盛煜辰 张润琪 沈瑶

摘要：随着数字技术的广泛应用，各国在推动服务贸易数字化发展的同时，也创造了数字服务贸易壁垒的新型式。论文利用2014—2021年间OECD发布的数字服务贸易限制指数（DSTRI），比较了全球主要经济体的限制程度水平及变化趋势，并基于贸易保护的政治经济学框架，对数字服务贸易壁垒的政治、经济、文化等决定因素进行了理论分析和实证检验。研究结果发现：近年来全球数字服务贸易壁垒在总体上有一定上涨趋势，限制措施主要集中在基础设施与连通领域；数字服务贸易竞争力更强、数字基础设施更完善、经济自由度水平更高和与其他国家文化差异更小的国家倾向于设置更低的数字服务贸易壁垒；分别对基础设施与连通、电子交易、支付系统、知识产权和其他壁垒五类限制措施进行回归，并按国家发展水平和数字经济发展水平分组检验发现，数字服务贸易限制措施的决定性因素在各子类中存在较显著的異质性。

关键词：数字化发展；地方债务风险；财政透明度；金融分权

作者简介：盛煜辰，上海大学经济学院博士研究生（上海  200444）；张润琪，南开大学经济学院博士研究生（天津  300071）；沈瑶，上海大学经济学院教授、博士生导师（上海  200444）

基金项目：国家自然科学基金项目“产业动态发展视角下贸易政策与产业政策的协调机制与中国实践”（71573171）；教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目“全球价值链、国际贸易政策体系‘双重构的影响与应对研究”（22JZD041）

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

引    言

现代数字技术与互联网技术的飞速发展带来了传统国际贸易方式的快速变化，催生了数字贸易这一新的贸易模式。从贸易与互联网早期结合、只局限在商品在线展示的电子商务，到2004年后数字支付兴起、在线交易平台形成而推动的贸易方式数字化，再到服务、信息等贸易内容的数字化，技术的日益进步突破了传统的贸易方式，使得数字贸易特别是数字服务贸易快速发展。1然而，这种改变也产生了与传统货物贸易关税壁垒和传统服务贸易非关税壁垒均不相同的新型数字贸易壁垒。1例如，不断深化对数据本地化以及跨境数据流动的挑战，提高对支付体系、用户隐私和源代码的保护尺度，以及滥用知识产权保护等做法，都会直接或间接提高数字服务贸易的壁垒水平。2因此，考察各国数字服务贸易壁垒的特征和变化趋势，从中寻找数字服务贸易的全球治理方案已经成为诸多学者关注的重要问题。

服务贸易壁垒本身就不同于货物贸易壁垒，存在隐蔽、灵活、复杂、制定涉及较多部门、难以测度等特点，而数字服务贸易就会更加复杂。据世界贸易组织（WTO）的前身关税及贸易总协定（GATT）统计，国际服务贸易壁垒达2000多种，壁垒涉及资本移动、人员移动、服务产品移动、信息移动等，还可能涉及开业权、经营权等限制。3数字服务贸易作为服务贸易的一个组成部分，虽然可能会在一定程度上规避人员移动、服务产品移动等壁垒，但也将面临来自互联网开放、跨境数据流动等新兴领域的限制。在服务贸易壁垒的相关研究中，一般使用数量工具、价格工具与频度工具来对非关税壁垒进行测度，而频度工具凭借其较强的操作性成为服务贸易壁垒测度中应用最广的工具之一。4在使用频度工具建立的服务贸易壁垒测度指标中，最具影响力的为Hoekman和Kostecki使用WTO《服务贸易总协定》中每个成员的减让承诺表所构建的Hoekman指标。5在Hoekman指标的基础上不断发展，经济合作与发展组织（OECD）、世界银行（World Bank）等发布了服务贸易限制指数（Services Trade Restrictiveness Index，STRI），这些指数在服务贸易壁垒的相关研究中得到广泛应用。在数字服务贸易领域，OECD于2019年发布了数字服务贸易限制指数（Digital Services Trade Restrictiveness Index ， DSTRI），对数字服务贸易的限制程度进行了度量，以作为STRI的补充。此外，欧洲国际政治经济研究中心也发布了数字贸易限制指数（Digital Trade Restrictiveness Index， DTRI），该指数对超过64个经济体的数字贸易的限制措施进行了分析，统计了100多个类别、总计1500多项针对数字贸易的限制措施。6

