中国-东盟数字服务贸易出口竞争力及潜力研究

摘 要：本文基于2005—2021年中国对东盟各国数字服务贸易进出口数据，测算中国数字服务贸易出口竞争力，并构建随机前沿引力模型，实证研究中国数字服务贸易出口效率及其影响因素。结果表明：中国数字服务贸易出口竞争力相对不足，中国对东盟数字服务贸易出口效率逐步提高，贸易潜力较大；贸易国经济规模扩大对中国数字服务贸易出口有利，而人口规模、地理距离及共同边界则阻碍了出口；物流水平、通信水平、研发投入占比、金融自由度及自由贸易协定等对出口效率提高产生了积极影响，而互联网发展水平、投资自由度等阻碍出口效率改善。因此，中国应从改善经贸条件、完善基础设施建设、调整出口结构等方面着手，提高与东盟贸易水平及能力。

关键词：数字服务贸易；出口竞争力；贸易潜力；随机前沿引力模型；投资自由度

本文索引：张春贞.<变量 2>[J].中国商论，2024（09）：-066.

中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2024）05（a）--05

近年来，数字服务贸易快速发展，在改善贸易结构、增添贸易活力、助力经济复苏等方面发挥着重要作用。数据显示，2005—2022年，全球数字交付服务出口每年约增长8.1%，远高于商品出口5.6%的增长率。2022年，全球数字服务贸易规模达3.82万亿美元，约占服务贸易总额的54%；中国数字服务贸易进出口总值5799.9亿美元，约占全球数字贸易的15%。

中国-东盟自由贸易区成立以来，在贸易、投资、金融等业务领域的合作进一步向纵深拓展。随着数字化浪潮的推进，双边在数字经济、数字贸易、数字金融等领域的合作进一步加强，在推进中国-东盟区域经济繁荣、深化双边经贸合作中发挥着重要作用。2005—2021年，中国-东盟数字服务贸易规模由20.70亿美元增至279.11亿美元，在中国对外数字服务贸易总额中的比重由4.35%增至8.40%。进一步深化中国-东盟在数字服务贸易领域的合作，有助于推进构建开放、合作、创新、稳定、包容的区域经济体系。

1 文献综述

2017年，联合国贸发会议（UNCTAD）将保险和养老金服务，金融服务，电信、计算机和信息服务，知识产权付费，个人、文化和娱乐服务，其他商业服务六类服务纳入数字服务贸易范畴[1]。

孟晓华、许军（2023）通过对TC指数、RCA指数等指标的测度，得出英国、美国等发达国家数字服务贸易竞争力远大于中国，政府政策、生产要素及支持性产业是影响中国数字服务贸易综合竞争力的关键[2]；王晓红等（2020）认为，中国数字服务贸易规模在“十三五”期间持续扩大，国际竞争力不断提高，中国应抓住数字贸易这一发展机遇，进一步扩大数字贸易规模[3]。

Anderson（1979）[4]最早用传统引力模型对贸易潜力进行估算。后来，Egger（2002）[5]提出了随机前沿引力模型。Battese&Corra（1995）认为，贸易效率长期不变假设不合实际，提出了时变衰减的随机前沿引力模型[6]。张希颖、刘敏（2023）基于随机前沿引力模型，实证得出中国应从加强数字贸易合作、提高贸易协定等级、完善RCEP成员国通信基础设施建设等方面提升中国对RCEP成员国的数字服务贸易出口水平[7]。

2 中國-东盟数字服务贸易竞争力分析

2.1 贸易概况

2005—2021年，中国-东盟数字服务贸易规模不断扩大，进出口总额由20.71亿美元提高至279.11亿美元，年平均增长率达18.36%；中国对东盟数字服务贸易出口额由9.18亿美元提高至130.57亿美元，在中国数字服务贸易出口总额中的比重由5.07%上升至9.9%；中国自东盟数字服务贸易进口总额由11.52亿美元提高至148.54亿美元，在中国数字服务贸易进口总额中的比重由4.38%上升至9.65%。东盟十国中，中国对新加坡数字服务贸易出口规模最大，约占中国对东盟数字服务贸易出口总额的60%，且占比有上升之势，其次是泰国、马来西亚和印度尼西亚，中国对文莱、老挝等国家数字服务贸易的出口规模很小，占比较低。

