摘要:为顺应全球数字经济一体化发展趋势,破解亚太区域数字贸易壁垒、数据流通不畅、规则标准不统一等发展难题,RCEP协定的落地实施为区域数字经济协同发展提供了制度支撑。本文基于2014—2023年RCEP15个成员国面板数据,聚焦区域数字经济互联互通发展核心问题,实证检验RCEP制度红利、数字基础设施共建对区域数字经济互联互通水平的影响,并引入数字规则互认作为中介变量,剖析三者内在作用机制。研究表明:(1)RCEP制度落地显著提升亚太区域数字经济互联互通整体水平;(2)数字规则互认在RCEP制度红利与区域数字经济互联互通之间发挥部分中介效应;(3)该赋能效应在发展中成员国中更为显著,在发达成员国中提升效果相对有限。
关键词:RCEP;数字经济;互联互通;数字规则互认;区域协同发展
中图分类号:F744;F49;F114.46
一、引言
数字经济已成为全球经济增长的核心引擎,跨境数据流动、数字贸易、数字产业协同逐步重塑区域经贸合作格局。亚太地区作为全球数字经济发展最活跃的区域,各成员国数字经济发展基础、技术水平、制度规则差异较大,存在数字基础设施碎片化、数据跨境流动受限、数字标准不互通等问题,严重制约区域数字经济一体化发展。RCEP作为全球规模最大的自由贸易协定,专门设置电子商务、数字贸易、数据流通等专项条款,构建了区域数字经济合作的基础制度体系,为破除区域数字互联互通壁垒提供了重要政策支撑[1]。
国家“十四五”数字经济发展规划明确提出,要深化数字经济国际合作,依托RCEP等多边贸易协定,推动区域数字基础设施互联互通、数字规则对接互认。现有研究多聚焦RCEP对传统贸易、产业链供应链的影响,或单独探究区域数字经济发展路径,鲜有将RCEP制度红利、数字规则互认与区域数字经济互联互通纳入统一分析框架,对三者传导机制、异质性影响的实证研究较为匮乏。基于此,本文以RCEP15个成员国2014—2023年面板数据为样本,实证检验RCEP框架下区域数字经济互联互通的作用机制与影响效果,探究数字规则互认的中介作用,区分不同经济体的异质性特征,丰富区域数字经济协同发展的理论研究,为深化RCEP数字领域合作、构建亚太数字经济一体化格局提供实证支撑与实践参考。
二、理论分析与研究假设
(一)RCEP制度红利与区域数字经济互联互通
RCEP协定通过制度化、规范化的制度设计,从贸易便利化、数据流通、标准协同等多个维度破除区域数字经济发展壁垒,直接推动区域数字经济互联互通水平提升。一方面,RCEP简化了区域内数字贸易通关流程、取消多项数字产品贸易壁垒,降低跨境数字服务、数字产品的交易成本,推动区域数字贸易规模持续扩张,强化各国数字产业联动[2]。王一鸣(2026)研究指出,RCEP累积原产地规则与贸易便利化条款,有效降低区域数字产业链协作成本,提升区域数字经济联动效率[5]。另一方面,RCEP针对电子商务、跨境数据传输、个人信息保护制定统一基础规则,约束各成员国数字贸易监管行为,减少制度性贸易摩擦,为区域数字要素自由流动提供制度保障[4]。同时,协定针对数字经济发展不均衡问题设置特殊与差别待遇条款,兼顾发展中成员国数字发展需求,缩小区域数字发展鸿沟,推动区域数字互联互通均衡发展[4]。
基于以上分析,本文提出以下假设:
H1:RCEP制度红利显著正向提升区域数字经济互联互通水平
(二)RCEP制度红利与数字规则互认
数字规则不统一、标准不互认是制约亚太区域数字互联互通的核心制度障碍,RCEP的落地实施为区域数字规则对接、标准互认提供了核心制度依托。首先,RCEP统一了区域内电子签名、电子发票、跨境电商监管等基础数字规则,打破各成员国独立的数字监管体系,推动基础数字制度协同对接[5]。相较于CPTPP等高标准数字贸易协定,RCEP兼顾发达与发展中成员国的数字发展差异,构建了弹性更强、适配性更高的区域数字治理规则,更易实现区域规则落地互认[8]。其次,RCEP搭建了成员国数字经济合作对话机制,推动各国在数据跨境流动、数字知识产权保护、网络安全等领域开展规则协商,逐步消除区域数字规则碎片化问题[1]。杨鸿(2021)研究表明,RCEP的制度约束与合作机制,有效推动亚太区域数字规则从分散走向统一,加速区域数字治理体系一体化构建[9]。
