陈 明，卿前龙，盖翊中

（广东金融学院经济贸易学院，广东 广州 510521）

一、引言

随着数字技术与国际贸易的深度融合，我国进一步降低服务贸易壁垒，数字服务贸易额大幅增加。据商务部数据显示，2021年我国数字服务贸易规模为2.33 万亿元，数字服务出口为1.26 万亿元，同比分别增长了14.4%和18%①。数字服务贸易的进一步开放，大幅提高了我国出口产品的“量”。质量梯度发展理论[1]表明，发展中国家的企业通过融合贸易开放带来的发达国家的高质量产品实现自有产品升级。如果我国成功融合由数字服务贸易开放带来的高技术数字服务投入品，并将之融合到自有产品生产过程中，将极大地促进企业产品质量升级，突破产品的“低端锁定”，使我国从单纯从事简单加工贸易的国家迈向真正的“智造”强国。因此，探索并验证数字服务贸易开放对企业出口产品质量影响的内在机理，不仅有助于客观检验我国实行数字服务贸易开放所取得的微观成效，而且能为下一步更好地打造数字贸易全方位开放格局及推动经济高质量发展提供有益的政策启示。

目前对贸易开放的研究主要集中在贸易自由化方面，并用中间品关税或最终品关税来度量贸易自由化程度，从微观企业视角分析不同贸易方式[2]和中间品进口[3]对产品技术提升的作用，认为扩大贸易自由化推动了企业技术提升。也有文献对服务贸易开放如何影响出口产品质量进行了分析。如陈明等[4]从服务业双向FDI 角度研究发现，服务贸易开放促进了FDI的技术扩散作用和制造业产品质量的提升；贝弗瑞利（Beverelli）等[5]从服务贸易自由化限制指数角度研究发现，生产服务业贸易自由化对企业出口产品技术提升具有显著作用。近几年，随着数字服务贸易的快速发展，对数字服务贸易的研究越来越多，学者们主要分析了数字服务贸易对制造业服务化水平[6]、服务出口[7]及贸易竞争力[8]的影响，认为对数字服务贸易的限制阻碍了制造业服务化水平、服务出口及贸易竞争力的提升。

学术界对贸易开放的研究经历了从一般贸易开放到服务贸易开放，再到数字服务贸易开放的过程，是对现有贸易开放理论的丰富和扩展。近年来，贸易保护主义抬头，中国致力于通过扩大数字服务贸易开放推动产品质量升级，其动机和影响机制有待进一步研究。现有文献只探讨了数字服务限制措施及数字服务进口或出口的某一个方面，难以深入揭露数字服务贸易开放与产品质量升级之间的关系。虽然张亮等[9]使用中国制造业企业的生产和贸易数据分析了中间品进口对中国制造业企业出口产品质量的影响，但其着重关注中间品贸易对企业出口“量”的影响，并未探讨数字服务贸易开放引致的高端数字服务技术投入与企业出口产品“质”之间的真实关系。鉴于此，本文在探索数字服务贸易开放影响产品质量的理论机理基础上，将数字服务贸易开放当作生产要素投入来分析其对制造业企业出口产品质量的影响。

二、影响机制分析

早期的文献主要集中在服务业外商直接投资对当地技术提升的影响方面。库科（Kokko）[10]将外商直接投资影响国内技术进步的渠道总结为示范作用、学习作用、竞争作用、人力资本作用和产业关联作用等。谢泼德（Shepherd）[11]进一步分析认为，各行业是相互关联的，服务业外商直接投资对国内技术进步的影响与其他行业外商直接投资的影响一致。服务贸易开放对本国出口产品质量具有影响作用，通过吸引先进服务技术进入本国条件较优越的地区和市场，为本土企业提供示范和模仿对象，促使其通过“看中学”和“干中学”，学习、复制、模仿外企生产技巧，进行技术创新[12]。从全球产业链角度看，服务贸易开放能促使跨国企业将母国生产的先进中间投入品转移到东道国条件较优越的地区和市场以降低生产成本，而东道国通过将这些投入品融入该地区生产过程，提高东道国生产技术，促进产业链分工的细化和垂直专业化水平的提高。服务贸易开放通过提升垂直专业化水平，提高东道国条件相对优越地区和市场企业的生产技术和产品质量水平。毛其淋等[3]认为，优良的制度环境强化了中间品贸易带来的品类创新多样化对产品质量的提升效应。考虑到数字服务贸易开放下垂直专业化水平的提升会影响企业产品质量，本文借鉴阿米蒂（Amiti）等[13]的分析思路，从数字服务产品进出口角度阐述数字服务贸易开放背景下垂直专业化对企业产品质量升级的影响（见图1）。

