數字產品貿易限制與全球價值鏈升級

魯慧鑫 郭根龍 馮宗憲

內容提要：通過構建多產品企業模型研究數字產品貿易限制對全球價值鏈升級的影響，考慮進口需求彈性，計算出數字產品貿易限制指數，探究數字產品貿易限制對全球價值鏈升級的影響渠道，得出以下結論：數字產品貿易限制對全球價值鏈參與度和位置的影響顯著為負，對我國全球價值鏈前向和后向參與度的影響均顯著為負;異質性分析結果顯示：新數字產品的貿易限制對全球價值鏈升級的消極影響大于舊數字產品;產品類型異質性結果表明，數字產品中間品的貿易限制對全球價值鏈參與度和位置的消極影響最大，其次是數字產品資本品和數字產品消費品;數字產品貿易限制通過降低出口產品質量、降低進口產品質量和降低新產品出口的渠道對全球價值鏈參與度和位置產生消極影響。

關鍵詞：數字產品貿易限制;全球價值鏈;新產品;產品質量

中圖分類號：F424??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2022）04-0009-12

收稿日期：2021-07-05

作者簡介：魯慧鑫（1993-），女，山西長治人，河南工業大學經濟貿易學院講師，經濟學博士，研究方向：國際經濟學;郭根龍（1967-），男，山西柳林人，山西師范大學經濟與管理學院教授，博士生導師，經濟學博士，研究方向：國際經濟與財政金融;馮宗憲（1954-），男，陜西西安人，西安交通大學經濟與金融學院教授，博士生導師，管理學博士，研究方向：國際貿易與全球價值鏈。

基金項目：國家社會科學重大項目“基于低碳綠色發展的一帶一路區域產業鏈研究”，項目編號：19AJY001;山西省高等學校人文社會科學重點研究基地項目“山西省激發市場主體活力的路徑研究”，項目編號：20190113。

隨著中國逐漸融入全球價值鏈分工，國際貿易取得了極大的成就，突出表現在數字貿易的蓬勃發展。數字貿易將數字產品和服務嵌入全球價值鏈，由此帶來的貿易、投資等經濟效應，驅動著全球價值鏈的調整。在當前貿易保護主義抬頭和國際環境惡化的情形下，探究數字產品貿易限制對全球價值鏈升級的影響程度、作用機制具有重要的現實意義。

一、理論模型與研究假設

本文參照Melitz和Ottavianno（2008）[1]以及Qiu和Yu（2014）[2]的模型，通過構建多產品企業模型，對數字產品貿易限制與全球價值鏈升級之間的關系進行分析。假設世界存在兩個國家，為中國和外國。企業可以生產多類產品，產品具有異質性，企業生產i種產品的成本為Cφ，i，其中φ代表企業的生產率，企業在生產所有產品中時具有核心產品的生產能力，生產核心產品的成本為Cφ，代表企業的生產率水平。本文假設企業每增加一種產品，它的邊際成本就會增加，因此，生產i產品的邊際成本是Cφ，i=Cφ+θi，i∈[0，e]。

（一）產品市場

本文假設在國外市場存在N個消費者，對于產品的需求具有擬線性偏好，消費者效用函數表示如下：

U=Q0+α∫ei∈Ωqidi-12β（∫ei∈Ωqidi）2-12γ∫ei∈Ωqi2di（1）

其中，α、β和γ是正的常數，Q0是基準產品的消費，Ω是國外市場上銷售的產品合集，qi是消費產品種類i的數目，消費者在預算約束下追求效用最大化。可以得到產品i的價格pi是：

pi=α-βN∫ei∈Ωqidi-γNqi（2）

進一步表示為：pi=D-bqi（3）

其中D=αγ+βPβM+γ，b=γN。P=∫ei∈Ωpidi是所有產品的價格加總，M是國外市場銷售的產品合集，D是市場需求，β是產品的替代彈性。

（二）企業的全球價值鏈分工行為

企業在國外市場上的出口競爭力關乎著企業參與全球價值鏈的分工地位，因此企業在國外市場上的最優決策需要滿足出口利潤最大化，即：

max∫e0[（D-bqi）qi-s*（Cφ+θi）qi]di-fe（4）

其中s*表示數字產品貿易限制，且s*>1。fe是企業出口固定成本，一階求導可得產品i的最優出口數量是：

qi*=D-（Cφ+θi）s*2b（5）

一階求導可得產品i的最優出口價格是：

pi*=D+（Cφ+θi）s*2?（6）

一階求導可得產品i的最優利潤是：

πi*=[D-（Cφ+θi）s*]24b（7）

將產品i的最優出口數量對s*求導，可得：

qi*s*=-（Cφ+θi）2b?（8）

由（8）式可知，Cφ+θi為企業的邊際成本，在產出不為0的情況下，永遠大于0，b是由γ和N組成的，已知γ是正的常數，產品種類N大于0，因此qi*s*<0。意味著數字產品貿易限制的存在導致產品i的最優出口數量減少，不利于產品i在國外市場中的競爭力提升，從而阻礙全球價值鏈升級。

將產品i的最優利潤對s*求導，可得：

πi*s*=2[D-（Cφ+θi）s*]4b·[-（Cφ+θi）]=[D-（Cφ+θi）s*]·[-（Cφ+θi）]2b（9）

其中D-（Cφ+θi）s*>0，Cφ+θi>0，因此πi*s*<0。意味著隨著數字產品貿易限制的增加，產品i的利潤有所減少，企業利潤的減少影響著各個層面，首先不利于研發投入，從而阻礙技術創新，企業技術創新受到影響，就難以提升出口產品質量，進一步不利于企業攀升全球價值鏈;其次，利潤的減少使得企業難以在人力資本中有所投入，從而進一步阻礙企業管理能力的提升和人力資本的提升，從而減少企業進口，使得進口貿易受到損失，進口產品質量也難以提升，從而阻礙全球價值鏈升級。因此，提出如下假設：

