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| 跨境数据流动限制对中国数字服务贸易出口影响研究 |
| 第766期 作者：□文/温毅娴 唐清惠 许佳佳 时间：2025/12/2 9:54:53 浏览：58次 |
［提要］ 数据跨境流动助推区域数字服务贸易的发展，但相伴而生的负面影响使得各国纷纷出台跨境数据流动限制政策。基于此，本文以中国对RCEP成员国的数字服务出口数据为基础，采用随机前沿引力模型和贸易非效率模型，并引入OECD跨境数据流动限制指数进行实证分析，并提出建议。
关键词：跨境数据流动限制；数字服务贸易；出口影响
基金项目：湖南省社科基金项目：“RTA深化对数据跨境流动的影响及动态调控机制研究”（项目编号：23YBA253）
中图分类号：F713.36 文献标识码：A
收录日期：2025年6月11日
数字化技术日益普及态势下，跨境数字服务的交流与合作大幅增加，数字服务贸易也迎来飞速发展。而数字服务涉及大量用户数据的存储、处理以及传输事宜，对此，许多国家着手制定法规与政策，对跨境数据的自由流动加以规范和限制，如电子交易限制、支付系统限制等，对我国数字服务贸易出口产生负面影响。因此，对跨境数据流动限制给我国数字服务贸易出口所带来的影响进行研究，既是回应政策关切、服务国家战略层面的现实所需，也是提升我国数字服务在全球范围内竞争力的理论前置条件。
一、文献综述
（一）关于数字服务贸易的研究。Shubin（2024）表示数字服务贸易是推动全球服务贸易增长的重要因素之一。Kim（2025）通过服务贸易引力模型研究得出，严苛的数据当地化规定极大地遏制了服务出口效率。胡宗彪（2024）指出，要重视数字基础设施建设和制度环境优化，制定与国际接轨的数据流动规则，建立基于产业链视角的统计体系，准确反映我国在全球数字分工中的水平。李銮淏（2023）认为我国数字服务贸易出口受国外数据本地化政策及数字贸易壁垒制约，建议积极参与WTO、RCEP等多边机制下的全球数据治理规则协同，建设国内数字贸易试验区，开展数据跨境传输试点。张希颖（2023）提出现有服务贸易统计口径不能完全覆盖数字交付内容，应依靠企业大数据、跨境电商平台数据和海关智能申报系统等技术手段完善统计体系。我国在全球数字服务网络中要增强对外服务供给能力。马述忠（2024）认为数字服务贸易推动生产效率提高、产业结构调整、就业结构转型，成为推动新一轮对外开放的重要动力，我国应以数字外交、规则谈判和技术合作提升全球影响力。
（二）关于数据跨境流动限制的研究。Malone（2023）主张建立基于信任的跨境数据流动机制，通过多边法律协定平衡数据权利保护和自由流通。Rotenberg（2021）批评部分国家将数据政策工具化，主张建立全球“可信数据治理框架”，推动企业与政府间的透明度、问责和技术标准协作，以降低数据限制引发的制度冲突。Halpert（2021）认为在保障隐私权的前提下，各国可通过互认机制和跨境执法协作简化数据流通程序，推动“技术中立”的法律标准，降低制度壁垒，实现数字市场的“软整合”，为跨境服务提供稳定制度支撑。赵春明（2021）认为数据流动限制使得企业面临更高的信息传输成本、云服务成本和数字产品出口成本，增加了企业合规成本，降低了贸易效率和国际竞争力。王拓（2022）提出全球数据治理无统一标准，造成跨境数据流动的障碍，中国应该参与到全球数据治理规则的制定中去，积极参与多边框架下的数据互认与监管协调。
（三）数据流动限制与贸易影响关系研究。Wróblewski（2024）对2006～2016年64个国家的数据跨境流动限制政策进行研究，发现这些政策对数字服务贸易，特别是数据密集型服务贸易具有明显的抑制作用。MarelE（2021）发现跨境数据流动规则的完善和自由化会促进数字贸易的发展，减少数据跨境流动的限制有助于提升贸易规模和效率，提高出口国数字经济竞争力。彭德雷（2024）结合中国面板数据和固定效应计量模型发现数据流动限制会显著减少出口产品技术含量和附加值，抑制数字服务贸易结构转型升级和企业创新能力。周念利（2022）的研究表明，跨境数据流动限制削弱制造企业利用数字服务提升效率与国际竞争力的能力，阻碍数字化转型进程。
