双边数字服务贸易限制措施的进口抑制效应※—— 基于数字化服务行业的实证研究

龚新蜀 刘越

内容提要：将OECD-DSTRI数据库与OECD-ITSS数据库进行匹配，得到2014-2019年41个国家6类数字化服务行业的跨国面板数据，运用贸易引力模型实证检验双边数字服务贸易限制措施的数字服务进口效应。研究结果表明：双边数字服务贸易限制措施的实施显著抑制了数字服务进口，出口国数字服务贸易限制措施的数字服务进口抑制效应更大，且因政策领域、服务行业及国家类型不同而存在异质性；贸易成本在双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口的影响中起到部分中介作用；双边国家数字基础设施差异的缩小与政府治理水平的提升能够削弱双边数字服务贸易限制措施的数字服务进口抑制效应。

一、 引 言

随着数字技术变革的步伐日益加快，当今世界已进入服务经济时代，传统服务贸易亦借势改变其贸易形态、创新交付方式与交易内容，由此衍生出了数字服务贸易的新发展模式，数字服务贸易逐渐成为全球贸易发展的新趋势与新动能。进口在对外贸易中发挥着重要作用，主动扩大数字服务进口、持续优化服务部门结构与资源配置、充分发挥服务进口的引致效应、以供给侧视角推动数字服务贸易高质量发展已然成为各国重要的战略选择。WTO-OECD BaTIS数据库的统计数据显示，2020年全球数字服务贸易规模高达31309.1亿美元，增速远超同期服务贸易，占全球服务贸易总额的62.8%。作为全球第二大数字经济体的中国，数字服务贸易规模高达2939.85亿美元，占全球服务贸易总额的9.39%；其中，数字服务进口规模高达1396.10亿美元，占服务贸易总额的47.5%。由此可见，数字服务贸易在全球数字贸易中的地位日渐凸显，数字服务进口已然成为推动世界各国经济高质量发展的重要引擎。

全球各大经济体数字服务产业基础、数字基础设施建设及创新动能存在较大差异，因而各经济体间数字服务贸易发展仍存在较大的“数字鸿沟”。随着世界各国经贸合作的不断深入，国家信息安全、平台垄断、商业秘密及用户隐私泄漏等诸多问题相继暴露，对当前全球贸易规则的制定和国家监管治理带来了严峻的挑战，为此，各国相继实施了一种区别于传统关税与非关税壁垒的新型数字贸易壁垒，例如数据跨境流动限制、隐私保护措施、不公开软件源代码、电子交付交易限制等。其中，数字服务贸易限制措施成为各国普遍采用的做法，它主要对通过数字化通信技术实现跨境交付的服务实施严苛的贸易管制。OECD根据45个主要经济体在数字服务贸易领域中实施的限制措施清单，发布了数字服务贸易限制指数(DSTRI)，并将数据跨境流动管控、电子商务许可证授权、付款结算方式等具体措施细分成5大类政策领域，其中，数据跨境流动限制措施成为各国普遍采用的做法。面对当前数字服务贸易壁垒纷繁发展的现状，数字服务贸易限制措施的贸易效应究竟如何有待深入研究。

目前，有关数字服务贸易壁垒的贸易效应的经验研究相对较少，因此，本文选取2014-2019年数字服务贸易数据与同期数字服务贸易限制指数进行匹配，实证检验双边国家实施数字服务贸易限制措施对数字服务进口的影响，以期从中获得科学合理的理论依据与政策建议。

二、 文献综述

5G、互联网、物联网等新兴数字技术的运用与普及极大推动了数字服务贸易的发展，全球各国针对数字服务贸易领域实施的限制性监管措施无疑是影响其发展的重要因素。数字服务贸易限制措施作为数字服务贸易壁垒重要形式之一，已然成为学术界关注的焦点。目前，国内外有关数字服务贸易限制措施的研究主要集中于其内涵界定、测度以及贸易效应三个方面。数字服务贸易限制措施是出于维护本国消费者及企业的利益、保护本国数字产品及服务行业免受过度竞争而对数字服务领域采取的一系列监管措施(赵瑾，2017；沈洁，2022)。由于数字服务贸易活动以数据自由流动为支撑，因而传统的贸易壁垒也在数字服务贸易中呈现出新形式。目前，关于数字服务贸易壁垒的测度指标最为广泛运用的是OECD发布的数字服务贸易限制指数(DSTRI)，该指标涵盖了基础设施互通、跨境支付系统、知识产权保护、跨境电子交易监管以及其他限制措施等5个方面，它的取值范围介于0～1，数值越大，表明数字服务贸易壁垒越高，贸易自由化程度越低。在定性研究方面，Ferencz(2019)基于OECD数据库定性分析了全球45个经济体发布的数字服务贸易限制措施清单，通过梳理条款内容发现，各经济体针对本国发展需求制定了差异化数字贸易规则，进而导致各国数字服务领域的贸易壁垒存在显著差异。

