中国与RCEP成员国的数字服务贸易格局、贸易效率及潜力研究——基于随机前沿引力模型

廖若凡 杜倩慧 黄 梅

（广西民族大学，广西南宁 530000）

一、引言

近些年来，贸易保护主义不断“抬头”，逆全球化趋势日益凸显，世界经济低迷，不确定性增强，国际贸易的发展面临着诸多困难。但大数据、云计算等新型数字科技的涌现和数字经济的兴起，一定程度上缓解了世界经济不断下行的压力，特别是数字经济与服务贸易结合产生的数字服务贸易成为拉动世界经济复苏、提高世界贸易效率与质量发展的推动力（周彦霞等，2023）。[1]2022 年9 月发布的《数字贸易发展与合作报告2022》显示，2021 年全球跨境数字服务贸易额为3.86 万亿美元，占全球服务贸易的份额已达63.3%。与此同时，中国在数字服务贸易进出口方面也保持高速增长，进出口总额从2007年的588.49亿美元增至2021年的2297.13亿美元，为世界数字服务贸易的发展提供了新动能（刘萍等，2022）。[2]通过结合目前国际形势和自身经济发展情况，在《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》中提出，要进一步加强服务贸易的改革与创新，同时深入推进服务业数字化转型，这无疑会为加快数字服务贸易发展步伐和构建新发展格局提供强大助力。

2022 年1 月1 日《区域全面经济伙伴关系协定》（简称RCEP）的正式实施，进一步为中国开展国际数字服务贸易提供了更大的平台（李颖婷和廖淑萍，2022）。[3]RCEP 在数字服务贸易方面倡议消减各成员国先前设定的歧视性与限制性措施，以促进RCEP 成员国在数字服务贸易领域的拓展。但总的来说，各成员国的数字服务贸易发展水平极为不平衡，发达国家的数字服务贸易额普遍高于发展中国家。那么，RCEP 国家数字服务贸易总体格局是怎样的？是什么因素促进或制约了中国与RCEP 各成员国的贸易增长？双方贸易效率及潜力如何？为回答上述问题，聚焦于RCEP 国家数字服务贸易格局及发展态势，探究2007—2021年中国与各成员国间数字服务贸易格局、贸易效率及潜力，这对厘清中国与RCEP 成员国数字服务贸易发展现状与未来发展前景，促进世界经济复苏与贸易发展、推动自由贸易区建设等具有重要意义。

二、文献综述

随着数字服务贸易的不断发展，其理论内涵和相关统计方法也逐渐产生并完善。数字服务最先是由美国经济分析局（USBEA）提出，被定义为数字信息和通信技术（ICT）在促进跨境服务贸易方面发挥重要作用的服务（Borga & Koncz-Bruner，2012）。[4]随后，经济合作与发展组织（OECD）将数字服务贸易界定为“通过电子网络提供的服务”，联合国贸易和发展组织（UNCTAD）认为数字服务贸易是以信息和通信网络为载体进行跨境交付的所有服务贸易。总体来说，数字服务贸易可以认为是通过信息通信技术来完成的国际服务贸易。与此同时，数字服务贸易统计方法和测算指标的研究也逐渐丰富，但至今并未达成一致。王拓（2019）根据OECD 的统计思路，从产品、参与者和交易方式3个维度对数字服务贸易进行阐述；[5]周念利和陈寰琦（2020）通过对USBEA 界定的PICTE 统计口径，采取OECD 服务贸易数据库中涵盖了数字化服务贸易内容的6个部门数据开展贸易效应研究。[6]