分行业来看，中国对东盟数字服务贸易出口中，其他商业服务和ICT服务出口比重较大，金融服务，保险和养老金服务，使用知识产权的费用，个人、文化和娱乐服务出口比重较低。2021年，其他商业服务出口占比63.2%，ICT服务出口占比25.72%，保险和养老金服务出口占比4.37%，使用知识产权的费用出口占比3.73%，金融服务出口占比2.23%，个人、文化和娱乐服务出口占比0.75%，出口结构严重失衡，有待优化。中国对东盟数字服务贸易进出口自2010年后基本处于顺差状态，ICT服务、其他商业服务长期顺差，而金融服务，保险和养老金服务，个人、文化和娱乐服务，使用知识产权的费用逆差明显，且有扩大之势。这表明，在全球价值链数字化转型中，我国数字服务贸易虽然发展迅速，但劣势依旧明显。

2.2 竞争力分析

本文以RCA指数、TC指数、MS指数测算值分析中国及东盟各国数字服务贸易竞争力。公式中，Xaj、Maj分别为j时期a国数字服务贸易出口额和进口额；Xa、Ma分别为j时期a国对外贸易出口总额和进口总额；Xgj、Xg分别为j时期全球数字服务贸易出口总额和对外贸易总额。公式如下：

式（1）中，RCA指数大于0，一般根据其大小将数字服务贸易出口竞争力划分为：竞争力极强（RCA>2.5）、竞争力很强（1.25≤RCA≤2.5）、竞争力较强（0.8≤RCA≤1.25）、竞争力较弱（RCA<0.8）。

式（2）中，TC指数介于-1～1，一般认为TC指数小于0，数字服务贸易处于劣势；TC指数大于0，数字服务贸易具有优势。

式（3）中，MS指数反映了该国数字服务贸易出口在全球数字服务贸易总出口中的比重，取值介于0～1，越接近于0，竞争优势越差；越接近于1，优势越明显。

表1显示了中国及东盟各国的RCA指数、TC指数和MS指数2005—2021年的平均值，以RCA指数为竞争力衡量标准，新加坡和菲律宾数字服务贸易出口竞争力较强；以TC指数为衡量标准，菲律宾数字服务出口竞争力略据优势，其他国家TC指数均小于0，出口竞争优势不明显；以MS指数为衡量标准，中国、新加坡数字服务贸易出口额在世界数字服务贸易总额中的占比高于其他国家，出口竞争优势明显。总体来看，中国数字服务贸易出口优势不明显，但增速尚可，发展潜力较大。

3 中国对东盟数字服务贸易出口潜力研究

3.1 模型构建与数据来源

Aigner等最早将随机前沿引力模型应用于企业生产绩效、贸易潜力和贸易效率的测量。模型中，随机扰动项ε被分为不受人为因素影响的随机误差项v和受人为因素影响的贸易非效率项μ。早期研究中，一般假定贸易非效率项u不随时间变化，但外部条件的变动会引致贸易条件的改善或恶化，进而影响贸易效率，1992年Battese&Coelli[8]在随机时不变模型基础上提出了时变衰减模型，模型如下：

模型中，TVijt、TV*ijt和TEijt分别表示中国对东盟各国数字服务贸易的实际出口额、理想出口额和出口效率；Xijt为核心解释变量；β为待估参数；vijt为随机误差项，一般假设vijt服从正态分布N（0，σ2v）；μijt为贸易非效率项，一般假定μijt≥0，与vijt相互独立且服从半正态或截尾正态分布。由公式（6）可知，当μijt=0时，TEijt=1，出口达到最优；μijt>0时，TEijt<1，出口存在干扰项。公式（7）中，η为待估参数，η=0时，贸易非效率项不随时间变化；η<0时，ηijt增大，贸易阻力随时间增加，贸易条件恶化；η>0，μijt减小，贸易阻力随时间减弱，贸易条件改善。对公式（4）取对数以降低变量之间的差异，得：

早期，对于贸易非效率项影响因素的探究主要采用“两步法”；后来，Battese&Coelli（1995）提出了“一步法”，将前沿模型与非效率模型结合避免“两步法”假设前后矛盾的弊端。模型设定如下：

其中，zijt为影响贸易效率的外生变量。σ为待估参数，σ>0表示zijt与μijt正相关，阻碍效率改善；σ<0表示zijt与μijt负相关，有利于效率改善。

通过构建随机前沿引力模型研究中国对东盟数字服务贸易出口潜力，模型将贸易国经济规模、人口规模、地理距离等短期内不变因素作为核心解释变量。非效率模型中，探讨了制度距离、物流水平、网络基础设施建设、自由度等因素对贸易效率的影响。模型构建如下：