目前，国内外对数字服务贸易壁垒进行国际比较的研究较少，也鲜有研究从贸易壁垒的决定因素角度切入对数字贸易壁垒进行分析。在此背景下，本文将从数字服务贸易壁垒的测度与分析入手，深入研究其变化情况以及政治经济决定因素。本文主要利用OECD的DSTRI，从限制水平、限制方式等视角对主要国家及国家组织进行比较分析，并基于贸易保护的政治经济学框架对数字服务贸易壁垒的决定因素进行实证研究。这将有助于进一步深化对数字服务贸易壁垒的认识，进而加快中国参与全球数字贸易治理进程，促进中国数字服务贸易更好发展。

本文剩余部分的结构框架如下：首先，从理论层面剖析数字时代服务贸易壁垒存在的内在原因和现实基础，并据此提出研究假说；其次，梳理了数字服务贸易限制指数的计算方法，并对代表性国家和国家组别的限制水平进行比较；最后，从实证层面对相关理论假说进行验证，并在此基础上从限制方式、国家发展水平和数字经济水平等角度对决定数字服务贸易壁垒的政治经济文化因素进行深入的异质性分析。

一、文献综述与研究假说

对贸易壁垒决定因素的研究主要基于贸易保护的政治经济学理论，其主要包括利益集团模型与中点选民模型。利益集团模型认为，相关的团体会倾向于形成利益集团，游说政府对其所在行业进行保护，以提高自己的利润。例如，Olsen研究发现，产出越低、就业占比越低的行业越容易形成利益集团。因此，该模型认为贸易壁垒的形成是游说的成本投入与游说所预期得到的保护所产生的利润之间动态平衡的结果。1中点选民模型则认为，消费者同时作为相关行业的劳动者，也有对自身所在行业进行一定程度保护的预期。而政府为了获得民众最大化的支持，会倾向于选择中点选民所偏好的保护水平。2因此不同行业中点选民不同的贸易保护程度偏好决定了贸易壁垒的高低。总的来说，上述两个模型代表了贸易保护或干预的两个典型动机，即特定产业或部门的利益活动以及维护公共利益。

目前，已有部分国内外学者利用贸易保护的政治经济学理论对贸易壁垒的决定因素进行了实证研究。Grossman和Helpman提出了贸易保护代售模型，认为政府制定政策会使总政治捐献与社会总福利的加总最大化，而其均衡状态的贸易保护水平取决于不同行业的进口弹性、进口渗透度与利益集团人数比例等因素。3盛斌最早通过建立中国的贸易保护政治经济模型，对中国工业贸易保护的水平和结构进行了研究，发现劳动生产率高、劳动密集型产业更容易产生较高的贸易壁垒。4唐宜红和徐世腾在贸易保护的政治经济学框架下对贸易壁垒的成因进行了理论分析，发现为了维护进出口利益集团，政府会倾向于选择较高的贸易保护水平，而利益集团则通过其所拥有的人数与福利的权重对保护政策的选择施加影响。5Karacaovali的研究指出，发展中国家的贸易保护水平是平衡生产者与消费者政治支持的结果，劳动力成本更高的部门或获得更大程度的保护。6

已有基于贸易保护的政治经济学理论的研究大多是针对制造业，但逐渐也有学者关注服务贸易和数字服务贸易壁垒的决定因素。Fung和Siu分析了服务贸易壁垒的形成原因，认为与产业链联系紧密的相关服务行业更容易获得较低的服务贸易壁垒。7林峰和占芬认为，政治、经济、文化环境的变化是产生数字服务贸易保护主义的现实基础。8孙杰认为，数字服务贸易是伴随数字经济而出现的新贸易形式，数据驱动的数字经济发展不平衡，数字治理能力和制度设计调整滞后于数字经济的变化，以及不同主权国家在数字贸易中的差异化利益诉求，是导致各国数字服务贸易限制水平存在差异的内在原因。9已有针对数字服务贸易壁垒决定因素的研究主要从数字经济发展和治理水平的角度出发，然而结合贸易保护的政治经济学理论，对数字服务贸易的保护依然可以从行业特殊利益与公共利益的视角加以审视，但其内容与形式有所变化。人工智能、大数据、物联网和3D打印等数字技术改变了产品生产和服务提供与跨境交易模式，催生出依托于数字设备和数据要素的互联网与信息服务产业，但不同国家之间的产业竞争力存在很大差别，进口竞争利益集团更有动机游说政府限制数字服务贸易开放。另一方面，各国政府出于国家安全、数据保护、隐私保护、消费者保护、知识产权保护、社会文化等公共利益或目标对数字贸易以及相关的跨境数据流动实施限制。

