收入差距、数字服务进口与数字边缘化

廖 佳，黎思怡

(上海对外经贸大学 国际经贸学院，上海 201620)

一、引言

互联网和通信信息技术的发展使人们置身于“数字经济时代”，数字服务贸易发展迅速。美国商务部经济分析局将数字服务贸易定义为可以通过数字化手段交付的服务贸易[1]，具体包括版权和许可服务、金融和保险服务、长途通信服务以及专业和技术服务。根据联合国贸易和发展会议《数字经济报告2019》[2]，2005～2018年全球数字服务贸易量总体上以7%的年增长率上升，至2018年其出口额已占据全球服务出口额的50%。随着新冠肺炎疫情在全球持续蔓延，数字服务贸易的发展速度也将加快。[3]然而，与数字服务贸易快速发展伴随着的是国与国之间“数字鸿沟”和“数字不平等”现象的加剧，马太效应明显。

数字服务进口虽然是国际贸易中的一部分，但也具有其特殊性。一方面，与传统贸易相比，数字服务交易突破时间和空间的限制，贸易成本降低，有利于刺激进口需求；另一方面，数字服务是资本技术密集型产业，对消费者的收入和教育水平有更高要求。这种两面性让收入差距对数字服务进口的影响增加了不确定性。此外，在“数字鸿沟”和“数字不平等”这一现实下，收入差距拉大是否会通过抑制发展中国家数字服务进口而阻碍其分享数字经济发展福利，进一步加剧此类国家被“数字边缘化”也是一个值得探讨的问题。

收入差距方面，国内外学者多聚焦于其对传统货物贸易和传统服务贸易进口的影响。而数字服务方面，陈寰琪总结当前研究主要聚焦于地理距离、互联网基础设施和数字贸易壁垒对数字服务的影响。[4]周丽萍等也指出目前有关收入差距对跨境数字贸易影响的实证研究仍基本处于缺位状态。[5]因此本文从一国收入差距对数字服务进口影响这一角度进行实证研究，并思考这一因果关系造成发展中国家进一步被“数字边缘化”的可能性。

二、文献综述

针对收入差距拉大与发展中国家数字边缘化的关系，一些研究者指出数字服务产业具有资本集中的特点，发达国家占据出口主导权，掌控着主要贸易市场份额。岳云嵩等指出当把国家看作企业时，数字服务产业已是寡占型产业。[6]中国信息通信研究院《数字贸易发展白皮书(2020年)》也提到由于数字服务是资本和技术密集型产业，在资本技术上具有比较优势的发达经济体正主导着该产业，发展中经济体和新兴经济体难以超越，同时欧美发达国家也主导着数字服务产业的出口。[3]因此，发达国家和发展中国家在数字服务产业出口上存在较大差距。

图1展示了2010～2020年最大的8个主要数字服务出口国数字服务出口额占世界总额的比重。至2020年，该8个国家数字服务出口额总和占世界的比重已接近60%。其中，排名前4的国家(美国、英国、爱尔兰和德国)，其出口额总和占世界的比重已超过40%。这说明数字服务市场集中度高，与岳云嵩等的观点相吻合。[6]此外，在这8个国家中仅有中国和以服务外包见长的印度是发展中国家，其余国家均是欧美强国。朱福林指出近年来我国的数字服务贸易规模不断扩大，数字服务出口呈现出稳步上升趋势，数字服务贸易差额实现由负转正。[7]但也要看到中国和印度的数字服务出口份额要远低于美国、英国和爱尔兰。这也就意味着，大部分在数字服务上不具备比较优势的发展中国家需要依赖进口来享受先进和最新的数字服务。

