雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)
——基于49個經(jīng)濟體的經(jīng)驗證據(jù)

課題組

（1.中國計量大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，浙江杭州 310018；2.浙江理工大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，浙江杭州 310018）

一、引言

數(shù)字貿(mào)易已經(jīng)成為經(jīng)濟全球化的新引擎[1]。聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議（UNCTAD）統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2019年以數(shù)字服務(wù)為核心的數(shù)字貿(mào)易出口規(guī)模達到31 925.9 億美元，占全球服務(wù)貿(mào)易出口的52.0%和全球貿(mào)易總額的12.9%。但數(shù)字貿(mào)易在深刻改變甚至重塑當今國際貿(mào)易方式的同時，也遭受著數(shù)字稅、本地化要求、數(shù)據(jù)跨境流動限制、非中性審查制度等一系列數(shù)字貿(mào)易壁壘的影響，全球數(shù)字貿(mào)易快速發(fā)展的前景因此被蒙上了一層濃重的陰霾。

全球數(shù)字貿(mào)易壁壘凸顯的背后是各國對數(shù)字貿(mào)易發(fā)展的差異化規(guī)制政策。以美國為代表的發(fā)達國家憑借在數(shù)字技術(shù)上的先發(fā)優(yōu)勢，主張數(shù)字服務(wù)的國際自由流動。為促進數(shù)字服務(wù)貿(mào)易，美國自2000年簽署《美國—約旦自由貿(mào)易協(xié)定》開始，積極推動簽署了包括《美墨加協(xié)定》《美日數(shù)字貿(mào)易協(xié)定》在內(nèi)的一系列涵蓋數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的區(qū)域和雙邊貿(mào)易協(xié)定，試圖構(gòu)建數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的美式模板。以歐盟為代表的經(jīng)濟體提出了單一數(shù)字市場原則，與通過單一數(shù)字市場認證的國家或地區(qū)建立共同市場，實行較低水平的數(shù)字貿(mào)易限制措施，但對其他未通過認證的國家或地區(qū)高筑數(shù)字貿(mào)易壁壘，進而形成了數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的歐式模板。以俄羅斯為代表的發(fā)展中國家數(shù)字貿(mào)易起步較晚，數(shù)字技術(shù)相對落后，為規(guī)避發(fā)達國家數(shù)字產(chǎn)業(yè)沖擊，普遍設(shè)置了比較嚴格的數(shù)字貿(mào)易壁壘。可見，全球數(shù)字貿(mào)易壁壘呈現(xiàn)出明顯的國別和區(qū)域異質(zhì)性特征。

那么，數(shù)字貿(mào)易壁壘是否依然像傳統(tǒng)貿(mào)易壁壘一樣，會導(dǎo)致企業(yè)的符合性成本上升進而抑制數(shù)字服務(wù)和產(chǎn)品的出口呢？盡管已有研究證實，數(shù)據(jù)跨境流動限制、數(shù)字政策及數(shù)字服務(wù)貿(mào)易限制措施均存在顯著的貿(mào)易抑制效應(yīng)，但上述研究均未對數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)的理論機理進行探究與識別，也未對數(shù)字貿(mào)易壁壘的多重出口效應(yīng)進行充分檢驗。為此，區(qū)別于已有文獻，本研究將基于對進出口國雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘貿(mào)易效應(yīng)理論機理的分析，著重探討雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘的多重出口抑制效應(yīng)。

二、文獻綜述

數(shù)字貿(mào)易主題是國際貿(mào)易領(lǐng)域研究的熱點[2-6]，而隨著數(shù)字貿(mào)易壁壘的不斷涌現(xiàn)，數(shù)字貿(mào)易壁壘問題又成為數(shù)字貿(mào)易研究的焦點[7-10]。綜觀既有研究，與本研究主題密切相關(guān)的文獻主要涉及數(shù)字貿(mào)易壁壘界定、測度、貿(mào)易效應(yīng)三個方面。

在數(shù)字貿(mào)易壁壘界定方面，相關(guān)研究最早可追溯到2013年。美國國際貿(mào)易委員會（USITC）認為，數(shù)字貿(mào)易壁壘是包括審查、過濾、本地化措施、隱私保護等諸項內(nèi)容的法規(guī)[11]。美國貿(mào)易代表辦公室（USTR）進一步將之細分為數(shù)字本地化壁壘、技術(shù)壁壘、互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)壁壘、其他壁壘四種類型[12]。帕薩迪拉（Pasadilla G）等[9]將數(shù)字稅納入其中，把數(shù)字貿(mào)易壁壘的類型拓展到數(shù)據(jù)隱私和保護、網(wǎng)絡(luò)安全、數(shù)字稅、技術(shù)標準、過濾及其他障礙等方面。趙瑾[13]認為，影響數(shù)字貿(mào)易發(fā)展的貿(mào)易壁壘主要是關(guān)稅壁壘、非關(guān)稅壁壘及數(shù)據(jù)限制措施，其中關(guān)稅壁壘指針對信息通信技術(shù)（ICT）服務(wù)貿(mào)易及其投入征收關(guān)稅或建立貿(mào)易救濟措施，非關(guān)稅壁壘涉及貿(mào)易限制、投資限制、財政限制、自然人流動、知識產(chǎn)權(quán)等，數(shù)據(jù)限制指針對數(shù)據(jù)使用及跨境流動的限制措施。此外，王嵐[14]認為，數(shù)字貿(mào)易啟動環(huán)境、技術(shù)性限制措施、數(shù)據(jù)本地化要求、知識產(chǎn)權(quán)四類措施具有明顯的邊境后措施特征，并從這四個方面對數(shù)字貿(mào)易壁壘進行了界定。

