中國對RCEP成員國數字服務貿易出口效率及潛力探析

摘 要：本文基于2008—2023年中國出口至13個RCEP國家的數字服務貿易面板數據，運用時變隨機前沿引力模型，系統分析中國對RCEP成員國數字服務貿易出口的影響因素。研究發現：（1）隨機前沿引力模型表明，貿易雙方的經濟發展水平高、人口規模大有助于增加中國數字服務貿易出口。（2）貿易非效率模型表明，出口國的高貿易開放度、投資自由度與簽訂自由貿易協定都能顯著促進中國數字服務貿易出口；而出口國的高互聯網普及率、貨幣自由度與金融自由度都會抑制中國數字服務貿易出口。（3）從數字服務貿易出口效率與潛力來看，中國對除新加坡之外的RCEP成員國的出口效率都較低，出口潛力存在一定的提升空間。據此，本文提出以下策略建議：中國需加強雙邊優勢互補，推動數字服務貿易可持續發展；實施多元化出口策略，挖掘數字服務貿易潛力；增進同RCEP成員國的政治與文化交流互動。

關鍵詞：數字服務貿易；RCEP；隨機前沿引力模型；出口效率；出口潛力

中圖分類號：F752.68 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2025）06（b）--05

隨著全球經濟一體化的深入發展，由信息通信技術發揮核心作用的數字貿易成為拉動經濟增長的新引擎，為提升世界經濟發展韌性注入新活力，已成為國際貿易的重要形式。聯合國貿易和發展組織（UNCTAD）指出，數字服務貿易是通過信息通信技術（ICT）網絡提供服務的貿易[1]。全球服務貿易數字化進程近年顯著加速，數字貿易推動全球服務貿易的深度變革，數字服務貿易已成為驅動數字貿易發展的中堅力量。數字技術極大降低了貿易成本，增強競爭力，更激發出服務貿易的巨大潛力。習近平總書記在2023年中國國際服務貿易交易會全球服務貿易峰會強調，我國應加快培育服務貿易數字化新動能，推動數據基礎制度先行先試改革，促進數字貿易改革創新發展[2]。作為世界貿易大國，我國需緊抓數字服務貿易發展機遇，推進服務貿易數字化轉型，為經濟增長注入新動能。

《區域全面經濟伙伴關系協定》（RCEP）于2022年1月1日在中國正式生效，作為世界人口規模與經濟規模最大的自由貿易協定，RCEP的數字服務貿易發展具有巨大潛力亟待挖掘。RCEP協定制定的貿易數字化框架既有效促進了數字服務貿易革新發展，又彰顯出各成員國在數字經濟領域穩健發展的精神。我國與RCEP成員國的數字服務貿易合作能夠助力我國數字服務貿易蓬勃發展，對推進亞太區域經濟一體化有重大意義。

1 文獻綜述

數字經濟已成為中國服務貿易轉型升級的重要力量，數字服務貿易也為國際貿易發展注入了新動能，研究數字服務貿易的文獻主要集中于數字服務貿易的特征與競爭力分析、發展策略研究及其產生的影響等方面。劉建平和王鵬（2024）基于全球43個國家的數字服務貿易數據進行實證分析發現，全球數字服務貿易國際競爭網絡為核心—邊緣結構，且正逐步向以歐美國家為核心地帶，中國和日本等亞太地區國家為“半核心”地帶的新型格局演變[3]。黃茂興和薛見寒（2024）認為，中國數字服務貿易在拓寬貿易渠道、加強數字基礎設施建設、拓展國際市場等方面擁有發展機遇，但在國際競爭、數字服務貿易壁壘、數據安全等領域面臨著一定挑戰[4]。張蓓（2024）將數字服務貿易、對外開放與全球價值鏈納入同一框架體系，通過構建實證計量模型研究數字服務貿易對中國全球價值鏈嵌入的影響機制，建議中國應進一步提升對外開放水平[5]。