通过梳理已有文献发现，目前针对服务贸易壁垒的政治经济分析不够深入，对数字服务贸易壁垒决定因素的分析相对匮乏。但已有针对制造业和服务贸易壁垒决定因素的理论机制依然对数字服务贸易壁垒的决定因素分析有着重要的参考意义。因此综合已有的研究以及本文作者的分析，数字服务贸易壁垒的决定因素可以从数字服务贸易国际竞争力、数字基础设施建设、数字治理能力、国内政治经济文化环境和参与全球数字治理五个方面进行探讨。

第一，数字服务贸易国际竞争力。数字服务贸易壁垒直接的驱动因素是一国数字服务产品在国际市场中的竞争优势。一方面，数字经济的特性决定了数字服务贸易具有较低的可变成本，但要求投入较高的固定成本提供技术支持，因此数字企业存在较强的网络效应以及规模经济与范围经济特性。1另一方面，数字经济活动本身会衍生出大量数据，作为数字服务贸易的关键要素，新数据的产生又能为数字贸易提供新的竞争优势。因此数字产业综合实力较强的国家，其国内数字服务产品在国际市场上所占的份额更多，本土企业和跨国公司对于减少数字贸易壁垒、扩大规模以强化比较优势的呼声更高，更倾向于设置较低的数字服务贸易限制。据此，本文提出：

假说1：数字服务竞争力的提升可以增强规模经济和数据要素的自我强化特征，因此能够促使国家降低数字服务贸易壁垒。

第二，数字基础设施建设。数字基础设施决定了数字创新向生产力转变的效率，因此其不仅是确保数字经济运行与发展的硬件保障，也将成为数字服务贸易新的比较优势来源。2与传统贸易相比，数字贸易降低了对有形基础设施的依赖，但数据收集、存储、传输等关键环节则对稳定和可负担的高速宽带网络等数字基础设施提出了更高要求。数字基础设施落后的国家，不仅在数据资源丰富度方面具有比较劣势，同时开展数字业务的本土企业需要支付更高的固定成本以获取外部技术支持、更高的信息成本与沟通成本以提高交易质量和效率，从而可能直接或间接提高了数字服务贸易壁垒。3据此，本文提出：

假说2：数字基础设施完善的国家存在数字技术和效率比较优势，因此更可能降低数字服务贸易限制。

第三，数字治理能力。数字贸易的发展打破了服务贸易提供和消费不可分离的特征，加大了合同执行的信用风险，因此对政府的监管和治理能力提出了更高要求。一方面，拥有较高数字治理能力的政府能够及时有效处理数字服务提供方面的突发事件，防止数据跨境流动、数据开放和共享等带来的数据治理灾难。另一方面，提高网络安全建设能力能够为国内市场主体在参与数据跨境传输、交易等环节上提供安全保障，降低数字贸易中的不确定风险，获得由数字服务贸易带来的红利。4据此，本文提出：

假說3：政府提高数字治理水平有利于保障国内市场主体参与数字交易的安全和利益，因此能够促进数字服务贸易壁垒的降低。

第四，国内政治经济文化环境。文化隔阂和价值认同分歧对国际贸易有着巨大的影响，因此除了观察经济体在数字服务贸易发展上的差异外，也要重视各国在政治制度、经济制度和文化背景上的差异对数字服务贸易壁垒产生的影响。一般而言，一国与其他国家制度和文化差异越小，国家之间进行国际贸易的可能性越大，国内贸易限制水平越低。据此，本文提出：

假说4：政治体制、经济制度、文化背景差异性较小的国家，在数字服务贸易保护范围和程度上认同国际标准的可能性越大，数字服务贸易壁垒也就越低。

第五，参与全球数字治理。数字服务贸易则涉及更大范围内国内规制的融合与协调。由于各经济体在数字服务贸易监管模式中的诉求不同，因此难以在多边层面就数据保护、跨境数据流动和数据安全等方面达成共识，因此区域（数字）贸易协定成为全球数字贸易治理纵深化发展的主要平台。例如，2020年新加坡、智利和新西兰三国缔结《数字经济伙伴协定》（DEPA），是在深度借鉴《全面与进步跨太平洋伙伴关系协定》（CPTPP）后开创性、单独提出的第一个高标准数字区域贸易协定。据此，本文提出：

