雙邊數字貿易壁壘的出口抑制效應
——基于49個經濟體的經驗證據

課題組

（1.中國計量大學經濟與管理學院，浙江杭州 310018；2.浙江理工大學經濟管理學院，浙江杭州 310018）

一、引言

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

全球數字貿易壁壘凸顯的背后是各國對數字貿易發展的差異化規制政策。以美國為代表的發達國家憑借在數字技術上的先發優勢，主張數字服務的國際自由流動。為促進數字服務貿易，美國自2000年簽署《美國—約旦自由貿易協定》開始，積極推動簽署了包括《美墨加協定》《美日數字貿易協定》在內的一系列涵蓋數字貿易規則的區域和雙邊貿易協定，試圖構建數字貿易規則的美式模板。以歐盟為代表的經濟體提出了單一數字市場原則，與通過單一數字市場認證的國家或地區建立共同市場，實行較低水平的數字貿易限制措施，但對其他未通過認證的國家或地區高筑數字貿易壁壘，進而形成了數字貿易規則的歐式模板。以俄羅斯為代表的發展中國家數字貿易起步較晚，數字技術相對落后，為規避發達國家數字產業沖擊，普遍設置了比較嚴格的數字貿易壁壘。可見，全球數字貿易壁壘呈現出明顯的國別和區域異質性特征。

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

二、文獻綜述

數字貿易主題是國際貿易領域研究的熱點[2-6]，而隨著數字貿易壁壘的不斷涌現，數字貿易壁壘問題又成為數字貿易研究的焦點[7-10]。綜觀既有研究，與本研究主題密切相關的文獻主要涉及數字貿易壁壘界定、測度、貿易效應三個方面。

在數字貿易壁壘界定方面，相關研究最早可追溯到2013年。美國國際貿易委員會（USITC）認為，數字貿易壁壘是包括審查、過濾、本地化措施、隱私保護等諸項內容的法規[11]。美國貿易代表辦公室（USTR）進一步將之細分為數字本地化壁壘、技術壁壘、互聯網服務壁壘、其他壁壘四種類型[12]。帕薩迪拉（Pasadilla G）等[9]將數字稅納入其中，把數字貿易壁壘的類型拓展到數據隱私和保護、網絡安全、數字稅、技術標準、過濾及其他障礙等方面。趙瑾[13]認為，影響數字貿易發展的貿易壁壘主要是關稅壁壘、非關稅壁壘及數據限制措施，其中關稅壁壘指針對信息通信技術（ICT）服務貿易及其投入征收關稅或建立貿易救濟措施，非關稅壁壘涉及貿易限制、投資限制、財政限制、自然人流動、知識產權等，數據限制指針對數據使用及跨境流動的限制措施。此外，王嵐[14]認為，數字貿易啟動環境、技術性限制措施、數據本地化要求、知識產權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字貿易壁壘進行了界定。

在數字貿易壁壘測度方面，現有研究多采用數字貿易限制指數來測度數字貿易壁壘[15-16]。數字貿易限制指數主要包括兩類：一類是經濟合作與發展組織（OECD）發布的數字服務貿易限制指數（DSTRI）。DSTRI 指數涉及基礎設施和連通性、電子交易、支付系統、知識產權、其他貿易壁壘五個方面，取值范圍介于0~1 之間，其中0 表示對外貿易和投資環境完全開放，1表示完全封閉。另一類是歐洲國際政治經濟中心（ECIPE）發布的數字貿易限制指數（DTRI）。DTRI指數從財政限制、市場準入限制、機構設立限制、數據及貿易限制五個方面測度數字貿易限制程度，取值范圍介于0~1之間，數值越大，表示限制程度越高[17]。相比于DSTRI 指數的樣本僅涉及50 個經濟體，DTRI 指數的樣本擴大到了64 個經濟體，但令人遺憾的是，DTRI指數僅公布了2017年一期，無法被大部分實證研究采納。