H1：數字產品貿易限制通過抑制出口產品質量提升從而阻礙全球價值鏈升級。

H2：數字產品貿易限制通過抑制進口產品質量提升從而阻礙全球價值鏈升級。

上述從數字產品貿易限制對企業出口數量和企業出口利潤的兩個層面驗證了其阻礙作用，但事實上，企業攀升全球價值鏈與企業的出口范圍密切相關，企業的出口范圍越廣泛，越有利于企業吸收先進的技術和經驗，因此接下來本文將從出口范圍視角進一步驗證數字產品貿易限制的效應。

通過對式（1）求導，可得：

e（φ）=D-Cφtθt（10）

進一步，根據式（6）可得企業層面的加總價格是：

p*（c）=∫e（φ）0p*di=12[D+cs*]e（φ）+θ4s*e（φ）2??（11）

而在國外市場的國外企業，其本土的利潤為：（D*-bpf）qf，選擇利潤最大化條件下的數量、價格和利潤分別是：qf=D2b，pf=D2，πf=D24b（12）

結合式（6）和式（12），可得在國外市場的加總價格是：

p*2=∫1）0p*（c）dc=12D*=9D′*2-3D*s*+s*12s*/φ+12D*?（13）

由此可得國外市場的出口產品數量為：

M*=∫10D′-cs*s*θdc=2D′-s*2θs*2（14）

當達到市場均衡時，結合式（3），可以得到均衡狀態時市場需求滿足以下條件：

D*2+2（1+2γβ）θs*D*-4αγβ=0（15）

可得均衡時的國外市場需求為：

D*=D0-（1+2γβ）θs*（16）

其中D0=[（1+2γβ）θs*]2+4αγβ

因此可得均衡狀態時，企業產品的出口范圍是：

e*=D*（s*）-Cφs*θs*=D*（s*）θs*-Cφθ（17）

對（17）式中的s*進行一階求導，可得：

de*ds*=-D*（s*）θs*2+1θs*dD*（s*）ds*?（18）

由于dD*ds*=（θ+2γθβ）（1+2γβ）θs*]2[（1+2γβ）θs*]2]+2αγβ-1<0，可得：de*ds*<0。由于數字產品貿易限制會導致企業縮減出口范圍，出口范圍的縮減，將會抑制新產品的出口，從而阻礙全球價值鏈升級。進而我們提出假設3：

H3：數字產品貿易限制通過減少新產品出口進一步阻礙全球價值鏈升級。

綜合上述式（8）、（9）、（18），我們提出如下假設：

H4：數字產品貿易限制阻礙全球價值鏈升級。

二、計量模型、變量定義及數據來源

（一）模型構建

為了研究數字產品貿易限制對全球價值鏈升級的影響，本文建立如下計量模型：

GVCcjt=β0+β1DTRIcht+γControls+νj+νt+εjt（19）

上述模型中，c、j、h和t分別代表中國、行業、產品和年份。其中GVCcjt代表中國j行業在t年份的全球價值鏈參與度和位置。基準模型（19）中DTRIcht表示中國數字產品的貿易限制指數。控制變量包括行業規模、資本投入、人力資本、新產品產值、出口水平。所有回歸均包括時間固定效應和行業固定效應，在一定程度上避免了因遺漏隨時間或行業變化的變量帶來的估計偏差。

（二）變量測度

1被解釋變量

（1）全球價值鏈參與度。當前全球價值鏈的生產階段分布在不同的國家，一國參與全球價值鏈分工的程度就是一國的全球價值鏈參與度。早前學者使用“垂直專業化指數”衡量一國全球價值鏈參與度，但此方法忽略了國內最終需求的生產部分，基于已有學者的研究基礎，Wang?et?al（2017）[3]的測算方法，利用生產函數和投入產出表中的行業平衡條件，更加全面地測算了一國參與全球價值鏈的方式，從而構建了全球價值鏈參與度指數，并據此分為前向參與度與后向參與度。

根據全球多區域的投入產出表，將國家部門層面的增加值前向分解和最終需求后向分解，可以得到全球價值鏈參與度指數的測算公式：

基于前向關聯的GVC參與度：

GVCP_fi=V_GVCiViXi=V_GVC_RiViXi+V_GVC_DiViXi+V_GVC_FiViXi（20）

基于后向關聯的GVC參與度：

GVCP_bi=Y_GVCiYi=Y_GVC_RiYi+Y_GVC_DiYi+Y_GVC_FiYi（21）

借鑒Koopman?et?al（2010）全球價值鏈分工地位方法，將式（20）與式（21）相結合構建全球價值鏈分工地位：

GVCP=ln（1+GVC_fi）-ln（1+GVC_bi）（22）

公式（22）代表一國某行業在全球價值鏈中的分工位置，相對值越高表明越處于價值鏈的上游。

（2）全球價值鏈生產長度。生產長度是指一個國家行業部門原始投入到另一個國家的最終產品過程中平均生產階段數。根據Wang（?2017b）?的觀點，一個國家在全球價值鏈的位置是由前向生產長度和后向生產長度的比值來表示。

基于前向分解的價值鏈生產長度計算公式為：

PLv_GVC=PLv_GVC_S+PLv_GVC_C=Xv_GVC_SV_GVC_S+Xv_GVC_CV_GVC_C（23）

其中PLv_GVC是一國某部門前向參與GVC的生產長度指標，為全球價值鏈的上游度指數，其值越大，表明從一國某部門的初始投入到其他國家最終產出的過程，所涉及的價值鏈長度越長，該部門越處于全球價值鏈的上游;

