中国数字服务贸易出口效率及影响因素研究——基于“一带一路”沿线国家的分析

程云洁 刘 娴

（新疆财经大学 经济学院，新疆 乌鲁木齐 830012）

一、引言

在大数据、云计算和物联网等新一代信息技术的广泛应用下，数字技术与服务贸易加速融合，基于数字科技和互联网平台的数字服务贸易迅速发展，范围不断扩大，正逐步成为世界服务贸易发展的新兴动力，成为各国经济发展的重要引擎。特别是自新冠疫情暴发至今，基于互联网信息技术的数字服务贸易规模逆势增长。商务部数据显示，2020年我国数字服务贸易进出口规模高达2947.6亿美元，年平均增长率达6.7%，约占我国服务贸易总额的44.5%①相关数据来源于商务部发布的《中国数字贸易发展报告2020》。。虽然当前我国数字服务贸易快速发展，但存在产业结构失衡、国际竞争力不强等问题，一定程度上制约了数字服务贸易的发展。

我国相继推出促进数字服务贸易发展的政策性文件。《“十四五”服务贸易发展规划》提出加快推进服务贸易数字化进程，大力发展数字贸易，为数字产品走出去营造良好环境。《“十四五”对外贸易高质量发展规划》提出创新发展服务贸易，推动数字技术与服务贸易深度融合，促进传统服务贸易转型升级，深化“一带一路”贸易畅通合作。2020年的《“一带一路”数字贸易指数发展报告》显示，我国与“一带一路”沿线国家数字贸易发展状态良好，发展潜力巨大。因而在新冠疫情未得到完全控制和贸易保护主义频发的形势下，科学研判我国和“一带一路”沿线国家数字服务贸易出口效率与影响因素，对促进我国传统服务贸易转型升级、推进数字服务贸易高质量发展以及实现贸易强国目标具有重要的现实意义。

二、文献综述

学术界对数字服务贸易的研究取得了丰硕成果，涉及数字服务贸易特征、竞争力和影响因素等方面。

在数字服务贸易特征研究方面。数字经济时代的来临，为数字服务贸易快速发展奠定了坚实基础（王晓红和朱福林等，2022）[1]，全球数字服务贸易迅猛发展，贸易出口规模持续扩大（朱玉赢，2021）[2]，已逐步成为全球服务贸易增长新引擎，具有广阔发展前景和巨大增长潜力（王晶和徐玉冰，2021）[3]。但全球数字服务出口贸易发展极为不平衡，数字服务出口以少数发达经济体为主（岳云嵩和赵佳涵，2020）[4]，逐步形成了以美国为主导的亚太贸易圈和以英国为主导的欧洲贸易圈（吕延方和方若楠等，2021）[5]。近年来，尽管中国数字服务出口贸易发展迅速且规模不断扩大，在贸易增速、规模和全球价值链参与度上均高于日本（魏景赋和张嘉旭，2022）[6]，在全球数字服务贸易格局中由边缘逐步向核心圈发展，但仍旧存在结构性失衡（温湖炜和舒斯哲等，2021）[7]、缺乏基础设施建设核心技术（王盛晓和李燕婷等，2021）[8]等问题。

在数字服务贸易竞争力研究方面。近十年全球数字服务贸易快速增长，但发展中经济体和发达经济体在贸易规模、占比和竞争力上存在较大差距并呈扩大趋势（岳云嵩和李柔，2020）[9]，发达经济体在数字服务出口贸易格局中竞争力较强，发展中经济体较弱，我国数字服务贸易国际竞争力提升十分明显（周升起和张皓羽，2021）[10]。就具体行业来看，我国信息服务贸易竞争力综合水平在世界上处于中间位置（俞裕兰和杨靛青，2022）[11]，计算机和信息服务贸易竞争力指数总体呈稳步上升态势（候杰和齐新鑫，2021）[12]，知识产权和个人文娱服务国际竞争力发展迅速，发展前景广阔（李锦梅，2021）[13]。