RCEP成員國作為中國重要的貿易合作伙伴，學界也不乏關于其與中國貿易情況的研究。胡艷麗等（2024）通過構建數字經濟發展水平指標體系，將其變量納入貿易效率的影響因素中，并實證得出RCEP成員國數字經濟水平提升可提高中國出口貿易效率[6]。廖若凡等（2024）選用HM指數和拓撲熵對中國與RCEP成員國數字服務貿易進出口發展格局進行剖析，并實證分析得出RCEP成員國的ICT基礎設施水平、服務業增加值、服務業就業率等能夠推動中國數字服務貿易發展[7]。

綜上，本文認為雖然現有文獻對數字服務貿易的研究成果較為豐碩，但對于數字服務貿易效率與潛力及其影響因素的研究有待深入，且鮮有基于RCEP視角對數字服務貿易的研究。因此，本文基于2008—2023年中國出口RCEP成員國數字服務貿易面板數據，分析中國對RCEP成員國的數字服務貿易出口效率與潛力。

2 模型構建與樣本選取

2.1 隨機前沿引力模型

隨機前沿引力模型將隨機擾動項分為隨機誤差項和貿易非效率項，模型如下：

lnYijt=lnf（Xijt ，β）-μijt+νijt ，μijt≥0（1）

其中，i表示出口國；j表示進口國；t表示年份；Yijt表示t年的雙邊貿易額；Xijt表示影響雙邊貿易量的變量；β表示待估參數；μijt表示貿易非效率項；νijt表示隨機誤差干擾項。當μijt=0，即模型不包含貿易非效率項時，得：

Y*ijt=f（Xijt ，β）exp（νijt）（2）

TEijt=Yijt/Y*ijt=exp（-μijt）（3）

其中，Y*ijt表示t年的貿易潛力，即無貿易阻力時雙邊貿易能實現的最高貿易額；TEijt表示t年i國與j國的貿易效率。

隨機前沿引力模型初步應用階段，相關研究大多采用時不變假設處理貿易非效率項，但隨著貿易環境日益復雜，時變隨機前沿引力模型應運而生，設定如下：

μijt={exp[-η（t-T）]}μij（4）

其中，η表示待估參數；t表示年份；T表示總期數。ηgt;0，μijt隨時間遞減；ηlt;0，μijt隨時間遞增。

借鑒Armstrong（2007）[8] 的分析方法，本文將自然因素納入隨機前沿引力模型，人為因素納入貿易非效率模型，構建的隨機前沿引力模型如下：

lnEXPijt=β0+β1lnPGDPit+β2lnPGDPjt+β3lnPOPit+β4lnPOPjt+β5lnDISij+β6LANij-μijt+νijt（5）

其中，i表示中國；j表示RCEP成員國；EXPijt表示t年i國對j國的數字服務貿易出口額；PGDPit表示t年i國的GDP；PGDPjt表示t年j國的GDP，預期符號為正；POPit表示t年i國的人口總數；POPjt表示t年j國的人口總數，預期符號為正；DISij表示i國與j國首都之間的地理距離，預期符號為負；LANij表示i國與j國是否有共同語言，為虛擬變量，有則賦值為1，否則為0，預期符號為正。

2.2 貿易非效率模型

為深入分析影響貿易情況的貿易非效率因素，本文通過“一步法”對貿易非效率項μijt進行分析，構建的貿易非效率模型如下：

μijt=α0+α1TRAjt+α2INTERjt+α3FTAijt+α4MFjt+α5IFjt+α6FFjt+εij（6）

其中，TRAjt表示貿易開放度，為t年j國貿易總額占國內生產總值的比例，預期符號為負；INTERjt表示互聯網普及水平，為t年j國使用互聯網的人數占人口總數的比例，預期符號為負；FTAijt表示自由貿易協定，為t年j國是否和中國簽署自由貿易協定，為虛擬變量，預期符號為負；MFjt、IFjt、FFjt分別表示貨幣自由度、投資自由度與金融自由度，預期符號為負；α表示待估參數；εij表示隨機擾動項。