基于后向分解的價值鏈生產長度計算公式為：

PLy_GVC=PLy_GVC_S+PLy_GVC_C=Xy_GVC_SY_GVC_S+Xy_GVC_CY_GVC_C?（24）

式（23）是全球價值鏈的下游度指數，其值越大，表明從外國初始投入到一國某部門最終產出的過程，所涉及的價值鏈長度越長，該部門越處于全球價值鏈的下游。

全球價值鏈位置指數，是前向生產長度和后向生產長度的比值：

GVCPs=PLv_GVCPLy_GVC（25）

該指標綜合了上游度和下游度的概念，表示一國GVCPs越大，則在全球價值鏈中越處在上游位置。

2解釋變量

（1）數字產品貿易限制指數。關于數字產品貿易限制的指標測度，本文主要通過兩步法實現，第一步是根據Kevin?B?et?al.（2018）[4]的做法篩選數字產品，第二步是借鑒Anderson和Neary（1994）[5]的研究，考慮進口需求彈性動態變化的基礎上測算貿易限制指數。貿易限制是指在保持初始效用不變的情況下，使得兩個時期的貿易差額函數保持一致的統一關稅，是基于消費者價格、生產者價格以及中間投入品價格的貶值程度測算的貿易限制指數[5]，為后來的國內學者劉慶林和汪明珠（2014）[6]的研究奠定了理論基礎。另一種關于貿易限制的測度方法，是僅限于服務貿易領域，來源于世界銀行公開的服務貿易限制數據庫，其公布了基于服務貿易部門和服務貿易供應模式的國家層面的服務貿易限制指數數據，其中包括金融服務（銀行和保險）;電子通信服務業;零售服務;運輸服務及專業服務（會計和法律）等5個大類服務行業的數據。對于上述服務部門，分別基于如下五個種類限制性的措施：對外資進入的限制、對自然人流動的限制、其他歧視性措施、妨礙競爭的措施、規制透明度進行打分，在0到100的范圍內給這五類限制措施賦值，間隔為25，不隨時間變化而變化，魯慧鑫等（2020）基于此數據庫研究了服務貿易限制對經濟增長的影響[7]。此外還有諸多衡量貿易壁壘的指標，也得到了廣泛的驗證[8-11]。

根據Anderson和Neary（1994）的研究[5]，Feenstra（1995）[12]推導出局部均衡下的貿易限制指數，Feenstra（1995）認為在當前保持現有關稅結構下的進口量不變的統一關稅率就是重商主義貿易限制指數或商業貿易限制指數（Mercantilist?TRI，簡寫為MTRI），公式如下①：

TRIi=[∑nsniεniTni2∑nsniεni]1/2，?MTRIi=∑nsniεniTni∑nsniεni（26）

式（26）中，Tni表示i國產品進口關稅，sni表示n產品進口額所占GDP份額，εni表示n產品的進口需求彈性系數。根據Kee?et?al（2008）[13]，將TRI和MTRI做如下分解：

TRIi=[T-i2+σi2+ρi]1/2，MTRIi=T-i+ρ′i（27）

其中，T-i代表進口加權平均關稅，σi2表示關稅方差，ρi和ρ′i分別表示進口需求彈性系數與T2ni及Tni的協方差。由（26）式、（27）式可知，在已知關稅和產品份額數據的基礎之上，只要能夠估計出每種產品的進口需求彈性系數，就可以計算岀TRI、MTRI及其分解項。

（2）進口需求彈性系數估計模型和方法。根據kee?et?al（2008）[13]研究基礎，本文的進口需求彈性系數也是使用GDP函數方法來估計。考慮一個t時期開放的經濟體，定義StRN+M為t時期的嚴格凸生產集，它的凈產出向量為qt=（q1t，q2t，…，qNt），要素稟賦向量為Vt=（V1t，V2t，…，VMt）0。對于凈產出向量qt中的元素，我們假定正向符號表示產出，包括出口，負向符號表示投入，包括進口產品。同時假定進口產品和國內產品都是差異化產品。同樣的國內市場上銷售的國內產品與國外市場上銷售的產品也是不同的。

給定外生的世界價格向量t=（1t，2t，…，Nt）>0，國家特定稟賦vt，N維對角線的生產率矩陣At=diagA1t，A2t，…，ANt，完全競爭促使企業在每個時期t都使得GDP最大化：

Gt（t，At，vt）≡maxqt{t·Atqt：（qt，vt）∈St}（28）

Gt（tAt，vt）≡maxqttAt·qt：（qt，vt）∈St（29）

Gt（t，At，vt）是在t時期，給定生產價格、希克斯中性生產力以及要素稟賦下的商品價值最大化。它等于總出口價值和國內最終消費之和減去進口總額（qt<0為進口）。換句話說，產出向量的最優化取決于給定價格、生產力和要素稟賦的均衡條件下的GDP最大化，選擇最優凈輸出向量來最大化GDP處于平衡狀態，鑒于價格，生產力和稟賦。我們將凈產出向量最優化稱為凈產出向量的GDP最大化，其中包括GDP最大化進口需求。

公式（29）強調了價格和生產力以乘積的方式進入生產函數，即Gt（tAt，vt）。通過重新定義包含價格的生產力矩陣，我們可以重新表達GDP生產函數：

Gt（tAt，vt）≡maxqt{tAt·qt：（qt，vt）∈St}with（30）

pt≡tAt，and?ptn≡tnAtn，n（31）

盡管世界價格向量pt在各國是相同的，但生產力包含的價格向量t在各國間卻是不同的。不再常見。這使得模型能夠更好地適應不同國家對同一商品觀察到的不同世界價格的數據。為了推導進口需求函數，我們應用包絡定理，可以得出，Gt（pt，vt）對價格偏導數即為每種產品的凈產出：