假说5：一国参与包含数字贸易规制的区域贸易协定数量越多，该国的数字服务贸易壁垒就越低。

二、数字服务贸易壁垒的国际比较

（一）OECD的DSTRI

OECD的DSTRI涵盖了2014—2021年共计8年的限制指数数据，该指数旨在通过以政策与证据为基础的测量工具，对各国数字服务贸易的法律与监管措施的限制程度进行量化。这些措施一部分来自于OECD已有的STRI数据库，其他来自于针对数字贸易相关政策的额外信息收集。DSTRI分布于0至1之间，数字越高代表该领域的限制程度越大，得分为1则代表该市场对外完全封闭，而得分为0则代表完全开放。1该指数目前涵盖了76个国家（包括38个OECD国家和38个非OECD国家）22个行业的情况。

DSTRI 从五个方面衡量了各国对数字服务贸易的限制程度，具体包括：（1）基础设施与连通，主要衡量了涉及通信系统的政策，包括政策对无线通信的鼓励程度、是否允许使用虚拟专用网络（VPN）或专线，以及是否存在影响连通性的政策，例如要求数据本地储存或跨境数据监管；（2）电子交易，主要考察了电子商务活动申请执照是否存在歧视性措施、是否支持非本地居民公司在线税收登记与申报、对国际普遍接受的电子协议的接受程度、对电子签名的接受程度等，以及影响该市场使用电子交易的便捷程度的因素；（3）支付系统，主要考察了对特定支付系统的接入程度以及国内对支付系统的监管政策与国际标准的适配程度，也包含了对网上银行的限制程度；（4）知识产权，包含了国内涉及版权与商标权等的政策，考察了其是否对外资及其所拥有的IP施行同等保护待遇，以及对线上线下侵犯版权行为的执行力度；（5）其他影响数字贸易的壁垒，包括对跨境数字贸易的经营要求、对下载与上传的限制以及对在线广告的限制等。

（二）DSTRI 的国际比较

为了对DSTRI进行国际比较，本文选取了OECD、2G7、3BRICS4和欧盟四个国际组织以及美国、日本、韩国与中国进行比较。各个国家的DSTRI数据根据OECD的DSTRI数据库计算整理而来，OECD、G7、BRICS、欧盟等组别国家的限制指数数据由该组别所包含各个国家的限制指数按照简单平均计算而来。

图1 2014—2020年主要国际组织DSTRI的变化

资料来源：作者根据OECD的DSTRI计算。

图2 2014—2020年主要经济体DSTRI的变化

资料来源：作者根据OECD的DSTRI计算。

图1和图2显示了2014—2021年间主要国家及组别的DSTRI水平在时间维度上的变化。从趋势上可以看出，8年间OECD、G7和BRICS的DSTRI总体上呈上涨趋势，各主要经济体的限制水平波动除日本外均不大。高收入国家限制水平显著低于新兴市场国家，OECD、G7、欧盟、美国、日本、韩国的DSTRI未超过0.15。中国的限制程度开始呈上升趋势，到2016年后趋于稳定，但其水平相比其他国家明显较高。

表1对 2014年和2021年主要经济体及组别不同限制方式的DSTRI进行了比较。在OECD所统计的76个国家中，基础设施与连通领域是首要限制手段，其次是电子交易和其他壁垒，最后是支付系统与知识产权。2021年基礎设施与连通领域的限制程度较之2014年有所提高，其他均为下降或持平。从国别情况来看，G7基础设施与连通领域的平均限制水平有所下降，但欧盟、韩国的限制程度有所上升。金砖国家在基础设施与连通、支付系统、其他壁垒三个方面的限制水平均有所上升，其中基础设施与连通领域的涨幅最大。相较于2014年的各项指标，中国DSTRI的变化只体现在其他壁垒限制水平的增长上，其他各项在两个时间点上均没有变化。

表1 2014年和2021年主要经济体及组别的不同限制方式的DSTRI

[主要经济体 基础设施与连通 电子交易 支付系统 知识产权 其他壁垒 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

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

（不含中国） 0.179 0.219 0.038 0.032 0.014 0.023 0.011 0.011 0.022 0.044 中国 0.238 0.238 0.043 0.043 0.055 0.055 0.043 0.043 0.087 0.109 美国 0.040 0.04 0.021 0.021 0.000 0.000 0.000 0.000 0.022 0.000 欧盟 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 韩国 0.079 0.079 0.021 0.021 0.018 0.000 0.000 0.000 0.022 0.044 ]

资料来源：作者根据OECD的DSTRI计算。

三、研究设计

（一）计量模型设定

为检验数字服务贸易壁垒的决定因素，本文构建如下的时间固定效应模型：

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

其中，被解释变量为[DSTRIit]，表示i国在t年的DSTRI；解释变量[TSCit]、[Internetit]、[GCIit]、[EGDIit]、[WGIit]、[CDi]、[EFWit]、[RTAit]分别表示i国在t年的数字服务贸易专业化指数、互联网用户渗透率、全球网络安全指数、数字政府治理能力、制度质量、文化差异、经济自由度和数字贸易协定参与程度；[λt]为年份固定效应；[εit]为误差项。由于本文核心解释变量中的[CDi]会与个体固定效应产生完全共线性，且[CDi]基本能够吸收不随时间变化的国别特征，因此基准回归模型中仅控制了年份的时间固定效应，而没有控制国家的个体固定效应。