与此同时，一些学者研究发现收入差距拉大也影响着数字服务进口需求，且对发达国家和发展中国家的影响程度不同。图2利用世界不平等数据库的数据展示了2010～2021年部分主要国家里最富有10%群体的收入占国民收入的比重，其中10个国家的比重均超过了30%，有5个国家的比重超过了45%，这5个国家里4个为发展中国家。其中南非、巴西和印度的比重要明显高于其他国家。这说明收入不平等现象普遍存在，收入差距拉大已是全球普遍性问题，且在发展中国家中相对更为严重。而收入差距与一国进口需求存在因果关系。目前已有较多国内外学者的研究表明收入差距对一国进口需求具有显著影响。Linder认为当富人和穷人的支出选择有差异时，国与国之间的贸易形式不仅受到科技、要素禀赋和收入水平的影响，更受到收入差距的影响。[8]这是最早从需求角度解释国际贸易的理论研究。[9]基于非位似偏好假设，Kugler & Zweimueller指出一国进口需求不仅取决于国家间的收入分配情况，更取决于国家内部的收入分配情况，并利用57个国家构成的面板数据实证分析一国国内收入不平等将减少该国进口需求。[10]但是收入不平等对进口需求的影响也会随经济发展水平的不同而变化。Adam等在垂直差异化理论基础上分析了1970～1997年59个国家构成的面板数据，说明收入差距对一国总进口的影响会随该国经济发展水平不同而发生变化。[11]总体上看，收入差距拉大会减少发展中国家的进口需求，而扩大发达国家进口需求。[11，12]谢建国等则在考虑了人口增长率和劳动参与率对进口需求的影响上，进一步证明了上述收入差距的差异化影响，并由此解释贸易失衡现象。[13]

还有一些学者将此类问题的分析聚焦于某一具体国家或某一类型商品。如赵锦春等利用中国的省际面板数据说明收入不平等会抑制经济落后地区进口需求而扩大经济发达地区进口需求。[14]又如文洋等以中国与64个国家贸易数据说明收入差距拉大会扩大中国对奢侈品的进口需求。[9]然而刘悦等也指出即使是高收入需求弹性的产品，收入不平等也会对其进口需求产生抑制作用。[15]

另外，还有研究者指出贸易壁垒阻碍了数字服务贸易自由化，加大了发达国家和发展中国家数字服务出口量的差距。吕延方等提出全球数字服务贸易网络存在贸易集聚效应，市场集中度较高，以美国为代表的少数发达国家是数字服务贸易网络的中心枢纽，掌控着大部分贸易份额，国与国之间的数字服务贸易壁垒行为具有同群效应，反向抑制了出口率。[16]吴石磊等也指出由于各国的出口总量具有显著差距，为了保护本国贸易许多国家设立了贸易壁垒，阻碍了数字服务贸易自由化进程。[17]各国间的收入差距导致贸易壁垒的出现，阻碍了贸易自由化，最终又加大了数字服务出口量差距，加大了各国间的收入差距和经济实力的差距，由此形成了负向循环。

由以上研究成果可知，收入差距、国家的经济实力、数字服务进出口量之间存在关联，本文对此进行了深入研究。

三、机制分析与理论假说

通过梳理有关文献，本文认为收入差距主要通过以下三个渠道影响数字服务进口：

第一，收入差距拉大将降低一国总体消费实力，从而抑制数字服务进口。赵锦春等指出与中低收入者相比，高收入者的边际消费倾向更低，这意味着当财富集中在少数人手中时，占人口多数的中低收入者的消费能力被削弱，社会的总体消费能力也将被抑制。[14]然而由于数字服务产业是资本技术密集型产业，其对用户的消费能力提出了更高的要求，这使得收入不平等下大量消费能力与之不匹配的中低收入者将减少对数字服务的消费，中低收入者消费选择的改变也就影响了一国的进口需求选择。

第二，收入差距拉大可以通过降低一国总体教育水平而减少数字服务进口。由于数字服务集中于保险金融、知识产权、ICT等进入门槛相对较高的领域，因此其对消费者的教育水平也提出了一定要求。然而Lendle指出收入不平等情况下不仅社会总体收入水平会受到影响，其教育水平也将受到限制，最终将导致只有少数收入高且受过良好教育的国际化公民能够接触到互联网并有能力参与数字化交易。[18]

