數字服務貿易壁壘的國際比較與決定因素研究

盛煜辰 張潤琪 沈瑤

摘要：隨著數字技術的廣泛應用，各國在推動服務貿易數字化發展的同時，也創造了數字服務貿易壁壘的新型式。論文利用2014—2021年間OECD發布的數字服務貿易限制指數（DSTRI），比較了全球主要經濟體的限制程度水平及變化趨勢，并基于貿易保護的政治經濟學框架，對數字服務貿易壁壘的政治、經濟、文化等決定因素進行了理論分析和實證檢驗。研究結果發現：近年來全球數字服務貿易壁壘在總體上有一定上漲趨勢，限制措施主要集中在基礎設施與連通領域；數字服務貿易競爭力更強、數字基礎設施更完善、經濟自由度水平更高和與其他國家文化差異更小的國家傾向于設置更低的數字服務貿易壁壘；分別對基礎設施與連通、電子交易、支付系統、知識產權和其他壁壘五類限制措施進行回歸，并按國家發展水平和數字經濟發展水平分組檢驗發現，數字服務貿易限制措施的決定性因素在各子類中存在較顯著的異質性。

關鍵詞：數字化發展；地方債務風險；財政透明度；金融分權

作者簡介：盛煜辰，上海大學經濟學院博士研究生（上海? 200444）；張潤琪，南開大學經濟學院博士研究生（天津? 300071）；沈瑤，上海大學經濟學院教授、博士生導師（上海? 200444）

基金項目：國家自然科學基金項目“產業動態發展視角下貿易政策與產業政策的協調機制與中國實踐”（71573171）；教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目“全球價值鏈、國際貿易政策體系‘雙重構的影響與應對研究”（22JZD041）

DOI編碼：10.19667/j.cnki.cn23-1070/c.2023.02.006

引? ? 言

現代數字技術與互聯網技術的飛速發展帶來了傳統國際貿易方式的快速變化，催生了數字貿易這一新的貿易模式。從貿易與互聯網早期結合、只局限在商品在線展示的電子商務，到2004年后數字支付興起、在線交易平臺形成而推動的貿易方式數字化，再到服務、信息等貿易內容的數字化，技術的日益進步突破了傳統的貿易方式，使得數字貿易特別是數字服務貿易快速發展。1然而，這種改變也產生了與傳統貨物貿易關稅壁壘和傳統服務貿易非關稅壁壘均不相同的新型數字貿易壁壘。1例如，不斷深化對數據本地化以及跨境數據流動的挑戰，提高對支付體系、用戶隱私和源代碼的保護尺度，以及濫用知識產權保護等做法，都會直接或間接提高數字服務貿易的壁壘水平。2因此，考察各國數字服務貿易壁壘的特征和變化趨勢，從中尋找數字服務貿易的全球治理方案已經成為諸多學者關注的重要問題。

服務貿易壁壘本身就不同于貨物貿易壁壘，存在隱蔽、靈活、復雜、制定涉及較多部門、難以測度等特點，而數字服務貿易就會更加復雜。據世界貿易組織（WTO）的前身關稅及貿易總協定（GATT）統計，國際服務貿易壁壘達2000多種，壁壘涉及資本移動、人員移動、服務產品移動、信息移動等，還可能涉及開業權、經營權等限制。3數字服務貿易作為服務貿易的一個組成部分，雖然可能會在一定程度上規避人員移動、服務產品移動等壁壘，但也將面臨來自互聯網開放、跨境數據流動等新興領域的限制。在服務貿易壁壘的相關研究中，一般使用數量工具、價格工具與頻度工具來對非關稅壁壘進行測度，而頻度工具憑借其較強的操作性成為服務貿易壁壘測度中應用最廣的工具之一。4在使用頻度工具建立的服務貿易壁壘測度指標中，最具影響力的為Hoekman和Kostecki使用WTO《服務貿易總協定》中每個成員的減讓承諾表所構建的Hoekman指標。5在Hoekman指標的基礎上不斷發展，經濟合作與發展組織（OECD）、世界銀行（World Bank）等發布了服務貿易限制指數（Services Trade Restrictiveness Index，STRI），這些指數在服務貿易壁壘的相關研究中得到廣泛應用。在數字服務貿易領域，OECD于2019年發布了數字服務貿易限制指數（Digital Services Trade Restrictiveness Index ， DSTRI），對數字服務貿易的限制程度進行了度量，以作為STRI的補充。此外，歐洲國際政治經濟研究中心也發布了數字貿易限制指數（Digital Trade Restrictiveness Index， DTRI），該指數對超過64個經濟體的數字貿易的限制措施進行了分析，統計了100多個類別、總計1500多項針對數字貿易的限制措施。6

目前，國內外對數字服務貿易壁壘進行國際比較的研究較少，也鮮有研究從貿易壁壘的決定因素角度切入對數字貿易壁壘進行分析。在此背景下，本文將從數字服務貿易壁壘的測度與分析入手，深入研究其變化情況以及政治經濟決定因素。本文主要利用OECD的DSTRI，從限制水平、限制方式等視角對主要國家及國家組織進行比較分析，并基于貿易保護的政治經濟學框架對數字服務貿易壁壘的決定因素進行實證研究。這將有助于進一步深化對數字服務貿易壁壘的認識，進而加快中國參與全球數字貿易治理進程，促進中國數字服務貿易更好發展。