由于数字服务贸易的迅猛扩张，更多的学者开始研究数字服务贸易的发展趋势与影响因素。在理论层面，岳云嵩和李柔（2020）探究主要经济体数字服务贸易及其国际竞争力后指出，高速增长的数字服务贸易正成为世界服务贸易发展的主要动能，其中与信息通信技术密切相关的计算机和信息服务贸易增长最快，传统服务贸易则增长较慢。[7]朱福林（2021）认为基础设施水平相对落后、数字化产业发展能力欠缺和非关税壁垒过多等因素导致了中国数字服务贸易开放度不足，从而使中国数字服务贸易发展受限。[8]可以看出，在数字服务贸易相关影响因素的理论探讨中，学者们广泛采用与跨境电商及通信技术密切相关的因素进行研究。在实证层面，齐俊妍和强华俊（2022）发现数据流动限制政策对一国数字服务出口存在显著负向效应且跨境数据流动限制措施的抑制作用更强。[9]龚新蜀和刘越（2022）实证检验了41 个国家间数字服务贸易限制措施的进口效应后表明数字服务贸易的限制措施会显著抑制贸易国数字服务进口。[10]胡润哲等（2022）通过分析G20国家数字服务贸易出口数据发现经济发展水平、对外直接投资、互联网发展等对数字服务出口竞争力具有正向作用，外商直接投资则起到抑制效果。[11]由此可见，鉴于数字服务贸易数据的获取还存在一定的约束性，相关实证研究主要集中在对单一进口或出口贸易且多为贸易限制性措施方面影响因素的探讨。

总体来看，学术界对数字服务贸易的研究逐渐深入，在相关领域已有较为丰富的研究成果。但通过文献整理后发现，在探究数字服务贸易的相关影响因素时，多数学者主要对数字基础设施水平或贸易限制性措施等因素进行探讨，而对影响数字服务贸易的服务业发展水平、政治制度等因素少有涉及，缺乏全方位的分析。同时，基于数字服务贸易进出口方面的贸易效率及潜力相关问题研究不足，缺乏同时对进口及出口贸易两方面进行深入细致的讨论。尤其是在RCEP 正式实施的背景下，使数字服务贸易成为推动自贸区内经济发展、加快贸易合作的新动力，此时，若成员国间数字服务贸易仅限于研究出口或进口影响因素，则不能全面掌握其给各成员国所带来的经济影响及效益，对RCEP 自贸区数字服务贸易的发展有一定局限性。

相比已有文献，全文可能的创新点在于：（1）基于中国与RCEP 成员国数字服务贸易进出口最新统计数据，分别从贸易进出口额、进出口增长率和贸易额占比等几个方面深入探讨双边数字服务贸易演变趋势；同时选用HM 指数和拓扑熵对数字服务贸易进口及出口发展格局进行详尽剖析，试图从中国与RCEP 国家数字服务贸易进口和出口两方面探讨贸易格局现状及发展动向，全面把握RCEP 成员国间贸易往来趋势。（2）运用时变随机前沿引力模型探究中国与RCEP 成员国数字服务双边贸易影响因素时，首次在模型中加入服务业发展规模和服务业发展潜力变量，同时采用熵权法综合测算出RCEP 各成员国数字基础设施相关权重及水平，全面完整地分析影响贸易发展的相关因素。

三、研究方法与数据来源

（一）研究方法

1.HM指数

HM 指数（Hubness Measurement Index）是由Baldwin（2008）构造用来测算FTA（Free Trade Agreement）网络中潜在轴心经济体的指标[12]，能够反映国家间贸易依赖程度（邹嘉龄等，2015）。[13]具体公式如下：

其中，Xi、Xij分别表示i 国的总出口额和i 国到j国的出口额；Mi、Mij分别表示j 国的总进口额和i 国从j 国的进口额。HMij表示i 国对j 国的出口依赖程度，取值在0～1 之间，数值越靠近于1，说明i 国对j国的出口依赖程度越大。

2.拓扑熵

拓扑熵（Topological Entropy）是由Adler et al.（1965）引入，起初用来测量拓扑动力系统的复杂度，后来逐渐用于对复杂系统有序程度的衡量。[14]借鉴杜彬等（2022）所采取的拓扑熵计算方法[15]，重要度Pi及拓扑熵Ei具体计算公式如下：

其中，N 代表成员国数目，pi代表中国对i 国数字服务贸易出口或进口额的权重，Pi代表中国对i国数字服务贸易出口或进口的重要度。

3.随机前沿引力模型

随机前沿方法（SFA）率先用于随机前沿生产函数的效率预测，后来引入国际贸易中用于测算贸易效率。依据Aigner et al.（1977）[16]、Meeusen &Vanden-Broeck（1977）[17]对随机前沿引力模型的相关理论研究，将随机扰动项分为随机误差项和非负的非效率项来进行效率估计。进而采用Battese &Coelli（1995）提出的时变随机前沿模型[18]，以准确衡量效率是否随时间变化，函数具体表达形式如下：