图1 数字服务贸易开放影响企业出口产品质量的作用机制

（一）品类多样化效应

一方面，数字服务贸易开放下企业可以进口多样化的高端数字服务产品，使分工细化，使国际分工从宏观地区或产业角度延伸到微观产品视角，进而降低企业边际成本、采购成本及固定成本，使企业在生产过程中能对多样化的先进数字服务产品进行有效利用与配置，提升产品质量。同时，企业边际成本、采购成本及固定成本的降低，会促使企业进口更多先进的中间数字服务产品，导致垂直专业化分工，刺激产品质量提升[14]。另一方面，数字服务贸易开放能给本国各类数字产品出口带来便利。出口数字产品要在国际市场上占有一席之地，须具有一定的竞争力，或者说其技术水平要比国外产品高。国内企业为了保持在国际市场上的占有率，会加快品类多样化创新速度，进一步推动国内出口产品质量的提升。

（二）低成本效应

在数字服务贸易开放背景下，东道国的垂直专业化程度越高，先进数字产品进口越多，越有利于降低企业生产成本，实现资源合理配置，并不断投入力量进行创新和研发，最终促进产品质量提升。在先进数字技术通过跨国企业投资来引入的情况下，若本地员工在跨国企业获得先进的生产管理技术及经验后离职并加入本地企业，则无须再进行额外的培训，可以为本地企业节约人力成本[13]。与此同时，这些有经验的员工会促进本地企业生产水平提升和产品质量升级。国内高质量服务产品通过“走出去”，将国外企业先进的理念融入国内服务业企业产品的生产过程中，并通过逆向技术溢出，降低贸易成本，实现创新[4]，促进产品质量提升。

综上所述，数字服务贸易开放带来的先进数字服务技术和产品（Advanced Digital Service Tech⁃nology and Products，ADSTP）促进了垂直专业化水平的提升，企业出口产品质量也得到了提高。从产业关联角度看，ADSTP 通过提升前向和后向的垂直专业化水平，推动了本地企业产品质量升级。在前向溢出渠道下，ADSTP 提高了上游企业技术水平，增加了中间产品品类，给下游的本土服务企业带来了效率溢出，促进了出口产品质量提升；在后向溢出渠道下，为取得服务供应商身份，ADSTP 推动了下游企业生产技术水平的提升，降低了上游企业的人力成本和贸易成本，并倒逼上游企业进行研发创新，进而促进了产品的高质量发展[2]。

三、变量构建、模型设定与数据说明

（一）主要变量构建

1.数字服务贸易开放。国内外流通服务模式有很多种，数字服务贸易开放测量方法各不相同，很难找到一个相对统一的衡量指标。一些学者用数字服务贸易限制指数（Digital Services Trade Restrictive⁃ness Index，DSTRI）度量数字服务贸易开放[6、7、15]，但DSTRI 只能表明开放的一种状态，不能反映数字服务贸易开放对产品作用的具体结果。为了准确反映数字服务贸易开放对产品质量的实际作用，应计算数字服务贸易在细分产品层面上的渗透率，以此度量数字服务贸易开放。本文借鉴陈明等[16]的思路，先将出口产品归类为16个制造业细分行业（见表1），然后将数字服务贸易进出口额与出口产品所属细分行业的完全消耗系数相乘，得到数字服务贸易的渗透率，计算公式如下：

其中，Dsto为数字服务贸易渗透率，Dst为数字服务贸易进出口总额。β表示完全消耗系数，即生产一单位出口产品需要直接和间接消耗数字服务贸易部门的产品数量，其原始数据来源于《中国投入产出表》；t为年份；k为数字服务贸易部门，包括信息服务、金融保险服务、教育服务和其他商业服务四个部门。