本文剩余部分的結構框架如下：首先，從理論層面剖析數字時代服務貿易壁壘存在的內在原因和現實基礎，并據此提出研究假說；其次，梳理了數字服務貿易限制指數的計算方法，并對代表性國家和國家組別的限制水平進行比較；最后，從實證層面對相關理論假說進行驗證，并在此基礎上從限制方式、國家發展水平和數字經濟水平等角度對決定數字服務貿易壁壘的政治經濟文化因素進行深入的異質性分析。

一、文獻綜述與研究假說

對貿易壁壘決定因素的研究主要基于貿易保護的政治經濟學理論，其主要包括利益集團模型與中點選民模型。利益集團模型認為，相關的團體會傾向于形成利益集團，游說政府對其所在行業進行保護，以提高自己的利潤。例如，Olsen研究發現，產出越低、就業占比越低的行業越容易形成利益集團。因此，該模型認為貿易壁壘的形成是游說的成本投入與游說所預期得到的保護所產生的利潤之間動態平衡的結果。1中點選民模型則認為，消費者同時作為相關行業的勞動者，也有對自身所在行業進行一定程度保護的預期。而政府為了獲得民眾最大化的支持，會傾向于選擇中點選民所偏好的保護水平。2因此不同行業中點選民不同的貿易保護程度偏好決定了貿易壁壘的高低。總的來說，上述兩個模型代表了貿易保護或干預的兩個典型動機，即特定產業或部門的利益活動以及維護公共利益。

目前，已有部分國內外學者利用貿易保護的政治經濟學理論對貿易壁壘的決定因素進行了實證研究。Grossman和Helpman提出了貿易保護代售模型，認為政府制定政策會使總政治捐獻與社會總福利的加總最大化，而其均衡狀態的貿易保護水平取決于不同行業的進口彈性、進口滲透度與利益集團人數比例等因素。3盛斌最早通過建立中國的貿易保護政治經濟模型，對中國工業貿易保護的水平和結構進行了研究，發現勞動生產率高、勞動密集型產業更容易產生較高的貿易壁壘。4唐宜紅和徐世騰在貿易保護的政治經濟學框架下對貿易壁壘的成因進行了理論分析，發現為了維護進出口利益集團，政府會傾向于選擇較高的貿易保護水平，而利益集團則通過其所擁有的人數與福利的權重對保護政策的選擇施加影響。5Karacaovali的研究指出，發展中國家的貿易保護水平是平衡生產者與消費者政治支持的結果，勞動力成本更高的部門或獲得更大程度的保護。6

已有基于貿易保護的政治經濟學理論的研究大多是針對制造業，但逐漸也有學者關注服務貿易和數字服務貿易壁壘的決定因素。Fung和Siu分析了服務貿易壁壘的形成原因，認為與產業鏈聯系緊密的相關服務行業更容易獲得較低的服務貿易壁壘。7林峰和占芬認為，政治、經濟、文化環境的變化是產生數字服務貿易保護主義的現實基礎。8孫杰認為，數字服務貿易是伴隨數字經濟而出現的新貿易形式，數據驅動的數字經濟發展不平衡，數字治理能力和制度設計調整滯后于數字經濟的變化，以及不同主權國家在數字貿易中的差異化利益訴求，是導致各國數字服務貿易限制水平存在差異的內在原因。9已有針對數字服務貿易壁壘決定因素的研究主要從數字經濟發展和治理水平的角度出發，然而結合貿易保護的政治經濟學理論，對數字服務貿易的保護依然可以從行業特殊利益與公共利益的視角加以審視，但其內容與形式有所變化。人工智能、大數據、物聯網和3D打印等數字技術改變了產品生產和服務提供與跨境交易模式，催生出依托于數字設備和數據要素的互聯網與信息服務產業，但不同國家之間的產業競爭力存在很大差別，進口競爭利益集團更有動機游說政府限制數字服務貿易開放。另一方面，各國政府出于國家安全、數據保護、隱私保護、消費者保護、知識產權保護、社會文化等公共利益或目標對數字貿易以及相關的跨境數據流動實施限制。

通過梳理已有文獻發現，目前針對服務貿易壁壘的政治經濟分析不夠深入，對數字服務貿易壁壘決定因素的分析相對匱乏。但已有針對制造業和服務貿易壁壘決定因素的理論機制依然對數字服務貿易壁壘的決定因素分析有著重要的參考意義。因此綜合已有的研究以及本文作者的分析，數字服務貿易壁壘的決定因素可以從數字服務貿易國際競爭力、數字基礎設施建設、數字治理能力、國內政治經濟文化環境和參與全球數字治理五個方面進行探討。

第一，數字服務貿易國際競爭力。數字服務貿易壁壘直接的驅動因素是一國數字服務產品在國際市場中的競爭優勢。一方面，數字經濟的特性決定了數字服務貿易具有較低的可變成本，但要求投入較高的固定成本提供技術支持，因此數字企業存在較強的網絡效應以及規模經濟與范圍經濟特性。1另一方面，數字經濟活動本身會衍生出大量數據，作為數字服務貿易的關鍵要素，新數據的產生又能為數字貿易提供新的競爭優勢。因此數字產業綜合實力較強的國家，其國內數字服務產品在國際市場上所占的份額更多，本土企業和跨國公司對于減少數字貿易壁壘、擴大規模以強化比較優勢的呼聲更高，更傾向于設置較低的數字服務貿易限制。據此，本文提出：