在数字服务贸易影响因素研究方面。与传统服务贸易相比，数字服务贸易基于互联网技术和平台降低了交易成本、减少了时空影响，但其作为新业态新模式面临不少挑战。以互联网为代表的数字基础设施建设对ICT产品出口效率提升具有促进作用（王晶和徐玉冰，2022）[14]。随着服务数字化的发展，各国高度重视数字贸易规则的参与，贸易规则成为影响其发展的重要因素之一（周念利和陈寰琦，2020；彭羽和杨碧舟等，2021；陈松和常敏，2022）[15-17]。数字服务贸易限制性措施极大地影响服务出口（齐俊妍和强华俊，2021）[18]，同时影响数字服务进口，对出口抑制作用更强（周念利和姚亭亭，2021）[19]。除此之外，签署区域贸易和投资协定（Coté和 Estrin 等，2020）[20]、文化多样性（白树强和肖雯，2021）[21]、知识产权保护水平（石红莲和王钰良等，2022）[22]等也被认为是影响数字服务贸易发展的重要因素。

此外，还有关于“一带一路”沿线国家贸易效率和影响因素方面的研究。贸易效率和潜力是衡量一国贸易增长的主要因素（陈创练和谢学臻等，2016）[23]。国内研究将随机前沿引力模型用于工业制成品（程云洁和董程慧，2019）[24]、石油（邓富华和冯乾彬等，2019）[25]、农产品（宋雯彦和韩卫辉等，2021）[26]等领域，少数文献聚焦于服务贸易出口效率与潜力（万红先和冯婷婷，2019；潘紫燕和胡德顺等，2021）[27-28]。

综上所述，现有文献涉及中国与“一带一路”沿线国家数字服务贸易的定量研究较为丰富，为本文奠定了基础，同时存在以下不足：（1）关于“一带一路”沿线国家数字服务贸易的研究成果不断增加，但少有文献聚焦于出口效率及影响因素研究。（2）我国数字服务贸易细分行业出口存在较大差异，而少有文献探讨细分行业的效率和潜力问题。（3）现有关于数字服务贸易影响因素的研究多采用传统引力模型、QAP和系统GMM方法等，少有文献采用随机前沿引力模型。基于此，文章利用随机前沿引力模型实证探究2008—2020年我国与“一带一路”沿线国家数字服务出口贸易效率和潜力，进一步分析其影响因素，以期为充分挖掘我国对“一带一路”沿线国家数字服务贸易出口潜力和提升数字服务贸易发展水平提供可行性政策建议。

三、研究设计

（一）随机前沿引力模型

随机前沿分析方法最先由Aigner和Loverllc等（1997）[29]提出并创造性地用于解决生产范畴中的技术效率问题。该模型可分解为随机前沿和贸易非效率项两部分，由于贸易额可视为经济距离和制度距离等因素的函数，类似于生产函数，故将随机前沿分析方法纳入贸易引力模型中可以解决国际贸易领域中的效率问题。随机前沿引力模型表达式如下：

其中，Tijt为t期i国对j国出口的实际贸易额，Xijt是影响双方实际贸易量的自然因素，β是模型待估参数，随机误差项 νijt～N（0，σ2），且和随机扰动项 μijt互相独立。

当μijt=0时，模型表达式如下：

其中，Tijt*表示贸易潜力，指不存在贸易阻力时能达到的最大出口额；TEijt*表示贸易效率，是实际出口贸易额与出口贸易潜力的比值。当μijt=0时，TEijt*=1，此时贸易量达到最优；当μijt＞0时，存在人为因素的影响；当TEijt*＜1时，存在贸易拓展空间。

早期模型假设贸易非效率项μijt不随时间变动，Battese和Coelli（1992）[30]考虑时间因素后提出时变随机前沿引力模型，表达式如下：

式中，η为模型待估计参数。η＞0、η=0和η＜0分别表示μijt随时间减少、不变和增加。

（二）贸易非效率项模型

进一步建立非效率模型以深入探究贸易非效率的影响因素，通常做法分为“一步法”和“两步法”。“两步法”中第一步和第二步的假设不一致易导致出现误差。由Battese和Coelli（1992）[30]提出的“一步法”可避免“两步法”的部分误差。其表达式为：