在數字貿易壁壘的貿易效應方面，現有文獻多為實證研究。在國外學者的研究中，鮑爾（Bauer M）等[18]運用全球貿易分析模型（GTAP）對數據本地化的貿易影響進行了數值模擬，結果顯示，數據本地化會對絕大多數國家的數字服務出口產生負面影響；費拉卡尼（Ferracane M）等[19]基于64個經濟體2006—2016年網絡服務數據進行分析發現，數據跨境流動限制會嚴重阻礙數字服務貿易發展，且數據密集型部門貿易所受影響最嚴重；卡薩里尼（Casalini F）等[20]詳細梳理了影響數據跨境流動的各類限制措施，并對相應的貿易效應進行了理論剖析。在國內學者的研究中，孟夏等[21]運用OECD 發布的DSTRI 指數和數字貿易壁壘異質性指數（DSTRIH）分析了數字貿易壁壘對數字交付服務貿易的影響，發現數字貿易壁壘限制了相應的數字服務貿易；周念利等[22]參考費拉卡尼等[19]的方法構建數據銜接指數，分別對數據跨境流動限制措施和數字服務貿易限制措施進行研究，發現這兩類措施均能產生顯著的貿易抑制效應；齊俊妍等[23]利用42 個經濟體2014—2018年的數字服務貿易限制指數進行實證分析發現，數字服務貿易限制措施會阻礙數字服務出口。

總體而言，國內外關于數字貿易壁壘貿易效應的研究仍處于起步階段，相關理論與實證研究還不夠深入和系統。既有研究僅僅局限于對數據跨境流動限制措施貿易效應的測度，對于數字貿易壁壘出口抑制效應的理論機理，數字貿易壁壘在貿易類別、出口規模、壁壘異質性等多重維度上的貿易效應等，仍未進行系統研究。鑒于此，本研究將分析雙邊數字貿易壁壘對數字服務出口影響的內在機理，進而基于全球49 個經濟體2014—2019年數字服務貿易面板數據對雙邊數字貿易壁壘的多重出口抑制效應進行研究，以深入揭示雙邊數字貿易壁壘如何抑制數字服務出口，并據此提出相關政策建議。

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

三、理論機理分析與研究假設

（一）理論機理分析

本文在查尼（Chaney T）[24]研究的基礎上構建雙邊數字貿易壁壘貿易效應理論模型。首先假定j國消費者對i國代表性企業生產的數字產品或服務擁有不變替代彈性（CES）偏好U，計算方法如下：

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

其中，Yj表示j國收入水平，φ表示i國出口企業生產率，(φ)表示j國從i國進口的生產率為φ的h類數字服務進口價格，表示價格指數。

進一步，由式（2）可得j國對i國代表性企業在h類數字服務上的需求額(φ)：

其中，價格指數的計算方法如下：

此時，在h類數字服務上，i國對j國h類數字服務的出口額由生產率處在閾限之上的代表性企業出口額加總而成，其計算方法如下：

其中，Li表示i國的勞動力數量，wi為i國的單位勞動產出，Gh(φ)為h類數字服務生產企業的生產率分布函數，滿足生產率分布參數為γh的帕累托分布。此外，假定i國代表性企業生產并向j國出口qh單位的h類數字服務時產生的成本cij(q)為：

其中，表示i國代表性企業向j國出口h類數字服務時產生的貿易成本。根據成本加成定價原則，最優數字服務出口價格(φ)為：

此外，由企業出口決策中的利潤非負性約束條件，得到出口生產率閾限為：

結合式（3）、式（5）、式（7）、式（8），得到i國對j國h類數字服務的出口額：

其中，Y表示世界總產出，γh表示生產率分布參數，表示多邊阻力項，包含多邊貿易成本，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Yi和Yj、出口國i單位勞動產出wi、貿易成本以及相應的參數μh、γh、θhj有關。由式（9）容易得到：

則：

進一步，不妨假設數字服務的貿易成本由i國與j國之間的雙邊數字貿易壁壘及其他因素決定，即：

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

其中，v表示數字貿易壁壘類別。

由此，得到雙邊數字貿易壁壘影響數字服務出口的關系式：

（二）研究假設

上述理論機理分析顯示，雙邊數字貿易壁壘是構成企業貿易成本的重要內容。式（13）進一步說明，雙邊數字貿易壁壘的增強會對數字服務出口產生抑制效應。此外，由式（10）可知，雙邊數字貿易壁壘對數字服務出口的影響受生產率分布參數γh的影響。不同部門數字服務的生產率分布參數γh具有差異性，進而會產生異質性出口抑制效應。由式（12）可以發現，不同類別的數字貿易壁壘DTBh ν會產生類別層面的異質性出口抑制效應。更進一步，考慮到數字貿易壁壘本身的異質性特征和貿易成本對數字貿易壁壘的敏感程度，雙邊數字貿易壁壘所產生的出口抑制效應存在貿易規模所帶來的差異性。據此，本研究提出以下假設：