（二）变量及数据来源

本文以前文介绍的OECD自2014年起发布的DSTRI作为数字服务贸易壁垒的指标。

解释变量根据前文假说选取了5类8个变量（见表2），具体如下：

1. 数字服务贸易专业化指数（TSC）。该指数反映了一国数字服务贸易的比较优势，具体计算方法为：[TSCit=EXPit-IMPitEXPit+IMPit]。其中[EXPit]代表i国t年数字服务贸易出口，[IMPit]代表i国t年数字服务贸易进口。当-1

2. 互联网用户渗透率（Internet）。本文选用该指标作为数字基础设施完善水平的代理变量。互联网不仅是连通数字服务与数字设备的关键数字基础设施，还是生成数据与保障数据进行跨境流动的重要平台。因此一国境内互联网覆盖率越高，越有可能降低对数据流动的限制，鼓励发展数字服务贸易。该数据来自国际电信联盟（ITU）。

表2 解释变量说明

[ 变量名称 符号 含义 预期符号 数据来源 数字服务竞争力 数字服务贸易专业化指数 TSC 一国数字服务的

比较优势 负 联合国贸易

与发展会议（UNCTAD） 数字基础设施建设 互联网用户渗透率 Internet 一国数字技术发展水平

与数字服务链接能力 负 国际电信联盟 数字治理能力 全球网络安全指数 GCI 反映各国国内网络

安全水平与建设能力 负 国际电信联盟 数字政府治理能力 EGDI 反映政府与数字经济

利益相关者的互动 不确定 联合国

电子政务调查报告 政治经济文化环境 制度质量 WGI 反映一国

政治环境稳定性 负 世界银行

全球治理数据库 文化差异 CD 反映国家之间文化差异 正 Hofstede数据库 经济自由度 EFW 反映一国

市场经济环境质量 负 加拿大弗雷泽

研究所数据库 参与

全球治理 数字贸易协定

参与程度 RTA 区域数字贸易规制合作

对服务贸易开放适应性 负 TAPED数据库 ]

3. 全球网络安全指数（GCI）。GCI衡量了一国对网络安全的水平和建设能力。国家的网络安全建设能力越强，其通過网络技术保障数据跨境流动和交易安全的能力就越强，从而越有可能制定开放的数字服务贸易政策，谋取数据跨境自由流动创造的巨大价值。GCI数据来自国际电信联盟。

4. 数字政府治理能力（EGDI）。数字化是政府培育新型治理形式，提高公共部门效率、韧性和反应能力的重要转变。1数字化发展使政府可以通过数字技术更好地获取并发布信息，这一方面能够提高政府对数字贸易参与主体和交易活动的监管与治理能力，另一方面则更便于政府对数字贸易征收进口关税。因此，政府的数字化水平对数字服务贸易壁垒的最终影响由以上两种力量共同决定。EGDI数据来自联合国电子政务调查报告。

5. 制度质量（WGI）。WGI是从政治、经济和社会等多维层面对一国市场运行规则有效性、经济发展稳定性与安全性、竞争环境公平性等进行评价的综合指标。本文从话语权和问责权、政治稳定程度、政府施政有效性、监管质量、司法有效性和贪腐控制六个方面计算各国制度质量的总得分。WGI越差意味着该国对推进市场有序开放和竞争、增强知识产权保护力度的意识越薄弱，进而可能会存在较高的数字服务贸易壁垒。WGI数据来自世界银行全球治理数据库。

6. 文化差异（CD）。各国在数字服务贸易自由化方面存在的差异，不仅受到政治和经济因素的影响，还涉及各国在历史、文化和价值观等方面固有的内在分歧。为了捕捉国家层面的文化差异，本文基于Hofstede数据库提供的六维文化指数，构建了一国与世界的平均文化距离指标。根据理论假说，文化差距越小，国家之间在数字服务贸易保护范围和程度上达成共识的可能性就越大，数字服务贸易限制水平就越低。

