齊俊妍 強華俊

(天津財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，天津 300222)

一、引言與文獻綜述

國際組織將數(shù)字服務貿(mào)易定義為“通過信息通訊網(wǎng)絡跨境傳輸交付的服務”[1]。因此相對于傳統(tǒng)服務貿(mào)易，信息技術驅(qū)動的數(shù)字服務貿(mào)易在很大程度上依賴于數(shù)據(jù)的跨境流動和處理[2]，使得服務提供者在最能發(fā)揮價值增值之處獲取和發(fā)送數(shù)據(jù)并和接收對象進行時空分離，增強了服務可貿(mào)易性及其比較優(yōu)勢，并成為各國發(fā)展的重點[3]。據(jù)UNCTAD統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，全球2019年數(shù)字服務貿(mào)易出口額占出口貿(mào)易總額比重已達12.9%，占服務貿(mào)易出口更達52%以上。但由于支撐數(shù)字服務貿(mào)易的頂層制度設計、產(chǎn)業(yè)基礎設施和數(shù)字創(chuàng)新水平具有顯著差異，國家間數(shù)字鴻溝問題還無法有效解決，數(shù)據(jù)賦能價值顯現(xiàn)出數(shù)據(jù)不當使用所導致的安全隱憂，疊加數(shù)據(jù)主權和信息安全戰(zhàn)略觀念深化，使得大多數(shù)國家對數(shù)據(jù)流動實施了不同程度的限制政策，包括數(shù)據(jù)本地化要求及強制設立數(shù)據(jù)保留期限等[4-5]，不僅阻斷了通訊網(wǎng)絡數(shù)據(jù)流通性，還給服務出口商帶來了較高在線交付成本，在一定程度上削弱了本國數(shù)字貿(mào)易發(fā)展優(yōu)勢和潛力。

如何在維護國內(nèi)信息網(wǎng)絡安全和構建便利化跨境數(shù)據(jù)流動監(jiān)管政策體系之間進行平衡，以突破碎片化國際治理規(guī)則促進數(shù)字貿(mào)易發(fā)展，成為各國面臨的重要難題[3]。在WTO多邊數(shù)字貿(mào)易治理體系無法取得突破性進展的背景下，具有數(shù)字貿(mào)易比較優(yōu)勢經(jīng)濟體參與規(guī)則制定的路徑呈現(xiàn)多元化態(tài)勢[6]，其中區(qū)域貿(mào)易協(xié)定(RTA)儼然成為推進和引領全球數(shù)字貿(mào)易規(guī)則制定的重要平臺[7-8]。主要經(jīng)濟體通過在RTA中設立專門的電子商務章節(jié)和相關服務章節(jié)等，將數(shù)字貿(mào)易議題納入規(guī)則制定范疇以加強雙多邊數(shù)字貿(mào)易深化合作[6]。與此同時，與歐美發(fā)達國家相比，我國在參與全球或區(qū)域?qū)用鏀?shù)字貿(mào)易規(guī)則體系建設和國內(nèi)監(jiān)管制度準備上都尚顯不足，與國際高標準規(guī)則脫軌可能導致在未來國際貿(mào)易競爭中處于不利地位[9]。因此，在數(shù)字貿(mào)易規(guī)則談判成為國際經(jīng)貿(mào)秩序重構的重要背景下，系統(tǒng)剖析數(shù)據(jù)流動限制政策對數(shù)字服務出口貿(mào)易的影響及其作用機制，并有效檢驗雙邊簽署涵蓋數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的RTA對邊境內(nèi)數(shù)據(jù)流動限制政策貿(mào)易效應的影響，對我國數(shù)字服務貿(mào)易發(fā)展以及數(shù)字貿(mào)易規(guī)則制定具有重要政策意涵。

目前關于數(shù)字服務貿(mào)易的研究文獻還比較缺乏，部分文獻對數(shù)據(jù)政策和數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的經(jīng)貿(mào)影響僅做了初步探討。Christensen等(2013)[10]和Bauer等(2013)[11]率先評估了歐盟通用數(shù)據(jù)保護條例對企業(yè)績效和貿(mào)易的影響，發(fā)現(xiàn)使用數(shù)據(jù)相當密集的中小企業(yè)在遵守這些新規(guī)則時會產(chǎn)生大量成本，進而減少了歐盟與其他經(jīng)濟體間的貿(mào)易。Marel等(2016)[2]以OECD-PMR數(shù)據(jù)庫中預期會影響數(shù)據(jù)處理和使用的相關規(guī)制作為數(shù)據(jù)政策限制的代理指標考察其對行業(yè)全要素生產(chǎn)率等生產(chǎn)績效的負面影響。Marel和Ferracane(2021)[12]基于Ferracane等(2018)[5]測算的數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)，量化分析了數(shù)據(jù)流動限制政策對數(shù)據(jù)密集型服務進出口貿(mào)易的抑制性影響效果。齊俊妍和強華俊(2021)[13]以及周念利和姚亭亭(2021)[4]研究證實了包括數(shù)據(jù)流動限制在內(nèi)的數(shù)字服務貿(mào)易壁壘對數(shù)字服務出口規(guī)模和出口技術復雜度的顯著負面影響。齊俊妍和強華俊(2022)[14]以數(shù)字服務投入為紐帶展開跨境數(shù)據(jù)流動限制政策對制造業(yè)出口技術復雜度影響的研究，發(fā)現(xiàn)二者存在明顯負向聯(lián)系，并且負向影響程度與數(shù)字服務投入呈現(xiàn)正相關?，F(xiàn)階段，將數(shù)字貿(mào)易規(guī)則納入RTA協(xié)定以實現(xiàn)數(shù)字服務貿(mào)易自由化發(fā)展成為大多數(shù)國家的現(xiàn)實選擇。周念利和陳寰琦(2020)[15]探究了全球RTA協(xié)定中具有“美式模板”特征數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的貿(mào)易促進效應。劉斌等(2021)[16]從規(guī)制融合視角研究認為RTA層面的數(shù)字貿(mào)易規(guī)則合作能夠有效促進雙邊數(shù)字服務貿(mào)易增長。彭羽等(2021)[17]對RTA中數(shù)字貿(mào)易規(guī)則條款進行分類并構建條款異質(zhì)性指數(shù)，發(fā)現(xiàn)提高各類型規(guī)則條款深度能顯著促進締約國數(shù)字服務出口，但促進效應受到雙邊制度質(zhì)量差異的影響。