其中，Tijt、分别代表i、j 两国在t 时期的实际贸易值以及前沿条件下的贸易最优值，xijt代表影响贸易额的核心因素，β 为相关系数，vijt、uijt为相互独立的随机误差项和非效率项，uijt遵循截尾正态分布，TEijt代表t 时期的实际贸易效率，取值在0～1 之间，数值越靠近1，代表实际贸易效率越高；当TEijt=1时，表示不存在贸易非效率。式（7）中T代表观察期数，η 代表待估参数，当η＞0 时，表明贸易非效率随时间递减，反之递增。

对式（4）两边取对数，得到下式：

为进一步探讨贸易非效率的相关影响因素，考虑采用“一步法”建立贸易非效率模型和随机前沿引力模型（曹芳芳等，2022）[19]：

其中，zijt表示贸易非效率的相关影响因素，α 表示影响因素的待估参数；εijt表示随机误差项。

4.熵权法

熵权法是一种客观赋值的方法，根据各指标的变异程度，利用信息熵计算出各指标的熵权，再通过熵权对各指标的权重进行修正，从而得到相关指标权重。参考吴志军和梁晴（2020）的研究[20]，对RCEP 成员国数字基础设施水平相关指标的权重进行计算。

首先，对数据进行标准化后计算指标变异程度及信息熵ej：

其次，计算各指标权重：

最后，构建数字基础设施水平综合指标：

其中，i表示各个国家；j表示数字基础设施水平各项指标；t 表示各个年份。计算得出的RCEP 成员国数字基础设施水平评价指标相关权重结果见表1。

表1 数字基础设施水平评价指标体系

（二）数据来源

选取中国与其他14个RCEP成员国作为研究对象分析数字服务贸易整体格局演变；在随机前沿引力模型分析中，由于文莱经济自由度指标数据的严重缺失，故将文莱剔出样本范围，选取中国与其他13 个RCEP 成员国为研究样本，采用2007—2021 年中国与RCEP 成员国双边数字服务贸易的面板数据，共195 个观测值。少量缺失数据用线性插补法计算替代。

中国与RCEP 成员国双边数字服务贸易数据从OECD数据库获取，并根据EBOPS-2010分类中涉及数字服务贸易的6 个部门进行分类。中国与RCEP国家的GDP、人口数量、数字基础设施水平相关变量、服务业增加值和服务业就业率数据来自世界银行WDI 数据库，贸易国首都间的距离和共同边界数据来自法国CEPII 数据库，经济自由度数据来自美国传统基金会发布的经济自由度指数，政治稳定程度和法律健全程度数据来自全球治理指数WGI 数据库，贸易国是否与中国签订自由贸易协定从中国自由贸易区服务网获得，贸易国是否同为WTO成员方从世界贸易组织官网获得。

四、贸易格局演变

（一）中国与RCEP 成员国数字服务进出口贸易整体趋势

如图1 所示，2007—2021 年中国与RCEP 成员国数字服务贸易额总体呈波动性增长趋势，进出口贸易额从2007 年的177.46 亿美元增至2021 年的710.21 亿美元，年均增长率为11.01%。其中，中国对RCEP 成员国出口贸易额在2007—2021 年从67.59 亿美元增至364.76 亿美元。由此发现，在2008 年全球金融危机后的恢复期内，中国抓紧机遇大力发展数字服务出口贸易，出口增长率大幅上升，2011 年达到峰值32.94%；在中国进口贸易额方面，从2007年的109.87亿美元增至2021年的345.45亿美元，总体进口增长贸易额显著低于出口增长额。需要注意的是，中国与RCEP 成员国进出口贸易在2015年整体呈现为负增长，这可能是由于2015年美元强势、石油价格走低，使得新兴经济体国家需求疲软，导致了全球贸易不景气的局面。同时可以看出，近些年来中国与RCEP 成员国数字服务贸易进口与出口额逆差逐渐减小，特别是2021年中国对RCEP 成员国出口额首次超过进口额，说明中国逐渐摆脱对RCEP 成员国进口的依赖，使双边数字服务贸易逐步向着均衡化方向发展。