Gt（pt，vt）ptn=qtn（qt，vt），n=1，…，N?（32）

因此，如果產品n是一種進口產品，式（32）將是GDP最大化下的產品n的進口需求函數，包含價格和稟賦的函數。這也意味著進口價格的增加會降低GDP（即，如果n是進口商品，則qtn<0）。已知Gt（pt，vt）是連續的，二階可微的，歐拉定理表明qtn在價格上是零次齊次的，具有非負的自身價格效應和對稱的交叉價格效應：

2GT（pt，vt）ptnptk=qtn（pt，vt）ptn0，n=K

qtn（pt，vt）ptk=qtk（pt，vt）ptn，n≠K（33）

換句話說，對于包括出口在內的每一種最終商品，價格上漲都會增加產出供給;對于每一項投入（包括進口），價格的上漲都會減少投入需求。此外，如果進口投入的價格上漲導致出口產出的供給減少，那么出口產出的價格上漲將以同樣幅度增加進口投入的需求。為了便于利用產品的產出、商品價格、要素稟賦和要素價格數據，在經驗上實現對GDP函數的估計，我們假設Gt（pt，vt）對于價格和稟賦遵循超對數函數形式，n和k代表產品，m和l代表要素稟賦：

lnGt（pt，vt）=at00+∑Nn=1at0nlnptn+12∑Nn=1∑Nk=1atnklnptnlnptk+∑Mm=1bt0mlnvtm+12∑Mm=1∑Ml=1btmllnvtmlnvtl+∑Nn=1∑Mm=1ctnmlnptnlnvtm（34）

為了確保（34）式滿足滿足齊性和對稱性，我們假設以下等式成立：

∑Nn=1at0n=1，∑Nk=1atnk=∑Nn=1ctnm=0，atnk=atkn，n，k=1，…，N，m=1，…，M（35）

此外，如果我們假設GDP函數在要素稟賦下是一次齊次的，我們還需滿足以下等式：

∑Nn=1bt0n=1，∑Nk=1btnk=∑Mm=1ctnm=0，btnk=btkn，n，k=1，…，N，m=1，…，M（36）

（34）式對進行lnptn進行求導，可以得到在t時期n產品在均衡時所占GDP份額：

stn（pt，vt）≡ptnqtn（pt，vt）Gt（pt，vt）=at0n∑Nk=1atnklnptk+∑Mm=1ctnmlnvtm=at0n+atnnlnptn+∑k≠natnklnptk+∑Mm=1ctnmlnvtm，n=1，…，N?（37）

其中，stn是商品n在GDP中所占的份額（如果商品n是進口產品，則?stn<0）。由式（37）可知，如果商品n是進口商品，則由其GDP最大化需求函數導出的商品n的進口需求彈性為：

εtnn≡qtn（pt，vt）ptnptnqtn=atnnstn+stn-10，stn<0（38）

只要對atnn進行估計，就可以根據（38）式求出每種產品的進口需求彈性系數。Kee?et?al（2008）[13]使用如下面板數據模型一致估計atnn：

stnc（ptnc，pt-nc，vtc）=aon+annlnptncp-nct+∑Mm≠l，m=1cnmlnvtmcvtlc+μtnc，n，c（39）

μtnc=anc+atn+μtnc（40）

因此stnc（ptnc，pt-nc，vtc）=aon+anc+atn+annlnptncp-nct+∑Mm≠l，m=1cnmlnvtmcvtlc+μtnc，n?（41）

公式（41）考慮了國家和年份的固定效應，其中lnpt-pc是除n外所有產品價格加權平均，anc和atn分別表示國家和年份固定效應，μtnc為誤差項。

用nn表示ann的一致估計值，由（41）式可求出進口需求彈性系數εnc的一致估計值為：

εnc=nnnc+nc-1（42）

式（42）中用產品份額平均值nc替代了隨時間發生變化的份額stnc。本文通過（42）式估計的進口需求彈性系數是樣本期的一致平均值。

3機制變量

（1）出口產品質量。當前學術界對于出口產品質量的測算主要是基于以下幾種方法：一是用產品單位價值反映產品質量，例如Schot（2004）[14]使用單位產品價值衡量產品質量，對美國的產品質量進行了系統測算;二是考慮需求層面，該觀點認為保持一定的出口價格，出口份額越高，產品質量越高，Hallak?&?Schott（2011）[15]、Gervais（2015）[16];三是?Feenstra?&?Romalis（2014）[17]將企業出口產品的質量決策內生于Melitz（2003）[18]異質性企業模型中，提出了同時考慮供給方和需求方的測算方法。本文將產品質量加入消費者效用函數中，然后推導出需求函數，其中包括價格、產品質量等變量，對需求分別取對數然后將需求函數對包含的變量做回歸，得到的殘差值可以計算出出口產品質量。產品質量的測算如式（43）所示：

ln（xfhdt）+σln（pfhdt）=φh+φdt+εfhdt（43）

其中下標f、h、d、t分別表示中國、HS六位碼產品、出口目的地和年份。σ表示產品需求彈性②，ln（pfhdt）表示t年的中國f出口到目的地d的產品h?價格（取對數），這里的目的地d本文選取的是世界（world），ln（xfhdt）表示t年的中國f出口到目的地d的產品h的數量（取對數），φh表示產品層面的固定效應，φdt表示出口目的地-年份層面的固定效應，根據式（48）OLS?估計所得到的殘差εfhdt可求出出口產品質量為：qfhdt=εfhdt/（σ-1）。

進一步，本文將中國f在t年出口到目的地d的產品?h的產品質量qfhdt在產品h內進行標準化，標準化的公式為：qfhdt=（qfhdt-qhmin）/（qhmax-qhmin），其中qhmin表示產品h內的最小出口產品質量，qhmax表示產品h內的最大出口產品質量。