2.3 樣本選擇與數據來源

本文選取2008—2023年中國出口到RCEP成員國的數字服務貿易面板數據作為研究樣本，樣本國包含除文萊以外的13個RCEP成員國。由于文萊數據缺失較多，故予以剔除，并對少量缺失數據采用插值法補充。本文中，EXPijt數據來自OECD數據庫；PGDPit、PGDPjt、POPit、POPjt數據來自世界銀行數據庫；DISij、LANij數據來自法國國際信息與展望研究中心（CEPII）數據庫；TRAjt、INTERjt數據來自World Bank數據庫；FTAijt數據來自中國自由貿易區服務網；MFjt、IFjt、FFjt數據來自美國傳統基金會（HFI）數據庫。

3 實證分析

3.1 隨機前沿引力模型

本文運用Frontier4.1軟件進行回歸分析，由表（1）可知：貿易非效率項是否存在與其是否隨時間變化的LR統計量均通過1%臨界值檢驗，故本文通過時變隨機前沿引力模型展開實證研究。

本文對OLS、時不變與時變三種模型進行回歸。由表2可知，三種模型相同解釋變量的系數差異較小且符號不變，說明模型的穩健性。時不變模型與時變模型的γ均接近于1，并在1%水平上顯著，說明人為因素對中國數字服務貿易出口影響較大，檢驗了隨機前沿引力模型的適用性。時變模型中，η值為0.015，且在1%水平上顯著，說明貿易非效率項對被解釋變量的阻礙作用隨時間而減小。

本文分析時變模型的回歸結果：（1）中國與RCEP成員國人均GDP的系數顯著為正，與預期相符，這是因為出口國GDP增加能夠提高生產規模和供給能力，并能推動技術進步與科技創新，有利于數字服務業發展，而RCEP成員國GDP增加拉動了居民消費需求增長。（2）中國與RCEP成員國人口規模系數顯著為正，與預期相符，中國人口規模增加能夠提升服務供給水平，RCEP成員國人口規模增加能夠提高數字服務貿易需求，擴大市場規模，促進中國數字服務貿易出口。（3）中國與RCEP成員國首都間地理距離的系數為負，與預期相符，但不顯著。這可能是由于數字服務貿易往來依賴信息通信技術網絡，而地理距離的影響在網絡通信技術迅速發展的作用下變得微弱。（4）中國與RCEP成員國是否有共同語言的系數顯著為正，與預期相符，說明兩國有共同語言有利于中國數字服務貿易的出口。這可能是因為有共同語言能夠提高兩國合作伙伴之間的溝通效率，并提高數字服務競爭力（見表2）。

3.2 貿易非效率模型

本文通過“一步法”對貿易非效率項進行回歸分析，如表3所示。

由表3可知，γ值為0.931，在1%水平上顯著，說明貿易非效率項是阻礙中國數字服務貿易出口提升的主要因素。

貿易非效率模型變量回歸結果分析如下：（1）RCEP成員國貿易開放度的系數顯著為負，與預期相符，說明RCEP成員國的高貿易開放度有利于提高中國出口數字服務貿易的效率。貿易開放度體現了一國對國際貿易的依賴程度，貿易開放度越高，市場空間越廣闊，各企業競爭越激烈，企業能力提高、出口效率提高。（2）RCEP成員國互聯網普及水平的系數顯著為正，與預期不符，說明進口國的高互聯網普及水平不利于提高中國數字服務貿易的出口效率。這可能是由于一國互聯網普及水平越高，就越重視數據安全與隱私，而大量的數據跨境流動存在數據安全問題，因此進口數字服務貿易的門檻更高，抑制了出口效率。（3）中國是否與RCEP成員國簽署自由貿易協定的系數顯著為負，與預期相符，說明簽署自由貿易協定可提高中國數字服務貿易出口效率。自由貿易協定的簽署可降低雙邊貿易壁壘，促進貿易合作往來，推動服務質量升級，從而提高出口效率。（4）RCEP成員國的貨幣自由度系數顯著為正，與預期不符，說明貨幣自由度高反而會使中國數字服務貿易出口的效率降低。這可能是因為外資流入會帶來企業的產業安全風險和匯率波動風險，從而抑制出口效率。（5）RCEP成員國的投資自由度系數顯著為負，與預期相符，說明投資自由度高有利于中國數字服務貿易出口效率提高。這主要是因為投資自由度高能夠吸引國際投資，提升當地企業的技術水平與人才質量，促進創新與競爭。（6）RCEP成員國的金融自由度系數顯著為正，與預期不符，說明高金融自由度會導致中國數字服務貿易出口效率下降。這可能是由于高金融自由度使貿易風險增加，而RCEP成員國大多數存在金融發展水平較低、金融監管體系不完善、經濟韌性較弱等問題，導致出口效率下降[9]。