在數(shù)字貿(mào)易壁壘測度方面，現(xiàn)有研究多采用數(shù)字貿(mào)易限制指數(shù)來測度數(shù)字貿(mào)易壁壘[15-16]。數(shù)字貿(mào)易限制指數(shù)主要包括兩類：一類是經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）發(fā)布的數(shù)字服務(wù)貿(mào)易限制指數(shù)（DSTRI）。DSTRI 指數(shù)涉及基礎(chǔ)設(shè)施和連通性、電子交易、支付系統(tǒng)、知識產(chǎn)權(quán)、其他貿(mào)易壁壘五個方面，取值范圍介于0~1 之間，其中0 表示對外貿(mào)易和投資環(huán)境完全開放，1表示完全封閉。另一類是歐洲國際政治經(jīng)濟中心（ECIPE）發(fā)布的數(shù)字貿(mào)易限制指數(shù)（DTRI）。DTRI指數(shù)從財政限制、市場準入限制、機構(gòu)設(shè)立限制、數(shù)據(jù)及貿(mào)易限制五個方面測度數(shù)字貿(mào)易限制程度，取值范圍介于0~1之間，數(shù)值越大，表示限制程度越高[17]。相比于DSTRI 指數(shù)的樣本僅涉及50 個經(jīng)濟體，DTRI 指數(shù)的樣本擴大到了64 個經(jīng)濟體，但令人遺憾的是，DTRI指數(shù)僅公布了2017年一期，無法被大部分實證研究采納。

在數(shù)字貿(mào)易壁壘的貿(mào)易效應(yīng)方面，現(xiàn)有文獻多為實證研究。在國外學(xué)者的研究中，鮑爾（Bauer M）等[18]運用全球貿(mào)易分析模型（GTAP）對數(shù)據(jù)本地化的貿(mào)易影響進行了數(shù)值模擬，結(jié)果顯示，數(shù)據(jù)本地化會對絕大多數(shù)國家的數(shù)字服務(wù)出口產(chǎn)生負面影響；費拉卡尼（Ferracane M）等[19]基于64個經(jīng)濟體2006—2016年網(wǎng)絡(luò)服務(wù)數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)跨境流動限制會嚴重阻礙數(shù)字服務(wù)貿(mào)易發(fā)展，且數(shù)據(jù)密集型部門貿(mào)易所受影響最嚴重；卡薩里尼（Casalini F）等[20]詳細梳理了影響數(shù)據(jù)跨境流動的各類限制措施，并對相應(yīng)的貿(mào)易效應(yīng)進行了理論剖析。在國內(nèi)學(xué)者的研究中，孟夏等[21]運用OECD 發(fā)布的DSTRI 指數(shù)和數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性指數(shù)（DSTRIH）分析了數(shù)字貿(mào)易壁壘對數(shù)字交付服務(wù)貿(mào)易的影響，發(fā)現(xiàn)數(shù)字貿(mào)易壁壘限制了相應(yīng)的數(shù)字服務(wù)貿(mào)易；周念利等[22]參考費拉卡尼等[19]的方法構(gòu)建數(shù)據(jù)銜接指數(shù)，分別對數(shù)據(jù)跨境流動限制措施和數(shù)字服務(wù)貿(mào)易限制措施進行研究，發(fā)現(xiàn)這兩類措施均能產(chǎn)生顯著的貿(mào)易抑制效應(yīng)；齊俊妍等[23]利用42 個經(jīng)濟體2014—2018年的數(shù)字服務(wù)貿(mào)易限制指數(shù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)字服務(wù)貿(mào)易限制措施會阻礙數(shù)字服務(wù)出口。

總體而言，國內(nèi)外關(guān)于數(shù)字貿(mào)易壁壘貿(mào)易效應(yīng)的研究仍處于起步階段，相關(guān)理論與實證研究還不夠深入和系統(tǒng)。既有研究僅僅局限于對數(shù)據(jù)跨境流動限制措施貿(mào)易效應(yīng)的測度，對于數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)的理論機理，數(shù)字貿(mào)易壁壘在貿(mào)易類別、出口規(guī)模、壁壘異質(zhì)性等多重維度上的貿(mào)易效應(yīng)等，仍未進行系統(tǒng)研究。鑒于此，本研究將分析雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘對數(shù)字服務(wù)出口影響的內(nèi)在機理，進而基于全球49 個經(jīng)濟體2014—2019年數(shù)字服務(wù)貿(mào)易面板數(shù)據(jù)對雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘的多重出口抑制效應(yīng)進行研究，以深入揭示雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘如何抑制數(shù)字服務(wù)出口，并據(jù)此提出相關(guān)政策建議。