图1 2007—2021年中国对RCEP成员国数字服务贸易进出口情况

（二）中国与RCEP 成员国数字服务进出口贸易占比趋势

从表2 可以看到，2007—2021 年中国与RCEP成员国中数字服务贸易占比最高的国家为日本，一直保持30%以上的高额比例，其次是新加坡、韩国。不难看出，排名靠前的多为发达国家，这可能是因为数字服务贸易往往依靠数字基础设施与高新技术产业等，而发达国家在相关方面发展水平更高也更有优势，从而对双边数字服务贸易发展有推动作用。具体而言，日本数字服务贸易额占比趋势在逐年下降，随之变化的是东盟、澳大利亚等其他国家占比上升，这意味着如今中国与RCEP 国家贸易集中度较高的局面会逐渐缓解，有望打破日本、新加坡等国家的高占比贸易格局。因此，对于日本、新加坡和韩国等国家来说，可以采取开辟新贸易途径的方式刺激双边贸易；同时对于东盟、澳大利亚等国家来说，更需要抓住RCEP 实施机遇，加强与中国的数字服务贸易往来，带动区域经济贸易全面发展。

（三）HM指数分析

由图2可知，从中国对RCEP成员国数字服务贸易进口和出口的依赖程度两方面综合比较，RCEP成员国对中国的出口依赖程度更为明显；同时进口和出口依赖度均呈现出逐年攀升的趋势。其中，中国对新加坡、日本的出口贸易依赖度较高，一直在8%左右浮动；与此同时，韩国对中国的出口依赖程度始终保持在20%以上，日本也普遍高于10%。这些迹象表明，中国与RCEP 成员国贸易联系不断加深，特别是与发达国家的相互依赖度更高；加之中国市场的庞大与潜力，更多的成员国对中国的依赖度日益增进，以期建立稳定密切的贸易往来。因此在今后贸易区发展过程中，中国可以采取更开放的姿态与其他成员国建立紧密的贸易联系。

图2 2007—2021年中国与RCEP成员国数字服务贸易HM指数

（四）拓扑熵分析

如图3所示，从出口贸易角度看，2007—2021年中国对RCEP 成员国数字服务贸易出口拓扑熵呈现出逐年上升趋势，说明中国数字服务贸易出口逐渐朝着多样化、均衡化趋势发展；从进口角度看，近几年中国对RCEP 成员国进口拓扑熵急速上升，这可能是因为此阶段中国采取扩大进口策略，使得进口贸易种类与数量增多，进口拓扑熵增大。整体而言，中国进口和出口拓扑熵都有一定程度的增加，出口拓扑熵增加程度明显大于进口，这表明中国对RCEP 成员国进口和出口数字服务贸易种类日益丰富且规模逐渐趋于均衡，特别是出口贸易均衡程度更为明显，这一趋势避免了中国对某一特定国家进出口贸易过度依赖而产生的贸易风险。

图3 2007—2021年中国对RCEP成员国数字服务贸易拓扑熵

五、贸易影响因素分析

（一）随机前沿引力模型的设定

借鉴已有研究成果（张杰和陈小雯，2023）[21]，同时参考式（8），在分析贸易影响因素时选取中国与RCEP 伙伴国的GDP、人口规模、地理距离等作为核心解释变量，得到以下公式：

其中，Xij为其他影响因素，对于是否纳入共同语言、共同边界变量，将通过极大似然比检验确定。

（二）贸易非效率模型的设定

在考虑贸易其他影响因素及其统计数据可靠性的基础上，参考陶爱萍和张珍（2022）对服务业发展水平的衡量方法[22]，采用服务业发展规模（SDjt）和服务业发展潜力（EPjt）两个指标进行衡量，一国具有较高的服务业发展水平会为其数字服务贸易的开展提供一定的基础条件，同时加入与数字服务贸易发展密切相关的ICT 基础设施水平、经济自由度与政治制度因素等变量，模型相关解释变量及说明见表3。

表3 模型解释变量及说明

设定贸易非效率模型为：

（三）随机前沿引力模型的估计

运用Frontier4.1 软件进行回归分析，并通过极大似然比检验估计所设定的随机前沿引力模型（见表4）。首先，检验是否存在非效率项和非贸易效率项是否随着时间变化，结果显示LR 统计量超过1%临界值，拒绝原假设，说明存在贸易非效率项且非效率项是随时间变化的，应选用时变随机前沿引力模型。其次，检验是否需要引入语言和边界变量，检验结果接受原假设，说明拥有共同语言与边界条件对于双边数字服务贸易的影响并不显著，因此无需引入这两个变量。基于以上检验，随机前沿引力模型可确定为：