H1：雙邊數字貿易壁壘對數字服務出口產生多重出口抑制效應。

此外，由式（13）可以發現，雙邊數字貿易壁壘的出口抑制效應可經由貿易成本實現。由此，本研究提出以下假設：

H2：雙邊數字貿易壁壘經由貿易成本產生出口抑制效應。

此外，在式（12）基礎上可進一步拓展至數字貿易協定對出口抑制效應的調節作用。數字貿易協定可作為調節變量來調節數字貿易壁壘的出口抑制效應。進一步假定：

假設參數κv受數字貿易協定影響，當貿易雙方簽訂數字貿易協定時，κv變小，反之亦反。由此，本研究提出以下假設：

H3：數字貿易協定作為調節變量會減弱數字貿易壁壘的出口抑制效應。

四、模型構建與變量說明

為逐一驗證本研究提出的三個假設，將世界貿易組織（WTO）數據庫的數字服務貿易數據與OECD數據庫的DSTRI指數進行匹配，同時考慮到國別數字服務貿易數據的完整性，選用2014—2019年49 個經濟體的數字服務貿易面板數據，其中含有10 個經濟體的數字服務出口數據和49 個經濟體的數字服務進口數據①。

（一）基準回歸模型構建

為探討雙邊數字貿易壁壘對數字服務出口的影響，本研究結合理論機理分析構建如下面板數據計量模型：

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國的數字服務出口額對數，核心解釋變量DSTRIit、DSTRIjt分別代表第t年出口國i、進口國j的數字貿易壁壘強度，Zijt是一組控制變量。此外，γij表示國別固定效應，控制不隨時間變化但可能會影響數字服務貿易發展的國家特征[25]，ηt代表年份固定效應，控制僅隨時間變化的影響因素，εijt表示隨機擾動項，α0為常數項，α1為出口國i數字貿易壁壘的回歸系數，α2為進口國j數字貿易壁壘的回歸系數，β為控制變量的回歸系數。

（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服務貿易部門中的保險、金融、知識產權、信息、其他商業服務、個人娛樂服務納入數字服務貿易統計范疇，并將與之相應的數字服務出口額對數（lnEXijt）作為被解釋變量。由于各經濟體數字服務貿易規模存在明顯的異質性，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字服務進口規模的異質性分析中進一步檢驗。

2.解釋變量。本研究以OECD 發布的DSTRI 指數作為數字貿易壁壘的量化指標。OECD 發布的DSTRI指數由頻度分析法發展而來，包括基礎設施和連通性、支付系統、知識產權、電子交易、其他貿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指數作為衡量數字貿易壁壘的指標。但考慮到數字貿易壁壘實質上包含本地化要求等既限制出口又限制進口的措施，為全面有效衡量數字貿易壁壘出口抑制效應，本文基于孟夏等[21]的研究，把出口國數字貿易壁壘（DSTRIit）和進口國數字貿易壁壘（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（lnGDPit）、進口國GDP 對數（lnGDPjt）、出口國生產率（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率表示，contigij反映貿易雙方是否具有共同邊界（是=1，否=0），comlang_offij反映貿易雙方是否具有共同語言（是=1，否=0），colonyij反映貿易雙方是否存在殖民關系（是=1，否=0）。

（三）數據來源及變量描述性統計

被解釋變量lnEXijt數據來自WTO 數據庫，核心解釋變量DSTRIit、DSTRIjt數據來自OECD 數據庫，控制變量中的contigij、comlang_offij、colonyij數據來自法國國際經濟信息研究中心（CEPII）數據庫，lnGDPit、lnGDPjt數據來自世界銀行（WB）數據庫，TFPit數據來自賓夕法尼亞大學世界數據庫（PWT）。所有數據的時間范圍為2014—2019年。主要變量的描述性統計參見表1。