学术界对于数字服务贸易、数据跨国流通的规制以及这些限制措施对贸易活动产生的影响，都展开了深入的研究并获得了大量的研究成果，但针对中国数字服务贸易出口与跨境数据流动限制之间关系的研究较少。基于此，本文引入OECD跨境数据流动限制指数、GDP、人口规模、贸易距离、人力成本、汇率等经济指标构建模型进行实证分析，揭示跨境数据流动限制对数字服务贸易出口影响的机理，从而提出相应的对策和建议。
二、跨境数据流动规制及中国数字服务贸易出口现状
（一）跨境数据流动国际规制现状。美国秉承着“经济利益优先”的理念，大力推动跨境数据自由流动，并且积极打造国际数据治理架构，力图在全球数据治理领域占据主导地位。在此过程中，美国对中国采取了排他性策略，阻止中国参与亚太经合组织（APEC）有关数据传输、数据安全标准制定的相关事务。欧盟一直致力于消除内部法律障碍，推动区域内数据自由流动，提升数据跨境流动效率，在跨境数据流动规制上寻求内部市场一体化、基本人权保障和网络空间竞争优势的平衡。
WTO的《服务贸易总协定》（GATS）没有关于数据跨境流动的条款，但其服务贸易自由化的原则为跨境数据流动提供了法律基础，近年来成为WTO成员方关注的焦点。区域贸易协定里跨境数据流动规制条款较多，《全面与进步跨太平洋伙伴关系协定》（CPTPP）要求成员国准许数据跨境流动，而且在保护个人隐私及公共安全的情况下可以采取恰当手段；《区域全面经济伙伴关系协定》（RCEP）重视数据安全和隐私保护，给予成员方灵活的政策空间，它的签署和实行给区域数据流动赋予了清晰的规则框架，推动区域数字经济协同发展。
（二）中国数字服务贸易出口现状。自2016年起至2023年期间，中国数字服务贸易出口规模从726亿美元增长到1，318亿美元，其在服务贸易总额中所占的比例由37.74%上升至44.58，这表明数字服务贸易已然成为当下我国推动高质量外贸发展的重要力量。通常所说的数字服务贸易类型，包括保险和养老金服务，金融服务，知识产权服务，电信、计算机和信息服务，个人、文化和娱乐服务及其他商业服务这6类。从中国数字服务贸易细分行业出口额情况可以看出，其他商业服务类在其中占比最大。该类别包括诸如研发服务、专业和管理咨询服务以及其他一些技术、贸易等相对多元化要素，因其本身高度可数字化特性而成为全球数字服务贸易出口增长的显著推动力。除保险和养老金服务类出口额增长较为缓慢外，其他类别都呈现出增长趋势，中国新兴数字化服务产业急速扩张，表明数字服务商品的国际贸易有着明显的多元化特征。（表1）
三、跨境数据流动限制影响中国数字服务贸易出口实证分析
（一）模型构建及变量说明
1、模型构建
（1）随机前沿引力模型的设定。按照Armstrong（2007）所给出的建议，把诸如经济规模、人口数量以及地理距离等这样一些在短期内不会随着时间出现显著变化的自然因素，当作核心变量纳入到引力模型，基于此建立起如下实证模型：
LnEXijt＝α0+α1LnPGDPit+α2LnPGDPjt+α3LnPOPit+α4LnPOPjt+α5LnDISij+Vijt-Uijt （1）
其中，EX指的是t时期i出口到RCEP国家j的数字服务贸易额，在本文中，i特指中国。贸易双方的人均GDP（PGDP）、人口数量（POP）以及地理距离（DIS）等均被涵盖在解释变量之中，随机误差项用Vijt来表示，贸易非效率项则用Uijt来表示。
（2）贸易非效率模型的设定。基于随机前沿引力模型对中国参与区域全面经济伙伴关系协定（RCEP）成员国的数字服务贸易出口效率进行估算之后，构建反映贸易非效率的模型：
Uijt＝β0＋β1DSTRIjt＋β2ERjt＋β3HCjt＋β4μj＋εijt （2）