上述文獻對本文研究提供了有益參考，但仍存在不足之處：(1)對各國數(shù)據(jù)流動監(jiān)管政策識別不足，間接衡量指標無法反映各國邊境內(nèi)數(shù)據(jù)流動限制政策全貌；(2)并未在數(shù)據(jù)監(jiān)管政策和數(shù)字服務貿(mào)易之間建立起有效聯(lián)系，且受限于相關數(shù)據(jù)不足的截面數(shù)據(jù)結構以及直接的OLS實證分析可能導致研究結果存在偏誤；(3)缺乏數(shù)據(jù)政策貿(mào)易影響的作用機制及相關異質(zhì)性特征的考察，籠統(tǒng)刻畫貿(mào)易效應不利于精準施策；(4)RTA數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的單一貿(mào)易效應分析難以從政策協(xié)調(diào)視角為中國積極參與雙多邊數(shù)字貿(mào)易規(guī)則談判提供經(jīng)驗解釋。本文創(chuàng)新之處體現(xiàn)在以下幾個方面：(1)基于歐洲國際政治經(jīng)濟中心數(shù)字貿(mào)易評估數(shù)據(jù)庫(ECIPE-DTE)構建較為全面的數(shù)據(jù)流動限制政策評價體系，刻畫分析各國時間維度上的數(shù)據(jù)流動限制水平，減少因使用截面數(shù)據(jù)造成的回歸誤差；(2)借鑒Calvino等(2018)[18]方法量化數(shù)字服務貿(mào)易部門的數(shù)據(jù)強度，以此構建數(shù)據(jù)政策與數(shù)字服務貿(mào)易之間聯(lián)系的橋梁，力求精準測度數(shù)字服務貿(mào)易受政策的影響；(3)采用Heckman兩階段模型從出口決策和出口規(guī)模視角的實證分析，避免貿(mào)易“零值”導致的潛在樣本選擇偏差和模型內(nèi)生性問題；(4)有效區(qū)分行業(yè)和監(jiān)管政策國家類型進行異質(zhì)性檢驗，并從貿(mào)易成本效應和網(wǎng)絡環(huán)境效應揭示數(shù)據(jù)流動限制政策影響數(shù)字服務貿(mào)易的內(nèi)在機制，進而從研究結果中剝離出更具價值的政策建議；(5)基于TAPED數(shù)據(jù)庫檢索全球含數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的RTA，根據(jù)條款法律約束性程度對數(shù)字貿(mào)易規(guī)則深度水平進行量化，并通過調(diào)節(jié)效應模型檢驗其規(guī)制融合貿(mào)易促進效應，以期提供國家間在RTA層面進行數(shù)字貿(mào)易監(jiān)管規(guī)則合作必要性的重要證據(jù)。

二、理論分析與研究假設

(一)數(shù)據(jù)流動限制政策對數(shù)字服務出口貿(mào)易的影響渠道分析

貿(mào)易成本渠道。從ECIPE-DTE數(shù)據(jù)庫各類政策措施影響來看：“禁止轉(zhuǎn)讓和有條件流動”政策要求數(shù)字服務出口商在進行商業(yè)數(shù)據(jù)跨境傳輸時必須滿足嚴格的安全審查和風險評估措施，出口門檻的設定降低了信息搜索質(zhì)量和便利性，增加基于信息和數(shù)據(jù)為載體的數(shù)字服務的存儲、計算和傳輸難度，極大提高了搜尋成本、在線溝通成本、建立分銷渠道成本以及政策合規(guī)成本[14]，降低了出口企業(yè)與貿(mào)易商之間信息交流和服務交易效率，收窄了企業(yè)出口范圍。在“數(shù)據(jù)本地加工和存儲要求”政策下，出口企業(yè)需在國內(nèi)建立數(shù)據(jù)處理中心或?qū)?shù)據(jù)相關業(yè)務外包給具有壟斷地位的本地數(shù)據(jù)服務提供商，但無論何種選擇，企業(yè)出口固定成本都會額外增加[5]。過長數(shù)據(jù)保留時間要求會增加企業(yè)信息存儲成本，而如果規(guī)定企業(yè)在不需要提供服務時不得保留某些數(shù)據(jù)，會導致企業(yè)客戶信息損失進而形成二次搜尋成本?！皵?shù)據(jù)隱私主體權利和隱私管理要求”通常是為了合法目標，但當某些要求被不成比例的或以歧視性方式實施時，仍會給企業(yè)造成出口障礙[12]，例如收集和使用數(shù)據(jù)的請求同意繁瑣程序以及監(jiān)管部門要求直接訪問企業(yè)處理和使用的數(shù)據(jù)，會引起貿(mào)易伙伴的不滿進而減少服務進口需求。另外，行政處罰措施提高了出口企業(yè)面臨的不確定性風險，為緩解不確定性企業(yè)需要支付額外的政策和法律咨詢費用，導致數(shù)字服務出口合規(guī)成本提高。

互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境渠道?，F(xiàn)有文獻研究認為，互聯(lián)網(wǎng)普及率和網(wǎng)絡帶寬速率的提升以及信息通訊網(wǎng)絡應用能力的增強減弱了地理距離約束，使得服務業(yè)企業(yè)能夠迅速且有效的鏈接供需[19]，并通過降低貿(mào)易成本、擴大市場參與者以及優(yōu)化貿(mào)易結構等路徑對服務出口貿(mào)易產(chǎn)生積極影響[20]。但與此同時，Helen(2006)[21]認為政策制度因素會影響一國互聯(lián)網(wǎng)普及率和通信基礎設施發(fā)展水平。數(shù)字經(jīng)濟滲透加速了數(shù)字技術賦能服務貿(mào)易的數(shù)字化轉(zhuǎn)型，數(shù)據(jù)流通作為信息網(wǎng)絡傳輸和數(shù)字服務交易的基礎性作用進一步放大，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的數(shù)字服務貿(mào)易促進效應的發(fā)揮會極大受限于一國數(shù)據(jù)流動限制政策[12]。例如，強制性數(shù)據(jù)保留和信通設施本地化要求等限制措施一方面會使本國互聯(lián)網(wǎng)服務供應商形成寡頭壟斷、并造成互聯(lián)網(wǎng)連接和使用的高價格局面；另一方面還進一步降低了外圍企業(yè)對信息通訊網(wǎng)絡行業(yè)的投資，進而在一定程度上阻礙了本國互聯(lián)網(wǎng)覆蓋范圍的擴大、網(wǎng)絡傳輸和接入能力的增強以及數(shù)字基礎設施水平的提升[14]?；ヂ?lián)設施連通性下降、網(wǎng)絡資源匱乏以及國家間不斷擴大的數(shù)字鴻溝，降低了本國服務企業(yè)信息技術應用能力和數(shù)字服務出口傳輸效率，制約了本國數(shù)字服務出口貿(mào)易的增長。另外，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的正外部性效應本質(zhì)上就是數(shù)據(jù)能夠及時地進行生產(chǎn)、傳輸、處理和分析，嚴格的數(shù)據(jù)監(jiān)管政策在導致互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)延滯的同時，也降低了數(shù)字服務出口企業(yè)生產(chǎn)要素配置效率和出口績效[22]。綜上，提出以下假設。