表1 主要變量及其描述性統計

五、基準回歸與分析

（一）基準回歸結果

基準回歸結果如表2所示。表2列（1）至列（3）分別對應出口國數字貿易壁壘（DSTRIit）、進口國數字貿易壁壘（DSTRIjt）單獨加入以及兩者同時加入時的回歸結果。列（1）數據顯示，在控制其他影響因素后，出口國數字貿易壁壘對數字服務出口具有顯著出口抑制效應。列（2）數據顯示，在控制其他影響因素后，進口國數字貿易壁壘對數字服務出口也具有顯著出口抑制效應。列（3）數據表明，進出口國雙邊數字貿易壁壘均顯著抑制數字服務出口。此外，從數字貿易壁壘回歸系數的大小看，無論是出口國數字貿易壁壘單獨作用還是與進口國數字貿易壁壘共同進入模型，出口國數字貿易壁壘的出口抑制效應都更大。這表明，與傳統貿易不同，數字服務貿易普遍存在自發的出口限制行為。同時，由表2可知，進口國GDP 對數（lnGDPjt）與出口國GDP 對數（lnGDPit）的系數均顯著為正，說明貿易伙伴間的國別市場規模均可產生顯著的出口促進效應。此外，共同邊界虛擬變量（contigij）、共同語言虛擬變量（comlang_offij）、殖民關系虛擬變量（colonyij）均顯著促進了數字服務出口。特別需要說明的是，出口國生產率（TFPit）的回歸系數在進口國數字貿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率并不是促進數字服務出口的重要因素。上述實證分析結果驗證了H1。

表2 基準回歸結果

（二）內生性檢驗

考慮到雙邊數字貿易壁壘與數字服務出口之間可能存在反向因果關系，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；二是因為滯后變量已經發生，與擾動項無關。表3列（1）至列（3）分別表示出口國數字貿易壁壘滯后一期（DSTRIi，t-1）、進口國數字貿易壁壘滯后一期（DSTRIj，t-1）單獨加入以及兩者同時加入模型時的回歸結果。結果顯示，各種情況下的安德森（Anderson）LM統計量的p值均小于0.1，拒絕工具變量識別不足的假設。此外，克拉格-唐納德-沃爾德（Cragg-Donald-Wald）F統計量均大于臨界值16.38，拒絕弱工具變量的原假設。上述檢驗結果表明，本研究可靠，原解釋變量與工具變量的回歸結果相似，模型內生性問題不明顯。

表3 內生性檢驗結果

（三）穩健性檢驗

1.基于普通最小二乘法和面板校正標準誤差方法的穩健性檢驗

基準回歸采用的是多重固定效應模型。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健性檢驗，回歸結果見表4列（1）。結果顯示，雙邊數字貿易壁壘均顯著抑制數字服務出口，且核心解釋變量回歸系數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果是穩健的。

2.替換核心解釋變量的穩健性檢驗

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

表4 穩健性檢驗結果

六、異質性分析

（一）基于不同數字服務部門的異質性分析

進一步，將數字服務貿易細分為保險、金融、知識產權、信息、其他商業服務、個人娛樂服務六個部門，考察雙邊數字貿易壁壘對各部門數字服務出口的異質性影響。表5的結果顯示，雙邊數字貿易壁壘對所有部門的數字服務出口均產生了明顯的抑制效應，但對各部門的影響存在明顯差異。其中，出口國數字貿易壁壘對金融部門數字服務出口抑制效應最強，對知識產權、其他商業服務、個人娛樂服務、保險部門抑制效應依次減弱，對信息部門抑制效應最弱；進口國數字貿易壁壘對金融部門數字服務出口抑制效應最強，對其他商業服務、個人娛樂服務、知識產權、信息部門抑制效應依次減弱，對保險部門抑制效應最弱。這可能是因為，各國對金融部門的開放普遍持謹慎態度，甚至有部分國家對金融部門采取了極為嚴格的數字服務出口限制措施，而信息部門國際化程度相對較高，與之相關的數字服務出口限制措施相對較弱。表5的結果表明，雙邊數字貿易壁壘對不同部門數字服務的出口抑制效應具有多重異質性，這進一步驗證了H1。