随着数字服务贸易限制指数(DSTRI)的广泛运用，国内外学者开始以此作为数字服务贸易壁垒的衡量指标，并将研究重心逐渐转移至数字服务贸易壁垒的贸易效应的实证研究。高水平的数字贸易壁垒或严苛的数字服务贸易限制措施使得东道国的数字产品或服务在国外市场缺乏竞争力，进而影响数字服务贸易规模的扩张(Nordas等，2017)。数字服务贸易限制措施作为一种贸易保护措施，显然是影响跨境服务交易的重要因素。彭冬冬和罗明津(2018)基于制造业微观企业数据的研究发现，国外贸易保护措施的实施降低了国外消费者的需求，提高了企业出口产品的成本，进而对中国制造业出口产品的数量与质量产生不利影响。胡贝贝和靳玉英(2020)指出限制性贸易措施致使中国企业所处的市场环境恶化、企业收益降低，进而迫使企业缩小出口产品的范围。吴石磊等(2022)认为经济体为保护本国贸易设立的数字贸易壁垒无疑是影响其跨境交易最为重要的制度变量，严格的贸易限制政策势必会抑制数字服务进出口，从而降低国家总效益。此外，亦有学者认为异质型国家监管政策是影响数字服务贸易壁垒贸易抑制效应的重要因素(赵玲和李雪峰，2018)。

跨境数据流动限制措施作为数字服务贸易壁垒的重要表现形式之一，其贸易效应亦引起了学术界的广泛关注。跨境数据的获取与使用限制直接关系到企业数字服务能否通过数字信息技术远程提供，数据流在跨境交易过程中彰显出重要的经济价值；跨境数据流动限制政策势必会使数字服务跨境交易产生巨大的溢出成本(Ferracane和Marel，2019)。周念利和姚亭亭(2021)认为经济体实施跨境数据流动监管措施会使企业面临较高的合规成本与沟通成本，迫使企业退出数字服务交易市场，最终阻碍了数字服务贸易的有效运作。齐俊妍和强华俊(2022)指出经济体实施严苛的数据监管措施会降低制造企业服务产品的供应效率与质量，进而对企业出口技术复杂度造成显著的负向影响。此外，由于全球性数字服务贸易规则体系明显落后于服务贸易发展进程，因而积极制定相应的数字贸易规则以寻求贸易自由化市场环境逐渐成为全球各经济体的现实选择，学术界对数字贸易规则的贸易效应的重视程度也日益加深(赵静媛等，2022)。彭羽等(2021)认为RTA数字贸易规则的制定有效推进了双边贸易伙伴国间的数字服务出口规模的扩大，其中，跨境数据自由流动条款的出口促进效应最为显著。孙玉红等(2021)认为RTA数字贸易规则能显著提升全球各经济体信息通信技术(ICT)产品的贸易流量，其中电子商务的促进效应最大。

上述文献为本文奠定了理论基础与方法借鉴，但仍存在以下不足：一是DSTRI指标是基于政府监管政策视角去评价各国数字服务贸易限制水平，这在一定程度上忽视了全球各经济体政府治理水平的差异性，现有文献较少关注到这一点；二是现有文献较少关注进出口国双边数字服务贸易限制措施的进口贸易效应；三是数字服务贸易限制措施包含了设施互通、跨境支付系统、知识产权保护等多项具体措施，仅考虑跨境数据流动的贸易效应难以形成对数字服务贸易系统且全面的认识。鉴于此，本文尝试作出以下改进：第一，本文将2014-2019年数字服务贸易限制指数数据与服务贸易数据进行匹配，通过构建贸易引力模型深入剖析双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口的动态影响；第二，本文基于不同政策领域、数字化服务行业以及国家类型的多重视角进一步分析双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口的异质性影响；第三，进一步检验数字服务贸易限制措施的贸易效应是否存在贸易成本的中介效应以及数字基础设施和政府治理水平的调节效应，以期从中获得切实可行的政策建议。

三、 理论机制分析与研究假设

1. 理论机制分析

本文在Etaon和Kortum(2002)理论模型基础上，参考相关研究(林僖和鲍晓华，2019；周念利等，2022)，将双边数字服务贸易限制措施纳入该理论模型，深入探究双边数字服务贸易限制措施的贸易效应。

假定n国的每一个消费者对i国企业生产的数字服务产品拥有替代弹性不变的消费偏好U，具体计算方式如下：

(1)

其中，c(θ)为n国消费者从i国进口的数字服务产品θ的数量。

根据进口的数字服务产品的生产特征，边际生产成本取决于i国的工资水平wn和参数ξ。因此，i国向n国出口的k类数字服务产品需根据工资水平wi、参数ξ以及双边贸易成本τin对产品进行定价：

(2)

(3)

(4)

那么，可推出i国向n国出口的k类数字服务产品为：

(5)

依据上述公式可以推导出i国向n国出口数字服务产品加总类别K为：

(6)

(7)

(8)

结合式(7)和(8)可得：

(9)

对式(9)两边同时微分，可得出双边数字服务贸易限制措施的贸易效应：

(10)