H1數(shù)據(jù)流動限制政策對本國數(shù)字服務出口貿(mào)易存在顯著負向影響，其中貿(mào)易成本效應和互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境效應是重要的中間影響渠道。

(二)數(shù)據(jù)流動限制政策對數(shù)字服務出口貿(mào)易的異質(zhì)性影響分析

不同數(shù)字服務行業(yè)數(shù)據(jù)生產(chǎn)量、使用量和交易量存在差異，從這一角度來說，數(shù)據(jù)流動限制政策對不同數(shù)字服務行業(yè)的貿(mào)易影響與各行業(yè)數(shù)據(jù)密集程度或進行跨境服務提供的信息通信網(wǎng)絡使用程度密切相關。Calvino等(2018)[18]基于不同行業(yè)的ICT投資和購買等相關數(shù)據(jù)大致測算了不同行業(yè)數(shù)據(jù)密集度，發(fā)現(xiàn)信息通訊、金融保險等數(shù)字服務貿(mào)易部門數(shù)字化程度較高。Christensen等(2013)[10]以及Marel和Ferracane(2021)[12]研究指出，數(shù)據(jù)密集型企業(yè)在數(shù)字貿(mào)易政策合規(guī)等方面所作出的工作努力會產(chǎn)生較大的成本。另外，Aaronson和Leblond(2018)[23]根據(jù)監(jiān)管特征進一步將各國數(shù)據(jù)流動和處理政策規(guī)則劃分為 “開放型”、“條件型”和“限制型”三種類型，而其主要代表性經(jīng)濟體分別為美國、歐盟和中國，現(xiàn)也被稱為數(shù)字貿(mào)易政策的 “美式規(guī)則”、“歐式規(guī)則”和 “中式規(guī)則”[24]。在數(shù)字服務企業(yè)的跨境傳輸和處理數(shù)據(jù)的便利性受到本國數(shù)據(jù)監(jiān)管政策干擾的背景下[25]，通常具有“開放型”模式的雙邊國家數(shù)字服務企業(yè)依托數(shù)據(jù)流進行貿(mào)易更加便捷，因此兩國間表現(xiàn)出較高的數(shù)字服務貿(mào)易水平，但“條件型”和“限制型”模式的雙邊國家數(shù)字服務企業(yè)對外貿(mào)易會受到嚴格的數(shù)據(jù)監(jiān)管政策掣肘，合規(guī)成本的提高降低了雙邊數(shù)字服務貿(mào)易流量[24]。綜上，提出以下假設。

H2數(shù)據(jù)流動限制政策的負向貿(mào)易影響存在數(shù)字服務行業(yè)和數(shù)據(jù)監(jiān)管模式國家的顯著異質(zhì)性。

(三)RTA數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的調(diào)節(jié)效應分析

數(shù)字貿(mào)易全球性規(guī)則的缺失疊加各國限制性數(shù)字貿(mào)易監(jiān)管政策，客觀上推動了各國通過締結RTA協(xié)定加強雙邊和多邊規(guī)則合作[7-8]。根據(jù)國際政治經(jīng)濟學理論，生產(chǎn)國際化和貿(mào)易依存度的提高加深了國際規(guī)則與國內(nèi)政策之間的關聯(lián)度，增強了一國對國際政策協(xié)調(diào)的需求，將促使國家間監(jiān)管政策趨同化[26]。而各經(jīng)濟體間締結涵蓋數(shù)字貿(mào)易相關規(guī)則RTA的目的也確實是想要加強數(shù)字貿(mào)易政策合作以創(chuàng)造更加健康、自由、便利和共贏的數(shù)字貿(mào)易環(huán)境[17]。以RTA中數(shù)據(jù)相關規(guī)則條款為例，由于跨境數(shù)字服務貿(mào)易的核心是數(shù)據(jù)自由流動[15]，因此締約國對數(shù)據(jù)存儲和計算機設施非本地化、源代碼保護以及互聯(lián)網(wǎng)訪問和使用原則等條款的執(zhí)行，可以有效增強邊境內(nèi)數(shù)據(jù)政策措施一致性，進而降低數(shù)字服務企業(yè)出口貿(mào)易成本，提升雙邊跨境數(shù)據(jù)流動的自由化水平[15-17]。因此，RTA中涵蓋廣泛的數(shù)字貿(mào)易規(guī)則并提高條款承諾水平將有助于實現(xiàn)雙多邊數(shù)字服務貿(mào)易監(jiān)管的規(guī)制融合，削弱以跨境數(shù)據(jù)流動限制政策為代表的邊境內(nèi)數(shù)字貿(mào)易壁壘，促進雙邊數(shù)字服務出口增長。由此，提出以下假設。

H3簽署數(shù)字貿(mào)易規(guī)則RTA并提高條款深度水平能夠緩解數(shù)據(jù)流動限制政策的負向貿(mào)易影響。

三、數(shù)據(jù)流動限制和數(shù)據(jù)強度的定量評估

(一)數(shù)據(jù)流動限制水平的評估與分析

ECIPE數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)是目前較為全面且被國內(nèi)外相關文獻廣泛使用的指標體系之一。ECIPE-DTRI報告中僅公布了2017年的數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)，但ECIPE-DTE數(shù)據(jù)庫列出了各經(jīng)濟體不同年份的基于企業(yè)成本角度篩選的壁壘性數(shù)據(jù)流動監(jiān)管政策信息，包含對數(shù)據(jù)政策措施的詳細描述、所屬政策領域和子領域名稱、覆蓋范圍、時間范圍以及政策來源等。數(shù)據(jù)政策主要分為“跨境數(shù)據(jù)流動限制措施”和“國內(nèi)數(shù)據(jù)流動和使用限制措施”兩類[27]，前者包括數(shù)據(jù)本地化政策領域，后者包括數(shù)據(jù)保留和資料隱私主體權利等五個政策領域。鑒于不同政策領域及其下轄措施壁壘程度差異，ECIPE專家根據(jù)措施部門覆蓋率及受影響數(shù)據(jù)類型對各政策領域和具體措施分別賦予不同權重和分值，以從貿(mào)易成本視角合理科學反映不同數(shù)據(jù)政策的限制水平[5]?；诖?，本文利用ECIPE-DTE的各國數(shù)據(jù)政策信息以及DTRI指數(shù)報告中公布的量化方法，核算時間維度上的各國數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)，取值介于0和1之間，越接近于1，說明數(shù)據(jù)政策限制程度越強(1)具體數(shù)據(jù)政策分類和量化方法可參見Ferracane等(2018)[5]以及齊俊妍和強華俊(2022)[14]。。