（2）新產品出口。學術界當前關于新產品的定義和測算使用Xiang（2014）[19]的測算方法，Xiang（2014）利用美國從不同國家進口的產品貿易數據，識別了新產品和就產品，并公示了相應的產品代碼和行業代碼。鑒于美國仍舊是目前最發達的國家，也是產品創新和技術研發領域的領跑者，因此本文使用Xiang（2014）[19]的識別方法識別中國出口的新產品和舊產品，認為新產品是全球范圍內的新產品，均處于產品生命周期的早期階段。本分分以下幾步識別中國出口的新產品：首先，由于Xiang（2014）公布的是美國的SIC行業四位代碼和產品名稱，因此首先將中國的國民經濟行業四位代碼與美國SIC行業匹配，其次將國民經濟行業分類（GB/T?4754—2002）與國際標準產業分類（ISIC/Rev3）進行匹配，最后，根據國際標準產業分類（ISIC/Rev3）與HS2002代碼的匹配目錄，再將中國的國民經濟行業分類代碼與HS2002代碼進行匹配?最終確定新產品目錄。

4控制變量

行業規模：行業總產值的自然對數，記為lnasset;資本投入：固定資產凈值的自然對數，記為lncap;人力資本：行業從業人員的年平均數的自然對數，記為lnhu;新產品產值：新產品產值使用行業層面的新產品銷售收入的自然對數值測度;出口水平：使用行業的出口交貨值取自然對數進行測度。

5數字產品識別方法

Bureau?of?Economic?Analysis（BEA）于2018年3月首次發布了數字經濟估算，并于2019年4月發布了一套更新的估算。2018年3月的估計方法代表了東亞銀行為奠定數字經濟衛星賬戶基礎所做的初步努力，也是國民核算框架內的第一套可用估計方法。2019年，BEA通過探索數據和方法，以克服衡量“部分數字”商品和服務的挑戰，以擴大數字經濟措施的覆蓋范圍，擴大了數字經濟估計的范圍，部分包括零售和批發電子商務的額外項目。Bureau?of?Economic?Analysis（BEA）對數字產品的定義包括：（1）計算機網絡存在和運行所需的數字化基礎設施;（2）數字交易（“電子商務”）;（3）數字經濟用戶創建和訪問的內容（“數字媒體”）。三類數字產品的具體產品類別如表1所示。

根據上述BEA對數字產品的內容界定，本文根據BEA公開的數字產品代碼，首先將NAICS代碼與SIC代碼進行匹配，其次將SIC代碼與海關商品編碼進行匹配，最后將NAICS代碼與HS2002編碼進行匹配，最終得到2010-2017年3595個數字產品。

6數據來源

核心被解釋變量為全球價值鏈參與度和位置，數據來源于UIBE-GVC數據庫，樣本覆蓋時間為2000-2017。核心解釋變量數字產品貿易限制指數測算需要用到產品層面的數據和關稅數據，進口產品的數據來源于聯合國Comtrade數據庫，其中產品為HS-2002的6分為數分類，聯合國的HS編碼一共有四次調整，分別是HS96、HS02、HS07以及HS12，為了便于數據的統一性與可匹配性，本文選取HS02編碼進行統一分析。數字產品的識別代碼來源于BEA工作論文。關稅數據來自于WTO的最惠國關稅（MFN）。在計算進口需求彈性時用到的勞動資本以及農業土地數據來源于世界銀行世界發展指數（WDI）數據庫。控制變量數據人力資本、行業規模、資本投入等變量來源于中宏產業數據庫（MacroChina?Industry?Database）、CEIC數據庫，新產品產值等數據來源于歷年《中國科技統計年鑒》。將以上數據庫匹配合并后的樣本覆蓋時間為2010-2017年。變量描述性統計如表2所示。

三、實證結果與分析

（一）數字產品貿易限制對全球價值鏈升級的影響

本部分對基準模型（19）進行回歸。結果如表3所示。從表3列（1）與列（3）可以看出，不加入控制變量時，數字產品貿易限制對全球價值鏈參與度和位置的影響顯著為負，表明數字產品貿易限制顯著阻礙了全球價值鏈參與度的提高和上游位置的提升，驗證了假設H4。列（2）與列（4）可以看出，加入控制變量后，數字產品貿易限制對全球價值鏈參與度和位置的影響系數依舊顯著為負，再一次表明數字產品貿易限制阻礙了我國全球價值鏈參與度和位置的提升，進一步驗證了假設H4。以上回歸的控制變量中，新產品銷售收入的系數顯著為正，表明隨著新產品銷售收入的不斷提升，有助于提升全球價值鏈參與度與位置，新產品的銷售內含先進的技術和管理經驗，對全球價值鏈有積極的影響。行業規模的影響系數顯著為正，這表明一個行業規模越大，越有助于全球價值鏈升級。資本投入的系數顯著為負，表明資本投入并不能促進全球價值鏈升級，可能的原因在于本文使用固定資產凈值代表資本投入，固定資產的投入越大，企業用于創新的投入會相應的減少，因此不利于全球價值鏈升級。出口的系數顯著為正，表明我國在國外市場占據有利地位有助于全球價值鏈升級。人力資本的系數顯著為正，表明我國人力資本水平越高，越有助于提升全球價值鏈參與度和位置。

（二）數字產品貿易限制對全球價值鏈前后向、上下游度的影響

在探討分析了數字產品貿易限制對全球價值鏈參與度和位置的整體影響后，為了得到更小范圍的參照結果，進一步考察數字產品貿易限制對全球價值鏈前向和后向參與度以及上下游度的影響，計量結果如表4所示。列（1）和列（2）可以看出數字產品貿易限制對我國全球價值鏈前向和后向參與度的影響均顯著為負，前向參與度的方式要求高技術的產品參與全球價值鏈分工，而數字產品貿易限制阻礙了高技術產品的流入和共享，因此不利于前向參與度的提高。而后向參與度的方式主要是基于一些加工重組的低附加值的勞動裝配活動，數字產品貿易限制也對其有顯著的阻礙作用。列（3）列（4）結果顯示數字產品貿易限制對全球價值鏈上下游的影響系數均顯著為負，表明數字產品貿易限制顯著阻礙了我國全球價值鏈上游度和下游度的提升，對下游的營銷售后環節影響更大。各控制變量系數與前文保持一致，不再贅述。