式中，δ表示待估参数，Zijt表示影响贸易非效率的外生变量，ωijt表示随机误差项。（6）式与（2）式结合可得：

（三）模型设定与变量说明

传统贸易引力模型设定中的变量仅包含经济规模和地理距离。Armstrong（2007）[31]在随机前沿引力模型中引入距离和边界等短时间内不易改变的变量，将环境变量等人为因素放入非效率项模型。基于上述理论基础，设定如下随机前沿引力模型：

式中，EXPijt表示t期中国出口沿线国的数字服务贸易额；PGDPit和PGDPjt分别表示t期中国和贸易国的经济发展水平，一般认为其与数字服务出口呈正向变动，预期符号为正；POPit和POPjt分别表示t期中国和贸易国的市场需求规模，一般认为其与数字服务出口呈正向变动，预期符号为正；DISij表示国家间运输成本，一般认为距离与数字服务出口呈负向变动，预期符号为负。

为进一步深入研究中国数字服务贸易出口效率的影响因素，基于（6）式，将影响数字服务贸易的人为因素纳入模型，可设定如下非效率模型：

式中，μijt表示贸易非效率，相关变量及经济学释义如下：

（1）TFjt、IFjt和FFjt分别表示沿线国贸易自由度、投资自由度和金融自由度，表征经济制度环境。三者按百分制评分，得分越高，表示沿线国对经济干预程度越大，越不利于提高出口效率，预期对μijt影响为正。

（2）INTERjt、FBSjt和 MCSjt分别表示互联网用户渗透率、百人宽带订阅人数和百人移动电话订阅人数，表征进口国数字基础设施环境。一般认为其与数字服务出口呈正向变动，预期对μijt影响为负。

（3）IPRjt和CPjt分别表示知识产权保护水平和是否有网络犯罪立法，表征进口国法律制度环境。一般认为其与数字服务出口呈正向变动，预期对μijt影响为负。其中，知识产权保护水平用《全球竞争力报告》中的知识产权保护指数表示。WDjt表示文化距离，一般认为文化距离越小，越有利于数字服务贸易发展；但丁世豪和何树全（2019）研究发现，文化距离促进贸易效率[32]，因此预期符号不确定。RTAjt表示是否与沿线国家签署区域服务贸易协定，协定正式生效取1，反之取0，预期影响为负。

（四）样本选择与数据来源

因部分国家数字服务细分行业出口数据缺失，最终选取2008—2020年“一带一路”沿线25个国家作为样本①本文选取的“一带一路”沿线25个国家分别为新加坡、新西兰、爱沙尼亚、比利时、芬兰、法国、德国、丹麦、捷克、拉脱维亚、立陶宛、斯洛文尼亚、韩国、意大利、波兰、保加利亚、克罗地亚、罗马尼亚、匈牙利、希腊、俄罗斯、澳大利亚、奥地利、塞浦路斯、瑞典。，温湖炜和舒斯哲等（2021）[7]的研究采用了类似方法。其中，EXPijt数据由UNCATD数据库中6个具体行业的数字服务出口贸易值加总而来②根据UNCATD对数字服务贸易的定义，将数字服务贸易分为电信计算机和信息服务、金融服务、保险和养老金服务、知识产权使用费、其他商业服务、个人文化和娱乐服务6类。；PGDP、POP、FBSjt和 MCSjt数据来自 WB 数据库；TFjt、IFjt和FFjt数据来自《TheWall Street Journal》和 THF 发布的《经济自由度指数报告》；IPRjt和INTERjt数据来自WEF发布的《全球竞争力报告》；DISij和WDjt数据来自CEPII数据库；CPjt数据来自UNCATD的Cyberlaw Tracker数据库；RTAjt数据来自WTO-RTA数据库。主要变量的描述性统计见表1。

表1 主要变量描述性统计

四、实证分析

利用Frontier 4.1软件进行模型估计，得到我国对“一带一路”沿线国家的数字服务贸易出口效率和潜力，进而深入探讨我国数字服务贸易出口效率的影响因素。

（一）模型适用型检验

鉴于模型对函数的形式要求严格，进行实证研究前必须进行似然比检验以保证模型的适用程度。模型设定检验及结果如表2所示：（1）贸易非效率的存在性检验。检验结果显示，1%水平上拒绝原假设，说明我国对“一带一路”沿线国家数字服务出口受“人为因素”的影响。（2）贸易非效率的时变性检验。检验结果显示，1%水平上拒绝原假设，说明我国对沿线国家数字服务出口效率存在时间变化性。