(11)

2. 研究假设

根据李斯特提出的幼稚工业保护理论，一国为保护其新兴产业往往采取适当的保护政策，这在一定程度上为本国服务行业提供充足的发展空间(户艳辉和孙巧丽，2017)。由于全球尚未形成统一的规则体系，各国出于保护本国服务业发展目的对数字服务领域实施了限制性监管措施，这势必会阻碍数字服务贸易的发展，而限制措施的贸易抑制效应可能是多种因素造成的，可能来自出口国，也可能来自进口国或是双边共同作用下产生的。严苛的数字服务贸易限制措施会迫使企业利用资金或技术去应对内部或外部监管环境的变化，这无疑会增加数字服务企业的成本(包括合规成本、沟通成本与搜索成本等)，提高国际服务交易市场进入门槛，迫使企业提高数字服务产品的市场价格。这会导致进口国消费者对数字服务产品的需求从国外转移至国内的服务供给，最终阻碍了数字服务贸易的发展。结合上述理论分析中式(10)和(11)，本文提出下列假设：

假设1：双边数字服务贸易限制措施的实施抑制了数字服务进口。

此外，根据式(7)和(8)不难看出，数字服务贸易限制措施的进(出)口抑制效应可以通过双边贸易成本实现，即：

(12)

(13)

结合式(12)和(13)，本文再从不同政策领域限制措施分析数字服务贸易限制措施是如何通过贸易成本作用于数字服务进口的。数字服务贸易主要是以互联网等信息与通信技术为载体而开展的一种贸易形态，基础设施互通和跨境数据自由流动是支撑数字服务跨境交易顺利开展的关键(周念利等，2022)。数字技术的发展与运用增强了传统服务贸易的可交易性，推动了传统服务贸易的数字化转型，降低了跨境交易中的搜寻与交流成本，进而扩大了服务贸易的交易范围(Choi,2010)。以上阐述均建立在数据能够自由流动的基础上，倘若一国对基础设施互通领域加以限制就会迫使企业为规避数据监管的风险而减少跨境服务交易；限制数据跨境流动的外部政策冲击势必使全球数字服务贸易的发展环境变得更加复杂，数字服务交易双方亦会面临交易成本提高、贸易红利大幅下降等问题，最终影响服务企业出口贸易的规模(Ferracane等,2018)。电子商务许可证、跨境交易合同规则、争端解决机制等电子交易限制措施会使数字服务跨境交易程序变得更加复杂，同时也提高了国外服务供应商的合同成本以及市场进入门槛，在一定程度上阻碍了数字服务进口。在支付系统方面，以数字化方式完成资金的跨境交付是数字服务贸易的典型特征；歧视性规定经营者从事线上交易所使用的借(贷)记卡、支付结算方式、申请在线支付许可等措施会增加服务企业的交易时间、资金回流成本与投资风险，进而阻碍跨境数字服务交易(齐俊妍和强华俊，2022)。知识产权保护措施对数字贸易的影响有利有弊，数字技术的广泛运用致使知识产权侵权行为变得更容易，营商环境不确定性风险与法律监管成本的增加会直接影响服务出口市场的选择。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设2：双边数字服务贸易限制措施通过增加贸易成本抑制了数字服务进口。

既有研究表明，互联网、物联网、大数据等新兴信息通信技术的快速推进与运用不仅能将传统服务业与互联网等数字技术有效结合起来，还能有效推动服务业快速实现数字化转型，加快服务贸易结构优化与贸易方式的技术变革(杨巧，2018)。数字基础设施的快速发展提高了服务进出口的效率，为数字服务产品的供求双方提供了有效沟通和跨境交易的平台，拓宽了跨境数字服务交易的深度和广度(钞小静等，2020)，进而有效带动数字服务贸易规模的进一步扩大。数字服务贸易发展水平越高的经济体越倾向于追求贸易自由化程度高、数字基础设施发展水平相近的贸易伙伴国，这促使双边国家能够更有效地开展数字服务贸易。由式(8)又可以扩展到数字基础设施对双边数字服务贸易限制措施的数字服务进口抑制效应的调节作用。为此，本文假定数字基础设施(DIG)是式(8)中的其他因素X，据此可以推导出DIG的调节效应：

(14)

基于上述分析，本文提出如下假设：

假设3：数字基础设施差异的缩小会削弱双边数字服务贸易限制措施的数字服务进口抑制效应。

另一个值得关注的事实是，政府治理能力亦是影响数字服务贸易限制措施的贸易效应的重要因素。相比于传统服务贸易而言，数字服务无论在服务质量、交易形式还是在合规性监管方面都很难建立统一的国际标准，因而要求政府具备更高的治理效率与监管能力。此外，服务交易双方存在明显的信息不对称等问题，从而导致一国政府作出引进数字产品或服务的决策时会相对谨慎，因此，数字服务进口规模和质量可以从企业所处的外部治理环境中追根溯源。高水平的政府治理不仅能为数字服务行业发展营造良好的营商环境，还能推进企业提高服务质量、实现良性发展，进而影响其数字服务产品的国际竞争力；而低水平的政府治理则恰好相反。因此，式(8)又可以进一步扩展到政府治理对双边数字服务贸易限制措施的数字进口抑制效应的调节作用。因此，本文假定政府治理(GOV)是式(8)中的其他因素X，据此可以推导出GOV的调节效应，