7. 经济自由度（EFW）。EFW是评价一国市场化程度的重要指标，经济自由度越高，表示政府对本国经济的干预程度越低，企业参与数字贸易、加快技术创新和提高竞争力的效率更高，因此国家更倾向于降低数字贸易壁垒。本文选用加拿大弗雷泽研究所（Fraser Institute）报告的经济自由度，从政府规模、法律制度和财产权、金融稳健性、国际贸易自由、政策法规5个领域衡量了各国的经济自由程度。

8. 数字贸易协定参与程度（RTA）。本文基于瑞士卢塞恩大学构建的“区域贸易协定电子商务和数据条款”（TAPED）数据库，统计一国已签订的包含电子商务条款的RTA指标。数值大则表明一国旨在通过区域贸易协定谈判积极推进数字贸易自由化，因此更有可能设置较低的数字服务贸易壁垒。

（三）样本与变量的描述性统计

OECD提供了50个经济体2014—2021年的数字服务贸易壁垒数据，受数字服务贸易额和经济自由度的可获得性限制，本文最终选取了47个国家2014—2021年的数据进行实证分析。1变量的描述性统计见表3。

表3 变量的描述性统计

[变量 观测值 均值 标准差 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、实证结果分析

（一）基准回归分析

本文首先采用普通最小二乘法（OLS）估计对数字服务贸易壁垒的决定因素进行实证检验，回归结果如表5所示。表4列（1）—（5）报告了将表2五类变量分别加入模型得到的回归结果，系数符号与理论假说预期基本一致。第（6）列引入所有解释变量检验本文的计量模型，结果显示，TSC系数为负且具有显著性，这表明一国的数字服务国际竞争力越强，该国削减数字壁垒、推动全球数据自由流动的傾向越强，假说1得以验证。Internet和EFW系数为负，且在1%的水平上具有统计显著性，说明国内数字基础设施完善和市场经济充分发展的经济体对数字服务贸易的限制更低。CD系数为正且在统计上显著，表明一国与其他国家的文化差距更大，在数字贸易中产生“文化冲突”和不确定性的概率更大，因此该国对数字服务贸易保护设置的门槛会更高。假说2和假说4得以验证。

GCI、EGDI系数不显著，这意味着国内数字治理水平和制度因素从总体上看不是数字贸易壁垒的重要决定因素。此外，RTA的回归系数不显著，可能原因在于大多数区域贸易协定中涉及的数字贸易规则主要体现在电子商务和知识产权保护章节，而少数涵盖数据自由流动和数据存储非本地化等高水平数字贸易规则的RTA的缔约成员较少、生效时间较短，因此在总体层面上对数字服务贸易壁垒的影响不显著。

表4 基准回归结果

[变量 （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） 时间固定效应 是 是 是 是 是 是 样本数 376 364 376 322 376 322 R-squared 0.184 0.260 0.271 0.552 0.234 0.586 ]

注：*、**与***分别表示10%、5%与1%的水平上显著；括号内为t值。

（二）内生性检验

1. 将TSC滞后一期作为工具变量

数字服务贸易流量与数字服务贸易壁垒之间存在显著的相互因果关系。例如江涛等人研究表明，进出口国家的数字贸易壁垒对数字服务贸易具有多重抑制效应，且随着数字服务出口规模不断扩大，进口国抑制效应逐渐增强，出口国抑制效应逐渐减弱。1因此，本文参考唐宜红和张鹏杨的做法，首先将TSC滞后一期作为工具变量，这一做法一方面保证了选取的工具变量与内生变量相关，另一方面使用滞后期数据构建工具变量也可缓解其与扰动项的相关性，并使用两阶段最小二乘法（2SLS）对回归结果进行内生性检验。2表5模型（1）中，Kleibergen Paaprk LM统计量和Kleibergen-Paap rk F统计量显示工具变量通过了可识别性检验和弱工具变量检验，证明了工具变量的有效性，同时模型（2）表明OLS的基准回归结果是稳健的。

2. 将所有解释变量滞后一期作为工具变量

数字服务贸易壁垒与数字基础设施、数字治理能力等其他变量也可能存在双向因果关系，例如齐俊妍和强华俊研究发现，数据流动限制政策会阻碍一国信息通信基础设施水平的提升。3因此，接下来本文将所有时变解释变量进行滞后一期处理并重新进行回归，表5模型（3）表明各变量与数字服务贸易壁垒之间的相关关系依然稳健。

表5 内生性检验

[变量 （1） （2） （3） TSC DSTRI 变量 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} 时间固定效应 是 是 时间固定效应 是 样本数 276 276 样本数 276 R-squared 0.965 0.571 R-squared 0.575 ]

注：小括号内为t值；中括号内为相应统计量的P值; 大括号内为Stock-Yogo检验10%水平上的临界值；*、**、***分别表示10%、5%、1%的水平上显著。