表2 似然比检验结果表

（二）数字服务出口整体回归结果分析

对时不变模型、时变模型和“一步法”估计回归结果对比分析，“一步法”估计的γ值为0.99，高于时变和时不变模型估计值，且在1%显著水平上通过检验，表明非效率项显著存在且是抑制我国数字服务出口的重要因素，同时说明“一步法”更能解释数字服务实际出口额与随机前沿出口额间的差距（见表3）。

表3 数字服务出口整体回归结果

从随机前沿结果看：（1）PGDPit系数为正且通过1%显著性水平检验，表明我国经济发展水平的提高能推动数字服务贸易出口；PGDPjt系数为正但未通过显著性水平检验，表明伙伴国经济发展水平提升对我国数字服务出口有促进作用但不明显。（2）POPit系数显著为负，原因在于我国人口数量增加激发了对数字服务产品的需求，从而在一定程度上抑制了对其他国家数字服务出口；POPjt系数为正且通过1%显著性水平检验，表明沿线国家人口数量提升扩大了其市场需求规模，从而带动了我国数字服务产品出口。（3）DISij系数为负且通过1%显著性水平检验，表明地理距离会阻碍我国数字服务出口，然而该系数值相对较小，一定程度上说明了数字服务出口受地理距离影响程度在减小。

从非效率项结果看：（1）为考察经济制度环境与数字服务出口效率关系，在非效率项中加入TFjt、IFjt、FFjt和RTAjt，结果显示TFjt、FFjt均通过1%显著性水平检验且系数为正，表明贸易便利度提升、金融业开放有利于促进数字服务出口效率提升；IFjt符号与预期相反，原因在于贸易和投资间存在替代效应，即沿线国家的投资环境越好，中国更倾向于对其投资而非贸易[32]。（2）为考察数字基础设施环境与数字服务出口效率的关系，在非效率项中加入 INTERjt、FBSjt和 MCSjt，结果显示，FBSjt和MCSjt均通过了1%显著性水平检验且系数为负，表明每百人宽带订阅人数和移动电话人数是数字服务出口效率的促进因素；INTERjt系数为负但未通过显著性检验，表明互联网用户渗透率能促进数字服务出口效率提升但作用不够明显，原因在于沿线国家多为发展中国家，存在数字技术水平较低等问题，从而阻碍了互联网用户渗透率的提升。（3）为考察法律制度环境建设与数字服务出口效率的关系，在非效率项中加入 IPRjt、CPjt和 WDjt，结果显示，IPRjt通过了 1%显著性水平检验且系数为负，表明沿线国家知识产权保护水平提升对数字服务出口效率提升起促进作用；WDjt在1%水平上显著为负，原因在于多样化数字服务产品可以满足沿线国家消费者的多样化需求，因而文化距离越远反而促进了数字服务效率提升（冯根尧和陈霄，2019）[33]；CPjt与预期相反，且未通过显著性检验，说明是否有网络犯罪立法并不是数字服务出口的主要影响因素。

（三）数字服务细分行业回归结果分析

由表2可知，“一步法”更能解释非效率项带来的出口效率损失，故在此用“一步法”回归，表4是将因变量从数字服务出口额依次替换为细分行业出口额的估计结果。可以看出，从γ来看，保险和养老金、电信、金融、其他商业、知识产权服务的估计值都大于0.8，说明贸易非效率项是影响数字服务细分行业出口的主要因素，而个人文娱服务的γ过小，可能与历年来我国个人文娱服务出口额较少有关。