假說1：數字服務競爭力的提升可以增強規模經濟和數據要素的自我強化特征，因此能夠促使國家降低數字服務貿易壁壘。

第二，數字基礎設施建設。數字基礎設施決定了數字創新向生產力轉變的效率，因此其不僅是確保數字經濟運行與發展的硬件保障，也將成為數字服務貿易新的比較優勢來源。2與傳統貿易相比，數字貿易降低了對有形基礎設施的依賴，但數據收集、存儲、傳輸等關鍵環節則對穩定和可負擔的高速寬帶網絡等數字基礎設施提出了更高要求。數字基礎設施落后的國家，不僅在數據資源豐富度方面具有比較劣勢，同時開展數字業務的本土企業需要支付更高的固定成本以獲取外部技術支持、更高的信息成本與溝通成本以提高交易質量和效率，從而可能直接或間接提高了數字服務貿易壁壘。3據此，本文提出：

假說2：數字基礎設施完善的國家存在數字技術和效率比較優勢，因此更可能降低數字服務貿易限制。

第三，數字治理能力。數字貿易的發展打破了服務貿易提供和消費不可分離的特征，加大了合同執行的信用風險，因此對政府的監管和治理能力提出了更高要求。一方面，擁有較高數字治理能力的政府能夠及時有效處理數字服務提供方面的突發事件，防止數據跨境流動、數據開放和共享等帶來的數據治理災難。另一方面，提高網絡安全建設能力能夠為國內市場主體在參與數據跨境傳輸、交易等環節上提供安全保障，降低數字貿易中的不確定風險，獲得由數字服務貿易帶來的紅利。4據此，本文提出：

假說3：政府提高數字治理水平有利于保障國內市場主體參與數字交易的安全和利益，因此能夠促進數字服務貿易壁壘的降低。

第四，國內政治經濟文化環境。文化隔閡和價值認同分歧對國際貿易有著巨大的影響，因此除了觀察經濟體在數字服務貿易發展上的差異外，也要重視各國在政治制度、經濟制度和文化背景上的差異對數字服務貿易壁壘產生的影響。一般而言，一國與其他國家制度和文化差異越小，國家之間進行國際貿易的可能性越大，國內貿易限制水平越低。據此，本文提出：

假說4：政治體制、經濟制度、文化背景差異性較小的國家，在數字服務貿易保護范圍和程度上認同國際標準的可能性越大，數字服務貿易壁壘也就越低。

第五，參與全球數字治理。數字服務貿易則涉及更大范圍內國內規制的融合與協調。由于各經濟體在數字服務貿易監管模式中的訴求不同，因此難以在多邊層面就數據保護、跨境數據流動和數據安全等方面達成共識，因此區域（數字）貿易協定成為全球數字貿易治理縱深化發展的主要平臺。例如，2020年新加坡、智利和新西蘭三國締結《數字經濟伙伴協定》（DEPA），是在深度借鑒《全面與進步跨太平洋伙伴關系協定》（CPTPP）后開創性、單獨提出的第一個高標準數字區域貿易協定。據此，本文提出：

假說5：一國參與包含數字貿易規制的區域貿易協定數量越多，該國的數字服務貿易壁壘就越低。

二、數字服務貿易壁壘的國際比較

（一）OECD的DSTRI

OECD的DSTRI涵蓋了2014—2021年共計8年的限制指數數據，該指數旨在通過以政策與證據為基礎的測量工具，對各國數字服務貿易的法律與監管措施的限制程度進行量化。這些措施一部分來自于OECD已有的STRI數據庫，其他來自于針對數字貿易相關政策的額外信息收集。DSTRI分布于0至1之間，數字越高代表該領域的限制程度越大，得分為1則代表該市場對外完全封閉，而得分為0則代表完全開放。1該指數目前涵蓋了76個國家（包括38個OECD國家和38個非OECD國家）22個行業的情況。

DSTRI 從五個方面衡量了各國對數字服務貿易的限制程度，具體包括：（1）基礎設施與連通，主要衡量了涉及通信系統的政策，包括政策對無線通信的鼓勵程度、是否允許使用虛擬專用網絡（VPN）或專線，以及是否存在影響連通性的政策，例如要求數據本地儲存或跨境數據監管；（2）電子交易，主要考察了電子商務活動申請執照是否存在歧視性措施、是否支持非本地居民公司在線稅收登記與申報、對國際普遍接受的電子協議的接受程度、對電子簽名的接受程度等，以及影響該市場使用電子交易的便捷程度的因素；（3）支付系統，主要考察了對特定支付系統的接入程度以及國內對支付系統的監管政策與國際標準的適配程度，也包含了對網上銀行的限制程度；（4）知識產權，包含了國內涉及版權與商標權等的政策，考察了其是否對外資及其所擁有的IP施行同等保護待遇，以及對線上線下侵犯版權行為的執行力度；（5）其他影響數字貿易的壁壘，包括對跨境數字貿易的經營要求、對下載與上傳的限制以及對在線廣告的限制等。

（二）DSTRI 的國際比較

為了對DSTRI進行國際比較，本文選取了OECD、2G7、3BRICS4和歐盟四個國際組織以及美國、日本、韓國與中國進行比較。各個國家的DSTRI數據根據OECD的DSTRI數據庫計算整理而來，OECD、G7、BRICS、歐盟等組別國家的限制指數數據由該組別所包含各個國家的限制指數按照簡單平均計算而來。

圖1 2014—2020年主要國際組織DSTRI的變化

資料來源：作者根據OECD的DSTRI計算。

圖2 2014—2020年主要經濟體DSTRI的變化

資料來源：作者根據OECD的DSTRI計算。

圖1和圖2顯示了2014—2021年間主要國家及組別的DSTRI水平在時間維度上的變化。從趨勢上可以看出，8年間OECD、G7和BRICS的DSTRI總體上呈上漲趨勢，各主要經濟體的限制水平波動除日本外均不大。高收入國家限制水平顯著低于新興市場國家，OECD、G7、歐盟、美國、日本、韓國的DSTRI未超過0.15。中國的限制程度開始呈上升趨勢，到2016年后趨于穩定，但其水平相比其他國家明顯較高。