（三）稳健性检验

1. 替换变量

TSC是通过测度一国某种产品或服务的进出口总量与差额状况来反映该国产品或服务在国际市场上的竞争力，而显性比较优势指数（RCA）是通过出口绩效考察一国产品或服务在国际市场占有率上是否具有相对优势。因此，用RCA指数刻画数字服务贸易竞争力能在一定程度上检验基准回归结果的稳健性，具体计算方法为：[RCAit=EXPit/XitEXPwt/Xwt]，其中，代表t年世界数字服务贸易出口，[Xit]和[Xwt]分别代表i国和世界在t年的总出口。表6中模型（1）以RCA指数作为数字服务贸易竞争力的代理变量重新进行回归。结果显示，TSC系数均为负且通过显著性检验，与基准回归结果一致。

2. 改变估计方法

由于样本中部分国家的DSTRI为零值，从而导致对该样本的估计成为受限因变量回归的一种形式，为解决该问题，本文使用Tobit模型重新进行回归，结果见表6模型（2）。同时，改用Tobit模型进行估计依然无法避免回归中的内生性问题，因此本文进一步采用了工具变量的Tobit模型，并以DSTRI的滞后一期作为工具变量展开研究，回归结果如表6模型（3）所示。经上述方法回归后，各解释变量系数符号与显著性没有发生本质性变化，故可以证明本文基准回归结果是稳健的。

3. 剔除极端值

考虑到数字服务贸易数据可能存在异常值，因此本文对TSC进行1%水平的双边缩尾处理，即对数据中小于1%分位数的值和大于99%分位数的值，按照1%和99%分位数上的值进行替换，在不改变样本量的情况下对数据进行平滑处理。从表6第（4）列可以看到，对样本中异常值进行处理后得到的结果与基准回归结果基本保持一致，证明了基准回归的稳健性。

表6 稳健性检验

[变量 （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） 時间固定效应 是 是 是 是 样本数 322 322 276 322 R-squared 0.581 0.586 ]

注：*、**与***分别表示10%、5%与1%的水平上显著；括号内为t值，下同。

（四）异质性分析

1. 数字服务贸易壁垒异质性

如前文所述，数字服务贸易壁垒可以细分为基础设施与连通、电子交易、支付系统、知识产权和其他壁垒五个指标，考虑到部分国家在支付系统和知识产权方面的指标数值为零，因此本文利用Tobit模型对数字服务贸易壁垒异质性进行实证检验。回归结果如表7所示，结果表明，数字服务贸易壁垒的决定性因素在各子类中存在明显的异质性。具体而言：第一，数字服务贸易竞争力决定了一国在基础设施与连通和知识产权领域的开放水平，体现出具有竞争优势的国家主张破除通信障碍、促进跨境数据流动，鼓励本土经济主体参与数字服务贸易，同时主动健全与数字服务相关的知识产权法律制度，以维护微观主体参与数字服务贸易的利益，加快实现研发成果的商业价值。第二，Internet、CD和EFW对数字服务贸易各类壁垒的影响具有普遍性，其中互联网用户渗透率对知识产权保护的回归系数显著为正，原因可能在于互联网用户率越高的国家，遭遇知识产权侵权的可能性越大，对知识产权的保护壁垒程度也会越高。1第三，GCI、EGDI和WGI表现出显著的类别差异性，原因可能在于网络安全建设、电子政务发展和市场竞争环境对有关数字贸易的竞合要求以及相关规制的敏感程度不同，部分验证了假说3。第四，参与数字服务贸易协定显著降低了知识产权方面的壁垒，这一结果与现有RTA普遍包含知识产权规则、降低因知识产权滥用或执法不力而阻碍数字贸易的事实相一致，部分验证了假说5。

表7 数字服务贸易壁垒异质性检验

[变量 （1） （2） （3） （4） （5） 基础设施与连通 电子交易 支付系统 知识产权 其他壁垒 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） 时间固定效应 是 是 是 是 是 样本数 322 322 322 322 322 ]

2. 国家发展水平异质性

由于发展中国家与发达国家在监管治理水平上存在巨大差异，因此发展中国家的数字服务贸易限制水平总会明显高于发达国家。为了识别存在的国别异质性，本文依据联合国贸易和发展会议（UNCTAD）对国家发展水平的认定标准，将样本国家划分为发达国家和发展中国家两组分别进行回归。如表8所报告的，通过对比回归结果可以发现，GCI、WGI、EFW和RTA是决定发达国家数字服务贸易限制水平的主要显著因素；而提升数字服务贸易竞争力、增强数字基础设施、提高制度质量和经济自由度、积极参与全球数字贸易协定能够有效扩大发展中国家数字服务贸易对外开放水平。