表4 数字服务细分行业回归结果

（1）我国经济发展水平（PGDPit）对其他商业服务和个人文娱服务出口产生正向影响，对其余细分行业产生负向影响；“一带一路”沿线国家经济发展水平（PGDPjt）显著减少了我国数字服务出口。原因在于随着经济发展水平提升，我国国内消费需求上升和沿线国家自身供给能力的增强，抑制了对我国数字服务产品的进口。（2）我国市场规模（POPit）对多数细分行业出口产生负向影响，原因在于中国人口数量增加引发国内需求上升从而减少出口；“一带一路”沿线国家市场规模（POPjt）在1%显著水平上促进各类数字服务产品出口。（3）地理距离（DISij）对细分行业的影响呈现差异性。（4）贸易自由度（TFjt）和金融自由度（FFjt）均对数字服务出口效率提升产生正向影响；投资自由度（IFjt）对金融服务和知识产权服务出口效率的提升有一定促进作用，因与贸易的替代效应阻碍了其他细分行业出口效率提升；区域服务贸易协定（RTAjt）促进了多数细分行业效率提升，但作用程度存在差异。（5）以互联网用户渗透率为代表的数字基础设施建设显著促进了多数细分行业出口效率提升。（6）知识产权保护水平（IPRjt）在1%显著水平上促进各类细分行业出口，且对保险和养老金服务促进作用最大；文化距离（WDjt）促进了各类细分行业的出口，但作用程度较小；是否有网络犯罪立法（CPjt）并不是细分行业出口的主要影响因素。

（四）稳健性检验结果分析

为确保数据样本的稳健性，本文分别采用变量替换和相关变量滞后一期进行稳健性检验。检验结果如表5所示。

（1）贸易开放度表示对外开放水平，与贸易非效率负相关；贸易自由度表示政府对贸易便利化的干预程度，两者均可表征贸易自由化程度，故用贸易开放度替代贸易自由度进行稳健性检验，结果如表5中（1）列所示。回归结果中，贸易自由度系数正好与上文贸易自由度系数相反，与预期相符，其他变量的系数和显著性基本与上文保持一致，说明模型结果稳健。（2）考虑到知识产权保护指数作为制度壁垒、互联网用户普及率、每百人宽带订阅人数和每百人移动电话订阅人数等数字基础设施建设可能与我国数字服务出口效率互为因果，故采用相关变量的滞后一期回归，结果如表5中（2）—（5）列所示，逐步使用相关变量的滞后一期后，回归结果中所有变量的系数与显著性基本与上文保持一致，表明模型结果稳健。

表5 稳健性检验结果

（续表）

五、数字服务出口效率与潜力估计结果

（一）数字服务主要国别分析

基于贸易非效率项模型可得到2008—2020年中国对“一带一路”沿线国家数字服务贸易的出口效率，进一步根据（4）式可计算得到对“一带一路”沿线国家的数字服务出口潜力。考虑到贸易潜力受一国实际出口额的影响，因此引入可提升空间进一步说明。为便于分析，文章以2020年为例，探究中国对“一带一路”沿线国家数字服务贸易出口情况（见表6）。

表6 2020年中国与“一带一路”沿线国家数字服务出口效率和潜力

（续表）

由表6可知，2020年，我国对“一带一路”沿线国家数字服务贸易出口效率差距较大，除新加坡外，整体水平偏低，贸易潜力有待进一步挖掘。从贸易合作水平看，对新加坡的数字服务出口效率在0.9以上，属于高层次贸易合作；效率值在0.1—0.5之间的国家分别是法国、芬兰和瑞典，属于较低层次贸易合作；其余国家出口贸易效率均在0.1以下，即贸易环境较差，其中效率最低的国家是保加利亚。在现有贸易条件下，我国数字服务出口贸易在这些国家存在巨大出口潜力，未来应把握“数字丝绸之路”建设契机，进一步拓展贸易发展空间。

从数字服务出口潜力看，贸易潜力排名靠前的国家有俄罗斯、韩国和德国等国，塞浦路斯、爱沙尼亚和斯洛文尼亚等国的贸易潜力较小。同时，从可提升空间看，大部分国家都大于10%，中国出口保加利亚、罗马尼亚和俄罗斯等欧洲国家的贸易可提升空间较大。可以看出，我国出口沿线国家的数字服务产品效率较低，但出口潜力和可提升空间较大。