美国国际贸易委员会（United States Interna⁃tional Trade Commission，USITC）认为，有形的数字产品和无形的数字服务贸易都属于数字贸易，主要涉及网络基础设施和通信服务、云计算服务、数字内容产业的搜索和新闻服务、电子商务、物流服务、移动支付服务、工业数字技术、社交媒体及互联网设备等。结合《中国服务贸易统计》对细分服务的划分，找出与USITC 相关的数字服务贸易内容，即通信服务、音像电影服务、运输服务、计算机和信息服务四类，数字服务贸易进出口总额（Dstkt）近似等于上述四类细分服务进出口额的总和。数字服务贸易开放对16个行业渗透率的年均增长率如表1所示。可以看出，数字服务贸易开放对所选行业渗透率的年均增长率在4%～6%之间。其中，排在前五位的行业均属于国民经济中的高技术制造业。2000年以后，我国对传统产业进行了升级、对新兴产业提高了重视程度，数字服务贸易开放带来的数字产品不断融入企业生产过程中，有力推动了我国通信设备、计算机及其他电子设备制造业，仪器仪表及文化、办公用机械制造业等高技术产业的发展。

表1 2000—2020年数字服务贸易进出口开放对各行业渗透率的年均增长率%

2.企业出口产品质量。衡量产品质量的方法主要有两种，一种方法是在需求函数中并入有质量因素的CES 结构效用函数，并将该需求函数线性化，利用贸易数据中的价格、销售额、出口国和进口国信息来推断产品质量[17-18]；另一种方法是利用需求函数将质量和数量相乘来模拟消费者需求，考察国际贸易商品单位价值对质量的影响[19-20]。将产品质量当作外生变量，且仅从目的地-年份层面来分析，可能会导致结果在跨时和跨国的意义上难以比较。本文借鉴卢盛峰等[17]的方法，利用2000—2020年（2016年除外）中国海关产品层面交易数据测算产品质量，计算公式如下：

其中，Qua为产品质量，q为产品数量，p为产品价格，σ为产品替代弹性，γct为时间和国别联合固定效应，γc为国别固定效应，i为企业，t为年份，c为出口目的国。

在数据处理过程中，先将海关统计数据在线查询平台②中商品HS八位码与SITC Rev.3四分位编码匹配，再根据联合国贸易和发展会议数据库③中产品编码（Product Codes）文件进行编码之间的转换。为增强不同产品间的可比性以及避免极端值的影响，剔除每个HS 八位码类别中首尾10%的观测值后，对Quaihct进行标准归一化变换，并以企业当年某一产品出口额占该产品出口总额的比重作为权重，将产品质量加总到行业层面来进行分析，最终计算公式如下：

其中，TQ表示处于同一行业的产品质量，E表示企业出口额，R_Qua为进行标准化处理后的产品质量，i为企业，t为年份，c为出口目的国。

从2000—2020年（2016年除外）企业出口产品质量均值（见表2）看，无论是从全体企业看还是从一般贸易企业、加工贸易企业看，产品层面的出口产品平均质量均呈上升趋势，且均保持稳定增长。

表2 2000—2020年中国企业出口产品质量均值

3.垂直专业化水平。本文借鉴奥普沃德（Up⁃ward）等[21]的方法，对垂直专业化水平进行度量，计算公式如下：

其中，Vss为垂直专业化水平，Mit为服务产品进口总额。Xit为企业出口总额，Yit为企业营业收入总额（如果企业产品在国内外同时销售，则Yit>Xit；如果企业产品仅出口销售，则Yit=Xit）；i为企业，t为年份，p为加工贸易企业，o为一般贸易企业。Mit、Xit和Yit的原始数据来源于中国海关进出口数据库。

（二）模型和方法

为了研究数字服务贸易开放对出口产品质量的影响，基于理论推演与现有研究，本文设定回归模型：

其中，Dsto为数字服务贸易进出口额对出口产品目的地的渗透率，Vss为垂直专业化水平；νci表示出口目的国和企业固定效应，νct表示出口目的国和时间固定效应，εict是随机误差项，X为影响企业产品质量的其他控制变量；α0是常数项，αn（n=1，2，3，4）为对应变量的系数；i为企业，t为年份，c为出口目的国。

本文选取出现次数较多的指标作为控制变量。其中，企业个数（number），用行业中企业单位数表示；行业规模（scale），用行业总资产表示，先把历年总资产用2000年价格进行平减，再取对数，并进行标准化处理以消除自带单位的影响；利润占比（ratio），用行业利润总额与营业收入之比表示；资本密集度（intensity），用以2000年为基期的固定资产净额与平均用工人数之比表示；行业生产率（tfp），用索洛余值法计算。