本研究將圍繞以下內(nèi)容展開：一是從理論層面剖析數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)的作用機理，建立數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)的理論研究框架；二是基于理論分析，多層次多角度揭示雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘多重出口抑制效應(yīng)，更加全面準確地反映數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制特征；三是以數(shù)字貿(mào)易協(xié)定為調(diào)節(jié)變量，揭示數(shù)字貿(mào)易協(xié)定在弱化數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)中的重要作用。

三、理論機理分析與研究假設(shè)

（一）理論機理分析

本文在查尼（Chaney T）[24]研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘貿(mào)易效應(yīng)理論模型。首先假定j國消費者對i國代表性企業(yè)生產(chǎn)的數(shù)字產(chǎn)品或服務(wù)擁有不變替代彈性（CES）偏好U，計算方法如下：

其中，j國消費者消費qo單位的產(chǎn)品o、qh單位的h類數(shù)字服務(wù)ω，μo表示產(chǎn)品o所占的市場份額，μh表示h類數(shù)字服務(wù)所占的市場份額，Ωh表示h類數(shù)字服務(wù)ω的消費集，替代彈性σh>1。則j國對i國h類數(shù)字服務(wù)的均衡需求量(φ)為：

其中，Yj表示j國收入水平，φ表示i國出口企業(yè)生產(chǎn)率，(φ)表示j國從i國進口的生產(chǎn)率為φ的h類數(shù)字服務(wù)進口價格，表示價格指數(shù)。

進一步，由式（2）可得j國對i國代表性企業(yè)在h類數(shù)字服務(wù)上的需求額(φ)：

其中，價格指數(shù)的計算方法如下：

此時，在h類數(shù)字服務(wù)上，i國對j國h類數(shù)字服務(wù)的出口額由生產(chǎn)率處在閾限之上的代表性企業(yè)出口額加總而成，其計算方法如下：

其中，Li表示i國的勞動力數(shù)量，wi為i國的單位勞動產(chǎn)出，Gh(φ)為h類數(shù)字服務(wù)生產(chǎn)企業(yè)的生產(chǎn)率分布函數(shù)，滿足生產(chǎn)率分布參數(shù)為γh的帕累托分布。此外，假定i國代表性企業(yè)生產(chǎn)并向j國出口qh單位的h類數(shù)字服務(wù)時產(chǎn)生的成本cij(q)為：

其中，表示i國代表性企業(yè)向j國出口h類數(shù)字服務(wù)時產(chǎn)生的貿(mào)易成本。根據(jù)成本加成定價原則，最優(yōu)數(shù)字服務(wù)出口價格(φ)為：

此外，由企業(yè)出口決策中的利潤非負性約束條件，得到出口生產(chǎn)率閾限為：

結(jié)合式（3）、式（5）、式（7）、式（8），得到i國對j國h類數(shù)字服務(wù)的出口額：

其中，Y表示世界總產(chǎn)出，γh表示生產(chǎn)率分布參數(shù)，表示多邊阻力項，包含多邊貿(mào)易成本，k≠i。由式（9）可以看出，i國對j國的出口與兩國的收入水平Y(jié)i和Yj、出口國i單位勞動產(chǎn)出wi、貿(mào)易成本以及相應(yīng)的參數(shù)μh、γh、θhj有關(guān)。由式（9）容易得到：

則：

進一步，不妨假設(shè)數(shù)字服務(wù)的貿(mào)易成本由i國與j國之間的雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘及其他因素決定，即：

其中，為出口國i的數(shù)字貿(mào)易壁壘，為進口國j的數(shù)字貿(mào)易壁壘，為其他影響因素。考慮本研究所探討的情形，出口產(chǎn)品受雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘約束，導(dǎo)致其貿(mào)易成本上升，即：

其中，v表示數(shù)字貿(mào)易壁壘類別。

由此，得到雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘影響數(shù)字服務(wù)出口的關(guān)系式：

（二）研究假設(shè)

上述理論機理分析顯示，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘是構(gòu)成企業(yè)貿(mào)易成本的重要內(nèi)容。式（13）進一步說明，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘的增強會對數(shù)字服務(wù)出口產(chǎn)生抑制效應(yīng)。此外，由式（10）可知，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘對數(shù)字服務(wù)出口的影響受生產(chǎn)率分布參數(shù)γh的影響。不同部門數(shù)字服務(wù)的生產(chǎn)率分布參數(shù)γh具有差異性，進而會產(chǎn)生異質(zhì)性出口抑制效應(yīng)。由式（12）可以發(fā)現(xiàn)，不同類別的數(shù)字貿(mào)易壁壘DTBh ν會產(chǎn)生類別層面的異質(zhì)性出口抑制效應(yīng)。更進一步，考慮到數(shù)字貿(mào)易壁壘本身的異質(zhì)性特征和貿(mào)易成本對數(shù)字貿(mào)易壁壘的敏感程度，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘所產(chǎn)生的出口抑制效應(yīng)存在貿(mào)易規(guī)模所帶來的差異性。據(jù)此，本研究提出以下假設(shè)：