式（11）中，LnTVijt为t时期中国对东盟各国数字服务贸易出口额取对数，由OECD Statistics数据库整理；LnGDPit、LnGDPjt反映了贸易国经济规模，预期影响为正，LnPOPit为出口国人口规模，预期影响负，LnPOPjt为进口国人口规模，预期影响正，数据均由世界银行数据库整理；LnDisijt为中国同东盟各国的加权平均距离，预期影响负，由CEPII数据库整理；Xijt为中国同东盟各国是否存在共同语言或共同边界，虚拟变量，賦值为“1”或“0”，预期影响正。考虑到随机前沿引力模型的敏感性，本文通过似然比检验确定是否引入，由CEPII数据库整理。

式（12）中，文化距离CDijt、制度距离GDijt反映了两国文化及制度的差异，预期影响正，数据来源于霍夫斯泰德官网；物流水平LIjt、互联网（固定宽带订阅数）NETjt、通信水平（移动电话订阅数）phonejt反映了进口国物流、通信等基础设施建设情况，预期影响负，数据来源于世界银行数据库；研发投入占GDP的百分比RIjt、高等教育入学率HIERjt反映了进口国科研、人才比重，预期影响负，数据来源于世界银行数据库；贸易自由度TFjt、投资自由度IFjt、金融自由度FFjt反映了政策的开放程度，预期影响负，数据来源于世界银行数据库；自由贸易协定FTAijt为虚拟变量，签订自由贸易协定赋值为“1”，否则赋值“0”，预期影响负，数据来源于WTO区域贸易协定数据库。

3.2 实证分析

3.2.1 模型适用性分析

本文通过LR检验确定贸易非效率是否存在及是否具有时变性、是否引入共同边界变量及共同语言变量。由表2可知，不存在贸易非效率项、贸易非效率不具有时变性和不引入边界变量假设均在1%的显著性水平上被拒绝，应拒绝原假设；不引入语言变量假设未通过显著性检验，需接受原假设。检验结果说明确实存在贸易非效率项且随时间变化，模型应引入边界变量但无需引入语言变量。模型修订为：

（13）

3.2.2 实证结果分析

表3显示了OLS模型、时不变模型、时变模型的估计结果：η>0且在1%水平上显著，说明随机前沿引力模型设定合理，贸易阻力随时间减弱；，γ越大，贸易非效率项在复合误差中比重越大，时不变模型和时变模型中γ均大于0.9且通过1%的显著性水平检验，说明复合误差主要来自贸易非效率项。

对时变模型各变量进行分析：LnGDPit、LnGDPjt系数为正，与预期一致，说明贸易国经济规模扩大有利于中国数字服务贸易出口。LnPOPit系数为负，与预期一致，说明中国人口规模的增加对其数字服务贸易出口不利，国内市场需求增加对国外市场需求产生挤出效应。LnPOPjt系数为负，与预期相反，原因可能是中国数字服务贸易供给与东盟扩大的市场需求不匹配，未能在扩大的市场中赢得竞争优势。LnDisijt系数为负，与预期一致，说明距离的增加对中国数字服务贸易出口不利。Borijt系数为负，与预期不符，原因可能是现代信息技术的发展弱化了距离对贸易的影响，接壤国家中越南、老挝、缅甸经济发展水平一般，市场需求疲软，不能对数字贸易出口产生正向可预期的影响。

表4显示了贸易非效率模型的估计结果：γ接近1且通过1%的显著性水平检验，说明时变模型适用。GDijt、CDijt系数为正，但未通过显著性检验，说明制度和文化差异对数字服务贸易出口不利但影响不显著；LIjt、Phonejt系数为负，且分别通过了1%和10%的显著性检验，说明提升东盟各国物流发展水平、加强通信基础设施建设提高通信服务能力有利于中国数字服务贸易出口；NETjt系数为正且通过了10%的显著性水平检验，与预期不符，说明提升东盟各国互联网发展水平对中国数字服务贸易出口效率改善不利。RIjt、HIERjt系数为负，与预期一致，且研发投入占比通过了1%的显著性水平检验，说明东盟各国增加研发投入，数字服务贸易的需求会随之上升，有利于改善中国对东盟数字服务贸易出口效率。TFjt、IFjt系数为正，与预期不符；FFjt、FTAijt系数为负，与预期一致。其中，投资自由度和金融自由度指标通过了1%的显著性水平检验，从系数符号和显著性水平可知，东盟各国贸易自由度和贸易协定对中国数字服务贸易出口效率影响不显著。东盟各国投资自由度越高，越不利于中国数字服务贸易出口；东盟各国金融自由度越高，越有利于中国数字服务贸易出口。