第三，收入差距拉大会加强人们对风险的规避，从而减少数字服务进口。一方面数字服务是技术密集型产业，进入门槛高，消费者在消费前往往难以准确了解其生产过程和产品质量。另一方面数字服务作为服务业的一部分，同样具有经验品质和信任品质高的特点，即人们常常只有在购买后或消费中才能真正了解产品的性能，甚至即使在消费以后也难以对产品属性作出精确的评价，这种情况下消费者是凭借对生产者和产品的信任而选择消费。以上两点说明数字服务会因为其信息不对称而增加消费的不确定性。周丽萍等认为贫困会使人们厌恶风险，为了规避风险，中低收入者会不敢进行数字贸易。[5]Chan等也认为收入不平等使更多低收入者为规避风险而选择储蓄，从而减少了消费需求。[19]

基于上述三个影响机制，本文提出第一个假说：

假说1：一国内部收入差距越大，其数字服务进口将越少。

此外，在收入差距与传统国际贸易的关系研究中，收入差距对进口的影响往往会随着经济发展水平的变化而不同。魏浩等基于全球125个国家的统计数据，实证分析了发达国家、发展中国家的进出口贸易与收入差距之间的关系，发现金融发展程度因素和高等教育因素是影响国家内部收入差距的重要因素。[20]发达国家的中低收入者受到教育水平限制，并不会因为收入差距拉大而增加数字服务消费。而低收入国家由于金融发展程度较低，消费者一般会减少对国外高价高质量商品的购买。Adam等认为收入差距对进口需求的影响之所以在发达国家和发展中国家之间存在较大差异，主要是因为在垂直差异化生产下，收入差距拉大会使生产高质量产品的高收入国家的消费者更多购买国外低廉低质量产品，而使生产低质量产品的低收入国家的消费者转而消费本国低价商品，减少对国外高价高质量商品的购买。[11]然而，由于数字服务产品对于发达国家和发展中国家而言均属于高质量产品，因此发达国家的中低收入者并不会因为收入差距拉大而增加数字服务消费。

所以不同于多数文献认为收入差距会扩大发达国家总进口，本文认为收入差距拉大对发达国家数字服务进口也会产生不利影响，但该影响会明显弱于发展中国家。因此，本文提出第二个假说：

假说2：收入差距拉大对数字服务进口的影响在发达国家和发展中国家之间存在差异，其对发展中国家的影响会更为显著。

四、计量模型与变量说明

(一)计量模型

本文参考Adam等和谢建国等关于收入不平等对进口需求的影响研究以及陈寰琪、岳云嵩等[6]和周念利等对数字服务影响因素的研究来选取变量[4，11，13，21，22，23]，并构建控制国家和年份固定效应的基准回归模型，采用130个国家2007～2019年相关经验数据进行实证分析。本文的基准回归模型如下：

lndigiservit=β0+β1giniit+β2X′+vi+λt+uit(1)

其中，下标i代表国家，下标t代表年份，β为待估参数，为除核心解释变量外的控制变量集，vi和λt分别代表国家和年份固定效应，uit为随机扰动项。

(二)变量说明与数据来源

模型(1)中各变量的具体含义和数据来源如下。

1. 被解释变量(lndigiservit)

i国t年的数字服务进口额，并取对数，用以刻画i国t年数字服务进口需求。该数据来源于联合国贸发会议(UNCTAD)数据库。UNCTAD将数字服务贸易解释为数字交付或ICT赋能的服务贸易，即可通过ICT网络进行远程交付的服务，具体包括保险和养老金服务、金融服务、知识产权付费、通信计算机和信息服务、其他商业服务与视听及相关服务。这与前文USBEA对数字服务贸易的定义基本相符。

2. 核心解释变量(giniit)

i国t年的基尼系数，用以刻画i国t年的收入不平等情况。基尼系数越大，说明该国该时期的收入差距越大。该数据来源于世界银行数据库(WDI)。

3. 其他控制变量(X′)

为了尽可能减少遗漏变量，本文从“数字”“服务”“进口”三个角度出发选择其他控制变量。

“数字”方面，useinterit为i国t年网民占总人口比重，用以刻画互联网的普及率，也体现了国民总体教育水平；lnbandwidthit为i国t年网民人均国际带宽并取对数，可表示该国的数据传输能力和网络互联互通情况。[6]