表4 极大似然比检验

为检验随机前沿引力模型的稳健性，对时不变和时变两种模型回归结果进行分析（见表5）。模型回归结果显示，时不变模型与时变模型γ值接近于1且显著，说明非效率项是影响贸易的主要原因。时变模型中η 值显著为正，表明贸易非效率项是随时间递减的，再次证明了时变模型的合理性。

表5 随机前沿引力模型估计结果

由表5 时变模型回归结果可知：经济规模变量GDPit和GDPjt系数为正，且GDPjt在1%的水平上显著，与预期相符，说明贸易国的经济发展水平对双边贸易往来有正向作用，并且中国GDP 增长对双边贸易的促进效果更明显，中国GDP 每增长1%，双方贸易额相应提高0.37%；人口规模变量POPit和POPjt系数显著为负，与预期相符，这说明一国人口规模的扩大在一定程度上可以提高本国数字服务贸易产品的自给能力，从而减少对国际市场的依赖，同时也可以发现，中国人口规模对双边贸易的抑制作用更明显；两国间的距离变量Distij系数为负但并不显著，这与预期相悖，说明在双方数字服务贸易中，由于信息可以实现跨越式传输，双方国家间的距离对贸易发展的影响日渐式微。

（四）非效率模型的估计

为进一步探讨其他因素对数字服务双边贸易的影响，同时避免传统两步法的弊端，采取“一步法”对贸易非效率项进行回归估计（田泽等，2021）。[23]回归结果见表6。

表6 贸易非效率模型估计结果

贸易非效率模型回归结果表明：（1）ICTjt基础设施水平系数在1%的水平上为-24.0266，与预期符号一致，说明ICTjt基础设施水平越高对双边贸易的发展越有利，并且促进效果显著，可能是由于数字服务贸易的发展很大程度上依靠贸易国数字基础设施水平的完善程度，因此增强ICTjt基础设施建设对于提高国家间数字服务贸易往来会有极大正向作用。（2）服务业增加值SDjt和服务业就业率EPjt变量系数显著为负，与预期符号一致，究其原因，贸易国服务业增加值占比越大、服务业就业率越高表明服务业发展规模越完善，国际服务贸易的发展潜力越大，因而对数字服务贸易的发展能起到有效推动作用。（3）经济自由度EFjt反映了一国贸易、投资和金融等各项经济指标，其系数为正且显著，与预期符号相悖，表明一国经济自由度越高越不利于双边贸易发展。这也许是因为在全球经济萎靡的背景下，具有较高的贸易、投资自由度等可能会使一国更易受到外界经济冲击，再加上RCEP 各成员国的经济发展水平差异过大，贸然加大贸易、投资等经济往来，对经济基础较薄弱的国家而言反而会产生不利影响。（4）法律健全程度RLjt和政府监管程度RQjt系数为负且显著，与预期符号一致，说明一国政府法律法规越完善、私营部门发展的政策越健全，对国家贸易往来越有利；而政治稳定程度PVjt系数为正且显著，与预期符号相悖，可能是因为国家间贸易往来受相关贸易国政治稳定程度影响较大，而政治稳定程度不仅受到本国的影响，也会间接到周边国家的影响。（5）与中国签订自由贸易协定FTAijt在1%的水平上显著为负，与预期符号相符，说明签订双边自由贸易协定会显著促进双边贸易发展；而WTOijt在结果中系数为正且显著，可能是因为RCEP国家均为WTO成员方，由于各个协议不同的优惠待遇和原产地规则，导致了“意大利面碗效应”（Li et al，2022）[24]，从而降低了市场自由化程度，对双边贸易产生阻碍作用。

（五）稳健性检验

1.国别异质性

虽然随机前沿引力模型对非效率残差项的分布形式进行了严格的假设，但考虑到RCEP 成员国中不同国家经济状况的差异性对数字服务进出口贸易可能产生不同影响，因此，为防止产生有偏的估计结果（刘海云和聂飞，2015）[25]，将贸易国按照世界银行的分类标准，总体分为高收入国家和中低收入国家进行分组回归，回归结果如表7所示。