表1對 2014年和2021年主要經濟體及組別不同限制方式的DSTRI進行了比較。在OECD所統計的76個國家中，基礎設施與連通領域是首要限制手段，其次是電子交易和其他壁壘，最后是支付系統與知識產權。2021年基礎設施與連通領域的限制程度較之2014年有所提高，其他均為下降或持平。從國別情況來看，G7基礎設施與連通領域的平均限制水平有所下降，但歐盟、韓國的限制程度有所上升。金磚國家在基礎設施與連通、支付系統、其他壁壘三個方面的限制水平均有所上升，其中基礎設施與連通領域的漲幅最大。相較于2014年的各項指標，中國DSTRI的變化只體現在其他壁壘限制水平的增長上，其他各項在兩個時間點上均沒有變化。

表1 2014年和2021年主要經濟體及組別的不同限制方式的DSTRI

[主要經濟體 基礎設施與連通 電子交易 支付系統 知識產權 其他壁壘 2014 2021 2014 2021 2014 2021 2014 2021 2014 2021 OECD 0.075 0.086 0.030 0.028 0.004 0.004 0.002 0.002 0.023 0.020 G7 0.051 0.046 0.030 0.029 0.003 0.000 0.000 0.000 0.028 0.014 BRICS

（包含中國） 0.190 0.222 0.039 0.034 0.022 0.029 0.017 0.017 0.035 0.057 BRICS

（不含中國） 0.179 0.219 0.038 0.032 0.014 0.023 0.011 0.011 0.022 0.044 中國 0.238 0.238 0.043 0.043 0.055 0.055 0.043 0.043 0.087 0.109 美國 0.040 0.04 0.021 0.021 0.000 0.000 0.000 0.000 0.022 0.000 歐盟 0.062 0.082 0.032 0.031 0.004 0.004 0.000 0.000 0.028 0.029 日本 0.000 0.04 0.043 0.043 0.000 0.000 0.000 0.000 0.022 0.000 韓國 0.079 0.079 0.021 0.021 0.018 0.000 0.000 0.000 0.022 0.044 ]

資料來源：作者根據OECD的DSTRI計算。

三、研究設計

（一）計量模型設定

為檢驗數字服務貿易壁壘的決定因素，本文構建如下的時間固定效應模型：

[DSTRIit=α0+α1TSCit+α2Internetit+α3GCIit+α4EGDIit+α5WGIit+α6CDi+α7EFWit+α8RTAit+λt+εit? 1]

其中，被解釋變量為[DSTRIit]，表示i國在t年的DSTRI；解釋變量[TSCit]、[Internetit]、[GCIit]、[EGDIit]、[WGIit]、[CDi]、[EFWit]、[RTAit]分別表示i國在t年的數字服務貿易專業化指數、互聯網用戶滲透率、全球網絡安全指數、數字政府治理能力、制度質量、文化差異、經濟自由度和數字貿易協定參與程度；[λt]為年份固定效應；[εit]為誤差項。由于本文核心解釋變量中的[CDi]會與個體固定效應產生完全共線性，且[CDi]基本能夠吸收不隨時間變化的國別特征，因此基準回歸模型中僅控制了年份的時間固定效應，而沒有控制國家的個體固定效應。

（二）變量及數據來源

本文以前文介紹的OECD自2014年起發布的DSTRI作為數字服務貿易壁壘的指標。

解釋變量根據前文假說選取了5類8個變量（見表2），具體如下：

1. 數字服務貿易專業化指數（TSC）。該指數反映了一國數字服務貿易的比較優勢，具體計算方法為：[TSCit=EXPit-IMPitEXPit+IMPit]。其中[EXPit]代表i國t年數字服務貿易出口，[IMPit]代表i國t年數字服務貿易進口。當-1

2. 互聯網用戶滲透率（Internet）。本文選用該指標作為數字基礎設施完善水平的代理變量。互聯網不僅是連通數字服務與數字設備的關鍵數字基礎設施，還是生成數據與保障數據進行跨境流動的重要平臺。因此一國境內互聯網覆蓋率越高，越有可能降低對數據流動的限制，鼓勵發展數字服務貿易。該數據來自國際電信聯盟（ITU）。

表2 解釋變量說明

[ 變量名稱 符號 含義 預期符號 數據來源 數字服務競爭力 數字服務貿易專業化指數 TSC 一國數字服務的

比較優勢 負 聯合國貿易

與發展會議（UNCTAD） 數字基礎設施建設 互聯網用戶滲透率 Internet 一國數字技術發展水平

與數字服務鏈接能力 負 國際電信聯盟 數字治理能力 全球網絡安全指數 GCI 反映各國國內網絡

安全水平與建設能力 負 國際電信聯盟 數字政府治理能力 EGDI 反映政府與數字經濟

利益相關者的互動 不確定 聯合國

電子政務調查報告 政治經濟文化環境 制度質量 WGI 反映一國

政治環境穩定性 負 世界銀行

全球治理數據庫 文化差異 CD 反映國家之間文化差異 正 Hofstede數據庫 經濟自由度 EFW 反映一國

市場經濟環境質量 負 加拿大弗雷澤

研究所數據庫 參與

全球治理 數字貿易協定

參與程度 RTA 區域數字貿易規制合作

對服務貿易開放適應性 負 TAPED數據庫 ]