“服务”方面，servaddedit为i国t年服务业增加值占GDP的比重，刻画该国服务业发展水平。

“进口”方面，goodserv_imit为i国t年商品服务进口占GDP的比重，刻画该国对进口的依赖程度；lnpergdpit为i国t年的人均GDP并取对数(以2015年的不变价格计算)，刻画该国的经济发展水平；lnpopit为i国t年的人口数量并取对数，刻画该国的潜在需求规模，能够体现国民的风险规避程度；urbpeopleit为城镇人口占总人口比重，刻画该国总体消费实力；lnfdiit为外国直接投资并取对数，外国资本进入会对一国进口产生影响，同时也可以刻画一国对外开放程度。[21]

控制变量数据来源方面，外国直接投资(fdiit)和人均GDP(pergdpit)来自联合国贸发会议数据库(UNCTAD)；网民占比(useinterit)和网民人均国际带宽(bandwidthit)来自国际电信联盟数据库(ITU)；商品服务进口占GDP比重(goodserv_imit)、服务业增加值比重(servaddedit)、人口(popit)和城镇人口占比(urbpeopleit)均来自世界银行数据库(WDI)。

表1为各变量原始数据的描述性统计。

表1 原始数据描述性统计

五、基准回归与稳健性检验

(一)基准回归

表2为对基准模型进行固定效应估计的回归结果。模型(1)和模型(2)为全样本下的固定效应估计。在仅控制国家固定效应的情况下，基尼系数的系数估计值显著为负。当在此基础上进一步控制其他变量和年份固定效应时，基尼系数与数字服务进口对数仍在5%的显著性水平下呈现负相关关系。具体而言，基尼系数每增加1%，数字服务进口额将平均下降2.3%。这说明总体上一国内部收入差距拉大将减少该国数字服务进口。此结果与本文的假说1相符。

表2 固定效应估计

为了发现收入差距对数字服务进口的影响在不同类型国家间的差异，本文将样本中的130个国家进行划分，将世界银行认可的41个高收入国家归为发达国家，将其他中低收入国家归为发展中国家。

模型(3)(4)和模型(5)(6)分别为发展中国家和发达国家的固定效应估计。对于发展中国家而言，基尼系数的系数估计值显著为负。控制其他变量、国家和年份固定效应时，在5%的显著性水平下，基尼系数每增加1%，发展中国家的数字服务进口额将减少2.5%，且此时估计出的半弹性比全样本下半弹性估计值要大，说明收入差距对数字服务进口的抑制作用在发展中国家里尤为明显。与发展中国家不同，发达国家基尼系数的系数估计值尽管为负，但并不显著，这说明收入差距对发达国家数字服务进口的影响较为微弱。此结果与本文的假说2相符。这有两个方面的原因，一是发达国家是数字服务产业的主导者，对数字服务产品的进口依赖较小；二是由于发达国家为高收入国家，其消费能力、教育水平普遍较高，抗风险能力强，从而使得收入差距通过消费、教育和规避风险这三个机制影响数字服务进口的能力较弱。以上分析说明，与发达国家相比，收入差距对数字服务进口的抑制作用在数字服务产业不成熟的发展中国家里要更为强烈。至此，在忽略内生性的问题下，结合模型(1)—(6)的结果，本文的假说1和假说2均得到了验证。

观察其他控制变量系数还可以发现：第一，无论是发达国家还是发展中国家，商品服务进口占GDP比重和人均GDP对数的系数均显著为正，这说明加强对外贸易往来和发展本国经济实力均有利于扩大数字服务进口；第二，服务业增加值比重和人口对数系数仅对发展中国家显著为正，这说明推动服务业发展和扩大本国潜在消费规模以促进数字服务进口的效果对于发展中国家而言更为明显；第三，网民人均国际带宽对数系数和FDI对数系数仅对发达国家显著为正，这说明推动全球跨境数据自由流动和资本自由流动以扩大数字服务进口的效果对于发达国家更为明显。

(二)稳健性检验

1.基尼系数对数处理

为考察估计结果的稳健性，本文首先对基尼系数取对数。此时回归模型如下：

lndigiservit=β0+β1lnginiit+β2X′+vi+λt+uit(2)