3.3 貿易效率與貿易潛力

本文基于貿易非效率模型的回歸結果，并由式（3）可得中國在2008—2023年對RCEP成員國數字服務貿易的出口效率，結果如表4所示。其中，中國出口數字服務貿易至新加坡的效率最高，均值達0.69；對泰國、老撾、柬埔寨和菲律賓的出口效率均值為0.3～0.6，對其他的國家出口效率都低于0.3。由此可見，整體出口效率普遍較低且不穩定，說明提升空間較大。高效的出口貿易效率有益于增強企業在國際市場的競爭優勢，優化資源配置，推動國家經濟增長，因此改善出口貿易效率具有重要意義。

經過測算得出，2023年中國對RCEP成員國數字服務貿易的出口潛力與拓展空間，結果如表5所示。由表5可知，中國對RCEP成員國的出口潛力與拓展空間存在明顯差異。其中，對日本的出口潛力值最高，達566.83億美元；對韓國、新加坡、澳大利亞的出口潛力值超過100億美元；潛力值最低的三個國家分別為緬甸、柬埔寨與老撾。因此，中國應繼續推動與RCEP成員國的數字服務貿易合作，維持對出口貿易效率較高國家的貿易合作，探索對出口貿易效率較低國家的新型合作路徑，不斷開拓數字服務貿易市場。

4 結語

本文通過時變隨機前沿引力模型實證分析2008—2023年中國對RCEP國家數字服務貿易出口效率、潛力及其影響因素，結論如下：（1）隨機前沿引力模型表明，貿易雙方的經濟發展水平高、人口規模大有助于增加中國數字服務貿易出口；（2）貿易非效率模型表明，出口國的高貿易開放度、投資自由度與簽訂自由貿易協定都能顯著促進中國數字服務貿易出口；而出口國的高互聯網普及率、貨幣自由度與金融自由度都會抑制中國數字服務貿易出口；（3）從數字服務貿易出口效率與潛力來看，中國對除新加坡之外的RCEP成員國的出口效率都較低，出口潛力存在一定提升空間。結合內容，本文對中國對RCEP國家的數字服務貿易出口發展提出以下建議：

第一，加強雙邊優勢互補，推動數字服務貿易可持續發展。中國在數字基礎設施建設領域具有一定優勢，可針對數字基礎設施薄弱的RCEP成員國提供支持，為雙邊數字服務貿易往來奠定基礎條件，并與RCEP各國的特色產業結合發展。開展數字服務領域的產業合作，共同構建數字服務貿易治理合作體系，實現雙方在數字服務貿易領域的協同共進。

第二，實施多元化出口策略，挖掘數字服務貿易潛力。鑒于RCEP成員國經濟發展水平差異較大，中國可以對經濟發展水平高的國家推廣高端數字服務產品，助力其數字服務創新與產業升級；對經濟發展水平較低的國家側重推廣性價比高、易實施的數字服務產品，促進其快速發展。深化與貿易效率高的國家的戰略合作，探索與貿易效率較低國家的新型合作模式，提高貿易效率。

第三，增進同RCEP成員國的政治與文化交流互動。中國可與RCEP成員國就雙邊關系、地區合作及全球事務等廣泛議題進行深入討論，強化貿易政策、產業政策、數字經濟政策等領域的協同，為數字服務貿易合作提供堅實的政治支撐。同時，RCEP成員國文化差異較大，可通過搭建文化交流平臺與機制促進各國文化交融，推動文化產業的合作與發展[10]。

參考文獻

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