其中，Uijt表示贸易非效率项，即衡量中国对j国数字服务贸易出口相较于最佳效率水平的偏离程度，值越大说明贸易非效率程度越高。β0表示常数项。β1表示跨境数据流动限制对中国数字服务贸易出口非效率的影响系数，预期该系数为正，因为跨境数据流动限制的增加会阻碍数据的自由流动，降低贸易效率；DSTRIjt代表t时期j国的跨境数据流动限制指数，用于衡量j国对中国数字服务贸易出口在数据跨境流动方面的限制程度，指数越高表示限制越严格。β2表示汇率波动对中国数字服务贸易出口非效率的影响系数，预期符号为负，因为汇率波动可能增加贸易的不确定性，影响贸易效率；ERjt代表第t年人民币兑美元平均汇率，反映汇率变动对贸易的影响。β3表示人力资本水平对中国数字服务贸易出口非效率的影响系数，预期符号为负，人力资本水平越高，越有助于提升贸易效率、降低非效率；HCjt代表t时期j国的人力资本水平，通常用受教育程度、劳动力素质等指标衡量。β4表示国家固定效应对中国数字服务贸易出口非效率的影响系数，用于捕捉j国不随时间变化的国家特定因素对贸易非效率的长期影响；μj表示中国与RCEP成员国j之间的个体效应。εijt为随机扰动项。
2、变量说明。被解释变量的数据来自UN Comtrade数据库，解释变量（跨境数据流动限制指数）的数据来源于ECIPE数据库和OECD数据库。在控制变量方面，地理距离的数据来自CEPII GeoDist数据库，人均国内生产总值、人口规模、人力成本的数据来自World Bank Open Data，人民币汇率的数据来自IMF International Financial Statistics。由于当下尚无正式发布的数字服务贸易的统计数据，因此笔者通过对美国商务部经济分析局（USBEA）数字服务贸易统计范畴的比较和分析，将数字服务贸易的相关数据对接到了OECD数据库中。参考周念利、陈寰琦（2020）的研究思路，把数字服务贸易的出口量设置为主要解释变量。（表2）
（1）被解释变量说明。数字服务贸易出口（EXijt）指中国第t年对RCEP成员国j的数字服务贸易出口额，用于衡量中国数字服务贸易出口指标。在区域贸易合作中，发展水平的变量是中国数字经济对外贸易的活跃度，其主要通过数字服务来反映。该活跃度涵盖众多方面，例如数字内容传输、远程服务交付以及基于ICT的金融服务等。为便于回归分析以及消除数据异方差性，本文针对出口额采取自然对数处理这一方式，通过此举让数据分布能够更趋于正态，进而促使模型拟合的准确性与解释力得以提高。
（2）解释变量说明。跨境数据流动限制（DSTRIjt）已成为全球数字时代的关键议题之一，涉及到隐私保护、国家安全与国际竞争等多重复杂因素。基于经济合作与发展组织（OECD）统计数据中的数字服务贸易限制指数，本文精心筛选并提取了与数据跨境流通紧密关联的关键指标。这些指标主要分为两大类：“基础设施和连通性”以及“其他制约数字服务贸易的障碍因素”。通过整合这两类指标，构建了一个全面反映数据跨境流动环境的综合评估指标，旨在深入剖析并量化影响数据自由流通的各项要素。于0～1的区间内，跨境数据流动受制约的程度与指标值呈正相关关系，即跨境数据流动的限制越严格，该指标的数值相应地越高。
（3）控制变量说明。为了更准确地识别数据流动政策对数字服务贸易出口的真实影响，设置了多个控制变量。地理距离（DISij）反映运输与沟通成本，对数字服务贸易虽不构成实物壁垒，但在数据传输时延、文化差异与法律协调等方面仍具有一定影响；人均国内生产总值（PGDPjt）代表进口国的市场购买力，数值越高，表明其对高附加值数字服务的需求越强；人口规模（POPjt）则衡量市场容量，人口越多，潜在数字服务用户越多；人力成本（HCjt）用于体现替代性服务供给的成本高低，成本越高，其进口中国数字服务的意愿可能越强；人民币汇率（ERt）影响中国数字服务的价格竞争力，汇率升高通常削弱出口优势。此外，通过引入国家个体效应μj以及时间扰动项εijt的方式，对其他不可观测的固定特征和随机因素加以控制，以此实现模型稳健性和解释力提高的目的。