表5 基于不同數字服務部門的異質性分析結果

（二）基于不同數字服務進口規模的異質性分析

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

表6 基于不同數字服務進口規模的異質性分析結果

七、作用機制分析

（一）貿易成本的中介效應檢驗

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

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

表7顯示了貿易成本的中介效應檢驗結果。根據表7列（1）數據，雙邊數字貿易壁壘的回歸系數均顯著為負，說明雙邊數字貿易壁壘均顯著抑制了數字服務出口；根據表7列（2）數據，雙邊數字貿易壁壘的回歸系數均顯著為正，說明雙邊數字貿易壁壘均顯著增加了數字服務出口的貿易成本；根據表7列（3）數據，貿易成本的回歸系數顯著為負，雙邊數字貿易壁壘的回歸系數也顯著為負，說明貿易成本在雙邊數字貿易壁壘與數字服務出口之間起部分中介效應。上述分析驗證了H2。

表7 貿易成本的中介效應檢驗結果

（二）數字貿易協定的調節效應檢驗

隨著數字貿易的發展，世界各國開始簽訂包含數字貿易規則的區域和雙邊貿易協定。那么，這樣的數字貿易協定對數字貿易壁壘的出口抑制效應是否有調節作用呢？為檢驗數字貿易協定對數字貿易壁壘出口抑制效應的調節作用，本研究基于瑞士盧塞恩大學的區域貿易協定電子商務和數據條款數據庫（TAPED）數據構建數字貿易協定變量DTAij（若貿易雙方簽訂了數字貿易協定，賦值為1，否則賦值為0），并據此構建式（20）：

表8的檢驗結果顯示，出口國數字貿易壁壘與數字貿易協定交互項的回歸系數顯著為正，說明數字貿易協定顯著弱化了出口國數字貿易壁壘的出口抑制效應。H3得到驗證。

表8 數字貿易協定的調節效應檢驗結果

八、進一步分析

（一）數字貿易壁壘邊際效應演化分析

由于傳統的回歸分析是均值回歸，無法判斷解釋變量邊際效應是否存在結構性變化。為進一步探究不同數字服務出口規模下雙邊數字貿易壁壘出口抑制效應的邊際差異，考察基于不同分位數字服務出口額對數的雙邊數字貿易壁壘邊際效應演化軌跡，構建如下所示的面板分位數模型：

其中，Yη（lnEXijt）為數字服務出口額對數在η分位上的值，α1η、α2η分別為DSTRIit、DSTRIjt的回歸系數。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，結果參見表9。

表9列（1）至列（5）分別報告了基于不同分位數字服務出口額對數的回歸結果。結果顯示，雙邊數字貿易壁壘在各分位上的回歸系數均顯著為負，說明雙邊數字貿易壁壘在不同的數字服務出口規模下均存在顯著出口抑制效應。但對比不同分位上數字貿易壁壘的回歸系數可以發現，隨著分位數的增加，進口國數字貿易壁壘回歸系數的絕對值逐步變大，出口國數字貿易壁壘回歸系數的絕對值逐步變小。這表明，數字貿易壁壘的出口抑制效應存在雙邊結構性差異，即隨著數字服務出口規模的不斷擴大，進口國數字貿易壁壘的出口抑制效應逐漸增強，出口國數字貿易壁壘的出口抑制效應逐漸減弱。

表9 數字貿易壁壘邊際效應檢驗結果

（二）雙邊數字貿易壁壘異質性的出口抑制效應

雙邊數字貿易壁壘異質性也會對數字服務出口產生影響。本研究已經證明，以鄰為壑的數字貿易壁壘政策會導致顯著的出口抑制效應。那么，貿易雙方在數字貿易壁壘上的差異即異質性是否也會產生出口抑制效應呢？為此，本研究以OECD 發布的數字貿易壁壘異質性指數為解釋變量來探究雙邊數字貿易壁壘異質性對數字服務出口的影響。數字貿易壁壘異質性指數的測算方式有兩種：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。兩種數字貿易壁壘異質性指數的取值范圍均在0~1之間，其中0表示雙邊數字貿易壁壘完全無差異，1表示雙邊數字貿易壁壘完全不同。回歸結果參見表10。表10 數據顯示，兩種數字貿易壁壘異質性指數的回歸系數均顯著為負，說明雙邊數字貿易壁壘異質性也是抑制數字服務出口的重要因素。