数字服务贸易开放可能存在内生性问题。本文借鉴毛其淋等[22]的做法，将2000—2020年数字贸易服务进出口渗透率作为因变量，将企业个数、行业规模、利润占比、资本密集度和行业生产率作为自变量，进行截面回归。结果（见表3）表明，数字贸易服务进出口渗透率的变化仅与tfp有关，基本上排除了反向因果关系对估计结果的干扰。因此，在后文回归中对tfp变量加以控制，尽可能减少模型回归中的内生性问题。

表3 数字服务贸易开放的内生性检验结果

（三）数据说明

样本数据时间跨度为2000—2020年（2016年除外）。数字服务贸易开放的原始数据来自2001—2019年《中国服务贸易统计》和2020—2021年《中国服务贸易发展报告》，出口产品质量原始数据来自中国海关进出口数据库2000—2015年数据和中国海关统计数据在线查询平台2017—2020年数据。本文参考金祥义等[12]的做法，删除有缺失数据（包括企业名称、ID或产品代码缺失）、专门从事贸易而不从事加工制造、交易额较小（＜50美元）和交易数量较少（＜1）、出口产品目的国数量较少（同一种出口产品目的国数＜2）和只出口具有自然资源禀赋产品的企业，最终得到2 378 619家企业对170个国家出口的5 756种产品的样本数据。控制变量数据均根据2001—2021年《中国工业统计年鉴》整理计算得出。变量相关性分析结果和数据描述性统计结果见表4。其中，VIF值说明多重共线性在可控范围；单位根检验结果表明应进行协整分析；协整KAO 检验值为-4.024 8，通过了1%水平的显著性检验，表明变量间存在长期稳定关系。

表4 变量相关性分析结果和描述性统计结果

四、经验估计结果及分析

（一）基本估计结果

根据模型5 实证分析数字服务贸易开放对我国企业出口产品质量的作用，回归结果见表5。其中，列（1）仅加入了解释变量数字服务贸易开放，回归系数为正且显著，表明数字服务贸易开放提高了企业出口产品质量。列（2）测算了垂直专业化水平调节作用，将垂直专业化水平及其与数字服务贸易开放的交互项纳入回归方程，结果显示，垂直专业化水平及其与数字服务贸易开放交互项的系数均显著为正，这说明垂直专业化水平越高，数字服务贸易开放对企业出口产品质量升级的作用越强。在扩大数字服务贸易开放背景下，东道国企业垂直专业化水平越高，其在产品设计和生产流程上的创新越会因融合数字服务贸易开放带来的数字服务技术而变得更强，产品质量提升越快，出口规模越大；东道国企业垂直专业化水平越低，其在产品设计和生产流程上的创新越难以融合数字服务贸易开放带来的高端数字服务技术，其产品质量越得不到提升，甚至会退步，被迫退出出口市场。因此，服务业开放背景下企业垂直专业化水平越高，企业出口产品质量提升速度越快。列（3）加入了控制变量，其中，企业个数（number）、行业规模（scale）、利润占比（ratio）和资本密集度（intensity）均产生了正向作用。究其原因，一是在近似自由竞争的市场上，企业个数越多，微观经济运行效率越高，越有利于产品质量升级；二是行业规模越大，规模经济效应越强，生产成本越低，资源配置越合理，越有利于产品质量升级；三是资本密集度越高，劳动生产率越高，越有助于提升产品质量；四是利润占比越大，技术和设备更新投入越多，越有利于产品质量升级。

表5 数字服务贸易开放对企业出口产品质量的基本估计结果

列（4）和列（5）显示，在针对一般贸易与加工贸易企业的回归中解释变量系数至少在5%水平上显著且为正，但相比较而言对加工贸易企业产品的作用更大。为了避免在数字服务贸易开放对出口产品质量的回归中出现因产品权重不同而带来的内生性问题，列（6）将解释变量出口产品质量的权重固定在2000年的水平上，通过与前几列结果比较发现，系数符号没有发生改变，表明数字服务贸易开放提高了企业出口产品质量这一结果是可信的。

（二）动态效应检验

通过计量模型得到的数字服务贸易开放对企业出口产品质量的静态回归结果，难以反映数字服务贸易开放对企业出口产品质量影响的持续动态变化特征。为了检验数字服务贸易开放对出口产品质量的持续动态影响，本文借鉴毛其淋等[23]的研究思路，将模型5扩展为如下形式：