（二）描述性统计。在开展实证分析工作前，对于本文模型里涉及的主要变量进行了描述性统计分析。如表3所示，各变量取值均处于合理范围，且标准差相对稳定，由此对本文所选数据的合理性与可行性予以了验证，进而为后续的分析奠定了相应基础。（表3）
被解释变量数字服务贸易出口（EX）均值达到10.60，标准差为1.651，最大值为12.82，最小值为6.60，这表明我国对RCEP成员国数字服务贸易出口的情况呈现出很大的差异性，且在不同地区之间的发展态势上也存在不均衡的状况。对于解释变量跨境数据流动限制指数（DSTRI），其均值为0.37，标准差为0.221，最小值为0，最大值为0.85，说明RCEP成员国彼此之间的数据政策存在比较大的差异。控制变量地理距离（DIS）均值为8.18，数据分布较集中；PGDP和ER这两个变量的标准差较小，波动状态也相对有限，这表明RCEP国家之间的人均GDP及汇率处于稳定的状态；人口规模（POP）与数字服务贸易出口（EX）有类似之处，即二者的标准差均较大，这种情况显示出市场容量方面是存在差异的；人力成本（HC）有均值为7.60，标准差为0.022，其变异性在这些变量中是最小的，由此可知，在样本国家之间，劳动成本是较为接近的。从总体上来看，选取的RCEP成员国面板数据具有经济体量、区域分布和水平的差异性，具有较好的代表性。
（三）相关性分析。从表4的相关性分析结果来看，就中国对RCEP国家的数字服务贸易出口（EX）而言，其与大多数变量呈现出显著的相关关系。其中，数字服务贸易出口（EX）与人口规模（POP）、人力成本（HC）呈现出显著正相关的态势，相关系数依次为0.69、0.42，这表明在那些有着较大市场容量以及人力成本相对较高的国家，更具备进口中国数字服务的可能性；数字服务贸易出口（EX）和人均GDP（PGDP）同样呈正相关关系，只是这种相关性表现得较为微弱，相关系数为0.16。地理距离（DIS）以及跨境数据流动限制（DSTRI）与数字服务贸易出口（EX）呈现出显著的负相关关系，其相关系数分别为-0.22与-0.37，这意味着距离一旦变远，且数据流动越发受到限制的情况下，数字服务贸易出口的水平便会越低。人均GDP（PGDP）与汇率（ER）二者之间，以及人力成本（HC）与多个变量之间，均存在着一定程度的正相关关系。从总体情况来看，解释变量与控制变量之间并未呈现出明显的多重共线性问题，其已然具备了良好的、可用于建模的前提条件，适合开展下一步的回归分析。（表4）
此外，中国数字服务贸易出口（EX）受到跨境数据流动限制（DSTRI）的显著影响，且呈现出负向态势，其相关系数为 -0.37，此结果在1%显著性水平上顺利通过检验。这意味着，在中国向RCEP成员国出口数字服务的能力方面，若RCEP成员国存在较高的数据本地化或限制性政策，那么将会对此能力起到显著的抑制作用。数据流动障碍可能致使跨境服务交付成本增加、效率降低，企业进入该市场的积极性进而受到影响。由此可见，就中国数字服务贸易出口而言，推动数据的自由流动有着积极的促进作用。
（四）VIF检验。全部变量的方差膨胀因子（VIF）数值均低于5，这表明变量集合当中不存在多重共线性状况。（表5）
（五）回归结果分析。就表6呈现的回归结果而言，R2由0.5397升至0.8800，表明控制变量在提升解释力方面有着显著作用。DSTRI始终有着显著的负向影响，且该影响在1%显著性水平下得以成立，由此表明：跨境数据流动限制对于中国的数字服务贸易出口会起到显著抑制的作用。在控制变量方面，就EX而言，PGDP和POP均呈现出显著的正向影响，这表明中国数字服务贸易出口会受到市场购买力以及人口规模的积极作用。呈正向显著关系的还有人力成本（HC），这反映出人力成本较高的国家更倾向于通过进口外部服务的方式来达到节约成本的目的。地理距离（DIS）虽为负向影响，然而其显著性却未得以呈现，ER与EX之间的关系同样未呈现出显著的状态。（表6）