表10 數字貿易壁壘異質性的出口抑制效應分析結果

九、結論與政策建議

（一）結論

數字貿易壁壘的出口抑制效應既是數字貿易壁壘研究的重要內容，也是構建數字貿易壁壘科學應對機制需要了解的內容。本研究在現有文獻基礎上，從總量、異質性分類、作用機制、邊際效應及數字貿易壁壘異質性等層面對雙邊數字貿易壁壘的出口抑制效應進行了全方位的剖析和檢驗。結論如下：

第一，雙邊數字貿易壁壘對數字服務出口具有多重出口抑制效應。其一，從總量層面看，雙邊數字貿易壁壘顯著抑制數字服務出口，特別是出口國數字貿易壁壘抑制效應更強；其二，從數字服務部門看，雙邊數字貿易壁壘出口抑制效應具有明顯的部門異質性，金融部門遭遇的雙邊數字貿易壁壘最嚴重；其三，從數字服務進口規模看，數字服務進口規模也會影響數字貿易壁壘出口抑制效應，數字服務進口規模越小，數字貿易壁壘出口抑制效應越強。

第二，作用機制分析結果表明，貿易成本是雙邊數字貿易壁壘與數字服務出口之間的中介變量，發揮部分中介效應；數字貿易協定構成調節變量，簽訂數字貿易協定可以顯著弱化出口國數字貿易壁壘的出口抑制效應。

第三，雙邊數字貿易壁壘邊際效應存在反向變化趨勢。根據數字貿易壁壘邊際效應檢驗結果，隨著數字服務出口規模的不斷擴大，進口國數字貿易壁壘出口抑制效應逐漸增強，出口國數字貿易壁壘出口抑制效應逐漸減弱。此外，雙邊數字貿易壁壘異質性也是影響數字服務出口的重要因素，異質性程度越高，出口抑制效應越強。

（二）政策建議

第一，建立數字貿易壁壘預警機制。鑒于雙邊數字貿易壁壘存在顯著的出口抑制效應，應利用貿易大數據及時識別并測度雙邊數字貿易壁壘及其多重出口抑制效應，建立數字貿易壁壘預警機制，科學預警。

第二，制訂差異化數字貿易壁壘應對方案。政府部門及相關出口企業應充分考慮數字服務部門異質性與進口規模異質性，制訂差異化數字貿易壁壘應對方案。對不同的數字服務部門采取不同的應對措施，特別是對出口抑制效應顯著的金融部門提前進行風險評估并實施精準應對策略，爭取把出口風險降到最低。出口國政府和企業應根據貿易伙伴數字服務進口規模，在雙邊貿易協議和企業出口戰略等方面形成差異化應對機制。

第三，積極推動貿易便利化改革進程。推動雙邊或區域貿易協定升級，將旨在降低貿易成本、增強貿易便利性的規則和措施納入升級后的協定，間接弱化數字貿易壁壘出口抑制效應。此外，充分發揮數字貿易協定調節作用，積極簽署雙邊、區域甚至多邊數字貿易協定，加快推動數字貿易協定談判進程，有效弱化雙邊數字貿易壁壘出口抑制效應。

第四，構建數字貿易規則協調機制。出口國政府應充分重視雙邊數字貿易壁壘出口抑制效應邊際變化趨勢，既推動進口國削減數字貿易壁壘，又努力規范自身數字貿易規則，弱化出口國數字貿易壁壘出口抑制效應。此外，考慮到雙邊數字貿易壁壘異質性對數字服務出口的影響，各國還要積極構建數字貿易規則協調機制，弱化數字貿易壁壘異質性。

注釋：

①被選用數字服務出口數據的10個經濟體分別是加拿大、澳大利亞、俄羅斯、法國、荷蘭、德國、瑞典、美國、日本、意大利；被選用數字服務進口數據的49個經濟體分別是阿根廷、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。因泰國數字服務貿易數據缺失，不選作本研究樣本。