其中，TQ表示处于同一行业的产品质量，Dsto表示数字服务贸易进出口额对出口产品目的地的渗透率，Vss为垂直专业化水平；Yq为年份虚拟变量；β0为常数项，βn为系数（n=1，2，3），i为企业，t为年份，c为出口目的国。

在分析q年数字服务贸易开放对企业出口产品质量的影响时，将q年的Yq值取定为1，将不是q年的Yq值取定为0。三重交叉项的回归系数βq反映q年数字服务贸易开放对企业出口产品质量的动态影响。

为了准确衡量数字服务贸易开放对企业出口产品质量的动态影响，通过控制相应固定效应进行动态回归，结果如表6 所示。其中，三重交叉项的回归系数βq符号均一致，其系数大小稍有差别，且至少在5%的水平上显著，具有较好的稳定性。同时，表6中不同年份的交叉项Dstoct×Vssit×Yq的系数均对企业出口产品质量提升产生了显著的正向作用，这说明数字服务贸易开放对企业出口产品质量影响具有持续动态变化特征。

表6 动态效应检验结果

进一步比较发现，2003年数字服务贸易开放对出口产品质量的影响降到低点后缓慢提升，2007年到达峰值后又下降到2009年的谷底，2010年开始逐步上升，2020年出现顿挫，但总体近似呈螺旋式上升趋势。下面分阶段分析这种波动现象发生的原因：第一阶段为2001—2007年。2001年我国加入世界贸易组织后，出口产品大幅增加，大量产品竞争力低的企业涌入，拉低了总体的质量水平，连续2年质量下滑，随后，数字服务贸易开放促使高技术服务产品增多，企业产品质量缓慢上升。第二阶段为2008—2009年。受2008年金融危机影响，导致高端数字服务产品进出口速度减缓，产品质量开始下降，2009年到达谷底。第三阶段为2010—2020年。在此期间，我国贸易开放与数字技术融合快速发展，特别是党的十八大以来，我国高度重视对外开放，强调数字技术对传统贸易转型的推动意义，数字服务贸易开放对产品质量的作用因受到国家政策支持而持续走强。2020年，新冠疫情暴发，全球贸易受挫，但在我国继续扩大数字贸易开放背景下，企业因认识到数字服务贸易开放带来的数字服务技术对产品质量提升的推动作用而大力进行数字化转型，因此交叉项Dstoct×Vssit×Yq的系数与2019年相差不大。

（三）分地区检验

表5 的基本估计结果并未考虑企业所在地差异。我国幅员辽阔，不同地区在地理位置、文化风俗、自然资源及发展历史等方面区别较大，数字服务贸易开放对企业出口产品质量的影响可能会因地区不同而存在差异。为了检验地区间可能存在的差异性，本文将地区变量Region引入模型5，构建如下模型：

其中，TQ为处于同一行业的产品质量，Dsto数字服务贸易进出口额对出口产品目的地的渗透率，Vss为垂直专业化水平；Region表示某地区，γ0是常数项，γn为系数（n=1，2，3，4，5）；i为企业，t为年份，c为出口目的国。

本文借鉴毛其淋等[23]的做法对Region进行衡量。令Region＝M×（1-Diseg），M为市场化指数[24]，Diseg为通过价格指数法衡量的地区市场分割指数。交叉项可用于考察数字服务贸易开放对企业出口产品质量的影响是否与地区有关，如果其系数γ4＞0 且显著，则表明地区变量强化了数字服务贸易开放对企业出口产品质量提升的促进作用，具体结果见表7。结果显示，交叉项系数γ4为正且至少在10%的水平上显著，这表明条件越优的地区，数字服务贸易开放对企业出口产品质量的提升作用越大。