圖1是全球數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)隨時間演變的情況?？梢园l(fā)現(xiàn)，三個維度數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)存在明顯上升趨勢，反映了所有類型的數(shù)據(jù)監(jiān)管政策隨著時間的推移變得更加嚴格的特征。這主要反映出隨著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展，數(shù)據(jù)日益成為重要的生產(chǎn)要素和數(shù)字化服務交易的依托形式，數(shù)據(jù)流呈幾何式增長，數(shù)據(jù)價值凸顯促使各國從數(shù)據(jù)安全和數(shù)據(jù)保護角度對數(shù)據(jù)流動監(jiān)管呈現(xiàn)趨緊態(tài)勢。

圖1 全球數(shù)據(jù)流動限制政策發(fā)展趨勢資料來源：基于ECIPE-DTE數(shù)據(jù)庫和ECIPE-DTRI報告核算整理。

(二)數(shù)據(jù)強度指標的構建與分析

不同數(shù)字服務貿(mào)易部門數(shù)據(jù)依賴度存在差異，若對數(shù)據(jù)流動限制政策和數(shù)字服務貿(mào)易進行簡單未加權分析，會造成實證研究中數(shù)據(jù)流動限制政策貿(mào)易影響的估計偏誤。Arnold(2011)[28]早期率先構建“服務滲透率”指標研究制造業(yè)生產(chǎn)活動受服務貿(mào)易政策的影響程度。遵循該思想，本文以數(shù)字服務貿(mào)易部門中來自“數(shù)據(jù)產(chǎn)出部門”的投入占比構建數(shù)字服務行業(yè)的數(shù)據(jù)強度指標(DIjt)，以更好地反映不同行業(yè)對“數(shù)據(jù)中間投入”的依賴和滲透程度。計算公式為

DIj=ΣdDMIdj/TIj

(1)

其中，j表示數(shù)字服務貿(mào)易部門，d表示 “數(shù)據(jù)產(chǎn)出部門”，借鑒Calvino等(2018)[18]行業(yè)數(shù)據(jù)密集度劃分，選取具有高數(shù)據(jù)密集度的行業(yè)作為“數(shù)據(jù)產(chǎn)出部門”(2)數(shù)據(jù)產(chǎn)出部門(按ISIC Rev.4分類)：C26、C27、C28、C30、C31_C32、G45、J59_J60、J61、J62_J63、K64_K65、M69_M70、M72、M73、M74_M75。；ΣdDMIdj表示j部門接受來自所有“數(shù)據(jù)產(chǎn)出部門”的中間投入；TIj表示j部門總的中間投入。

為避免單一指標核算偏誤，本文利用完全消耗系數(shù)法核算數(shù)字服務貿(mào)易部門對“數(shù)據(jù)產(chǎn)出部門”的完全消耗量，以此作為數(shù)字服務貿(mào)易部門“數(shù)據(jù)強度”的穩(wěn)健性檢驗代理變量，計算公式如下

(2)

其中，等式右邊第一項是j部門對“數(shù)據(jù)產(chǎn)出部門d”的直接消耗，第二項、第三項、…、第n+1項表示第一次、第二次、……、以及第n次的間接消耗，累加之和即為完全消耗。

圖2展現(xiàn)了世界主要經(jīng)濟體數(shù)字服務貿(mào)易部門的平均數(shù)據(jù)強度?？梢园l(fā)現(xiàn)，發(fā)達經(jīng)濟體數(shù)字服務貿(mào)易部門數(shù)據(jù)強度要明顯高于新興經(jīng)濟體：其中德國和美國的數(shù)據(jù)強度指數(shù)分別達0.55和0.46，而印度和俄羅斯僅為0.11和0.08；進一步以日本和中國的ICT以及其它商業(yè)服務典型部門為例，日本兩部門數(shù)據(jù)強度指數(shù)分別為0.96和0.91，而中國僅為0.33和0.5?？傮w上看，我國各服務部門數(shù)據(jù)強度依然較低，這種差距說明我國各服務行業(yè)還存在較大的數(shù)字化轉(zhuǎn)型空間，也側(cè)面反映出數(shù)據(jù)自由流動對推動服務業(yè)和服務貿(mào)易數(shù)字化發(fā)展具有重要意義。

圖2 跨國行業(yè)數(shù)據(jù)強度比較資料來源：基于WIOD-WIOTs數(shù)據(jù)庫核算繪制。

四、計量模型與數(shù)據(jù)說明

(一)基準回歸模型

雙邊數(shù)字服務貿(mào)易部門出口數(shù)據(jù)存在較多零值，若剔除零值樣本，可能會產(chǎn)生樣本選擇性偏差問題，進而影響實證估計精度。因此本文利用Heckman兩階段選擇模型分析數(shù)據(jù)流動限制對數(shù)字服務貿(mào)易的影響：第一階段建立出口決策Probit模型，并計算得到逆米爾斯比率(IMR)；其次建立出口規(guī)模決定模型，并將IMR納入模型中進行修正。另外Heckman第一階段模型中要求有一個變量作用出口決策但對出口規(guī)模無影響，本文借鑒現(xiàn)有文獻普遍做法，使用上一期出口決策(EXDisjt-1)作為該作用變量。模型如下

Pr(EXDisjt=1)=φ(α0+α1DFRIijt+α2Controls+γEXDisjt-1+φi+vs+μj+θt+εisjt)

(3)

lnEXisjt=β0+β1DFRIijt+β2Controls+δIMRisjt+φi+vs+μj+θt+εisjt

(4)