（三）簡單關稅與數字產品貿易限制的區別

為了比較數字產品貿易限制與平均關稅對全球價值鏈參與度與位置的影響，本文在回歸中同時將數字產品貿易限制與平均關稅納入模型，結果如表5所示。單獨使用數字產品貿易限制對全球價值鏈進行回歸時，系數是-00130，結果與上文保持一致，當單獨使用平均關稅對全球價值鏈進行回歸后，系數是-00034，顯著為負，表明平均關稅不利于全球價值鏈參與度的提升。更為重要的是，這里我們發現，列（1）和列（2）的回歸系數大小有所差異，數字產品貿易限制的絕對值大于平均關稅的絕對值，這表明使用簡單關稅衡量貿易限制低估了數字產品貿易限制本身對全球價值鏈參與度的影響。列（3）和列（4）的結果與前述保持一致，同樣平均關稅的測量低估了數字產品貿易限制對全球價值鏈位置的影響。上述比較證明本文的數字產品貿易限制指數更為全面的考察了關稅、進口需求彈性，是一個科學合理的指標。各控制變量系數與前文保持一致，不再贅述。

（四）內生性討論

內生性問題關乎到本文的計量結果，事實上，數字產品貿易限制與全球價值鏈分工間可能存在反向因果關系，由此導致內生性問題。即便本文在基準模型中控制了一些影響全球價值鏈的重要變量，但仍存在同時影響數字產品貿易限制與全球價值鏈的遺漏變量，導致內生性問題。為了緩解內生性問題，本文在所有模型中均控制行業固定效應和年份固定效應，一定程度控制了不同年份和不同行業間難以觀測的變量帶來的影響，但這一做法仍難以從根本上解決內生性問題。因此鑒于數據的可得性，本文參照黃永明和潘安琪（2019）[20]的研究，選取數字產品出口產品價格指數作為數字產品貿易限制的工具變量。選取此工具變量的原因在于：首先數字產品出口產品價格是數字產品貿易限制的原因之一，即數字產品出口產品價格與數字產品貿易限制之間高度相關;其次，數字產品出口產品價格與全球價值鏈之間不存在直接關系，不會直接影響全球價值鏈參與度與位置。Cragg-Donald?Walf?F、Kleibergen-Paap?rk?LM、Hansen?J檢驗結果均表明，以出口產品價格作為工具變量不存在過度識別和弱工具變量的問題，說明工具變量選擇是有效的。結果如表6所示。表6中兩階段最小二乘法的結果可以看出，數字產品貿易限制抑制了我國全球價值鏈參與度和位置的提高，與前文結論保持一致。使用Dmtri進行替換后，結論保持一致。各控制變量系數與前文保持一致，不再贅述。

（五）異質性分析

1是否新產品

前述回歸結果是基于所有數字產品的整體研究，但劉竹青（2021）[21]認為貿易會對不同產品生命周期的產品產生不同的影響，因此有必要對產品進行區分，識別新產品和舊產品。學術界當前關于新產品的定義和測算使用Xiang（2014）[19]的測算方法，Xiang（2014）年利用美國從不同國家進口的產品貿易數據，識別了新產品和就產品，并公示了相應的產品代碼和行業代碼。鑒于美國仍舊是目前最發達的國家，也是產品創新和技術研發領域的領跑者，因此本文使用Xiang（2014）[19]的識別方法識別中國出口的新產品和舊產品，認為新產品是全球范圍內的新產品，均處于產品生命周期的早期階段。通過對新產品的識別，共得到3541個新產品和54個舊產品，這個數值可以反映出當前我國大多數字產品均為新產品，少量數字產品為舊產品。回歸結果如表7所示。從表7列（1）與列（2）可以看出，新產品和舊產品的貿易限制系數均顯著為負，這表明無論是新產品還是舊產品，數字產品貿易限制均阻礙全球價值鏈升級。更為重要的一點是，通過比較大小可以看出，?新產品的貿易限制對全球價值鏈的消極影響大于舊產品，可能的原因在于當前新產品中的數字產品對全球價值鏈環節的影響極為重要，因此消極影響大于舊產品，另一個可能的原因在于由于本文樣本的局限性，本文的樣本為數字產品，而數字產品中大多為新產品，最終導致舊產品樣本少于新產品，難以真實反映舊產品的全球價值鏈效應。列（3）列（4）系數可以看出系數顯著為負，且新產品消極影響大于舊產品。使用Dmtri進行穩健性檢驗后，結論與Dtri的回歸結果保持一致，證明了本文結果的穩健性（限于篇幅，穩健性結果未報告）。

2中間品、資本品和消費品

產品分為多種類型，不同類型的數字產品貿易限制對全球價值鏈的影響存在差異。本文依據聯合國商品貿易數據庫中的Broad?Economic?Categories（BEC）分類方法，根據商品的用途及屬性將不同類型的商品進行整合，將產品類型分為中間品、消費品和資本品，將分類代碼與本文的HS代碼進行匹配后，樣本被分為三類，從而進行異質性檢驗。回歸結果見表8。從中可以看出，中間品的貿易限制對全球價值鏈參與度和位置的消極影響最大，其次是資本品和消費品，原因可能在于，中間品作為工業投入的重要組成部分，關乎著企業在國際市場中的核心競爭力，因此對數字產品的中間品進行貿易限制必然會阻礙全球價值鏈升級。