3. 全球網絡安全指數（GCI）。GCI衡量了一國對網絡安全的水平和建設能力。國家的網絡安全建設能力越強，其通過網絡技術保障數據跨境流動和交易安全的能力就越強，從而越有可能制定開放的數字服務貿易政策，謀取數據跨境自由流動創造的巨大價值。GCI數據來自國際電信聯盟。

4. 數字政府治理能力（EGDI）。數字化是政府培育新型治理形式，提高公共部門效率、韌性和反應能力的重要轉變。1數字化發展使政府可以通過數字技術更好地獲取并發布信息，這一方面能夠提高政府對數字貿易參與主體和交易活動的監管與治理能力，另一方面則更便于政府對數字貿易征收進口關稅。因此，政府的數字化水平對數字服務貿易壁壘的最終影響由以上兩種力量共同決定。EGDI數據來自聯合國電子政務調查報告。

5. 制度質量（WGI）。WGI是從政治、經濟和社會等多維層面對一國市場運行規則有效性、經濟發展穩定性與安全性、競爭環境公平性等進行評價的綜合指標。本文從話語權和問責權、政治穩定程度、政府施政有效性、監管質量、司法有效性和貪腐控制六個方面計算各國制度質量的總得分。WGI越差意味著該國對推進市場有序開放和競爭、增強知識產權保護力度的意識越薄弱，進而可能會存在較高的數字服務貿易壁壘。WGI數據來自世界銀行全球治理數據庫。

6. 文化差異（CD）。各國在數字服務貿易自由化方面存在的差異，不僅受到政治和經濟因素的影響，還涉及各國在歷史、文化和價值觀等方面固有的內在分歧。為了捕捉國家層面的文化差異，本文基于Hofstede數據庫提供的六維文化指數，構建了一國與世界的平均文化距離指標。根據理論假說，文化差距越小，國家之間在數字服務貿易保護范圍和程度上達成共識的可能性就越大，數字服務貿易限制水平就越低。

7. 經濟自由度（EFW）。EFW是評價一國市場化程度的重要指標，經濟自由度越高，表示政府對本國經濟的干預程度越低，企業參與數字貿易、加快技術創新和提高競爭力的效率更高，因此國家更傾向于降低數字貿易壁壘。本文選用加拿大弗雷澤研究所（Fraser Institute）報告的經濟自由度，從政府規模、法律制度和財產權、金融穩健性、國際貿易自由、政策法規5個領域衡量了各國的經濟自由程度。

8. 數字貿易協定參與程度（RTA）。本文基于瑞士盧塞恩大學構建的“區域貿易協定電子商務和數據條款”（TAPED）數據庫，統計一國已簽訂的包含電子商務條款的RTA指標。數值大則表明一國旨在通過區域貿易協定談判積極推進數字貿易自由化，因此更有可能設置較低的數字服務貿易壁壘。

（三）樣本與變量的描述性統計

OECD提供了50個經濟體2014—2021年的數字服務貿易壁壘數據，受數字服務貿易額和經濟自由度的可獲得性限制，本文最終選取了47個國家2014—2021年的數據進行實證分析。1變量的描述性統計見表3。

表3 變量的描述性統計

[變量 觀測值 均值 標準差 最小值 最大值 TSC 376 -0.053 0.243 -0.795 0.539 DSTRI 376 0.167 0.111 0.000 0.647 Internet 364 0.724 0.212 0.000 1.000 GCI 376 69.922 21.489 17.600 100.000 EGDI 376 0.778 0.112 0.383 0.976 WGI 376 0.779 0.742 -0.787 1.859 CD 368 1.949 0.487 1.130 3.135 EFW 329 7.534 0.621 4.730 8.66. RTA 376 11.537 7.010 0.000 22.000 ]

四、實證結果分析

（一）基準回歸分析

本文首先采用普通最小二乘法（OLS）估計對數字服務貿易壁壘的決定因素進行實證檢驗，回歸結果如表5所示。表4列（1）—（5）報告了將表2五類變量分別加入模型得到的回歸結果，系數符號與理論假說預期基本一致。第（6）列引入所有解釋變量檢驗本文的計量模型，結果顯示，TSC系數為負且具有顯著性，這表明一國的數字服務國際競爭力越強，該國削減數字壁壘、推動全球數據自由流動的傾向越強，假說1得以驗證。Internet和EFW系數為負，且在1%的水平上具有統計顯著性，說明國內數字基礎設施完善和市場經濟充分發展的經濟體對數字服務貿易的限制更低。CD系數為正且在統計上顯著，表明一國與其他國家的文化差距更大，在數字貿易中產生“文化沖突”和不確定性的概率更大，因此該國對數字服務貿易保護設置的門檻會更高。假說2和假說4得以驗證。

GCI、EGDI系數不顯著，這意味著國內數字治理水平和制度因素從總體上看不是數字貿易壁壘的重要決定因素。此外，RTA的回歸系數不顯著，可能原因在于大多數區域貿易協定中涉及的數字貿易規則主要體現在電子商務和知識產權保護章節，而少數涵蓋數據自由流動和數據存儲非本地化等高水平數字貿易規則的RTA的締約成員較少、生效時間較短，因此在總體層面上對數字服務貿易壁壘的影響不顯著。