其中，i、s、t、j分別表示出口國、進口國、年份和數(shù)字服務貿(mào)易部門；EXDisjt為數(shù)字服務出口的二元虛擬變量；EXisjt表示數(shù)字服務出口額，采用出口額加1的對數(shù)衡量；DFRIijt表示i國j部門數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)：將部門層面數(shù)據(jù)強度變量與國家層面數(shù)據(jù)流動限制變量進行交互得到滲透至數(shù)字服務行業(yè)的數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)，即DFRIijt=DFRIit×DIijt；Controls表示所有控制變量；φi、vs、μj和θt分別表示出口國、進口國、行業(yè)和年份固定效應；εisjt為隨機干擾項。

(二)數(shù)據(jù)詳情及描述性分析

1.被解釋變量和核心解釋變量

參考UNCTAD(2018)[1]關于數(shù)字服務貿(mào)易行業(yè)界定標準來確定研究的數(shù)字服務貿(mào)易部門，數(shù)據(jù)來源于WTO服務貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。核心解釋變量為數(shù)據(jù)流動限制變量和部門數(shù)據(jù)強度變量交互得到滲透至數(shù)字服務貿(mào)易行業(yè)層面的數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)。國家層面數(shù)據(jù)流動限制變量包括總體數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)(DFRI)、跨境數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)(DFRI_C)和國內(nèi)數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)(DFRI_D)三個維度。行業(yè)數(shù)據(jù)強度指標構建所需數(shù)據(jù)來源于WIOD投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(WIOD-WIOTs)。通過將WTO服務貿(mào)易數(shù)據(jù)庫和WIOD-WIOTs數(shù)據(jù)庫中的行業(yè)進行匹配，本文選擇42個國家(3)樣本國：AUS、AUT、BEL、BGR、BRA、CAN、CHE、CHN、CYP、CZE、DEU、DNK、ESP、EST、FIN、FRA、GBR、GRC、HRV、HUN、IDN、IND、IRL、ITA、JPN、KOR、LTU、LUX、LVA、MEX、MLT、NLD、NOR、POL、PRT、ROU、RUS、SVK、SVN、SWE、TUR、USA。5個數(shù)字服務貿(mào)易行業(yè)2007-2018年的樣本數(shù)據(jù)(4)WIOD-WIOTs數(shù)據(jù)最新年份只到2014年，2015-2018的數(shù)字強度指標無法計算獲得，因此本文采用均值法進行補齊。下文來源于WIOD的行業(yè)層面相關指標數(shù)據(jù)，均采用此方法。。

表1 行業(yè)匹配

2.控制變量

為減少遺漏變量造成的估計偏誤，加入引力模型中較常用的國家層面控制變量：雙邊經(jīng)濟規(guī)模(GDPist，GDPist=GDPit+GDPst)；雙邊地理距離(DISTis)、是否有共同語言(LANGis)、是否具有共同邊界(TIGis)以及是否具有殖民地關系(CLONYis)。另考慮行業(yè)特征的影響，加入行業(yè)層面的控制變量：行業(yè)規(guī)模(SCALEijt)，用行業(yè)總產(chǎn)出表示；資本密集度(CAPijt)，用行業(yè)資本存量與雇傭人數(shù)之比表示；勞動生產(chǎn)率(LABijt)，用行業(yè)總產(chǎn)出與行業(yè)人數(shù)之比衡量；工資水平(WAGEijt)，用員工收入與員工人數(shù)之比衡量。

3.中介變量

(2)互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境(ICT)。利用世界經(jīng)濟論壇的網(wǎng)絡就緒度指數(shù)衡量，該指標從環(huán)境、就緒度和應用三個方面綜合評價了一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展環(huán)境情況。其次，基于“互聯(lián)網(wǎng)滲透率”思想，本文以數(shù)字服務貿(mào)易部門增加值中來源于信息通訊行業(yè)增加值的占比為權重，構建滲透至數(shù)字貿(mào)易部門層面的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展環(huán)境指標，用以反映不同部門受國家互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境變化的影響情況。

4.描述性統(tǒng)計

本文對相關變量取自然對數(shù)以克服模型異方差和多重共線性問題，具體變量信息及數(shù)據(jù)來源見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計

五、實證檢驗及結果分析

(一)基準回歸

表3是三個不同維度限制指數(shù)的回歸結果。在第二階段估計結果中，逆米爾斯比率(IMR)系數(shù)均在1%水平上顯著不為0，說明采用 Heckman 兩階段模型是合理且必要的。第一階段出口決策模型回歸顯示，三個維度數(shù)據(jù)流動限制變量系數(shù)在1%的水平上顯著為負，即一國數(shù)據(jù)流動限制政策降低了數(shù)字服務貿(mào)易部門出口概率。對于出口規(guī)模，第二階段估計結果顯示，三個維度的數(shù)據(jù)流動限制均顯著阻礙了數(shù)字服務貿(mào)易部門出口規(guī)模擴張。就跨境數(shù)據(jù)流動限制和國內(nèi)數(shù)據(jù)流動限制分別而言，限制程度每提高1%，數(shù)字服務貿(mào)易出口規(guī)模將分別下降4.1%和2.3%。由此來看，跨境數(shù)據(jù)流動限制是制約一國數(shù)字服務貿(mào)易增長的關鍵壁壘，國內(nèi)數(shù)據(jù)使用和流動限制措施的負向影響作用相對較小。綜上結果，數(shù)據(jù)流動限制政策對數(shù)字服務出口企業(yè)構成較高成本負擔，收窄數(shù)字服務出口市場空間的同時，也制約服務貿(mào)易競爭新優(yōu)勢的形成，不僅阻礙一國對外數(shù)字服務貿(mào)易規(guī)模的增加，也是影響數(shù)字服務貿(mào)易部門進行出口決策的重要掣肘因素。

表3 Heckman兩階段模型估計

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.替換數(shù)據(jù)強度指標

考慮到“數(shù)據(jù)強度”指標核算方法不同可能會影響到研究結論，本文采用完全消耗系數(shù)法重新測算部門“數(shù)據(jù)強度”并進行回歸檢驗。表4中(1)是具體估計結果：第一階段和第二階段DFRI變量系數(shù)絕對值和顯著性較基準回歸均出現(xiàn)上升，但回歸系數(shù)符號方向并未發(fā)生變化，表明一國數(shù)據(jù)流動限制政策負向影響本國數(shù)字服務貿(mào)易部門出口決策和出口規(guī)模的結論是穩(wěn)健的。