（二）数字服务细分行业分析

我国对“一带一路”沿线国家数字服务细分行业平均出口效率大小和变动趋势有差异。从平均出口效率来看，效率最高的是保险和养老金服务，处于0.2—0.4之间。其次是知识产权服务。电信服务、其他商业服务和金融服务出口效率值非常接近，处于0—0.2之间。从变动趋势来看，保险和养老金服务出口效率呈波动增长，电信服务、其他商业服务和金融服务出口效率总体呈逐年上升趋势，而个人文娱服务出口效率长期处于低水平状态，接近于0①2008—2020年中国对“一带一路”沿线国家个人文娱服务的出口效率和潜力值并非为0，因数值过小且小数点位数的原因无法全部展现，故用“低水平”“接近于0”进行表述。（见图1）。从细分行业出口潜力的时间变化来看，除个人文娱服务外，2008—2020年我国对沿线国家数字服务出口潜力基本整体呈上升态势，部分行业出现小幅下降可能是受新冠疫情影响。这进一步表明我国对“一带一路”沿线国家数字服务贸易出口的潜力巨大（见表7）。

图1 2008—2020年我国对“一带一路”沿线国家数字服务细分行业平均出口效率

六、主要结论与对策建议

（一）主要结论

基于随机前沿引力模型测度了我国对“一带一路”沿线国家数字服务贸易的出口效率与影响因素，研究结果表明：

1.我国与“一带一路”沿线国家的经济发展水平、“一带一路”沿线国家的人口数量能显著促进我国数字服务出口；我国人口数量和两国之间地理距离阻碍了数字服务出口。

2.“一带一路”沿线国家贸易自由度、金融自由度、知识产权保护、区域服务贸易协定和互联网渗透率等数字基础设施对我国数字服务出口效率提升具有促进作用，投资自由度不利于出口效率提升，以上结果经稳健性检验后依然成立。就细分行业来看，数字服务出口影响因素存在略微差异，但基本同整体服务出口保持一致。

3.我国对“一带一路”沿线国家数字服务出口效率存在较大国别异质性，对新加坡的出口效率最高，对其他沿线国家的出口效率整体偏低。就细分行业看，保险和养老金服务出口效率波动增长，电信服务、其他商业服务和金融服务出口效率较为接近且逐年上升，未来有巨大的出口潜力和可提升空间。

（二）对策建议

1.加强数字基础设施互联互通，畅通“信息丝绸之路”。我国应加强同新加坡等数字基础设施较为领先、相关产业配套较为完善的“一带一路”沿线国家的数字基础设施建设核心技术方面的交流与合作，积极参与“一带一路”沿线国家的光纤光缆和互联网等数字基础设施建设，并提供技术和资金支持。

2.加强数字服务领域的知识产权保护。应学习借鉴美国对数据资源的保护政策，欧盟对内容创作者的保护政策，进一步改善国内相关领域法律政策环境，切实保障数据安全，同时提升国内民众的知识产权保护意识。

3.加快与“一带一路”沿线国家区域服务贸易协定的谈判。当前我国与“一带一路”沿线多数国家还未签署自由贸易协定，原因在于沿线国家经济发展程度存在较大差距，各国间的利益诉求各不相同。因此，在谈判期间，应努力寻求各国利益的平衡点，灵活开展数字服务出口贸易合作。

4.重视数字服务贸易细分行业出口效率的异质性，有针对性地缩小效率差距，走多样化发展道路。针对人力资本需求较大的保险和养老金服务和金融服务行业，要增加教育投入以加强专业化数字人才的培养。针对技术密集型的电信服务行业，政府应增加对核心技术的科研投资力度。同时加大对专利技术和个人隐私等方面的保护力度。

5.深化与数字服务贸易出口效率较高国家间的贸易，重视数字服务出口效率较低但具有较大贸易潜力的国家。例如，进一步加强并深化与新加坡的数字服务贸易，重点加强与其技术层面的交流与合作，推动双方数字服务贸易高质量发展。对效率较低但未来发展潜力巨大的韩国和俄罗斯等国家，应通过进一步降低贸易壁垒、打造开放的贸易环境等措施，逐步打开其数字服务市场，以促进我国数字服务的出口。◆