(15)

基于上述分析，本文提出如下假设：

假设4：政府治理水平的提升会削弱双边数字服务贸易限制措施的数字服务进口抑制效应。

四、 模型构建、变量说明与数据说明

1. 模型构建

为探究双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口是否存在抑制效应，本文借鉴经典服务贸易影响因素的研究方法，以贸易引力模型为基础，结合数字服务进口的特征，构建如下基准回归模型：

lnImportint=α0+α1DSTRI_imit+α2DSTRI_exn t+α3lnGDP_imit+α4lnGDP_exn t+α5lnDisin+βlnXint+θin+γt+εint

(16)

其中，Importint表示t年i国对n国的服务进口额；DSTRI_imit和DSTRI_exn t分别表示t年i国(进口国)和n国(出口国)的数字服务贸易限制指数；lnGDP_imit和lnGDP_exnt分别表示t年i国和n国的国内生产总值；lnDisin表示i国和n国首都间的地理距离；Xint表示其他控制变量；θin和γt分别表示国家和年份固定效应；εint表示随机扰动项。

2. 变量说明和数据来源

(1) 被解释变量数字服务进口额(lnImportint)。本文根据EBOPS对服务品类的分类方式，最终选取保险和养老金服务、信息和通信服务、金融服务、知识产权服务、个人文娱服务以及专业管理咨询服务等6类可数字化服务行业作为研究样本，并将双边国家数字化服务行业的进口数据进行分类加总计算得出国家层面的数字服务进口额数据。

(2) 核心解释变量数字服务贸易限制指数(DSTRI_imit、DSTRI_exn t)。本文采用OECD发布的DSTRI指数来衡量t年某一经济体数字服务贸易的壁垒水平，DSTRI数值越高，表明该经济体数字服务贸易自由化程度越低。OECD-DSTRI数据库根据数字服务贸易限制措施具体条款的属性将数字服务贸易限制指数细分为5类政策领域，通过梳理各类政策领域的具体措施，量化分析出全球45个经济体的总体数字服务贸易限制指数及异质性限制指数数据。考虑到数字服务贸易限制措施涉及本地化要求等出口与进口双边限制措施，为全面有效衡量数字服务贸易限制措施的进口抑制效应，本文将进口国与出口国的数字服务贸易限制指数作为核心解释变量同时纳入到回归模型中。

(3) 控制变量。参考已有研究，本文选取的控制变量具体如下：双边国家经济发展水平(lnGDP_imit、lnGDP_exnt)；双边国家是否拥有共同语言(Langin)、共同边界(Bordin)、殖民关系(Coloin)等虚拟变量以及双边国家首都间的地理距离(lnDistin)，以控制跨境服务交易的贸易成本，并对不存在零值的变量作对数处理；服务业发展差距(Ser)，用双边国家服务业增加值占GDP比重之差的绝对值来衡量；产业结构差距(Ins)，用双边国家第三产业就业人数占比与第二产业就业人数占比差值的绝对值来衡量；需求相似度(Dem)，用双边国家消费支出与GDP比率之差的绝对值来衡量。

(4) 数据来源。考虑到样本数据的可获取性与完整性，本文以2014-2019年作为样本区间，选取41个国家6类数字化服务行业作为研究样本。核心变量数据来源于OECD-ITSS和OECD-DSTRI数据库，控制变量数据均来源于CEPII数据库和世界银行发展指标数据库。表1是主要变量的描述性统计结果。