表7 分地区检验结果

（四）对实证结果的进一步解释

通过研究数字服务贸易开放对企业出口产品质量的影响发现，我国加入世界贸易组织以来，数字服务贸易开放对企业出口产品质量升级的作用随企业垂直专业化水平的提升而增大，这符合我国数字服务贸易开放的初衷。进入21 世纪以来，政府密集出台扩大开放措施，成效较为明显，但我国数字服务技术水平与发达国家相比还存在很大差距，走的是“数字服务技术进口→模仿→吸收→创新→出口”的发展道路。在数字服务贸易开放初期，我国数字服务技术水平较低且积累不足，企业由于自身数字服务创新能力有限，产品难以融合数字服务贸易开放引致的先进数字技术，对当地产品质量提升的影响小。随着数字服务贸易开放的深入，本地企业通过学习和模仿引进的高新数字服务技术来提升产品竞争力，技术溢出效应随之产生。同时，由于熟悉当地市场，本地企业能根据当地消费者意愿改进原有技术，间接推动产品技术创新和质量提升。从分地区的检验结果来看，我国沿海地区开放更早，程度更深，对企业产品质量提升作用更大。因此，在制定相关政策时，应充分考虑不同地区数字服务贸易开放对企业产品质量升级影响的差异，努力培育数字服务技术自主创新环境，更好地促进我国各地区数字服务技术水平的提升。

五、稳健性分析

（一）稳健性I：基于重新测度TQ

虽然对企业出口产品质量的测算聚类到了产品层面，但出口到相同目的地的产品仍会因质量的差异性而出现偏差。这是因为对出口贡献较大的产品往往具有较高的质量，数字服务贸易的开放会促使生产资源进一步向高质量产品转移，加大出口到相同目的地的产品质量差异。可行的解决办法是：将东道国出口到相同目的地的产品质量进行加总，得到该目的地加总水平的产品质量，在产品聚类中按企业-目的地层面聚类，并在分析中控制企业—目的地固定效应，回归结果如表8 列（1）所示。原始数据来源于2000—2020年（2016年除外）中国海关交易数据。结果表明，基于出口产品质量替代指标的回归结果与表5列（3）的结果基本一致，表明原估计结果稳健。

（二）稳健性II：基于重新测度Dsto

用数字服务贸易进口技术额代表服务贸易开放，重新验证其对企业出口产品质量的影响。借鉴陈明等[25]的思路，测算数字服务贸易进口技术额，计算公式如下：

其中，TDSTi是i行业数字服务贸易进口技术额，imi是i行业数字服务贸易进口额，IM是数字服务贸易进口总额，exji是j国i行业数字服务贸易出口额，EXj是j国数字服务贸易出口总额，A_gdpj是j国人均国内生产总值。原始数据根据2001—2019年《中国服务贸易统计》和2020—2021年《中国服务贸易发展报告》整理得出。数字服务贸易进口技术额与企业出口产品质量相匹配的方法与前文一致。表8列（2）的结果和表5列（3）的结果保持一致，即数字服务贸易开放显著提高了企业出口产品质量。

表8 稳健性检验结果

（三）稳健性III：基于企业所有制性质

将样本分国有、外资和私营企业三组来进行检验，结果如表8 所示。从列（3）至列（5）可以看出，数字服务贸易开放对不同所有制企业出口产品质量升级均有积极影响，但数字服务贸易开放对外资企业产品质量升级影响最大，对私营企业产品质量影响次之，对国有企业产品质量的影响最小。其原因可能是：外资和私营企业的产业竞争程度高，这些企业能根据市场要求灵活调节，主动适应外部技术变化带来的冲击。当数字服务贸易开放进一步扩大时，外资和私营企业能及时化解外部不利因素影响，甚至主动进行技术研发创新，努力提升自有产品质量。列（3）至列（5）的回归结果与表5 列（3）的结果基本一致，稳健性再次得到检验。

六、基于垂直专业化水平的影响渠道分析

借鉴早川濑里奈（Hayakawa）等[26]的方法，用进口服务产品种类来反映品类多样化效应，用进口服务产品价格指数来反映低成本效应，进口服务产品种类和进口服务产品价格指数的数据源自海关进出口贸易数据库。估计结果如表9所示。

表9列（1）是引入企业进口数字服务产品种类（Type）的结果，表9列（2）在列（1）的基础上引入了数字服务贸易开放、垂直专业化水平与进口数字服务产品种类的三重交互项，交互项系数为正且通过了显著性检验，说明扩大数字服务贸易开放对企业出口产品质量的作用可以通过促进进口数字服务品类多样化得到加强。表9列（3）中企业进口数字服务产品价格指数（Price）的系数为负且通过了显著性检验，表明产品价格越高，成本越高，这对企业出口产品质量提升是不利的。表9列（4）在列（3）的基础上引入了数字服务贸易开放、垂直专业化水平与进口服务产品价格指数三重交互项，交互项系数为负且通过了显著性检验，表明企业使用低价格的进口数字服务产品，有助于提高企业出口产品质量。表9 的回归结果证实了数字服务贸易开放背景下垂直专业化水平提升带来的品类多样化效应和低成本效应是影响企业产品质量升级的渠道。