表7 相关稳健性检验回归结果

可以发现，不同收入水平国家的GDP、人口规模和经济自由度等多数变量均与整体回归结果方向一致且显著，这进一步证明了前文回归结果的稳健性。同时通过系数可以看出，高收入水平国家的相关解释变量对数字服务贸易的作用更为明显。值得注意的是，高收入和中低收入水平国家的距离变量和ICT变量系数相反且在1%的水平上显著，这说明一方面对于高收入水平国家来说，距离因素和ICT 水平已不能成为贸易发展的阻碍，相反，可以通过国家较高的数字经济基础与设施水平为贸易发展提供独特优势；另一方面，由于中低收入水平国家的经济水平及数字基础设施发展不完善，距离因素和ICT水平仍会限制数字服务贸易发展。

2.内生性检验

为保证研究结果的准确性，考虑到一国频繁的贸易往来会倒逼其数字基础设施水平，同时贸易阻力较大的成员国可能会通过加强数字基础设施建设来建立新的贸易优势，从而导致反向因果的内生性问题。对此，借鉴范鑫（2020）的做法[26]，采用中国与RCEP 成员国数字基础设施水平的滞后一期作为解释变量代入模型中进行回归。由表7 可知，模型中变量的符号基本保持一致，除距离变量外，其余均通过10%的显著性水平检验，其中ICT 变量系数有所降低，说明忽略数字基础设施因素的滞后性，可能会高估其对数字服务贸易的促进作用。从整体上看前文的估计结果仍然成立，模型回归结果稳健。

（六）贸易效率与潜力分析

通过回归结果得出的贸易最优值并结合式（6），分析2007—2021 年不同收入水平成员国平均贸易效率及贸易提升空间趋势，同时计算出2019年、2020 年和2021 年中国与RCEP 成员国双边数字服务贸易效率与贸易潜力值（见图4、表8）。

图4 2007—2021 年中国对RCEP国家平均进出口贸易效率及提升空间的变动趋势

表8 中国与RCEP成员国数字服务进出口贸易效率、潜力及可拓展空间表

表22007 —2021年中国与RCEP成员国数字服务进出口贸易额占比（%）

1.贸易效率分析。在样本区间内，中国对中低收入国家的平均进出口贸易效率始终低于高收入国家，但差距在逐年缩小，特别是近几年贸易效率增势明显。2019—2021年中国与RCEP 成员国贸易效率逐年上升，说明RCEP 成员国贸易制约因素逐渐减少，贸易往来日益密切。其中，中国与日本、韩国和新加坡等发达国家贸易效率一直在70%以上；新西兰虽为发达国家，但经济以农牧业为主，故数字服务贸易发展较为不足。由于近些年来中国一直是菲律宾和印度尼西亚的最大贸易伙伴，因此贸易效率居高不下；同时，泰国和越南等国家的贸易效率提高极为迅速，普遍上升30%以上，而缅甸、柬埔寨和老挝的贸易效率极低，可能是由于这些国家经济发展水平不足、数字基础设施水平与法律法规完善度过低等问题掣肘，导致数字服务贸易发展受限。

2.贸易潜力及贸易提升空间分析。总体来说，2007—2021 年中国与中低收入、高收入国家的贸易提升空间均呈下降趋势，从2016 年开始，中低收入国家下降趋势尤为明显。从表8 可以看出，2019—2021 年中国对RCEP 成员国的进出口潜力逐年上升，贸易提升空间波动式下降，可见中国与其他各成员国数字服务贸易实际贸易额上升迅速，贸易互动紧密。具体看，中国与各成员国的双边贸易潜力差异明显，2021 年与日本的贸易潜力值是与缅甸的59 倍，这可能源于两国较大的经济发展水平差距与产品偏好的不同；各国贸易提升空间在逐年减小，特别是老挝在2019 年贸易提升空间为94.56%，在2021年缩小至25.78%。由此可知，近些年来中国逐渐注重对中低收入国家的经贸交流，同时随着RCEP 的正式实施会开辟新的贸易渠道及增加新的增长点以进一步拓展贸易潜力与贸易提升空间。