表1 主要变量的描述性统计结果

五、 实证检验及结果分析

1. 基准回归结果

考虑到本文“大N小T”的样本数据结构可能产生异方差问题，本文在基准回归中同时采用普通最小二乘法(OLS)和泊松拟极大似然估计法(PPML)(1)在满足因变量的条件均值假设下，泊松回归能转化成泊松拟极大似然(PPML)回归。当数据中存在较多零值时，泊松拟极大似然回归是比较好的选择。该方法可以估计多个固定效应的回归，并且可以控制更多异质性来源。两种方法进行回归分析。这样既能有效处理样本中大量零值和异方差问题，又能对比两种估计结果以检验回归结果的稳健性。基准回归结果如表2所示，列(1)-(3)分别对应进口国数字服务贸易限制指数(DSTRI_im)、出口国数字服务贸易限制指数(DSTRI_ex)单独加入以及两者同时加入基准回归模型时的OLS回归结果。列(1)显示，在控制国家、年份以及其他影响因素后，DSTRI_im的回归系数为-1.5860，在1%的统计水平上显著为负，其经济意义也是显著的，当进口国数字服务贸易限制指数每增加1个标准差，数字服务进口额相对于其平均值会减少2.79%(2)根据主要变量的描述性统计结果可知，DSTRI_im的标准差为0.0935。DSTRI_im的回归系数在表2列(1)中为-1.5860(控制了国家、年份以及其他因素后的核心解释变量的回归系数)，lnImport的均值为5.3136，则被解释变量相对于其均值变化为∣-1.5860×0.0935/5.3136∣×100%=2.79%。后续回归系数的经济显著性解读均采用此方法(余明桂和王空，2022)。。列(2)显示，在控制国家、年份以及其他因素后，DSTRI_ex的回归系数为-3.2263，在1%的统计水平上显著为负，其经济意义也是显著的，当出口国数字服务贸易限制指数每增加1个标准差，数字服务进口额相对于其平均值会减少5.44%。列(3)显示，在控制国家、年份以及其他因素后，DSTRI_im和DSTRI_ex的回归系数分别为-1.8267、-3.3682，均在1%的统计水平上显著为负，其经济意义也是显著的，当进出口国数字服务贸易限制指数每增加1个标准差，数字服务进口额相对于其平均值会分别减少3.21%、5.93%。上述回归结果均具有显著的统计意义与经济意义，表明双边数字服务贸易限制措施的实施确实显著抑制了数字服务进口，符合经济理论预期，验证了本文假设1。深究其原因，进口国与出口国实施数字服务监管措施会大幅增加服务企业搜索成本、沟通成本等固定成本以及跨境交易的不确定性风险，使得数字服务企业面临较高的进入门槛。企业为实现其利润最大化、作出最优的市场决策，被迫提高数字服务产品的消费价格，进而直接降低其产品的国际市场竞争力，最终导致数字服务进口规模的缩减。部分中小型企业由于无法承受严苛的数字服务贸易限制措施带来的“连锁反应”，甚至选择退出数字服务的跨境交易市场。此外，从双边数字服务贸易限制措施回归系数的大小来看，出口国数字服务贸易限制措施对数字服务进口的负向影响总是大于进口国，这表明相比于传统贸易，数字服务贸易普遍呈现出自发的出口限制特征，出口国的贸易政策直接决定了企业是否参与数字服务的跨境交易。从控制变量结果来看，lnGDP_im的回归系数显著为正，说明经济发展水平的高低是数字服务企业选择贸易伙伴的决定因素之一。双边国家使用共同语言、拥有共同边界及存在殖民关系的回归系数均在1%的统计水平上显著为正，说明数字服务贸易的交易双方都倾向于追求文化相近的贸易伙伴。双边国家首都间的地理距离回归系数显著为负，表明地理距离仍是阻碍数字服务交易的重要因素。双边国家相近的服务业发展水平与相似的服务消费需求均能促进数字服务的进口。产业结构回归系数之所以显著为负，原因可能在于发达国家与发展中国家由于经济规模存在显著差异进而造成产业结构差距较大，在一定程度上阻碍了数字服务产品的进口。

PPML回归结果如表2列(4)-(6)所示，核心解释变量的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，再次表明双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口存在显著的抑制效应。从控制变量来看，除了出口国GDP的回归系数显著性存在差异，其余变量回归系数的符号均与OLS回归结果基本保持一致，既证实了OLS回归的稳健性，又再次验证了假设1。

表2 基准回归结果

(续表)

2. 内生性问题和稳健性检验

(1) 内生性问题。本文选取2014-2019年跨国面板数据，在基准回归中加入了除核心解释变量之外其他可能影响数字服务进口的变量、双边国家及年份的固定效应，这使因遗漏重要变量而引起的内生性问题得以有效解决。此外，还需重点考虑核心变量间的反向因果关系带来的内生偏误。本文借鉴Beverelli等(2017)关于内生性问题的处理办法,使用既未与样本国家i签署RTA数字服务贸易规则，也不属于同一地理区域的国家m(m≠i，n)的DSTRI指数的加权平均作为工具变量，权重为两国经济发展水平相似指数。(3)当i国为进口国时，样本中的其他国家n为出口国，i国工具变量的构建同样也剔除了出口国，即样本国家均不是属于m国。以巴西与中国为例，当巴西为进口国、中国为出口国时，巴西DSTRI工具变量的构建，既要排除与巴西签署RTA数字服务贸易规则和同属一个地理区域的国家，也要排除中国。工具变量具体构造方式如下：

(17)

(18)

选取该工具变量的合理性在于，若两国经济发展程度相近，那更倾向于深化国家间的经贸合作，因而两国在经贸政策方面会呈现同步性。由此可知，该工具变量势必会影响样本国家的数字服务贸易限制程度，满足工具变量与核心解释变量的相关性要求。此外，该工具变量的构建剔除了两类样本国家，满足工具变量的外生性要求。