表9 基于垂直专业化水平的影响渠道分析结果

七、结论与政策启示

（一）结论

自2017年提出建设“数字中国”以来，我国数字服务贸易快速增长，呈现出量质齐升的特征，有力促进了我国制造业企业产品出口高质量发展。为了反映数字服务贸易开放的具体效果，本文用数字服务贸易进出口额对细分行业产品的渗透率来衡量数字服务贸易开放，通过2000—2020年（2016年除外）中国海关产品层面交易数据系统探索数字服务贸易开放带来的高端数字服务技术要素投入对企业出口产品质量升级的作用机理，拓展和丰富了有关出口产品高质量发展决定因素的定量研究，直接回答了当前亟待破解的“数字服务贸易高水平开放”是如何“推动产品高质量发展”等问题。具体结论如下：

第一，从整体上看，数字服务贸易开放提升了我国制造业企业出口产品质量。分一般贸易企业和加工贸易企业分别对样本进行回归，得出了相同的结果。但比较而言，数字服务贸易开放对加工贸易企业产品质量提升的作用较大。

第二，通过动态效应检验发现，2001—2020年，数字服务贸易开放对企业出口产品质量提升的作用近似呈螺旋式上升趋势。同时，数字服务贸易开放对出口产品质量提升的作用与地区有关，即地区经济越开放，制度等越完善，数字服务贸易开放对出口产品质量的提升作用越大。

第三，数字服务贸易开放对出口产品质量的正向影响随着企业垂直专业化水平的提升而增大，而垂直专业化水平主要通过数字服务产品的品类多样化和低成本效应来反映。

（二）政策启示

第一，积极扩大数字服务贸易领域对外开放。完善数字服务贸易开放的宏微观环境，通过简政放权、税收政策等引导企业引进高水平数字服务，特别是在促进数字服务要素流动上，制定数字服务技术引进标准，放宽数字服务贸易进入门槛，推动制造业在价值链升级过程中不断提高技术水平，促进出口产品高质量发展。同时，品类多样化效应和低成本效应使数字服务贸易开放对企业出口产品质量产生调节作用，在扩大数字服务贸易开放时，应改善服务业企业的营商环境，打破数字领域的行政垄断，消除国有、私营和外资企业在税收等方面的政策差异，去除信息数字技术服务等的进出壁垒，鼓励社会资本参与应用型技术研发，努力培育国内高端数字服务技术自主创新环境，更好地推动企业出口产品质量提升。

第二，虽然数字服务贸易开放对我国企业出口产品质量的提升作用与我国深度融入国际垂直专业化与贸易体系联系紧密，但数字技术自主创新才是国内企业提升国际贸易竞争力的关键。实证结果表明，数字服务贸易开放对出口产品质量的作用会因垂直专业化水平的提高而增强。然而，在全方位开放背景下，单靠引进高质量数字服务产品提升出口产品质量具有一定的局限性，这是因为过度依赖进口数字服务产品不利于国内产品质量的真正升级和出口贸易的长远发展，具有原创性的技术创新才是企业产品质量永葆优势的根本。因此，应加大优质数字服务进口，重视原创性数字技术创新，推动优势数字服务出口。

第三，通过国内国际双循环（以下简称“双循环”）推动数字服务贸易全方位开放，促进企业出口产品质量升级。面对全球贸易保护主义、单边主义抬头和新冠肺炎疫情冲击，以双循环战略推动数字服务贸易全方位开放是我国企业出口产品质量提升的可行途径之一。理论经验和分析表明，数字服务贸易进出口的扩大能推动出口产品质量的升级。双循环新发展格局的形成意味着我国数字服务贸易开放进入新阶段。一方面，双循环可通过数字服务贸易推动数字要素流动，提高需求侧与供给侧匹配的灵活性及资源的配置效率，推动企业产品质量提升。另一方面，双循环的形成依赖国际产业链的畅通和协同，这就需要通过数字服务贸易进出口，打造紧密协同、集约高效的产业链集群，推动出口产品质量升级。

注释：

①数据详见http：//data.mofcom.gov.cn/fwmy/overtheyears.sht⁃ml。

②数据详见http：//43.248.49.97/。

③数据详见https：//comtrade.un.org/。