跨境数据流动限制对中国数字服务贸易出口的抑制效应通过回归结果得到了进一步的验证。在两个模型里，DSTRI变量的系数均为负，且是在1%的显著性水平下显著。这一状况表明，一个国家的数据流动政策越是严格，那么中国向该国出口数字服务的能力就会越发显得薄弱。中国企业在这些国家市场里竞争力的削弱，或许源于数据本地化法规、审查制度以及传输许可制度所带来的成本增加与不确定性增强等限制情况。中国数字服务要实现海外拓展以及高质量发展，那么放宽跨境数据限制、强化国际规则协调会起到助力作用。
（六）异质性回归结果分析。本文从国家发展水平角度探究全球不同经济体的跨境数据流动政策怎样影响中国数字服务贸易出口。（表7）
如表7的异质性回归结果所示，模型分别针对发达国家样本以及非发达国家样本展开了分组分析。在发达国家样本当中，跨境数据流动限制（DSTRI）系数为-1.8468，并且在1%的显著性水平呈现出显著的特征，由此表明对于中国向发达国家所开展的数字服务贸易出口而言，数据流动限制起到了极为显著的抑制作用；而在由非发达国家所组成的样本里面，DSTRI系数是-0.1473，呈现出不显著的状态，这说明其限制作用并非十分明显。在控制变量方面，POP与PGDP在两组样本里皆呈现出显著的正向关联特性。特别是在人口规模较为庞大以及购买力水平颇高的国家当中，这种正向关系对于中国数字服务贸易出口的增长所起到的助力作用表现得更为明显。在非发达国家样本中，地理距离（DIS）具有显著负向影响，这表明在发展中国家，运输以及沟通成本的敏感度更高；人力成本（HC）呈现出显著为正的情况，这或许反映出这些国家在发展过程中对外部数字服务有着较大的依赖程度，而这种依赖很可能是为了替代本地成本颇高的劳动力。就整体情况来讲，两组模型所呈现出的拟合度均处于较高的水平。
通过异质性分析可以看出，面对跨境数据流动限制，中国数字服务贸易出口所受影响在不同发展水平的国家呈现出显著差异。在发达国家，中国数字服务贸易出口受到显著抑制，因为这些国家有着完善的监管制度以及更为严格的合规要求，进而使得中国企业面临的进入门槛被提高了。在非发达国家，虽然也存在数据流动限制，但其所产生的影响并不显著，可能是因为这些国家对外有着较强依赖，监管机制也不够完善健全。因此，在制定数字贸易战略方面，中国应将目标国的发展水平纳入考虑范畴，推动与发达国家之间的数据互信机制构建，与此同时着力于加强与非发达国家的数字合作以及规则协调工作。
（七）稳健性检验。对于跨境数据流动限制对中国数字服务贸易出口的影响，本文采用对因变量滞后一期以及剔除特殊年份2020年的方法进行稳健检验。就滞后一期所做的稳健检验回归结果来看，跨境数据流动限制指数（DSTRI）在两个回归模型当中的系数分别达到了-2.0272和-1.5587，并且这两个系数均在1%的显著性水平上表现出显著特征，也就是p值小于0.01。
从表8稳健性检验结果可知，当剔除特殊年份样本时，跨境数据流动限制指数（DSTRI）的系数显著为负，分别为-2.0272（标准误为0.5290）和-1.5587（标准误为0.3241），说明数据流动限制越严格，中国对RCEP成员国的数字服务贸易出口额越小，且统计显著性为1%。其余控制变量中，人口规模（POP）、人均GDP（PGDP）的系数均为显著为正，分别为0.8334、0.7452，说明市场容量和购买力对数字服务贸易出口有正向促进作用；人力成本（HC）的系数为6.5280（显著性为5%），说明人力成本越高，数字服务出口越强。地理距离（DIS）、汇率（ER）的系数虽为负但并未达到显著水平，说明这两个的影响相对较弱。两种模型的R2分别是0.5543、0.8728，修正后的R2分别是0.4714、0.8430，可以看出第二组模型拟合得更好一些。（表8）