四、機制檢驗

本部分借鑒邵朝對等（2020）的做法，進一步揭示數字產品貿易限制影響全球價值鏈升級的路徑。第一步是做數字產品貿易限制對中間變量回歸，第二步將解釋變量和中間變量的交互項以及中間變量的水平項納入模型進行回歸。機制檢驗模型如下：

其中exportqualitycht×Dtricht、newproductcht×Dtricht和importqualitycht×Dtricht分別表示數字產品貿易限制指數與出口產品質量、新產品出口以及進口產品質量的交互項，是我們重點關注的變量。出口產品質量的測算見上文，進口產品質量的測算與出口產品質量的測算方法一致，唯一區別的是進口產品質量的測算是指中間品的進口產品質量。新產品出口是指Xiang（2014）[19]規定的新產品的出口額，取自然對數。各控制變量與基準模型保持一致。

表9報告了作用機制檢驗的具體回歸結果。列（1）-（3）檢驗了第一步數字產品貿易限制對出口產品質量、新產品出口以及進口產品質量的影響，回歸系數顯著為負，表明數字產品貿易限制降低了出口產品質量、新產品出口和進口產品質量，數字產品貿易限制阻礙了先進的技術和管理經驗流入，不利于企業提高產品質量，從而阻礙出口產品質量提升和進口產品質量提升，另一方面不利于新產品的開發和研究，進而減少新產品出口額。列（4）-（6）匯報了第二步的檢驗結果，可以看出，出口產品質量、新產品出口以及進口產品質量均顯著促進了全球價值鏈升級。數字產品貿易限制與出口產品質量、新產品出口以及進口產品質量的交互項系數均顯著為負，這表明數字產品貿易限制弱化了出口產品質量、新產品出口以及進口產品質量對全球價值鏈的積極影響，上述檢驗證實了數字產品貿易限制通過出口產品質量、新產品出口以及進口產品質量傳導至全球價值鏈。這意味著出口產品質量、新產品出口和進口產品質量是數字產品貿易限制阻礙全球價值鏈升級的三個可能渠道。

五、穩健性檢驗

使用Dmtri作為替代解釋變量，研究其對全球價值鏈參與度和位置的影響，回歸結果如表10所示，從表10可以看出，Dmtri對全球價值鏈參與度和位置均有顯著的抑制作用，各控制變量結果與前文保持一致。使用Dmtri作為解釋變量，分析其對全球價值鏈前后向參與度以及上下游度的結果如表11所示，結論與前文保持一致。

六、結論與啟示

本文參照Melitz?&?Ottavianno（2008）以及Qiu?&?Yu（2014）的模型，構建多產品企業模型研究數字產品貿易限制對全球價值鏈分工的影響，考慮進口需求彈性，計算得出數字產品貿易限制指數。通過探究數字產品貿易限制對全球價值鏈升級的影響渠道，得出以下結論：（1）數字產品貿易限制對全球價值鏈參與度和位置的影響顯著為負，對我國全球價值鏈前向和后向參與度的影響均顯著為負。（2）比較簡單關稅和數字產品貿易限制指數的影響后發現使用簡單關稅衡量數字產品貿易限制低估了數字產品貿易限制本身對全球價值鏈升級的影響。（3）內生性檢驗表明數字產品貿易限制抑制了我國全球價值鏈參與度和位置的提高，與前文結論保持一致。（4）異質性分析結果顯示：新數字產品的貿易限制對全球價值鏈的消極影響大于舊數字產品，可能的原因在于當前新產品中的數字產品對全球價值鏈環節的影響極為重要，因此消極影響大于舊產品;數字產品中間品的貿易限制對全球價值鏈參與度和位置的消極影響最大，其次是數字產品資本品和數字產品消費品。（5）數字產品貿易限制通過降低出口產品質量、降低進口產品質量和降低新產品出口的渠道對全球價值鏈參與度和位置產生消極影響。

根據上述研究結論，得到如下啟示：第一，全方位對外開放，積極應對全球貿易保護主義抬頭和“逆全球化”趨勢。“逆全球化”趨勢阻礙了貿易自由化，2008年國際金融危機后的全球貿易保護主義抬頭，對全球價值鏈分工地位產生了消極的影響。數字產品貿易限制阻礙了全球價值鏈升級，中國應堅定不移擴大對外開放，對數字產品的開放將不斷增強國內國際的經濟聯動效應，優化資源配置，提升進出口產品質量，從而促進全球價值鏈升級。發展國內國際大循環是中國現階段的重要決策，對全球價值鏈的影響舉足輕重。中國急需破除阻礙數字產品的相關限制，實現數字產品自由流動，打破當下全球價值鏈分工放緩的現狀。第二，推動數字貿易發展，驅動全球價值鏈轉型與升級。中國數字經濟的蓬勃發展，深入滲透到經濟社會中，以數字化為代表的數字貿易成為服務貿易的新趨勢，當前數字貿易主導著全球化，推動數字產品嵌入全球價值鏈中，改變了傳統的全球價值鏈模式和分工格局，推動了全球價值鏈重構，因此應抓住全球價值鏈重構機遇，大力推進數字貿易發展[22]，尤其是在保護國家安全的前提下降低數字產品貿易限制，此外還應加大數字貿易監管服務，優化數字貿易環境，加大對數字企業的扶持力度，構建數字貿易開放體系以及注意數字貿易壁壘和風險防范等問題尤為關鍵。

注釋：

①?詳細的推導過程可參加Feenstra（1995）。

②?進口需求彈性采用kee?et?al（2008）的GDP生產函數法測算，具體見上文測算模型。

參考文獻：

[1]?Melitz?M?J，?Ottaviano?G.?Market?Size，?Trade，?and?Productivity[J].Review?of?Economic?Studies，?2008，75（1）：295-316.