六、结论与对策建议

（一）结论

通过探讨2007—2021年中国与RCEP成员国数字服务贸易格局演变趋势，运用时变随机前沿引力模型实证研究中国与RCEP 成员国数字服务贸易效率、潜力及影响因素，得出以下结论：（1）2007—2021年中国与RCEP成员国间数字服务贸易呈波动上升趋势，贸易逆差在逐渐减小。同时，中国与RCEP 成员国进出口贸易往来逐渐显现出多样化、均衡化的特点；RCEP 成员国对中国的数字服务贸易出口依赖度较大，中国可以进一步加强与RCEP成员国的贸易往来。（2）随机前沿引力模型实证结果表明，中国经济规模对双边贸易起到明显的正向作用；贸易双方人口规模则会对贸易发展起抑制作用；随着数字技术的发展，逐渐消除了距离对贸易的不利影响。（3）贸易非效率模型实证结果表明，ICT 基础设施水平会显著促进数字服务贸易的发展，贸易国的服务业增加值、服务业就业率、法律健全程度和政府监管程度同样会推动贸易发展；而贸易国的经济自由度水平和政治稳定程度则会抑制数字服务贸易发展进程，说明RCEP 成员国经济自由化水平依旧不高，政府干预等现象仍然存在（李明等，2021）[27]；签订自由贸易协定有利于贸易开展，而贸易国同为WTO 成员方会抑制数字服务贸易。（4）中国与RCEP 成员国贸易效率逐年上升，特别是与中低收入国家贸易效率增长迅速，但总体来说贸易潜力有待进一步开发。可以在稳定与高收入国家贸易往来的同时，注重与柬埔寨、老挝等中低收入国家的数字服务贸易，尝试通过进一步加强贸易合作来减少贸易阻力，提高贸易效率及扩展贸易提升空间。

（二）对策建议

第一，引导RCEP 各成员国共同建立数字自由贸易园区，开展数字技术、数字基础设施、数字服务等项目下的自由贸易。新加坡、日本和韩国等数字服务贸易发展水平较高的国家，可以通过经济贸易往来带动老挝、柬埔寨等国的数字服务业发展，缩小RCEP 成员国间数字服务贸易发展水平差距。健全跨境数字服务贸易负面清单管理制度，加快完善数字服务贸易促进体系，注重对现有贸易协议的整合与深化，同时将双边贸易谈判主题侧重于数字服务贸易领域，以提高合作层次。

第二，推动数字技术与服务贸易深度融合，加快大数据、云计算、区块链等数字技术在服务领域的应用。前文实证结果表明，ICT 基础设施水平不高是中国与RCEP 成员国双边数字服务贸易发展的重大阻力。由于RCEP 国家多为中低收入国家，普遍存在信息通信基础设施落后、互联网连接质量不高的问题，限制了数字服务贸易的发展。因此，可以通过加快建立高水平数据市场体系、推动数据要素跨境运输以提高ICT 技术水平，同时建立数据市场开放的安全体系，提高贸易透明度和可操作性，弥补贸易过程中信息不对称等问题，降低贸易成本。

第三，采取差异化数字服务贸易推进战略。实证结果表明，一国服务业增加值与就业率对数字服务贸易的发展有一定的促进作用，但由于贸易国服务贸易规制有所差异，因此可以根据各国服务贸易优势，采取针对性策略以促进服务业发展。对于数字基础设施较健全、数字技术研发实力较强的高收入国家，可充分发挥自身资源优势，增加服务业就业率，提升服务业发展水平；同时扩大对中低收入国家的投资与开发（Chen et al.，2023）[28]，利用全球资源推动数字服务水平相对滞后国家的贸易发展，塑造数字服务业发展良好态势。

第四，加强RCEP 成员国间的政治沟通与往来，助推更深层次的战略合作。RCEP 成员国在文化、制度和经济等方面有着较大差异，需注重自贸区成员国间的对话和交流，提高贸易双方的政治协调能力。同时要充分考虑各国在贸易合作中的利益诉求，寻求各方利益平衡点，不断增强RCEP 成员国参与自由贸易区的合作意愿、完善服务贸易发展的管理体制和政策体系，创造区域内国家良好的政治氛围（郭连成和左云，2021）。[29]