表4 基準回歸結果

[變量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） DSTRI DSTRI DSTRI DSTRI DSTRI DSTRI TSC -0.1852*** -0.0437* （-6.67） （-1.95） Internet -0.2574*** -0.1280*** （-12.55） （-4.08） GCI -0.0007** -0.0004 （-2.19） （-1.28） EGDI -0.4853*** 0.0352 （-12.54） （0.56） WGI -0.0396*** 0.0005 （-4.71） （0.04） CD 0.0141 0.0200** （1.51） （2.09） EFW -0.0759*** -0.0831*** （-7.50） （-7.91） RTA -0.0077*** -0.0005 （-9.11） （-0.73） Constant 0.1577*** 0.3543*** 0.5970*** 0.7356*** 0.2564*** 0.8435*** （30.73） （20.87） （18.22） （11.05） （19.08） （12.17） 時間固定效應 是 是 是 是 是 是 樣本數 376 364 376 322 376 322 R-squared 0.184 0.260 0.271 0.552 0.234 0.586 ]

注：*、**與***分別表示10%、5%與1%的水平上顯著；括號內為t值。

（二）內生性檢驗

1. 將TSC滯后一期作為工具變量

數字服務貿易流量與數字服務貿易壁壘之間存在顯著的相互因果關系。例如江濤等人研究表明，進出口國家的數字貿易壁壘對數字服務貿易具有多重抑制效應，且隨著數字服務出口規模不斷擴大，進口國抑制效應逐漸增強，出口國抑制效應逐漸減弱。1因此，本文參考唐宜紅和張鵬楊的做法，首先將TSC滯后一期作為工具變量，這一做法一方面保證了選取的工具變量與內生變量相關，另一方面使用滯后期數據構建工具變量也可緩解其與擾動項的相關性，并使用兩階段最小二乘法（2SLS）對回歸結果進行內生性檢驗。2表5模型（1）中，Kleibergen Paaprk LM統計量和Kleibergen-Paap rk F統計量顯示工具變量通過了可識別性檢驗和弱工具變量檢驗，證明了工具變量的有效性，同時模型（2）表明OLS的基準回歸結果是穩健的。

2. 將所有解釋變量滯后一期作為工具變量

數字服務貿易壁壘與數字基礎設施、數字治理能力等其他變量也可能存在雙向因果關系，例如齊俊妍和強華俊研究發現，數據流動限制政策會阻礙一國信息通信基礎設施水平的提升。3因此，接下來本文將所有時變解釋變量進行滯后一期處理并重新進行回歸，表5模型（3）表明各變量與數字服務貿易壁壘之間的相關關系依然穩健。

表5 內生性檢驗

[變量 （1） （2） （3） TSC DSTRI 變量 DSTRI TSC -0.0435* TSC （-1.81） L.TSC 0.9925*** L.TSC -0.0432** （66.75） （-2.07） Internet 0.0549** -0.1206*** L.Internet -0.1141*** （2.42） （-3.65） （-2.77） GCI -0.0001 -0.0003 L.GCI -0.0003 （-0.51） （-0.80） （-1.14） EGDI -0.0431 0.0006 L.EGDI -0.0035 （-0.90） （0.01） （-0.04） WGI -0.0019 0.0026 L.WGI 0.0018 （-0.22） （0.20） （0.13） CD -0.0022 0.0159 CD 0.0153* （-0.48） （1.55） （1.78） EFW -0.0073 -0.0862*** L.EFW -0.0831*** （-1.03） （-7.29） （-7.25） RTA -0.0002 -0.0006 L.RTA -0.0004 （-0.31） （-0.73） （-0.51） Constant 0.0563 0.8627*** Constant 0.8664*** （0.98） （10.59） （9.89） Kleibergen Paaprk LM 60.666

[0.00] Kleibergen-Paap rk F 4454.966

{16.38} 時間固定效應 是 是 時間固定效應 是 樣本數 276 276 樣本數 276 R-squared 0.965 0.571 R-squared 0.575 ]

注：小括號內為t值；中括號內為相應統計量的P值; 大括號內為Stock-Yogo檢驗10%水平上的臨界值；*、**、***分別表示10%、5%、1%的水平上顯著。

（三）穩健性檢驗

1. 替換變量

TSC是通過測度一國某種產品或服務的進出口總量與差額狀況來反映該國產品或服務在國際市場上的競爭力，而顯性比較優勢指數（RCA）是通過出口績效考察一國產品或服務在國際市場占有率上是否具有相對優勢。因此，用RCA指數刻畫數字服務貿易競爭力能在一定程度上檢驗基準回歸結果的穩健性，具體計算方法為：[RCAit=EXPit/XitEXPwt/Xwt]，其中，代表t年世界數字服務貿易出口，[Xit]和[Xwt]分別代表i國和世界在t年的總出口。表6中模型（1）以RCA指數作為數字服務貿易競爭力的代理變量重新進行回歸。結果顯示，TSC系數均為負且通過顯著性檢驗，與基準回歸結果一致。

2. 改變估計方法

由于樣本中部分國家的DSTRI為零值，從而導致對該樣本的估計成為受限因變量回歸的一種形式，為解決該問題，本文使用Tobit模型重新進行回歸，結果見表6模型（2）。同時，改用Tobit模型進行估計依然無法避免回歸中的內生性問題，因此本文進一步采用了工具變量的Tobit模型，并以DSTRI的滯后一期作為工具變量展開研究，回歸結果如表6模型（3）所示。經上述方法回歸后，各解釋變量系數符號與顯著性沒有發生本質性變化，故可以證明本文基準回歸結果是穩健的。

3. 剔除極端值

考慮到數字服務貿易數據可能存在異常值，因此本文對TSC進行1%水平的雙邊縮尾處理，即對數據中小于1%分位數的值和大于99%分位數的值，按照1%和99%分位數上的值進行替換，在不改變樣本量的情況下對數據進行平滑處理。從表6第（4）列可以看到，對樣本中異常值進行處理后得到的結果與基準回歸結果基本保持一致，證明了基準回歸的穩健性。