本文将上述工具变量纳入到基准回归模型中，采用两阶段最小二乘法(2SLS)和IVTobit方法进行实证检验。检验结果如表3所示。列(1)-(3)为2SLS回归结果，核心解释变量的回归系数均显著为负，且Cragg-Donald-Wald F统计量、Kleibergen-Paap rk LM统计量与Kleibergen-Paap rk Wald统计量结果均证明了本文选取的工具变量的有效性。列(4)-(6)为IVTobit回归结果，其结果与2SLS结论基本一致，且IVTobit的Wald有效性检验结果在1%的统计水平上显著拒绝了原假设，说明本文选取的工具变量较为科学合理。上述两种回归结果表明有效解决了内生性问题后，结果依然保持稳健。

表3 内生性检验结果

(2) 替换核心解释变量。本文借鉴齐俊妍和强华俊(2022)的做法，通过替换核心解释变量以检验模型回归结果的稳健性。OECD基于DSTRI指数和监管措施异质性的考察，分别构建了基于“答案”和“得分”原则的数字服务贸易壁垒异质性指数DSTRIH_a、DSTRIH_s，本文将其作为替代性指标重新进行回归，回归结果如表4列(1)-(3)所示。无论是DSTRIH_a、DSTRIH_s单独作用下还是将两者同时纳入回归模型中，其回归系数均至少在10%的统计水平上显著为负，表明双边国家实施异质性的数字贸易限制措施仍旧阻碍了数字服务进口，再次证实了本文主要结论的稳健性。

(3) 替换被解释变量。本文借鉴钱学峰和熊平(2010)的方法，采用logY=log(Y+1)的方式处理被解释变量数字服务进口存在大量零值数据的问题，回归结果如表4列(4)-(6)所示。核心解释变量的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，与基准回归结果基本一致，不存在实质性改变。

表4 稳健性检验

(续表)

3. 异质性分析

(1) 政策领域异质性分析。鉴于不同政策领域的数字服务贸易限制措施的具体内容存在较大差异，本文试图进一步分析不同政策领域的限制措施对数字服务进口的异质性影响。检验结果如表5所示，DSTRI_im、DSTRI_ex的回归系数均至少在5%的统计水平上显著为负，表明不同政策领域的限制措施显著阻碍了数字服务进口。从回归系数大小来看，电子交易领域的限制措施的数字服务进口抑制效应最大，原因可能在于电子交易系统的兼容性、电子商务许可证的可获得性和跨境交易程序便捷性是跨境服务交易顺利进行的关键，较高的管制壁垒使得服务供应商望而却步，从而缩减了数字服务进口规模。另外，基础设施互通与支付系统作为开展数字服务贸易的基础，若在该领域实施严格的限制措施，势必会削弱信息化水平，增加交易成本与风险，从而对跨境数字服务交易产生负向影响。

表5 政策领域异质性分析

(2) 服务行业异质性分析。鉴于不同服务行业数字化发展程度存在较大差异，本文试图进一步探究双边数字服务贸易限制措施对不同数字化服务行业进口的异质性影响。检验结果如表6所示，DSTRI_im、DSTRI_ex的回归系数均至少在5%的统计水平上显著为负，说明双边数字服务贸易限制措施对6类数字化服务行业进口存在显著的抑制效应，其中对信息和通信服务行业的进口抑制效应最大，其次是个人文娱服务、知识产权服务、金融服务和保险行业，对专业管理咨询服务的进口抑制效应较小。原因可能在于数字服务贸易是以互联网等数字信息技术为载体的新型贸易形式，其发展很大程度上依靠数字信息与通信技术的普及率；而OECD发布的数字服务贸易限制条款针对基础设施互通和跨境数据流动的限制措施占比高达36%，严苛的基础设施互通和数据跨境流动壁垒使得服务进口企业面临着更高的搜寻成本与沟通成本，严重阻碍了数字服务贸易活动的有序开展。

表6 行业异质性分析

(3) 国家类型异质性分析。考虑到样本国家的经济发展水平存在显著差异，本文试图深入分析双边数字服务贸易限制措施对不同类型国家数字服务进口的异质性影响。检验结果如表7所示。列(1)和列(2)检验了数字服务交易双方是否同属发达国家时双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口的影响，结果表明无论贸易双方是否同为发达国家，DSTRI_im、DSTRI_ex的回归系数均至少在10%的水平上显著为负，且贸易双方不同为发达国家时数字服务贸易限制措施的实施对数字服务进口的负向影响程度要大于同为发达国家时的负向影响程度，原因可能在于数字服务跨境交易过程中各国都倾向追求经济发展水平、基础设施发展程度更为相近的国家作为贸易伙伴。列(3)和列(4)检验了数字服务交易双方是否同属欧盟成员国时双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口的影响，除DSTRI_im的回归系数在同为欧盟成员国时回归结果不显著外，其余核心解释变量的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，当不同为欧盟成员国时，双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口的负向影响更大，原因在于欧盟是一个经济高度一体化的组织，欧盟2016年所发布的《通用数据保护条例》(GDPR)对世界各国数字服务贸易发展产生了巨大影响，GDPR严苛的个人数据保护壁垒统一约束了欧盟组织内外经济体使用数据的行为，相比于非欧盟成员国，欧盟成员国之间由于建立了长期的贸易合作关系，能够及时制定相应政策以抵消严苛的监管措施带来的负向影响。

