同分为东部、中部、西部及中西部地区再回归（见表６）。由回归结果可知，东部、中部及中西部地区的数字贸易发展对统一大市场建设均呈现显著的“Ｕ型”影响，西部地区虽然呈现“Ｕ 型”影响，但不显著。这可能是因为西部地区的经济发展水平较中部、东部地区低，相应的数字基础设施建设相对滞缓，数字技术水平较低，更新迭代较慢，尚处于前期积累阶段，因此数字贸易发展对统一大市场建设的经济效应释放存在滞后。此外，中部地区数字贸易一次项（ｄｉｔ）回归系数为－０．７８７，二次项（ｄｉｔ２ ）系数为２．６１２，中西部地区分别为－０．４７８ 和１．９８１，东部地区为－１．７４５ 和０．１７０，且均在１％水平上显著，但中部、中西部数字贸易对统一大市场的促进效应大于东部地区，这主要在于东部地区对外开放水平较高，市场整合程度比中西部高。因此，数字贸易对统一大市场建设的促进效应不明显，而中西部地区市场整合空间更大，数字贸易的促进效应更显著，这进一步说明数字贸易具有明显的地区协调促进效应。为了控制可能因分组回归存在的组间差异性，本文进一步采用交乘项的方式进行回归。如果地区位于中部地区，则将变量（ｚｑ）设为１，否则为０；西部地区（ｘｑ）和中西部地区（ｚｘｑ）设法类似。此外，为了避免虚拟变量陷阱，对中西部地区交乘项单独回归。列（５）和列（６）回归结果与分组回归结果基本一致，这表明分组回归结果可靠。
根据前文分析，数字贸易对统一大市场的影响与经济发展水平有关。鉴于此，本文将样本城市根据其经济规模的中位数１４２０ 亿元分为高、低经济发展水平两组样本，回归结果见表７。由回归结果可知，当经济发展水平较低时（ｇｄｐ＜１．４２ｅ＋０７），数字贸易（ｄｉｔ）回归系数为－２．４１６，且在１％水平上显著，二次项（ｄｉｔ２ ）系数为２．３１１，不显著；当经济发展水平较高时（ｇｄｐ≥１．４２ｅ＋０７），数字贸易一次项及二次项系数分别为－１．７１７ 和２．１０７，且在１％水平上显著。这表明当经济发展水平较低时，政府可能将更多的资源用于民生基础设施建设，数字贸易研发投入较少；当经济发展水平较高时，有更多资源用于数字贸易相关研发，进而对统一大市场的促进效应更明显。为了控制组间差异性，进一步采用交乘项的方式进行回归，将经济规模（ｓｃａｌ）处于高水平的城市设为１，否则为０。由列（３）回归结果可知，在经济发展水平高的城市，数字贸易发展对统一大市场的促进作用更强，这与预期和分组回归结论基本一致。
城市规模的大小可能会影响到政府对相关政策的实施，因此对数字贸易促进统一大市场建设可能存在不同影响。鉴于此，根据《国务院关于调整城市规模划分标准的通知》对城市规模等级的划分，本文将样本城市分为小、中、大、特大、超大城市５ 级。由回归结果可知，中等城市数字贸易一次项及二次项回归系数为－１．３６５和－４．０６１，但均不显著。这主要是因为处于数字贸易发展前期积累阶段，经济效应释放存在延缓。大城市和特大城市数字贸易对统一大市场的“Ｕ 型”影响更为显著。而超大城市数字贸易一次项（ｄｉｔ） 及二次项（ｄｉｔ２ ） 回归系数分别为０．６０３ 和－７．７３０，且二次项在５％ 水平上显著。这可能是因为超大城市主要位于首都经济圈和东南沿海地区，经济发展水平和开放度较高，市场整合度更高，因此数字贸易对统一大市场的促进效应并不明显。此外，超大城市“大城市病”更加突出，随着次一级城市的发展及超大城市生活成本的提高，科研人员、高技术人才可能向次一级城市逆向流动，从而表现出抑制效应。为了避免分组回归可能存在的组间差异性，本文进一步设置城市虚拟变量，如果城市为中等城市（ｍｓｃ）则设为１，城市为大城市（ｂｉｃ）则设为１，城市为特大城市（ｍｅｇ）则设为１，城市为超大城市（ｃｄｃ）则设为１，否则均设为０。由回归结果可知，其与分组回归基本一致，这表明分组回归结论可信。
数字基础设施是数字贸易赖以发展的关键支撑，其对数字贸易信息传递、数据要素流动、市场信息汇总、发布等具有重要影响。为了进一步分析数字基础设施发展水平对数字贸易推动统一大市场建设的影响，本文将电信业务收入、移动电话用户数、互联网宽带接入用户数作为数字基础设施的代理变量，据其中位数（分别为２０．９２ 亿元、３５３ 万户、６８ 万户）将样本分为高、低水平两组进行回归（见表８）。由回归结果可知，当电信业务水平较低时，数字贸易对统一大市场的影响并不明显，移动电话用户数呈现同样的结果，且当电信业务收入处于低水平时，数字贸易（ｄｉｔ）回归系数为－０．４４４，在５％水平上显著；当电信业务收入、移动电话用户数、互联网宽带接入用户数处于高水平时，移动电话用户数基础设施对应的数字贸易一次项（ｄｉｔ）及二次项（ｄｉｔ２ ）回归系数为－０．３５３ 和１．２６３，互联网宽带接入用户数对应的数字贸易回归系数为－０．４２５ 和１．１４４，均在５％ 以下水平显著，电信业务收入对应的数字贸易回归系数为－０．１７９ 和１．３２６，且二次项在５％ 水平上显著，回归结果均呈“Ｕ型”。这表明高水平数字基础设施建设更能推动数字贸易发展，进而加快统一大市场建设进程。为了控制组间差异性，本文进一步将移动电话用户数高水平对应样本（ｙｄｈｌ）设为１，将互联网宽带接入用户高水平样本（ｈｗｈｌ）、电信业务收入高水平样本（ｄｘｈｌ）均设为１，否则均为０，将虚拟变量与核心解释变量交乘后再回归。由表８ 交乘项回归结果可知，其与分组回归结果基本一致，这表明分组回归结果可信。