2.替換數(shù)據(jù)流動限制指標

構建數(shù)據(jù)流動限制指標的賦分和加權方法可能存在主觀性因素影響，本文使用OECD數(shù)字服務貿(mào)易限制指數(shù)數(shù)據(jù)庫中“基礎設施連通性”政策領域的限制指數(shù)(DSTRI)作為數(shù)據(jù)流動限制指標的代理變量進行重新估計(5)OECD-DSTRI數(shù)據(jù)庫涵蓋50個國家2014-2020年的指標信息，通過國家和年份匹配，本文選擇36個國家2014-2018年的指標數(shù)據(jù)。，合理性在于該領域政策措施涵蓋了包括數(shù)據(jù)本地化以及禁止跨境傳輸數(shù)據(jù)等一系列限制措施，與本文指標限制措施存在高度重合性。表4中(2)的估計結果顯示，DSTRI變量在1%水平上顯著降低了數(shù)字服務貿(mào)易部門出口概率和出口規(guī)模，說明利用不同方法評價一國數(shù)據(jù)監(jiān)管環(huán)境并不會改變本文基準研究結論。

3.替換估計方法

為避免由于不同計量方法而造成估計偏誤，本文利用最大似然估計法(MLE)進行Heckman兩階段模型的實證回歸。表4中(3)的MLE估計結果顯示，數(shù)據(jù)流動限制水平每提高1%，數(shù)字服務貿(mào)易部門的出口概率將下降2.03%，出口規(guī)模收窄3.9%，再次佐證了基準結論的準確性。其次，本文使用引力模型中處理零值問題較為常用的泊松擬極大似然估計方法(PPML)進行檢驗。表4PPML估計方法下DFRI回歸系數(shù)為-1.018 5，且在1%水平上顯著，表明數(shù)據(jù)流動限制政策對數(shù)字服務出口貿(mào)易存在顯著阻礙作用。

4.增加其他變量

考慮到本國的出口決策和出口規(guī)?？赡軙艿交锇閲鴶?shù)據(jù)流動限制政策的較大影響，本文進一步在模型中加入進口國數(shù)據(jù)流動限制指數(shù)變量(DFRI_IM)進行檢驗。表4中(4)的估計結果顯示，第一階段和第二階段DFRI和DFRI_IM變量的估計系數(shù)均顯著為負。這首先進一步驗證了本文基準結論，其次從估計系數(shù)來看，本國數(shù)據(jù)流動限制政策對數(shù)字服務出口的負向影響要明顯大于進口國。所以促進本國數(shù)字貿(mào)易發(fā)展的首要是削減本國數(shù)據(jù)流動壁壘，在此基礎上加強與貿(mào)易伙伴國的監(jiān)管協(xié)調(diào)以減少進口國限制政策造成的二次貿(mào)易成本。

表4 穩(wěn)健性檢驗

(三)內(nèi)生性處理

本文分別采用IV-Probit和IV-2SLS估計法對Heckman兩階段模型進行內(nèi)生性處理。首先，參考周念利和姚亭亭(2021)[4]的研究，選取“公民自由指數(shù)”作為第一個工具變量：政府賦予公民的權利涵蓋了公民對互聯(lián)網(wǎng)的使用權限，公民自由指數(shù)也在一定程度上刻畫了一國的社會環(huán)境和政治體系，進而會對一國的數(shù)據(jù)政策產(chǎn)生影響，同時公民個體權利與一國貿(mào)易不直接相關。其次，參考黃群慧等(2019)[30]的做法，選取各國“1990年每百人固定電話使用數(shù)量”作為DFRI的第二個工具變量：歷史固定電話數(shù)量較高的國家往往也是互聯(lián)網(wǎng)普及率與發(fā)展水平較高的國家，而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與一國數(shù)字貿(mào)易政策息息相關[31]，但歷史上固定電話數(shù)量對當前的數(shù)字服務貿(mào)易難以產(chǎn)生影響。因此兩個工具變量均符合相關性和外生性要求。同時為滿足面板數(shù)據(jù)模型應用，借鑒Numm和Qian(2014)[32]的研究，將各國1990年每百人固定電話數(shù)量(與個體有關)與上一年ICT產(chǎn)品貿(mào)易額(與時間有關)進行交互，作為面板模型中DFRI的工具變量(6)公民自由指數(shù)來源于弗雷澤研究所每年發(fā)布的“THE HUMAN FREEDOM INDEX”報告；各國1990年每百人固定電話數(shù)量和ICT產(chǎn)品貿(mào)易額來源于世界銀行發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫。。

工具變量檢驗中，第一階段采用ivprobit法進行估計并計算IMR，第二階段納入IMR并進行2SLS估計。表5中(1)是工具變量檢驗結果：第一階段DFRI估計系數(shù)顯著為負，過度識別檢驗的P值大于0.05，表明不能拒絕“所有變量均為外生”的原假設，弱工具變量檢驗的Wald統(tǒng)計量P值為0，則拒絕“內(nèi)生變量與工具變量不相關”的原假設，因此工具變量的選擇是合理的。第二階段估計系數(shù)在1%的水平上顯著為負，不可識別的Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量和弱識別的Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量的結果均通過了工具變量有效性檢驗。以上估計結果與基準研究結論一致，說明控制了模型潛在內(nèi)生性問題后，數(shù)據(jù)流動限制政策負向影響數(shù)字服務貿(mào)易出口決策和出口規(guī)模的結論是可靠的。另外，表5中(2)和(3)分別采用DFRI_C和DFRI_D工具變量進行估計，研究結論依然成立。

表5 工具變量檢驗

(四)異質(zhì)性分析

1.行業(yè)異質(zhì)性分析

本文區(qū)分不同數(shù)字服務行業(yè)考察數(shù)據(jù)流動限制政策的異質(zhì)性影響，為避免采用分類回歸導致樣本信息損失，通過虛擬變量法進行行業(yè)異質(zhì)性檢驗：將保險和養(yǎng)老金行業(yè)作為基準組，SEC1、SEC2、SEC3、SEC4分別表示金融行業(yè)、信息通訊、其它商業(yè)服務業(yè)以及文娛行業(yè)業(yè)的虛擬變量。通過將行業(yè)虛擬變量與DFRI變量做交互項納入Heckman模型中進行回歸分析。表6中(1)是具體估計結果：數(shù)據(jù)流動限制政策對五個數(shù)字服務貿(mào)易部門出口貿(mào)易均具有顯著阻礙作用；就負向影響程度而言，其它商業(yè)服務和通訊信息服務行業(yè)受到的負向影響最大，DFRI每提高1%，兩個行業(yè)出口概率將分別下降7.24%和5.50%，出口規(guī)模減少8.70%和6.48%；金融和保險兩個行業(yè)貿(mào)易受到的抑制作用次之，個人文娛行業(yè)受到的負向影響相對較小。以上回歸印證了數(shù)據(jù)流動限制政策對各數(shù)字服務貿(mào)易部門的負向影響程度與部門數(shù)據(jù)強度呈正相關，當數(shù)字服務貿(mào)易部門對數(shù)據(jù)產(chǎn)出部門具有較高消耗和投入時，會放大數(shù)據(jù)流動限制政策的貿(mào)易抑制效應。