当解释变量与被解释变量均取对数时，参数的估计值将得到弹性解释。表3展示了基尼系数取对数时的固定效应估计结果。模型(7)(8)(9)(10)(11)(12)分别为全样本、发展中国家和发达国家的回归结果。对于全样本和发展中国家，收入差距仍在5%的显著性水平下对数字服务进口有显著的抑制作用，具体来说，发展中国家基尼系数每上升1%，其数字服务进口额将减少1.023%。然而，对于发达国家而言，基尼系数对数的估计结果虽为负数但仍不显著。这再次证明了本文的假说。

表3 基尼系数取对数固定效应估计

2.引入工具变量的2SLS估计

收入不平等与数字贸易存在双向因果关系。[5]Katsimi & Moutos也认为国际贸易会使发达国家和发展中国家的收入差距均扩大。[12]这一双向因果关系将会对估计结果造成联立性偏误。为了解决这一内生性问题，本文引入滞后一期的基尼系数作为收入差距的工具变量并进行2SLS估计。将滞后一期基尼系数作为收入差距的工具变量也是目前国内外关于收入分配与国际贸易关系研究中的普遍做法，如Katsimi & Moutos[12]、Adam等[11]、谢建国等[13]、刘悦等[15]和董银果等[24]。第一阶段和第二阶段模型分别如下：

第一阶段：giniit=δ0+δ1ginii,t-1+δ2X′+vi+λt+εit(3)

模型(13)(15)(17)分别为全样本、发展中国家和发达国家第一阶段的回归结果。由第一阶段的回归结果可知，三组样本滞后一期基尼系数的系数估计值均在1%的显著性水平下为正数，说明该工具变量满足相关性要求。在随机扰动项存在异方差的情况下，全样本、发展中国家和发达国家三组的Kleibergen-Paap LM分别为98.919、61.173和48.532，且均在1%的显著性水平下显著，拒绝了工具变量与内生变量无关的假设，说明模型是可以被识别的。此外，三组Kleibergen-Paap F值分别为468.528、311.374和118.955，均远高于10%水平下Stock-Yogo的临界值16.38，因此基本排除了弱工具变量的问题。

模型(14)(16)(18)则分别为全样本、发展中国家和发达国家第二阶段回归结果。对于全样本和发展中国家，基尼系数的系数估计值分别在1%和5%的水平下显著为负。与基准回归结果相比，系数估计值符号未变，显著性和系数大小也均未发生较大变化，而发达国家基尼系数的系数估计值也为负数但并不显著。这说明本文基准模型的估计结果是稳健的。

表4 两阶段最小二乘估计

3.引入滞后一期解释变量的差分GMM

为进一步控制可能的遗漏变量，本文引入滞后一期数字服务进口额形成动态面板数据，并采用差分GMM进行估计。具体的做法是将基尼系数与滞后一期数字服务进口对数设为内生变量，将滞后一期基尼系数和滞后两期的数字服务进口对数设为工具变量，并参考谢建国等[13]将年份与人口对数设置为外生变量。此时回归模型如下：

lndigiservit=β0+β1giniit+β2X′+β3lndigiservi,t-1+vi+λt+uit(5)

观察Arellano-Bond检验的P值可知残差存在一阶自相关而不存在二阶自相关，满足差分GMM的假设条件。此外，Hansen检验P值趋近于1，说明不能拒绝所有工具变量均有效的原假设，排除工具变量过度识别问题。

对于全样本和发展中国家，基尼系数的系数估计值分别在10%和5%的水平下显著为负，与前文回归相比估计结果未发生较大变化，特别是发展中国家基尼系数的估计值始终在5%水平下显著为负，且系数绝对值大小保持在0.02～0.03区间。发达国家基尼系数的系数估计值则仍然为负数但不显著。以上说明，在引入动态面板数据的情况下，基准模型的估计结果仍然稳健。