表6 穩健性檢驗

[變量 （1） （2） （3） （4） DSTRI DSTRI DSTRI DSTRI TSC -0.0433** -0.0430** -0.0440* （-2.35） （-2.06） （-1.95） RCA -0.0059* （-1.83） Internet -0.1180*** -0.1310*** -0.1242*** -0.1281*** （-3.76） （-3.65） （-3.14） （-4.08） GCI -0.0005 -0.0004* -0.0003 -0.0004 （-1.50） （-1.67） （-1.06） （-1.28） EGDI 0.0265 0.0442 0.0119 0.0353 （0.42） （0.63） （0.14） （0.57） WGI -0.0032 -0.0005 0.0014 0.0005 （-0.27） （-0.04） （0.10） （0.05） CD 0.0183* 0.0206*** 0.0166** 0.0200** （1.88） （2.68） （1.96） （2.09） EFW -0.0802*** -0.0833*** -0.0864*** -0.0832*** （-7.32） （-8.22） （-7.49） （-7.91） RTA -0.0008 -0.0005 -0.0005 -0.0005 （-1.11） （-0.68） （-0.65） （-0.72） Constant 0.8431*** 0.8195*** 0.8588*** 0.8438*** （11.14） （10.53） （9.37） （12.17） 時間固定效應 是 是 是 是 樣本數 322 322 276 322 R-squared 0.581 0.586 ]

注：*、**與***分別表示10%、5%與1%的水平上顯著；括號內為t值，下同。

（四）異質性分析

1. 數字服務貿易壁壘異質性

如前文所述，數字服務貿易壁壘可以細分為基礎設施與連通、電子交易、支付系統、知識產權和其他壁壘五個指標，考慮到部分國家在支付系統和知識產權方面的指標數值為零，因此本文利用Tobit模型對數字服務貿易壁壘異質性進行實證檢驗。回歸結果如表7所示，結果表明，數字服務貿易壁壘的決定性因素在各子類中存在明顯的異質性。具體而言：第一，數字服務貿易競爭力決定了一國在基礎設施與連通和知識產權領域的開放水平，體現出具有競爭優勢的國家主張破除通信障礙、促進跨境數據流動，鼓勵本土經濟主體參與數字服務貿易，同時主動健全與數字服務相關的知識產權法律制度，以維護微觀主體參與數字服務貿易的利益，加快實現研發成果的商業價值。第二，Internet、CD和EFW對數字服務貿易各類壁壘的影響具有普遍性，其中互聯網用戶滲透率對知識產權保護的回歸系數顯著為正，原因可能在于互聯網用戶率越高的國家，遭遇知識產權侵權的可能性越大，對知識產權的保護壁壘程度也會越高。1第三，GCI、EGDI和WGI表現出顯著的類別差異性，原因可能在于網絡安全建設、電子政務發展和市場競爭環境對有關數字貿易的競合要求以及相關規制的敏感程度不同，部分驗證了假說3。第四，參與數字服務貿易協定顯著降低了知識產權方面的壁壘，這一結果與現有RTA普遍包含知識產權規則、降低因知識產權濫用或執法不力而阻礙數字貿易的事實相一致，部分驗證了假說5。

表7 數字服務貿易壁壘異質性檢驗

[變量 （1） （2） （3） （4） （5） 基礎設施與連通 電子交易 支付系統 知識產權 其他壁壘 TSC -0.0662*** 0.0030 0.0080 -0.0460** -0.0003 （-3.84） （0.91） （0.79） （-2.18） （-0.04） Internet -0.0431 -0.0368*** -0.0626*** 0.1318*** -0.0259 （-1.31） （-5.76） （-3.60） （3.09） （-1.64） GCI -0.0006** -0.0000 0.0004** -0.0002 0.0002** （-2.54） （-0.96） （2.54） （-0.99） （2.11） EGDI 0.1241* -0.0153 -0.0223 -0.3676*** -0.0610* （1.92） （-1.22） （-0.63） （-3.73） （-1.94） WGI -0.0188* 0.0086*** -0.0021 0.0413*** -0.0040 （-1.68） （3.98） （-0.32） （2.94） （-0.71） CD 0.0057 0.0041*** 0.0040 0.0257*** 0.0014 （0.80） （3.00） （1.11） （3.03） （0.39） EFW -0.0588*** -0.0015 -0.0168*** -0.0271*** -0.0206*** （-6.29） （-0.82） （-3.34） （-2.70） （-4.50） RTA 0.0001 0.0002 0.0006 -0.0051*** 0.0012*** （0.18） （1.32） （1.50） （-4.49） （3.60） Constant 0.5073*** 0.0643*** 0.1373*** 0.2894*** 0.1907*** （7.09） （4.63） （3.49） （3.34） （5.39） 時間固定效應 是 是 是 是 是 樣本數 322 322 322 322 322 ]

2. 國家發展水平異質性

由于發展中國家與發達國家在監管治理水平上存在巨大差異，因此發展中國家的數字服務貿易限制水平總會明顯高于發達國家。為了識別存在的國別異質性，本文依據聯合國貿易和發展會議（UNCTAD）對國家發展水平的認定標準，將樣本國家劃分為發達國家和發展中國家兩組分別進行回歸。如表8所報告的，通過對比回歸結果可以發現，GCI、WGI、EFW和RTA是決定發達國家數字服務貿易限制水平的主要顯著因素；而提升數字服務貿易競爭力、增強數字基礎設施、提高制度質量和經濟自由度、積極參與全球數字貿易協定能夠有效擴大發展中國家數字服務貿易對外開放水平。