2.國家數(shù)據(jù)監(jiān)管模式的異質(zhì)性分析

本文依據(jù)Ferracane和Marel(2021)[24]各國數(shù)據(jù)監(jiān)管模式分類，將樣本國劃分為“美式規(guī)則”、“歐式規(guī)則”和“中式規(guī)則”三類國家，以考察數(shù)據(jù)流動限制政策的貿(mào)易影響在具有不同數(shù)據(jù)監(jiān)管理念國家的差異化表現(xiàn)。以“美式規(guī)則”樣本國為基準組，構建分別表示“歐式規(guī)則”和“中式規(guī)則”樣本國的虛擬變量EU和CHN，并將其與DFRI變量做交互項納入模型進行回歸。表6的(2)估計結果顯示：數(shù)據(jù)流動限制政策對三種類型數(shù)據(jù)監(jiān)管模式國家的數(shù)字服務出口概率和出口規(guī)模均具有顯著抑制作用，其中對具有“中式規(guī)則”監(jiān)管模式國家的數(shù)字服務出口負向影響最大，“歐式規(guī)則”負向影響次之，“美式規(guī)則”國家數(shù)字服務貿(mào)易所受負向影響最小，該結論也與Ferracane和Marel(2021)[24]的研究相一致。主要原因在于，數(shù)字服務貿(mào)易依賴于互聯(lián)網(wǎng)的數(shù)據(jù)有效流動來實現(xiàn)其可交易性，因此跨境數(shù)據(jù)的無障礙傳輸是促進數(shù)字服務貿(mào)易增長的重要因素，而具有“美式規(guī)則”和“歐式規(guī)則”監(jiān)管理念的國家保持了數(shù)據(jù)的完全和部分開放性，并且這類國家的數(shù)字服務行業(yè)具有較高的數(shù)據(jù)強度。所以在數(shù)據(jù)開放監(jiān)管和數(shù)字化程度較高的雙重因素驅(qū)動下，其數(shù)字服務貿(mào)易受數(shù)據(jù)流動限制政策負向影響較小。

表6 異質(zhì)性分析

(五)影響機制檢驗

本文通過構建以貿(mào)易成本和互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境為機制變量的中介效應模型揭示數(shù)據(jù)流動限制政策影響數(shù)字服務出口貿(mào)易的重要中間渠道。模型設定如下

lnEXisjt=a0+a1DFRIijt+a2Controls+φi+vs+μj+θt+εisjt

(5)

lnMEDisjt=b0+b1DFRIijt+b2Controls+φi+vs+μj+θt+εisjt

(6)

lnEXisjt=c0+c1DFRIijt+c2lnMEDijt+c3Controls+φi+vs+μj+θt+εisjt

(7)

其中，MED表示中介變量。中介效應檢驗模型分為以下三個步驟(7)本文機制檢驗部分對式(5)和式(7)的回歸采用Heckman Two-Step回歸方法，該方法與Heckman手工計算兩步法的科學性和內(nèi)在邏輯相同，且直接匯報修正后的回歸結果。：首先是基準回歸；其次，以MED作為被解釋變量分別對DFRI變量進行回歸；最后，在基準模型中加入MED變量進行回歸。本文通過比較式(7)和式(5)的變量回歸系數(shù)大小和顯著性變化以及Sobel檢驗法來判斷中介效應是否存在[33]。

表7中(1)的基準回歸結果與前文研究結論相一致。(2)為貿(mào)易成本效應的檢驗結果：第二步檢驗中，數(shù)據(jù)流動限制政策顯著增加了數(shù)字服務貿(mào)易部門的出口貿(mào)易成本，在第三步檢驗中，lnTC和DFRI變量估計系數(shù)均在1%水平上顯著為負，但DFRI變量系數(shù)絕對值出現(xiàn)下降，從-1.61下降至-0.77，且soble檢驗值為-4.42，表明貿(mào)易成本的中介效應存在，中介效應占比為15.38%。(3)為互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境效應的檢驗結果：首先，數(shù)據(jù)流動限制政策不利于一國網(wǎng)絡環(huán)境改善和信息通訊基礎設施水平提升；其次第二步檢驗結果表明一國互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境的優(yōu)化能夠顯著帶來數(shù)字服務出口貿(mào)易的擴張，互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境中介效應有效性檢驗的soble值為-3.65，說明數(shù)據(jù)流動限制政策通過削弱一國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平進而帶來顯著的數(shù)字服務貿(mào)易阻礙作用，中介效應占比為7.74%。

表7 中介效應分析

六、拓展性分析：RTA數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的調(diào)節(jié)效應

部分國家率先在RTA層面加強雙多邊數(shù)字貿(mào)易規(guī)則合作以實現(xiàn)域內(nèi)數(shù)字貿(mào)易自由化發(fā)展和占據(jù)在全球數(shù)字經(jīng)濟競爭中的有利地位[9]。那么締結涵蓋數(shù)字貿(mào)易規(guī)則條款的RTA能否推動雙邊數(shù)字服務貿(mào)易監(jiān)管的規(guī)制融合，進而在一定程度上削弱以本國邊境內(nèi)數(shù)據(jù)流動限制政策為代表的數(shù)字貿(mào)易壁壘措施的負向貿(mào)易影響？本文構建Heckman兩階段調(diào)節(jié)效應模型進行檢驗

Pr(EXDisjt=1)=φ(α0+α1DFRIijt+α2RTAist-1+α3(DFRIijt×RTAist-1)+α4Controls+γEXDisjt-1+φi+vs+μj+θt+εisjt)

(8)

lnEXisjt=β0+β1dFRIijt+β2RTAist-1+β3(DFRIijt×RTAist-1)+β4Controls+δIMRisjt+φi+vs+μj+θt+εisjt

(9)