H1：雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘對數(shù)字服務(wù)出口產(chǎn)生多重出口抑制效應(yīng)。

此外，由式（13）可以發(fā)現(xiàn)，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)可經(jīng)由貿(mào)易成本實現(xiàn)。由此，本研究提出以下假設(shè)：

H2：雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘經(jīng)由貿(mào)易成本產(chǎn)生出口抑制效應(yīng)。

此外，在式（12）基礎(chǔ)上可進一步拓展至數(shù)字貿(mào)易協(xié)定對出口抑制效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。數(shù)字貿(mào)易協(xié)定可作為調(diào)節(jié)變量來調(diào)節(jié)數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)。進一步假定：

假設(shè)參數(shù)κv受數(shù)字貿(mào)易協(xié)定影響，當貿(mào)易雙方簽訂數(shù)字貿(mào)易協(xié)定時，κv變小，反之亦反。由此，本研究提出以下假設(shè)：

H3：數(shù)字貿(mào)易協(xié)定作為調(diào)節(jié)變量會減弱數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)。

四、模型構(gòu)建與變量說明

為逐一驗證本研究提出的三個假設(shè)，將世界貿(mào)易組織（WTO）數(shù)據(jù)庫的數(shù)字服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)與OECD數(shù)據(jù)庫的DSTRI指數(shù)進行匹配，同時考慮到國別數(shù)字服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)的完整性，選用2014—2019年49 個經(jīng)濟體的數(shù)字服務(wù)貿(mào)易面板數(shù)據(jù)，其中含有10 個經(jīng)濟體的數(shù)字服務(wù)出口數(shù)據(jù)和49 個經(jīng)濟體的數(shù)字服務(wù)進口數(shù)據(jù)①。

（一）基準回歸模型構(gòu)建

為探討雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘對數(shù)字服務(wù)出口的影響，本研究結(jié)合理論機理分析構(gòu)建如下面板數(shù)據(jù)計量模型：

其中，下標i、j分別代表出口國和進口國，下標t代表觀察年份，被解釋變量lnEXijt表示第t年i國對j國的數(shù)字服務(wù)出口額對數(shù)，核心解釋變量DSTRIit、DSTRIjt分別代表第t年出口國i、進口國j的數(shù)字貿(mào)易壁壘強度，Zijt是一組控制變量。此外，γij表示國別固定效應(yīng)，控制不隨時間變化但可能會影響數(shù)字服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的國家特征[25]，ηt代表年份固定效應(yīng)，控制僅隨時間變化的影響因素，εijt表示隨機擾動項，α0為常數(shù)項，α1為出口國i數(shù)字貿(mào)易壁壘的回歸系數(shù)，α2為進口國j數(shù)字貿(mào)易壁壘的回歸系數(shù)，β為控制變量的回歸系數(shù)。

（二）變量說明

1.被解釋變量。本研究參考陳寰琦[26]的方法，將OECD服務(wù)貿(mào)易部門中的保險、金融、知識產(chǎn)權(quán)、信息、其他商業(yè)服務(wù)、個人娛樂服務(wù)納入數(shù)字服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計范疇，并將與之相應(yīng)的數(shù)字服務(wù)出口額對數(shù)（lnEXijt）作為被解釋變量。由于各經(jīng)濟體數(shù)字服務(wù)貿(mào)易規(guī)模存在明顯的異質(zhì)性，被解釋變量lnEXijt的標準差較大。針對這一問題，本研究將在基于不同數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模的異質(zhì)性分析中進一步檢驗。

2.解釋變量。本研究以O(shè)ECD 發(fā)布的DSTRI 指數(shù)作為數(shù)字貿(mào)易壁壘的量化指標。OECD 發(fā)布的DSTRI指數(shù)由頻度分析法發(fā)展而來，包括基礎(chǔ)設(shè)施和連通性、支付系統(tǒng)、知識產(chǎn)權(quán)、電子交易、其他貿(mào)易壁壘等五個子指標[17]。各子指標取值在0~1 之間，取值為0 時表示完全開放，取值為1 時表示完全限制。孟夏等[21]僅以進口國DSTRI指數(shù)作為衡量數(shù)字貿(mào)易壁壘的指標。但考慮到數(shù)字貿(mào)易壁壘實質(zhì)上包含本地化要求等既限制出口又限制進口的措施，為全面有效衡量數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)，本文基于孟夏等[21]的研究，把出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘（DSTRIit）和進口國數(shù)字貿(mào)易壁壘（DSTRIjt）作為核心解釋變量一起納入基準回歸模型。

3.控制變量。本研究的控制變量包括出口國GDP 對數(shù)（lnGDPit）、進口國GDP 對數(shù)（lnGDPjt）、出口國生產(chǎn)率（TFPit）、共同邊界虛擬變量（contigij）、共同語言虛擬變量（comlang_offij）和殖民關(guān)系虛擬變量（colonyij）。其中，lnGDPit、lnGDPjt以2010年不變價格計算，TFPit用以不變價格（2015年美國購買力平價）計算的國別全要素生產(chǎn)率表示，contigij反映貿(mào)易雙方是否具有共同邊界（是=1，否=0），comlang_offij反映貿(mào)易雙方是否具有共同語言（是=1，否=0），colonyij反映貿(mào)易雙方是否存在殖民關(guān)系（是=1，否=0）。