由前文分析可知，数字贸易对统一大市场建设呈“Ｕ 型”影响，为了进一步验证数字贸易不同发展水平对统一大市场的影响，本文以表２ 列（４）基准回归结果的数字贸易“Ｕ 型”拐点０．２１４ 为界，将样本分为数字贸易低（ｄｉｔ＜０．２１４）、高（ｄｉｔ≥０．２１４）水平两组进行回归（见表９）。由回归结果可知，当数字贸易发展处于低水平时对统一大市场建设存在抑制效应，但不显著；当数字贸易发展处于高水平时，一次项系数为－３．４０４，二次项系数为０．３０１，且在１０％以下水平显著。这表明数字贸易发展水平越高，对统一大市场建设的促进作用越强。为了控制组间差异带来的影响，本文进一步按数字贸易发展水平设定虚拟变量，将处于拐点（０． ２１４）以上的数字贸易发展水平设为高水平，将变量（ｓｚｈｌ）设为１，否则为０。将其与核心解释变量交乘后回归，由回归结果可知，其与分组回归结果基本一致，这表明分组回归结果可靠。
七
数字贸易作为贸易发展新业态，对统一大市场建设具有重要影响。本文基于中国２７２ 个城市２００９ ～ ２０２１ 年样本数据，对数字贸易和统一大市场之间的关系进行理论阐述和实证验证，并对数字贸易影响统一大市场建设的传导机制进行检验。研究结论如下：一是数字贸易对统一大市场建设存在先抑制后促进的“Ｕ 型”影响，且这一影响在经过系列稳健性检验后仍然存在；二是数字贸易通过推动物流升级和提升物流效率对统一大市场建设具有推动作用；三是数字贸易发展虽然提升了企业运行效率，但引致企业垄断，不利于统一大市场建设；四是开放水平的提升对数字贸易推动统一大市场建设存在正向调节效应；五是拓展性分析发现，东部、中部地区数字贸易发展对统一大市场建设的“Ｕ 型”效应显著，西部地区并不显著；六是在经济发展水平高、城市规模大、数字基础设施建设完善、数字贸易发展水平高的城市，数字贸易对统一大市场建设的推动作用及“Ｕ 型”效应更加明显，反之则存在一定的抑制效应。
基于以上结论，本文提出以下政策建议：
一是完善数字贸易市场规则，破除企业垄断，促进公平竞争。本文研究发现，数字贸易企业在提高企业运行效率、拓展利润空间的同时，也扩展了其市场势力，加剧了市场分割。因此，首先，要对垄断进行政策性破除，要规范数字贸易头部企业的市场运行，出台相关的市场垄断监管政策，尤其是对拥有数字贸易平台的“贸易链主”企业，要防止其在数字贸易低成本和“快速规模”效应下，采用平台垄断等过度使用市场势力行为对新进企业形成挤压，破坏行业公平竞争生态；其次，要对垄断进行市场性破除，充分利用高水平开放带来的开放红利，在保证安全的前提下引进优质外资，与国内先进的数字贸易大企业形成竞争，改变少数数字贸易企业在市场中“一家独大”的形态，促进要素合理流动，优化要素市场化配置，破除垄断，推动市场整合。
二是要扩展高水平开放，充分发挥其良性调节效应，形成“竞合”机制。由研究可知，对外开放水平对数字贸易推进统一大市场建设具有正向调节效应。因此，首先，要继续拓展高水平开放力度，尤其在引进先进数字贸易技术等优质外资领域，要形成制度型开放机制，联通国内外市场，激发数字贸易市场竞争活力；其次，对先进外国数字贸易技术、企业进入国内市场给予激励和政策优惠等国民待遇，促进其“落户扎根”；再次，要鼓励国内数字贸易企业走向国际市场，积极参与国际竞争，提升数字贸易水平，与国外先进数字企业展开竞争合作，形成促进数字贸易企业发展的“竞合”机制，推动要素市场整合；最后，高水平开放应该在高水平安全的条件下，因此要使数据要素安全地跨境流动，拓展数字贸易对外规则，高效推动数字贸易企业参与国际大循环。
三是加大新型基础设施建设力度，弥合数字贸易发展差距，提高数字贸易发展水平。研究发现，数字基础设施越完善，数字贸易发展越快，对统一大市场建设的促进作用越强。鉴于此，要根据数字贸易发展水平和数字基础设施区域布局差异，加大对数字基础设施的协调布局和建设力度，如增加对移动５Ｇ 基站、互联网宽带、大数据枢纽中心平台、算力平台等新型基础设施的投入，同时避免重复和过度建设对资源造成浪费。此外，西部地区要基于国家“东数西算”战略，因地制宜加大数字基础设施建设和技术研发力度。同时，为确保要素高效流通和要素市场整合，需要升级物流服务等基础设施，推动线上线下物流通道便捷畅通，合力推进数字贸易发展经济效应提前释放，进而推动市场整合，形成统一大市场，并进一步高效发挥数字贸易的地区发展平衡效应。
文献来源：赵春明,杨宏举.数字贸易如何影响统一大市场建设：基于中国272个地级市的经验证据[J].世界经济研究,2024(02):3-17+135.DOI:10.13516/j.cnki.wes.2024.02.003.
审校 |张淳熙
编辑 |董书婕
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