对于数字服务贸易出口来说，数据在跨境自由流动时会产生较大的积极影响，数字服务贸易出口规模及质量的提升情况与数据流动自由度呈现愈加显著的正相关趋势，数据流动自由度越大，相应的提升就越大，这表明数据本身作为一个关键生产要素，已经成为数字经济和国际贸易融合发展过程中不可或缺的重要驱动力。数据流动会对出口产生不同的影响，不同国家或者地区的相关政策以及相关数字基础设施和人力水平都有可能产生不同影响，这说明制度环境和技术能力影响数据要素价值。
四、研究结论及对策建议
（一）研究结论
1、跨境数据流动限制抑制出口。从实证结果来看，跨境数据流动限制（DSTRI）与中国对RCEP国家数字服务贸易出口显著负相关，模型中DSTRI系数显著为负，说明数据限制越严，出口规模越小。数据限制加大了企业跨境数据传输与合规的难度，延长了服务交付时间，提高了资金成本，降低了市场进入意愿和效率，阻碍数字服务供应链协同优化，削弱了出口竞争力。人力成本（HC）与出口正相关，但数据限制弱化了替代效应。政策上，放松数据流动限制、优化监管框架，可降低企业贸易成本，推动出口增长。
2、数据流动限制削弱企业对外投资与全球化经营能力。回归结果显示，跨境数据流动限制增加了企业经营不确定性，加大了企业合规负担，降低了企业对外直接投资（FDI）的积极性，降低了数字服务的国际扩张能力。在数据限制严格的国家，数字服务企业的对外投资水平较低，影响了其海外市场的布局和服务的本地化。这类国家中，尤其是发达国家，由于监管完善、合规要求高，企业跨境配置资源难度大，投资贸易活跃度低。而非发达国家负面影响不显著，因为其监管宽松、数字经济合作灵活。推进跨境数据政策协调、规则透明化，有利于激发对外投资活力，促进数字服务贸易高质量发展。
3、跨境数据流动限制对出口竞争力的影响因国家发展水平而异。异质性回归显示，跨境数据流动限制对中国数字服务贸易出口影响在不同发展水平国家间差异明显。发达国家监管完善、合规要求高，市场准入门槛高；非发达国家限制效应弱，对外依赖高、监管宽松。两类国家中，人口规模（POP）、人均GDP（PGDP）对出口均有显著正向影响，市场容量、购买力是关键。非发达国家出口受地理距离显著负向影响，运输、沟通成本影响大，人力成本（HC）在非发达国家呈正相关，体现对外部数字服务的依赖。从总体上看，中国要针对不同国家的发展水平，与发达国家开展数据互信与合规合作，与非发达国家开展数字经济协作与规则协调，实现数字服务贸易出口稳步增长。
（二）对策建议
1、构建多边数据治理机制。根据实证结果，发达国家的数字经济对数据的保护和本地化措施虽保障了数据的安全，但增加了中国企业进入其市场的难度。因此，中国应倡导并构建规则协调为主的多边数据治理模式，推动形成公平、开放、包容的国际规则体系，通过“一带一路”倡议、RCEP等国际平台，倡导建立国际跨境数据流动的标准框架，减少数据壁垒，提升数据自由流动合法性和安全保障水平，打破发达国家数字贸易的单边主义限制，提高中国数字贸易的国际影响力，推进数字经济全球治理新秩序的构建。
2、深化与发达国家的数据互信协作。目前国际政治局势复杂动荡，各国地缘政治摩擦和数据安全成为贸易限制的“托词”，导致数字服务贸易风险日益增大，跨境数据传输合规成本升高。中国要同发达国家构建多层数据互信合作，在数字贸易协定和双边框架内提升数字服务贸易中数据流动与隐私保护的相互认可度；合作推进数字身份认证、数据加密、安全审查标准的相互承认，创建风险共管、信息共享机制，促使数字服务贸易出口稳步增长。
3、加大支持推动数字服务行业发展力度。面对跨境数据流动限制，中国要持续加强各个数字行业的支持与保护力度。例如，缩减企业融资成本，促使数字金融和保险服务创新发展；完善知识产权法律法规体系，推动知识产权创新要素流动；在电信、计算机和信息行业，出台并实施一系列激励技术创新的政策，促进通信产业的技术进步和产业升级，加快信息技术与各个行业的融合，促进经济增长方式的合理转变与产业结构的优化升级，提高通信服务行业出口的质量和国际竞争力。
（作者单位：湖南工学院商学院）
主要参考文献：
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