通过Frontier4.1回归可知，中国对东盟各国数字服务贸易出口效率整体呈上升趋势，具体如图1所示。赵金鑫、田志宏（2019）[1]依据贸易效率将市场类型分为冰山型（0～0.3）、发展型（0.3～0.6）、扩张型（0.6～0.9）、饱和性（0.9～1.0）。按2016—2021年中国对东盟各国出口效率平均值分析，文莱达鲁萨兰国（0.2227）、老挝（0.1825）属于冰山型市场；柬埔寨（0.7768）、印度尼西亚（0.7344）、马来西亚（0.6291）、缅甸（0.8923）、菲律宾（0.8914）、越南（0.8239）属于扩张型市场；新加坡（0.9307）、泰国（0.9176）属于饱和型市场。

表5显示了2021年中国对东盟成员国数字服务贸易出口效率、出口潜力及拓展空间。东盟十国中，中国对新加坡、马来西亚、印度尼西亚数字服务贸易出口规模较大，理想贸易量远高于其他国家；文莱达鲁萨兰国、老挝、马来西亚市场潜力较大，贸易拓展空间明显。

4 结语

4.1 结论

2005—2021年，中国对东盟数字服务贸易长期顺差，贸易规模不断扩大。中国对东盟数字服务贸易出口市场差异明显，以新加坡、泰国、馬来西亚为主；对柬埔寨、老挝等国出口规模小，贸易效率低、贸易潜力大。中国数字服务贸易出口集中于其他商业服务和ICT服务领域，出口结构严重失衡。RCA指数、TC指数和MS指数测算结果显示，中国数字服务贸易出口竞争优势不强，但增速明显、潜力较大。

时变模型回归结果显示，贸易双方经济规模扩大对中国数字服务贸易出口有利，而人口规模、地理距离的增加及共同边界等因素对中国数字服务贸易出口产生了消极影响。对非效率模型回归结果分析可知，提升东盟各国物流水平、通信水平和金融自由度，提高东盟各国研发投入占比，推进双边自由贸易协定进一步深化，有利于提高中国数字服务贸易出口效率；改善东盟各国互联网发展水平和投资自由度会阻碍中国数字服务贸易出口。

4.2 建议

深化中国-东盟经贸合作，削减关税及非关税壁垒、降低准入门槛，推动商品及服务自由流动，改善营商及投资环境，提升贸易、投资的自由化水平，为数字服务贸易发展创造更为有利的经贸条件。

提升物流基础设施及通信设施建设水平，加大研发投入力度，提升双边及多边的信息共享，促进信息安全，为数字服务贸易的发展提供设施和科技支持。

优化中国数字服务贸易出口结构，挖掘东盟各国市场潜力，在金融、保险、知识产权等行业中寻求更多共同利益增长点，创造新的贸易需求，拓展贸易市场，提高数字服务贸易出口效率。

充分发挥各经济组织及经济平台的作用。经济组织为成员国提供了更为稳定的贸易机制，增强了政治互信。中国-东盟自贸区在深化经贸合作、调控市场准入、扩大市场开放、促进双边贸易发展中发挥着举足轻重的作用。

参考文献

赵金鑫，田志宏.中国对“一带一路”国家的农产品出口效率[J].西北农林科技大学学报（社会科学版），2019（1）：111-117.

孟晓华，许军.基于熵权灰色关联度分析的中国数字服务贸易综合竞争力影响因素实证研究[J].价格月刊， 2023（11）： 77-86.

王晓红， 朱福林， 夏友仁.“十三五”时期中国数字服务贸易发展及“十四五”展望 [J].首都经济贸易大学学报 ， 2020 （6）： 28-42.

Anderson，J.E. A Theoretical foundation for the Gravity Equation[J].American Economic Review， 1979 ，（69）：106-116

Egger，P.2002. An Economic View on the Estimation of Gravity Models and the Calculation of Trade Potential [J].The World Economy， 2002（25）：297-312.

BatteseG.E.，CorraG.S..A Model for Technical Inefficiency Effects in a Stochastic Frontier Production Function for Panel Data  [J].Empirical Economics ，1995（20）：325-332.

张希颖，刘敏.中国向RCEP成员国数字服务贸易出口效率与潜力研究： 基于随机前沿引力模型[J].价格月刊，2023（11）：1-13.

BatteseG.E.，ColliT.J..Frontier Production Functions.Technical Efficiency and Panel Data：with Application to Paddy Farmers in India[J].Journal of Productivity Analysis ，1992（3）：153-169.