3. 數字經濟發展水平異質性

在數字經濟時代，一個國家或地區能否充分分享新一輪技術革命的紅利、最大化數字服務貿易利得，很大程度上取決于信息、數據和數字基礎設施等新型生產要素的規模。1因此，不同數字發展水平的國家對數字服務貿易監管措施進行適應性改進時所關注的重點可能有所不同。鑒于此，本文根據世界經濟論壇《全球信息技術報告》發布的2014年全球網絡就緒度指數（Net Readiness Index， NRI），將所有經濟體中排名前30位的國家（地區）劃為數字發達國家（地區），其他為非數字發達國家（地區），并據此對樣本數據進行分組回歸。2

表8第（3）和（4）列的回歸結果顯示：第一，在考慮數字經濟發展水平異質性后，數字基礎設施和EFW仍然表現為各個國家（地區）數字服務貿易壁壘水平的最重要的共同決定性因素。第二，對數字發達國家（地區）而言，網絡安全建設和參與數字貿易協定顯著降低了數字服務貿易壁壘，這與以歐盟為代表的發達經濟體既重視網絡安全與隱私，又主張擴大數字服務貿易市場準入、推動構建全球數字規則的訴求相一致。第三，數字服務貿易競爭力、網絡安全建設能力和文化差異等是制約非數字發達國家（地區）數字服務貿易自由化的重要因素。

表8 國家發展水平與數字發展水平異質性檢驗

[變量 （1） （2） （3） （4） 發達國家 發展中國家 數字發達國家（地區） 非數字發達國家（地區） TSC -0.0233 -0.1188*** 0.0044 -0.0850** （-0.94） （-2.93） （0.20） （-2.54） Internet 0.0396 -0.4781*** -0.1045** -0.1692*** （0.77） （-4.86） （-1.98） （-2.65） GCI -0.0007** 0.0004 -0.0018*** 0.0008* （-2.55） （0.86） （-6.93） （1.87） EGDI -0.0295 0.5578* 0.0910 0.0661 （-0.46） （1.79） （1.27） （0.46） WGI -0.0442*** 0.1060** -0.0001 0.0345 （-3.34） （2.45） （-0.01） （1.05） CD 0.0039 -0.0021 0.0147 0.0323** （0.49） （-0.11） （1.62） （2.42） EFW -0.0480*** -0.1603*** -0.0481*** -0.1010*** （-3.49） （-7.32） （-3.29） （-6.14） RTA -0.0019*** 0.0158*** -0.0018*** -0.0001 （-2.65） （4.45） （-2.74） （-0.03） Constant 0.6096*** 1.1093*** 0.6233*** 0.8628*** （5.38） （4.21） （5.43） （6.16） 時間固定效應 是 是 是 是 樣本數 231 91 168 154 R-squared 0.505 0.624 0.393 0.486 ]

結? ? 論

本文基于OECD的DSTRI，對主要經濟體與組別的數字服務貿易壁壘進行了國際比較，并在基于貿易保護的政治經濟學分析的理論假說基礎上，通過建立國別面板計量模型對數字服務貿易壁壘的決定因素進行了實證分析，得到以下主要結論：

首先，近年來全球數字服務貿易壁壘在總體上有一定上漲趨勢，并呈現發達國家壁壘較低、新興市場國家壁壘較高的格局。此外，限制措施主要集中在基礎設施與連通上，而在支付系統、知識產權等方面相對較少。

其次，基本回歸結果表明，數字服務貿易的競爭力越強、互聯網用戶滲透率越高、經濟自由度越高的國家，其數字服務貿易限制水平越低。同時，若一國與世界其他國家的文化差異越大，則更傾向于設置較高的數字服務貿易壁壘。這些回歸結果經過檢驗在總體上是穩健的。

最后，異質性檢驗表明，從不同限制方式的決定因素來看，基礎設施與連通的限制主要受到數字服務貿易競爭力和經濟自由度的影響，電子交易和支付系統主要受制于數字基礎設施的發展，而知識產權壁壘則受到政治經濟文化等多重因素影響；從不同國家發展水平的決定因素來看，數字服務貿易競爭力與互聯網用戶滲透率是發達國家與發展中國家數字服務貿易壁壘的主要差別來源；從不同數字經濟發展水平的決定因素來看，數字基礎設施與經濟自由度依然為各經濟體數字貿易壁壘水平的最主要共同決定因素。

基于以上結論，本文對中國提出以下政策建議：

第一，加快新型數字基礎設施建設。以電信、互聯網等基礎設施為硬件保障，擴大互聯網使用率，推動數字服務貿易開放，全面提升中國數字服務貿易競爭力，促進數字貿易專業化發展，進而帶動中國服務貿易的整體快速與健康發展。

第二，建立中國數字服務貿易監管體系與測度指標。數字服務貿易具有很強的特質性，尤其是涉及數字安全風險，包括國家安全、政治、公民權利、經濟、產業、社會、技術、文化等多個領域。因此，在兼顧總體國家安全觀的背景下，需要建立可以全面、客觀、準確反映中國數字服務貿易限制水平的監管與測度體系，確定合理化的數字服務貿易開放的邊界、尺度與步驟。

第三，積極參與全球數字治理。加入包含數字規則的高水平貿易協定對促進中國數字開放具有十分重要的意義。特別是要順勢而為，著重加強互聯網、信息技術、電子交易、支付系統等數字服務貿易基礎性環節建設，以及在這些領域與國際標準的互聯互通。同時，在跨境數據流動等領域依據中國的法律基礎、價值立場與戰略考量積極參與全球與區域數字新規則的構建。

［責任編輯 求 實］