（三）數(shù)據(jù)來源及變量描述性統(tǒng)計

被解釋變量lnEXijt數(shù)據(jù)來自WTO 數(shù)據(jù)庫，核心解釋變量DSTRIit、DSTRIjt數(shù)據(jù)來自O(shè)ECD 數(shù)據(jù)庫，控制變量中的contigij、comlang_offij、colonyij數(shù)據(jù)來自法國國際經(jīng)濟信息研究中心（CEPII）數(shù)據(jù)庫，lnGDPit、lnGDPjt數(shù)據(jù)來自世界銀行（WB）數(shù)據(jù)庫，TFPit數(shù)據(jù)來自賓夕法尼亞大學(xué)世界數(shù)據(jù)庫（PWT）。所有數(shù)據(jù)的時間范圍為2014—2019年。主要變量的描述性統(tǒng)計參見表1。

表1 主要變量及其描述性統(tǒng)計

五、基準回歸與分析

（一）基準回歸結(jié)果

基準回歸結(jié)果如表2所示。表2列（1）至列（3）分別對應(yīng)出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘（DSTRIit）、進口國數(shù)字貿(mào)易壁壘（DSTRIjt）單獨加入以及兩者同時加入時的回歸結(jié)果。列（1）數(shù)據(jù)顯示，在控制其他影響因素后，出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘對數(shù)字服務(wù)出口具有顯著出口抑制效應(yīng)。列（2）數(shù)據(jù)顯示，在控制其他影響因素后，進口國數(shù)字貿(mào)易壁壘對數(shù)字服務(wù)出口也具有顯著出口抑制效應(yīng)。列（3）數(shù)據(jù)表明，進出口國雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘均顯著抑制數(shù)字服務(wù)出口。此外，從數(shù)字貿(mào)易壁壘回歸系數(shù)的大小看，無論是出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘單獨作用還是與進口國數(shù)字貿(mào)易壁壘共同進入模型，出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)都更大。這表明，與傳統(tǒng)貿(mào)易不同，數(shù)字服務(wù)貿(mào)易普遍存在自發(fā)的出口限制行為。同時，由表2可知，進口國GDP 對數(shù)（lnGDPjt）與出口國GDP 對數(shù)（lnGDPit）的系數(shù)均顯著為正，說明貿(mào)易伙伴間的國別市場規(guī)模均可產(chǎn)生顯著的出口促進效應(yīng)。此外，共同邊界虛擬變量（contigij）、共同語言虛擬變量（comlang_offij）、殖民關(guān)系虛擬變量（colonyij）均顯著促進了數(shù)字服務(wù)出口。特別需要說明的是，出口國生產(chǎn)率（TFPit）的回歸系數(shù)在進口國數(shù)字貿(mào)易壁壘單獨作用時顯著為負，在其他兩個回歸模型中均不顯著，這意味著出口國生產(chǎn)率并不是促進數(shù)字服務(wù)出口的重要因素。上述實證分析結(jié)果驗證了H1。

表2 基準回歸結(jié)果

（二）內(nèi)生性檢驗

考慮到雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘與數(shù)字服務(wù)出口之間可能存在反向因果關(guān)系，進一步將模型中的兩個核心解釋變量分別滯后一期，利用工具變量法進行處理。之所以用滯后一期的核心解釋變量作為工具變量，一是因為核心解釋變量與其滯后變量高度相關(guān)；二是因為滯后變量已經(jīng)發(fā)生，與擾動項無關(guān)。表3列（1）至列（3）分別表示出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘滯后一期（DSTRIi，t-1）、進口國數(shù)字貿(mào)易壁壘滯后一期（DSTRIj，t-1）單獨加入以及兩者同時加入模型時的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，各種情況下的安德森（Anderson）LM統(tǒng)計量的p值均小于0.1，拒絕工具變量識別不足的假設(shè)。此外，克拉格-唐納德-沃爾德（Cragg-Donald-Wald）F統(tǒng)計量均大于臨界值16.38，拒絕弱工具變量的原假設(shè)。上述檢驗結(jié)果表明，本研究可靠，原解釋變量與工具變量的回歸結(jié)果相似，模型內(nèi)生性問題不明顯。

表3 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.基于普通最小二乘法和面板校正標準誤差方法的穩(wěn)健性檢驗

基準回歸采用的是多重固定效應(yīng)模型。本研究進一步采用普通最小二乘法和面板校正標準誤差方法進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果見表4列（1）。結(jié)果顯示，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘均顯著抑制數(shù)字服務(wù)出口，且核心解釋變量回歸系數(shù)與基準回歸模型中的一致，這說明本研究得到的基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.替換核心解釋變量的穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本研究以進出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘均值（DSTRIijt）代替基準回歸模型中分別表示的進出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘，回歸結(jié)果見表4列（2）。結(jié)果顯示，進出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘均值的回歸系數(shù)顯著為負，再次說明基準回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