表5 差分GMM估计

六、结论与政策建议

(一)本文结论

本文基于固定效应模型并利用130个国家2007～2019年数据实证分析收入差距对数字服务进口的影响。结果发现：第一，总体上一国收入差距拉大将显著抑制该国的数字服务进口，基尼系数每增加1%，数字服务进口额将平均下降2.3%。第二，收入差距对数字服务进口的影响在发展中国家和发达国家之间存在差异。具体来说，对于收入水平较低的发展中国家，收入差距拉大将显著降低其数字服务进口：基尼系数每增加1%，发展中国家的数字服务进口额将减少2.5%。而对于收入高的发达国家，收入差距拉大对其数字服务进口的影响并不显著。此外，本文进一步利用工具变量解决联立性偏误，并引入动态面板数据进行差分GMM以控制可能的遗漏变量，然而估计结果与基准回归相比并未发生较大变化，说明本文基准模型估计结果是稳健的。

这说明在当前“数字不平等”已成事实——发达国家掌控数字服务产业并主导其出口，而发展中国家需要依赖进口享受数字经济福利时，收入差距拉大将使发展中国家人民难以在第一时间分享全球最新最先进的数字服务红利，从而使发展中国家逐渐被数字时代屏蔽，进一步拉大“数字鸿沟”。因此，发展中国家为赶上数字经济时代，除了发展本身经济实力与互联网ICT技术外，缩小收入差距也是不容忽视且亟待解决的问题。

考虑到疫情后全球供应链碎片化、消费者封闭在家，收入不平等情况会加大，核心解释变量基尼系数将增加，由上文结论可知，发展中国家的数字服务进口额将显著下降。其他控制变量系数中，“数字”方面，互联网的普及率useinterit会增多，由于网民人均国际带宽对发达国家影响更为明显，将推动发达国家扩大数字服务进口，发达国家和发展中国家的数字服务进口规模差距将进一步加大。“服务”方面，服务业发展水平servaddedit将降低；“进口”方面，经济发展水平lnpergdpit、总体消费实力urbpeopleit、国民的风险规避程度lnpopit均将降低。由于提高服务业发展水平和扩大本国潜在消费规模以促进数字服务进口效果对于发展中国家而言更为明显，因此发展中国家数字服务进口将受到较大影响，“数字鸿沟”将加大，加深了发展中国家在数字服务市场中边缘化的程度。

(二)政策建议

基于上述研究结论，本文就发展中国家如何通过数字服务进口缩小“数字鸿沟”，避免被数字边缘化，提出如下政策建议：

第一，缩小收入差距，提高社会总体消费水平。收入差距拉大可以通过消费能力、教育和规避风险三个机制抑制发展中国家的数字服务进口，导致依赖数字服务进口的发展中国家逐渐被“数字边缘化”。因此，发展中国家应通过公正合理的收入再分配政策保障社会公平，同时因地制宜地开展减贫工作，努力缩小贫富差距。第二，发展生产力，提高总体经济实力。本文实证结果表明人均GDP对数字服务进口有显著的正向作用，同时对于人均GDP较高的发达国家，收入差距对数字服务进口的影响并不显著。这说明随着经济实力的发展，收入差距拉大对数字服务进口的影响将缩小。因此，发展中国家应结合自身比较优势培育新产业，加大创新研发投入，提高劳动生产率。第三，大力发展服务业。数字服务作为服务业的重要组成部分，其发展也受到一国服务业总体实力的影响。实证结果表明服务业增加值比重提高有利于推动数字服务进口。因此，发展中国家应加强对服务业的政策支持力度，推动制造业服务化，以提高本国服务业整体实力。第四，加强对外经贸往来。实证结果表明进口依存度提高对数字服务进口有显著推动作用。发展中国家应扩大对外开放，降低数字贸易壁垒，在吸收国外先进数字服务的同时提高本国数字服务水平。第五，为应对未来疫情等不稳定因素给发展中国家数字服务进口效果造成的负面影响，应加强对服务业的支持，引导服务业向在线服务转型，增强数字服务产品的竞争力；同时加强网络工程的基础设施建设，提高网络的普及率，促进内需的同时，扩展国民的网络新型就业岗位，尽量降低疫情对收入差距的影响。