表7 国家异质性分析

六、 扩展性分析

上述理论分析和实证检验结果均表明双边国家实施数字服务贸易限制措施会抑制数字服务进口，那么数字服务贸易限制措施的进口抑制效应是通过何种渠道产生的呢？是否会受到其他因素的影响而改变呢？本文尝试从贸易成本、数字基础设施、政府治理3个视角对数字服务贸易限制措施的进口抑制效应作进一步探究。

1. 贸易成本机制检验

贸易成本是指除商品或服务的生产成本之外，最终用户为获得该商品或服务必须额外支付的成本。目前学术界运用最为广泛的有关贸易成本的测算方法是Novy(2013)的双边贸易成本测算框架，它是通过观察贸易流量的变化推测贸易成本的数据的间接测算方法。本文在该方法的基础上将国家间贸易成本拓展到数字化服务行业层面，具体测算公式如下：

(19)

其中，变量下标i、n、j、t分别表示进口国、出口国、数字服务行业、年份。Costinjt表示t年i国j服务行业对n国的进口的贸易成本；Xiij和Xnnj分别表示i国和n国j服务行业的国内贸易额，Xinj表示i国j服务行业对n国的出口额，Xnij表示n国j服务行业对i国的出口额，σ为双边服务品之间的替代弹性，本文借鉴Novy(2013)的做法将双边服务品间的替代弹性取值为8。

为检验贸易成本在数字服务贸易限制措施的贸易效应中是否发挥着桥梁作用，本文以贸易成本Cost为中介变量构建如下中介效应模型：

lnImportinjt=λ0+λ1DSTRI_imit+λ2DSTRI_exnt+δlnXint+θin+γt+εint

(20)

Costinjt=η0+η1DSTRI_imit+η2DSTRI_exnt+δlnXint+θin+γt+εint

(21)

lnImportinjt=ϖ0+ϖ1DSTRI_imit+ϖ2DSTRI_exnt+ϖ3Costinjt+δlnXint+θin+γt+εint

(22)

为确保模型回归结果的稳健性和准确性，依次采用逐步检验回归系数法和Sobel检验探究双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口是否存在贸易成本的中介效应。表8是贸易成本的中介效应检验结果。列(1)显示，DSTRI_im、DSTRI_ex的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，表明总效应是显著的，双边数字服务贸易限制措施的实施显著抑制了双边数字服务进口，主要结论不变。列(2)显示，DSTRI_im、DSTRI_ex的回归系数均在5%的统计水平上显著为正，表明双边国家实施数字服务贸易限制措施会显著增加贸易成本。列(3)显示，贸易成本的回归系数在5%的统计水平上显著为负，表明贸易成本在双边数字服务贸易限制措施与数字服务进口之间起到部分中介作用。此外，Sobel检验的p值小于0.01，也再次验证了贸易成本的中介效应是存在的。综上所述，进出口国数字服务贸易限制措施能够通过增加贸易成本阻碍数字服务进口，验证了假设2。

表8 贸易成本的中介效应检验

2. 数字基础设施的调节效应检验

数字基础设施是贸易双方开展跨境数字服务交易的必要条件。一般而言，贸易双方的数字基础设施差异越小，开展跨境数字服务交易的可能性越大。那么各经济体数字服务贸易限制措施的数字服务进口抑制效应是否会受到双边数字基础设施差异的影响呢？为此，本文将经过中心化处理的核心解释变量与数字基础设施的交叉项纳入到基准回归模型中作进一步检验，具体模型设定如下：

lnImportint=ρ0+ρ1DSTRI_imit+ρ2DSTRI_exnt+ρ3DSTRI_imit×lnDigint+β4DSTRI_exnt×lnDigint+βlnXint+θin+γt+εint

(23)

其中，Digint表示进口国和出口国之间数字基础设施发展差异，用每百万人中使用互联网用户数量差值的绝对值来衡量。

表9列(1)-(3)的检验结果显示DSTRI_im、DSTRI_ex的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，DSTRI×lnDig的回归系数均在10%的统计水平上显著为正，表明双边数字服务贸易限制措施的数字服务进口抑制效应会随着双边国家数字基础设施差异的缩小而得到缓解，验证了假设3。原因可能在于数字基础设施作为数字服务贸易的基础，各经济体倾向于寻找数字基础设施发展情况相近或更为完善的国家作为贸易伙伴，双边国家数字基础设施差异越小，在面对较高的数字服务贸易壁垒时能及时更新相关技术手段或设备来应对相关领域的限制措施，开展跨境数字服务交易的可能性越大，因而双边数字服务贸易限制的数字服务进口抑制效应会被减弱。