上式中，RTA表示數(shù)字貿(mào)易規(guī)則深度變量，若雙邊沒有已生效的含數(shù)字貿(mào)易規(guī)則條款的RTA，則均取值為0，反之則RTA取其數(shù)字貿(mào)易規(guī)則深度水平值(8)若兩國在某一年度存在多個數(shù)字貿(mào)易規(guī)則RTA，則變量取深度水平的最大者。。鑒于RTA生效后的影響效應尚需時間，因此本文在模型中使用滯后一期的變量進行檢驗。相關原始數(shù)據(jù)來源于TAPED數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫將全球2000-2019年間簽署或更新的RTA中涉及到的相關數(shù)字貿(mào)易規(guī)則歸納為92條具體條款(主要涵蓋電子商務規(guī)則、數(shù)據(jù)相關規(guī)則和數(shù)字知識產(chǎn)權規(guī)則三類)，并按照承諾水平對不具有約束力的“軟條款”賦值為1、具有約束力的“硬條款”賦值為3、兼具約束力和非約束力的“混合條款”賦值為2，并利用總分值與條款數(shù)的比值計算RTA的數(shù)字貿(mào)易規(guī)則深度指標，進而獲得每一個RTA數(shù)字貿(mào)易規(guī)則承諾水平的可比信息[34]。

表8 調(diào)節(jié)效應分析

表8中(1)是RTA數(shù)字貿(mào)易規(guī)則深度的檢驗結果，(2)-(4)是分類條款深度檢驗結果。在四組回歸中，DFRI變量回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，與基準結論一致；而RTA變量回歸系數(shù)均顯著為正，說明雙邊國家簽署涵蓋數(shù)字貿(mào)易規(guī)則的RTA能夠顯著促進數(shù)字服務出口概率的提高和數(shù)字服務出口規(guī)模的增長，并且RTA中覆蓋的數(shù)字貿(mào)易規(guī)則條款范圍越廣及其約束性水平越高，其數(shù)字服務出口促進效應越強，這與彭羽等(2021)[17]和劉斌等(2021)[16]的研究結論相一致。重點關注交互項DFRI×RTA的回歸系數(shù)，在(1)回歸中，交互項系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明與貿(mào)易伙伴國簽署的RTA中數(shù)字貿(mào)易規(guī)則承諾水平的提升能夠削弱本國邊境內(nèi)數(shù)據(jù)流動限制措施的負向貿(mào)易影響。在分類條款回歸中，雖然交互項的回歸系數(shù)顯著為正，但系數(shù)大小存在明顯差異：其中，電子商務條款深度提升對本國數(shù)據(jù)流動限制政策的負向貿(mào)易影響的削弱效應最大，其次是數(shù)據(jù)相關條款，而數(shù)字知識產(chǎn)權條款影響效應較小。

七、結論與政策啟示

本文系統(tǒng)考察了邊境內(nèi)數(shù)據(jù)流動限制政策對本國數(shù)字貿(mào)易出口貿(mào)易的影響以及雙邊簽署數(shù)字貿(mào)易規(guī)則RTA的規(guī)制融合效應。主要得出以下結論：(1)數(shù)據(jù)流動限制政策對數(shù)字服務貿(mào)易部門出口概率和出口規(guī)模具有顯著負向影響，其中跨境數(shù)據(jù)流動限制措施比國內(nèi)數(shù)據(jù)使用限制措施的負向貿(mào)易影響更強；(2)數(shù)據(jù)流動限制政策對其它商業(yè)服務和信息通訊服務部門的出口抑制作用最大，金融和保險行業(yè)受到的抑制作用次之，個人文化和娛樂行業(yè)受到的負向影響相對較小；(3)數(shù)據(jù)流動限制政策對遵循“中式規(guī)則”數(shù)據(jù)監(jiān)管理念國家的負向出口貿(mào)易影響依次大于“歐式規(guī)則”和“美式規(guī)則”國家；(4)數(shù)據(jù)流動限制政策通過貿(mào)易成本效應和互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境效應對數(shù)字服務出口產(chǎn)生負向作用；(5)與貿(mào)易伙伴國簽署涵蓋各類型數(shù)字貿(mào)易規(guī)則條款的RTA能夠顯著削弱本國邊境內(nèi)數(shù)據(jù)流動限制政策的負向貿(mào)易影響，并且隨著RTA數(shù)字貿(mào)易條款深度水平的提高，其調(diào)節(jié)效應也會更強。

基于研究結論，本文提出以下政策建議：(1)跨境數(shù)據(jù)自由流動是開展數(shù)字服務貿(mào)易的核心環(huán)節(jié)，我國現(xiàn)階段應盡快有效實施數(shù)據(jù)分級分類管理，簡化純商業(yè)用途數(shù)據(jù)出境的流程和手續(xù)，并鼓勵和推動跨境數(shù)據(jù)流動監(jiān)管改革在自貿(mào)港和自貿(mào)區(qū)等對外開放前沿陣地“先行先試”；(2)國內(nèi)數(shù)據(jù)流動的限制政策是影響數(shù)字服務貿(mào)易發(fā)展的重要制約因素，我國服務業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展需輔之以數(shù)據(jù)開放共享，因此監(jiān)管當局應致力于彌合企業(yè)間的數(shù)字鴻溝，建立行之有效的數(shù)據(jù)流動和共享原則以促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)協(xié)同能力增強和生產(chǎn)效率提升，進而培育在數(shù)字服務貿(mào)易國際競爭中的比較優(yōu)勢；(3)我國數(shù)字貿(mào)易規(guī)則滯后于數(shù)字服務貿(mào)易發(fā)展，且與世界高標準數(shù)字貿(mào)易規(guī)則存在明顯差距，在擴大制度性開放成為中國新一輪對外開放方針下，我國亟需采取“以雙邊帶多邊、以區(qū)域帶整體”的數(shù)字貿(mào)易規(guī)則構建策略融入全球數(shù)字貿(mào)易治理，一方面著力于在RTA中與重要貿(mào)易伙伴率先簽訂互信互認的跨境數(shù)據(jù)流動規(guī)則條款，另一方面要積極推動WTO框架下多邊數(shù)字貿(mào)易規(guī)則談判并提出我國全球數(shù)據(jù)跨境安全自由流動的策略主張；(4)數(shù)字貿(mào)易是數(shù)字經(jīng)濟時代引領全球貿(mào)易增長的重要引擎，我國要進一步加大政策優(yōu)惠扶持新興數(shù)字服務行業(yè)向世界標準看齊發(fā)展，并給予充足創(chuàng)新投資以支持傳統(tǒng)服務行業(yè)向數(shù)字化和智能化方向拓展轉(zhuǎn)型。