[2]?Liu?Q，?Qiu?L?D，?Zhan?C.?Trade?Liberalization?and?Domestic?Vertical?Integration：?Evidence?From?China[J].Journal?of?International?Economics，?2019，121：103250.

[3]?Wang?Z，?Wei?S?J，?Yu?X?et?al.?Measures?of?Participation?in?Global?Value?Chains?and?Global?Business?Cycles[R].NBER?Working?Paper?No.?w23222，?2017.

[4]?Kevin?B，et?al.Defining?and?Measuring?the?Digital?Economy[R].NBER?Working?Paper?，2018.

[5]?Anderson?J?E，?Peter?N?J.?Measuring?the?Restrictiveness?of?Trade?Policy[J].World?Bank?Economic?Review，?1994（2）：151-169.

[6]?劉慶林，?汪明珠.?中國農產品市場準入政策的保護水平與結構——基于貿易限制指數的研究[J].經濟研究，?2014，49（7）：18-30.

[7]?魯慧鑫，?郭根龍，?馮宗憲.?服務貿易限制、制度質量與國家經濟增長[J].北京工商大學學報（社會科學版），?2020，35（2）：45-57.

[8]?胡貝貝，?靳玉英.?限制性貿易壁壘對企業出口產品范圍的影響效應研究[J].財貿經濟，?2020，41（9）：146-161.

[9]?王孝松，?林發勤，?李玏.?企業生產率與貿易壁壘——來自中國企業遭遇反傾銷的微觀證據[J].管理世界，?2020，36（9）：54-67.

[10]陳登科.?貿易壁壘下降與環境污染改善——來自中國企業污染數據的新證據[J].經濟研究，?2020，55（12）：98-114.

[11]王冠宇，?張慶彩，?郭偉.?技術性貿易壁壘與異質性企業出口行為：退出還是升級？[J].技術經濟，?2021，40（1）：118-127.

[12]Feenstra?R?C.?Estimating?the?Effects?of?Trade?Policy[J].Handbook?of?International?Economics，?1995，3（5）：1553-1595.

[13]Kee?H?L，?Nicita?A，?Olarreaga?M.?Import?Demand?Elasticities?and?Trade?Distortions?[J].Review?of?Economics?and?Statistics，?2008，90（4）：666-682.

[14]Schott?P?K.?Across-Product?Versus?Within-Product?Specialization?in?International?Trade[J].Quarterly?Journal?of?Economics，?2004，119（2）：647-678.

[15]Hallak?J?C，?Schott?P?K.?Estimating?Cross-Country?Differences?in?Product?Quality[J].Quarterly?Journal?of?Economics，?2008，126（1）：417-474.

[16]Gervais?A.?Product?Quality?and?Firm?Heterogeneity?in?International?Trade[J].Canadian?Journal?of?Economics/Revue?Canadienne?d′éConomique，?2015，48（3）：1152-1174.

[17]Feenstra?R?C，?Romalis?J.?International?Prices?and?Endogenous?Quality[J].The?Quarterly?Journal?of?Economics，?2014，129（2）：477-527.

[18]Melitz?M?J.?The?Impact?of?Trade?on?Intra-industry?Reallocations?and?Aggregate?Industry?Productivity[J].Econometrica，?2003，71（6）：1695-1725.

[19]Xiang，?Chong.?Product?Cycles?in?U.S.?Imports?Data[J].Social?Science?Electronic?Publishing，?2014，96（5）：999-1004.

[20]黃永明，?潘安琪.?貿易壁壘如何影響中國制造業全球價值鏈分工——以美國對華反傾銷為例的經驗研究[J].國際經貿探索，?2019，35（4）：4-26.

[21]劉竹青，?盛丹.?貿易自由化、產品生命周期與中國企業的出口產品結構[J].經濟學（季刊），?2021，21（1）：263-284.

[22]衛玲.發展數字經濟與加快構建新發展格局——基于馬克思主義政治經濟學的思考[J].求是學刊，2020，47（6）：1-9.

Digital?Product?Trade?Restrictions?and?Global?Value?Chain?Upgrading

LU?Hu-ixin1，?GUO?Gen-long2，FENG?Zong-xian3

（1.School?of?Economics?and?Trade，Henan?University?of?Technology，Zhengzhou?450001，China;

2.?School?of?Economics?and?management，?Shanxi??Normal?University，?Taiyuan?030001，China;

3.School?of?Economics?and?Finance，Xi′an?Jiaotong?University，?Xi′an?710061，China）

Abstract：?By?constructing?a?multi-product?enterprise?model，?we?calculated?the?impact?of?digital?product?trade?restrictions?on?global?value?chain?upgrading，?considered?the?elasticity?of?import?demand，?calculated?the?digital?product?trade?restrictions?index，?explored?the?influence?channels?of?digital?product?trade?restrictions?on?global?value?chain?upgrading，?and?drew?the?following?conclusions：?digital?product?trade?restrictions?have?a?significantly?negative?impact?on?global?value?chain?participation?and?location，?and?have?a?significantly?negative?impact?on?China′s?forward?and?backward?participation?in?global?value?chain.?The?results?of?heterogeneity?analysis?show?that?product?heterogeneity?indicates?that?digital?product?trade?restrictions?have?a?greater?negative?impact?on?global?value?chain?upgrading?than?those?of?old?digital?products.?The?results?of?product?type?heterogeneity?show?that?intermediate?digital?product?trade?restrictions???have?the?largest?negative?impact?on?the?participation?and?location?of?global?value?chain，?followed?by?capital?digital?products?and?consumer?digital?products.?Digital?product?trade?restrictions?negatively?affect?GVC?participation?and?location?by?reducing?the?quality?of?exported?products，?reducing?the?quality?of?imported?products，?and?reducing?channels?for?new?products?to?be?exported.

Key?words：digital?product?trade?restriction;global?value?chain;new?products;the?quality?of?the?product

（責任編輯：周正）