表9 调节效应检验结果

3. 政府治理能力的调节效应检验

随着RTA、RCEP、CPTPP等数字贸易规则的陆续出台，数字服务贸易的全球治理逐渐由双边向多变过渡，世界各大经济体逐渐意识到政府治理在跨境数字服务交易过程中发挥的重要作用。与传统服务贸易相比，数字服务贸易面临着更严苛的壁垒，而政府治理水平如何直接关系到数字服务行业的营商环境、市场竞争、服务质量以及法律监管等多方面发展情况(刘敏，2020)。那么双边数字服务贸易限制措施的贸易效应是否因政府治理水平的改变而改变呢？为此本文将经过中心化处理的核心解释变量和政府治理水平的交互项加入到基准回归模型中作进一步检验，具体模型设定如下：

lnImportint=ρ0+ρ1DSTRI_imit+ρ2DSTRI_exnt+ρ3DSTRI_imit×lnGovint+ρ4DSTRI_exnt×lnGovint+βlnXint+θin+γt+εint

(24)

其中，Govint表示双边国家的政府治理水平，本文主要选取世界银行WGI数据库中与本文研究内容高度相关的法治水平、政府效能、腐败控制、监管质量4个方面来衡量政府治理水平。

表9列(4)-(6)的检验结果显示DSTRI_im、DSTRI_ex的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，DSTRI×lnGov的回归系数均在1%的统计水平上显著为正，表明政府治理水平的提升会弱化双边数字贸易限制措施对数字服务进口的抑制效应，验证了假设4。原因可能在于一国政府治理水平越高，其法治水平、社会稳定程度、监管制度抑或政府效率会越高，各国在开展数字服务跨境交易时更倾向于追求生存与发展环境稳定、公平的市场竞争、创新发展的可能性大等政府治理水平相近的国家作为贸易伙伴，这样能带动双边国家数字服务的质量以及服务出口竞争力，因此，政府治理能力的提升能够削弱双边数字服务贸易限制措施的数字服务进口抑制效应。

七、 结论与政策建议

本文利用OECD-DSTRI和OECD-ITSS数据库的跨国面板数据，通过构建贸易引力模型从理论和实证方面研究了双边国家实施数字服务贸易限制措施对数字服务进口的影响，并验证了双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口影响存在贸易成本的中介效应、数字基础设施的调节效应以及政府治理能力的调节效应。实证结果表明，双边国家数字服务贸易限制措施的实施显著抑制了数字服务进口，且出口国数字服务贸易限制的数字服务进口抑制效应大于进口国。分政策领域的异质性分析结果表明，电子交易、基础设施互通和支付系统领域的限制措施对数字服务进口的抑制作用较大，其他限制措施和知识产权领域的阻碍作用次之；分服务行业的异质性分析结果表明，双边国家实施数字服务贸易限制措施对信息和通信服务行业的抑制作用最大，其次是个人文娱服务、知识产权服务、金融服务和保险行业，对专业管理咨询服务的抑制作用最小；分国家类型的异质性分析结果表明，双边数字服务贸易限制措施对不同属发达国家间、不同属欧盟国家间的数字服务进口的抑制作用更大。扩展性分析表明，贸易成本在双边数字服务贸易限制措施对数字服务进口的影响中起到部分中介作用；进一步分析发现，双边国家数字基础设施差异的缩小与政府治理水平的提升能够削弱双边数字服务贸易限制措施的数字服务进口抑制效应。

基于上述研究结论，本文提出以下政策建议：第一，鉴于双边国家数字服务贸易限制措施会阻碍数字服务进口，而扩大服务进口和以进口带动出口又是各国实现数字服务贸易高质量发展的内在要求，所以各国应在确保国家安全、商业机密及用户隐私安全等情况下优先放宽数字服务贸易限制条件，促进跨境数据安全自由流动。若实施严格的服务贸易管制，不仅会增加双方数字化服务跨境交易成本(包括沟通成本、信息成本、合规成本等)，使得服务提供者与消费者因高额交易成本望而却步，还会使各经济体在数字服务领域丧失比较优势以及国际市场竞争力。因而各经济体应当在兼顾数据安全和贸易利益的同时制定合理水平的数字服务贸易壁垒，加强与各贸易伙伴国在数字服务贸易领域的协商与交流，逐步消除双边国家针对数字化服务跨境交易所制定的贸易壁垒，为各国实现数字化服务“引进来”与“走出去”提供制度便利。第二，相比传统服务贸易，数字服务贸易主要以互联网等数字基础设施为支撑，各国应当加快数字基础设施建设，缩小与全球其他经济体之间数字基础设施发展水平差异，削弱“数字鸿沟”带来的负向影响，进而弱化严苛的服务贸易壁垒所带来的数字服务进口抑制效应。第三，选择跨境数字服务交易的贸易伙伴时，进口国应首选政府稳定、法律制度完善、政府效能高等监管治理水平高的贸易伙伴，与此同时，提高本国政府效率、加强反腐力度、增强法治建设，为本国数字化服务行业提供良好的生存与发展环境的同时吸引更多优质的服务，提高国内服务质量及出口竞争力，进而推动数字服务贸易高质量发展。