3. 数字经济发展水平异质性

在数字经济时代，一个国家或地区能否充分分享新一轮技术革命的红利、最大化数字服务贸易利得，很大程度上取决于信息、数据和数字基础设施等新型生产要素的规模。1因此，不同数字发展水平的国家对数字服务贸易监管措施进行适应性改进时所关注的重点可能有所不同。鉴于此，本文根据世界经济论坛《全球信息技术报告》发布的2014年全球网络就绪度指数（Net Readiness Index， NRI），将所有经济体中排名前30位的国家（地区）划为数字发达国家（地区），其他为非数字发达国家（地区），并据此对样本数据进行分组回归。2

表8第（3）和（4）列的回归结果显示：第一，在考虑数字经济发展水平异质性后，数字基础设施和EFW仍然表现为各个国家（地区）数字服务贸易壁垒水平的最重要的共同决定性因素。第二，对数字发达国家（地区）而言，网络安全建设和参与数字贸易协定显著降低了数字服务贸易壁垒，这与以欧盟为代表的发达经济体既重视网络安全与隐私，又主张扩大数字服务贸易市场准入、推动构建全球数字规则的诉求相一致。第三，数字服务贸易竞争力、网络安全建设能力和文化差异等是制约非数字发达国家（地区）数字服务贸易自由化的重要因素。

表8 国家发展水平与数字发展水平异质性检验

[变量 （1） （2） （3） （4） 发达国家 发展中国家 数字发达国家（地区） 非数字发达国家（地区） 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） 時间固定效应 是 是 是 是 样本数 231 91 168 154 R-squared 0.505 0.624 0.393 0.486 ]

结    论

本文基于OECD的DSTRI，对主要经济体与组别的数字服务贸易壁垒进行了国际比较，并在基于贸易保护的政治经济学分析的理论假说基础上，通过建立国别面板计量模型对数字服务贸易壁垒的决定因素进行了实证分析，得到以下主要结论：

首先，近年来全球数字服务贸易壁垒在总体上有一定上涨趋势，并呈现发达国家壁垒较低、新兴市场国家壁垒较高的格局。此外，限制措施主要集中在基础设施与连通上，而在支付系统、知识产权等方面相对较少。

其次，基本回归结果表明，数字服务贸易的竞争力越强、互联网用户渗透率越高、经济自由度越高的国家，其数字服务贸易限制水平越低。同时，若一国与世界其他国家的文化差异越大，则更倾向于设置较高的数字服务贸易壁垒。这些回归结果经过检验在总体上是稳健的。

最后，异质性检验表明，从不同限制方式的决定因素来看，基础设施与连通的限制主要受到数字服务贸易竞争力和经济自由度的影响，电子交易和支付系统主要受制于数字基础设施的发展，而知识产权壁垒则受到政治经济文化等多重因素影响；从不同国家发展水平的决定因素来看，数字服务贸易竞争力与互联网用户渗透率是发达国家与发展中国家数字服务贸易壁垒的主要差别来源；从不同数字经济发展水平的决定因素来看，数字基础设施与经济自由度依然为各经济体数字贸易壁垒水平的最主要共同决定因素。

基于以上结论，本文对中国提出以下政策建议：

第一，加快新型数字基础设施建设。以电信、互联网等基础设施为硬件保障，扩大互联网使用率，推动数字服务贸易开放，全面提升中国数字服务贸易竞争力，促进数字贸易专业化发展，进而带动中国服务贸易的整体快速与健康发展。

第二，建立中国数字服务贸易监管体系与测度指标。数字服务贸易具有很强的特质性，尤其是涉及数字安全风险，包括国家安全、政治、公民权利、经济、产业、社会、技术、文化等多个领域。因此，在兼顾总体国家安全观的背景下，需要建立可以全面、客观、准确反映中国数字服务贸易限制水平的监管与测度体系，确定合理化的数字服务贸易开放的边界、尺度与步骤。

第三，积极参与全球数字治理。加入包含数字规则的高水平贸易协定对促进中国数字开放具有十分重要的意义。特别是要顺势而为，着重加强互联网、信息技术、电子交易、支付系统等数字服务贸易基础性环节建设，以及在这些领域与国际标准的互联互通。同时，在跨境数据流动等领域依据中国的法律基础、价值立场与战略考量积极参与全球与区域数字新规则的构建。

［责任编辑 求 实］