六、異質(zhì)性分析

（一）基于不同數(shù)字服務(wù)部門的異質(zhì)性分析

進一步，將數(shù)字服務(wù)貿(mào)易細分為保險、金融、知識產(chǎn)權(quán)、信息、其他商業(yè)服務(wù)、個人娛樂服務(wù)六個部門，考察雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘對各部門數(shù)字服務(wù)出口的異質(zhì)性影響。表5的結(jié)果顯示，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘對所有部門的數(shù)字服務(wù)出口均產(chǎn)生了明顯的抑制效應(yīng)，但對各部門的影響存在明顯差異。其中，出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘對金融部門數(shù)字服務(wù)出口抑制效應(yīng)最強，對知識產(chǎn)權(quán)、其他商業(yè)服務(wù)、個人娛樂服務(wù)、保險部門抑制效應(yīng)依次減弱，對信息部門抑制效應(yīng)最弱；進口國數(shù)字貿(mào)易壁壘對金融部門數(shù)字服務(wù)出口抑制效應(yīng)最強，對其他商業(yè)服務(wù)、個人娛樂服務(wù)、知識產(chǎn)權(quán)、信息部門抑制效應(yīng)依次減弱，對保險部門抑制效應(yīng)最弱。這可能是因為，各國對金融部門的開放普遍持謹慎態(tài)度，甚至有部分國家對金融部門采取了極為嚴格的數(shù)字服務(wù)出口限制措施，而信息部門國際化程度相對較高，與之相關(guān)的數(shù)字服務(wù)出口限制措施相對較弱。表5的結(jié)果表明，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘對不同部門數(shù)字服務(wù)的出口抑制效應(yīng)具有多重異質(zhì)性，這進一步驗證了H1。

表5 基于不同數(shù)字服務(wù)部門的異質(zhì)性分析結(jié)果

（二）基于不同數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模的異質(zhì)性分析

從本研究選擇的49個經(jīng)濟體的數(shù)字服務(wù)進口數(shù)據(jù)看，數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模存在很大差異，有的經(jīng)濟體數(shù)字服務(wù)年度進口規(guī)模高達3 021億美元，有的經(jīng)濟體僅為10.97億美元，這表現(xiàn)為較大的標準差（可參考表1）。鑒于此，本研究設(shè)置數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模組別變量DTj，并根據(jù)WTO數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)計算49 個經(jīng)濟體2014—2019年數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模均值，將進口規(guī)模不小于均值的進口國歸入大規(guī)模組（DTj=1），將進口規(guī)模小于均值的進口國歸入小規(guī)模組（DTj=0）。基于不同數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模的異質(zhì)性分析結(jié)果如表6所示。雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘與數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模組別變量DTj交叉項的回歸系數(shù)均顯著為正，這意味著雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘在數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模層面也存在異質(zhì)性特征，即對數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模較小的經(jīng)濟體出口抑制效應(yīng)更強。其原因可能在于，數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模較小的經(jīng)濟體大多是發(fā)展中國家，其數(shù)字技術(shù)水平相對于發(fā)達國家缺乏競爭優(yōu)勢，往往會設(shè)置較高的進口門檻，從而會抑制其他國家向這些國家的出口。上述結(jié)論同時也驗證了H1 對數(shù)字貿(mào)易壁壘多重出口抑制效應(yīng)的判斷。

表6 基于不同數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模的異質(zhì)性分析結(jié)果

七、作用機制分析

（一）貿(mào)易成本的中介效應(yīng)檢驗

本研究基于溫忠麟等[27]的方法構(gòu)建中介效應(yīng)模型來檢驗雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)的作用機制。根據(jù)H2，貿(mào)易成本可能會作為中介變量作用于數(shù)字貿(mào)易壁壘對數(shù)字服務(wù)出口的抑制效應(yīng)。因此，在檢驗作用機制之前，首先測算貿(mào)易成本。借鑒諾維（Novy D）[28]、錢學(xué)鋒等[29]的方法，構(gòu)建貿(mào)易成本測算公式如下：

其中，COSTijt表示第t年i國對j國數(shù)字服務(wù)出口的貿(mào)易成本，xij表示i國對j國的數(shù)字服務(wù)出口額，xji表示j國對i國的數(shù)字服務(wù)出口額，xii、xjj分別表示i國和j國的國內(nèi)數(shù)字服務(wù)貿(mào)易額。由于各國國內(nèi)數(shù)字服務(wù)貿(mào)易額無法直接得到，本研究采納安德森（Anderson J E）等[30]、諾維[31]關(guān)于行業(yè)貿(mào)易額中只有80%屬于可貿(mào)易份額的假設(shè)，利用數(shù)字服務(wù)出口額倒推得到相應(yīng)的國內(nèi)數(shù)字服務(wù)貿(mào)易額。根據(jù)安德森等[30]的研究，將替代彈性σ設(shè)置為8。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建式（17）至式（19）來檢驗貿(mào)易成本在雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘與數(shù)字服務(wù)出口間的中介效應(yīng)。

表7顯示了貿(mào)易成本的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。根據(jù)表7列（1）數(shù)據(jù)，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘的回歸系數(shù)均顯著為負，說明雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘均顯著抑制了數(shù)字服務(wù)出口；根據(jù)表7列（2）數(shù)據(jù)，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘的回歸系數(shù)均顯著為正，說明雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘均顯著增加了數(shù)字服務(wù)出口的貿(mào)易成本；根據(jù)表7列（3）數(shù)據(jù)，貿(mào)易成本的回歸系數(shù)顯著為負，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘的回歸系數(shù)也顯著為負，說明貿(mào)易成本在雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘與數(shù)字服務(wù)出口之間起部分中介效應(yīng)。上述分析驗證了H2。

表7 貿(mào)易成本的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

（二）數(shù)字貿(mào)易協(xié)定的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

隨著數(shù)字貿(mào)易的發(fā)展，世界各國開始簽訂包含數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的區(qū)域和雙邊貿(mào)易協(xié)定。那么，這樣的數(shù)字貿(mào)易協(xié)定對數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)是否有調(diào)節(jié)作用呢？為檢驗數(shù)字貿(mào)易協(xié)定對數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，本研究基于瑞士盧塞恩大學(xué)的區(qū)域貿(mào)易協(xié)定電子商務(wù)和數(shù)據(jù)條款數(shù)據(jù)庫（TAPED）數(shù)據(jù)構(gòu)建數(shù)字貿(mào)易協(xié)定變量DTAij（若貿(mào)易雙方簽訂了數(shù)字貿(mào)易協(xié)定，賦值為1，否則賦值為0），并據(jù)此構(gòu)建式（20）：

表8的檢驗結(jié)果顯示，出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘與數(shù)字貿(mào)易協(xié)定交互項的回歸系數(shù)顯著為正，說明數(shù)字貿(mào)易協(xié)定顯著弱化了出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)。H3得到驗證。

表8 數(shù)字貿(mào)易協(xié)定的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

八、進一步分析

（一）數(shù)字貿(mào)易壁壘邊際效應(yīng)演化分析

由于傳統(tǒng)的回歸分析是均值回歸，無法判斷解釋變量邊際效應(yīng)是否存在結(jié)構(gòu)性變化。為進一步探究不同數(shù)字服務(wù)出口規(guī)模下雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)的邊際差異，考察基于不同分位數(shù)字服務(wù)出口額對數(shù)的雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘邊際效應(yīng)演化軌跡，構(gòu)建如下所示的面板分位數(shù)模型：

其中，Yη（lnEXijt）為數(shù)字服務(wù)出口額對數(shù)在η分位上的值，α1η、α2η分別為DSTRIit、DSTRIjt的回歸系數(shù)。本研究借鑒田國強等[32]的方法，選擇0.1、0.25、0.5、0.75、0.9共五個分位進行回歸，結(jié)果參見表9。

表9列（1）至列（5）分別報告了基于不同分位數(shù)字服務(wù)出口額對數(shù)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘在各分位上的回歸系數(shù)均顯著為負，說明雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘在不同的數(shù)字服務(wù)出口規(guī)模下均存在顯著出口抑制效應(yīng)。但對比不同分位上數(shù)字貿(mào)易壁壘的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，隨著分位數(shù)的增加，進口國數(shù)字貿(mào)易壁壘回歸系數(shù)的絕對值逐步變大，出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘回歸系數(shù)的絕對值逐步變小。這表明，數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)存在雙邊結(jié)構(gòu)性差異，即隨著數(shù)字服務(wù)出口規(guī)模的不斷擴大，進口國數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)逐漸增強，出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)逐漸減弱。

表9 數(shù)字貿(mào)易壁壘邊際效應(yīng)檢驗結(jié)果

（二）雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性的出口抑制效應(yīng)

雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性也會對數(shù)字服務(wù)出口產(chǎn)生影響。本研究已經(jīng)證明，以鄰為壑的數(shù)字貿(mào)易壁壘政策會導(dǎo)致顯著的出口抑制效應(yīng)。那么，貿(mào)易雙方在數(shù)字貿(mào)易壁壘上的差異即異質(zhì)性是否也會產(chǎn)生出口抑制效應(yīng)呢？為此，本研究以O(shè)ECD 發(fā)布的數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性指數(shù)為解釋變量來探究雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性對數(shù)字服務(wù)出口的影響。數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性指數(shù)的測算方式有兩種：一種以答題的方式測算，用DSTRIH_Aij表示；另一種以專家打分的方式測算，用DSTRIH_Sij表示。兩種數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性指數(shù)的取值范圍均在0~1之間，其中0表示雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘完全無差異，1表示雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘完全不同。回歸結(jié)果參見表10。表10 數(shù)據(jù)顯示，兩種數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性指數(shù)的回歸系數(shù)均顯著為負，說明雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性也是抑制數(shù)字服務(wù)出口的重要因素。

表10 數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性的出口抑制效應(yīng)分析結(jié)果

九、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)既是數(shù)字貿(mào)易壁壘研究的重要內(nèi)容，也是構(gòu)建數(shù)字貿(mào)易壁壘科學(xué)應(yīng)對機制需要了解的內(nèi)容。本研究在現(xiàn)有文獻基礎(chǔ)上，從總量、異質(zhì)性分類、作用機制、邊際效應(yīng)及數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性等層面對雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)進行了全方位的剖析和檢驗。結(jié)論如下：

第一，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘對數(shù)字服務(wù)出口具有多重出口抑制效應(yīng)。其一，從總量層面看，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘顯著抑制數(shù)字服務(wù)出口，特別是出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘抑制效應(yīng)更強；其二，從數(shù)字服務(wù)部門看，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)具有明顯的部門異質(zhì)性，金融部門遭遇的雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘最嚴重；其三，從數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模看，數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模也會影響數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)，數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模越小，數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)越強。

第二，作用機制分析結(jié)果表明，貿(mào)易成本是雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘與數(shù)字服務(wù)出口之間的中介變量，發(fā)揮部分中介效應(yīng)；數(shù)字貿(mào)易協(xié)定構(gòu)成調(diào)節(jié)變量，簽訂數(shù)字貿(mào)易協(xié)定可以顯著弱化出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘的出口抑制效應(yīng)。

第三，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘邊際效應(yīng)存在反向變化趨勢。根據(jù)數(shù)字貿(mào)易壁壘邊際效應(yīng)檢驗結(jié)果，隨著數(shù)字服務(wù)出口規(guī)模的不斷擴大，進口國數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)逐漸增強，出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)逐漸減弱。此外，雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性也是影響數(shù)字服務(wù)出口的重要因素，異質(zhì)性程度越高，出口抑制效應(yīng)越強。

（二）政策建議

第一，建立數(shù)字貿(mào)易壁壘預(yù)警機制。鑒于雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘存在顯著的出口抑制效應(yīng)，應(yīng)利用貿(mào)易大數(shù)據(jù)及時識別并測度雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘及其多重出口抑制效應(yīng)，建立數(shù)字貿(mào)易壁壘預(yù)警機制，科學(xué)預(yù)警。

第二，制訂差異化數(shù)字貿(mào)易壁壘應(yīng)對方案。政府部門及相關(guān)出口企業(yè)應(yīng)充分考慮數(shù)字服務(wù)部門異質(zhì)性與進口規(guī)模異質(zhì)性，制訂差異化數(shù)字貿(mào)易壁壘應(yīng)對方案。對不同的數(shù)字服務(wù)部門采取不同的應(yīng)對措施，特別是對出口抑制效應(yīng)顯著的金融部門提前進行風(fēng)險評估并實施精準應(yīng)對策略，爭取把出口風(fēng)險降到最低。出口國政府和企業(yè)應(yīng)根據(jù)貿(mào)易伙伴數(shù)字服務(wù)進口規(guī)模，在雙邊貿(mào)易協(xié)議和企業(yè)出口戰(zhàn)略等方面形成差異化應(yīng)對機制。

第三，積極推動貿(mào)易便利化改革進程。推動雙邊或區(qū)域貿(mào)易協(xié)定升級，將旨在降低貿(mào)易成本、增強貿(mào)易便利性的規(guī)則和措施納入升級后的協(xié)定，間接弱化數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)。此外，充分發(fā)揮數(shù)字貿(mào)易協(xié)定調(diào)節(jié)作用，積極簽署雙邊、區(qū)域甚至多邊數(shù)字貿(mào)易協(xié)定，加快推動數(shù)字貿(mào)易協(xié)定談判進程，有效弱化雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)。

第四，構(gòu)建數(shù)字貿(mào)易規(guī)則協(xié)調(diào)機制。出口國政府應(yīng)充分重視雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)邊際變化趨勢，既推動進口國削減數(shù)字貿(mào)易壁壘，又努力規(guī)范自身數(shù)字貿(mào)易規(guī)則，弱化出口國數(shù)字貿(mào)易壁壘出口抑制效應(yīng)。此外，考慮到雙邊數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性對數(shù)字服務(wù)出口的影響，各國還要積極構(gòu)建數(shù)字貿(mào)易規(guī)則協(xié)調(diào)機制，弱化數(shù)字貿(mào)易壁壘異質(zhì)性。

注釋：

①被選用數(shù)字服務(wù)出口數(shù)據(jù)的10個經(jīng)濟體分別是加拿大、澳大利亞、俄羅斯、法國、荷蘭、德國、瑞典、美國、日本、意大利；被選用數(shù)字服務(wù)進口數(shù)據(jù)的49個經(jīng)濟體分別是阿根廷、澳大利亞、加拿大、奧地利、比利時、巴西、智利、中國、哥倫比亞、哥斯達黎加、捷克、丹麥、愛沙尼亞、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、冰島、印度、印度尼西亞、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、哈薩克斯坦、韓國、拉脫維亞、立陶宛、盧森堡、馬來西亞、墨西哥、荷蘭、新西蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、俄羅斯、沙特阿拉伯、斯洛伐克、斯洛文尼亞、南非、西班牙、瑞典、瑞士、土耳其、英國、美國、秘魯。因泰國數(shù)字服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)缺失，不選作本研究樣本。