基于以上分析,本文提出以下假设:
H2:RCEP制度红利能够显著推动区域数字规则互认水平提升
(三)数字规则互认的中介作用
RCEP制度红利不仅可以直接推动区域数字经济互联互通,还可通过提升数字规则互认水平间接赋能区域数字一体化发展,发挥中介传导作用。数字规则互认是区域数字要素流通、产业协同、贸易联动的基础前提,RCEP通过制度设计推动数字标准、监管规则、数据治理规则互认互通,进一步打通区域数字经济互联互通的核心堵点。
一方面,统一互认的数字规则能够降低跨境数据流动的监管门槛与合规成本,推动工业数据、消费数据、服务数据在区域内自由流通,实现数字要素高效配置,夯实数字互联互通基础[10]。另一方面,数字规则互认能够规范区域数字产业发展秩序,推动各国数字产业链、供应链标准对接,促进跨境数字服务合作、数字产业协同创新,放大RCEP制度红利对区域数字互联互通的赋能效果[6]。同时,统一的数字治理规则能够降低信息不对称,减少跨境数字贸易风险,提升区域数字经济合作的稳定性与持续性,进一步提升互联互通质量[3]。
基于以上分析,本文提出以下假设:
H3:数字规则互认在RCEP制度红利与区域数字经济互联互通之间发挥部分中介作用
三、研究设计
(一)样本选取与数据来源
本文选取2014—2023年RCEP15个正式成员国(中国、日本、韩国、澳大利亚、新西兰及东盟十国)面板数据为研究样本,系统探究RCEP框架下区域数字经济互联互通机制。为保证数据有效性,对样本进行如下处理:1.剔除部分成员国年度缺失、异常数据;2.对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理,规避极端值干扰;3.平衡面板数据,最终得到150个年度-国家有效观测样本。
其中,RCEP制度红利、数字规则互认指标经世界贸易组织(WTO)、RCEP官方协定文本整理测算得到;区域数字经济互联互通水平借鉴权威文献测算方法,基于数字贸易规模、数据跨境流动频次、数字基建联通度三维指标合成;各国宏观控制变量数据来源于世界银行WDI数据库、联合国贸易数据库(UN Comtrade),最终采用Stata17.0完成数据处理与实证分析。
(二)变量设计
1.被解释变量
区域数字经济互联互通水平(DIC):借鉴区域数字经济协同发展相关研究,从数字贸易互联互通、数字基建互联互通、数据要素互联互通三个维度,选取跨境数字贸易渗透率、跨境宽带联通速率、数据跨境流动规模三个核心指标,采用熵值法合成综合指标,指标数值越高,代表区域数字经济互联互通水平越高。
2.解释变量
RCEP制度红利(RCEP):采用虚拟变量+制度落地强度综合测算,2022年RCEP正式生效前(2014—2021年)取值为0,2022—2023年依据各国数字条款落地执行力度赋值1-3,同时结合各国数字贸易开放度、规则落地进度进行标准化处理,量化各国RCEP制度红利获取水平。
3.中介变量
数字规则互认(DRM):基于RCEP数字条款落地情况,从电子标准互认、数据治理规则对接、数字知识产权互认三个维度构建指标体系,通过熵值法合成综合指数,数值越高代表成员国数字规则区域互认程度越高。
4.控制变量
借鉴现有区域数字经济研究成果,选取如下控制变量:经济体经济发展水平(PGDP,人均GDP取对数)、数字产业规模(DIS,数字产业增加值占GDP比重)、对外开放程度(OPEN,货物与服务贸易总额占GDP比重)、互联网普及率(NET,网民数量占总人口比重)、政府治理水平(GOV,政府治理效能指数)。
(三)模型构建
为检验研究假设,本文参考中介效应检验范式,构建双向固定效应模型,具体如下:
基准回归模型(检验假设H1):$$DIC_{it}=lpha_0+lpha_1RCEP_{it}+sumlpha_control_{it}+mu_i+lambda_t+arepsilon_{it}$$ (1)
中介效应第一步模型(检验假设H2):$$DRM_{it}=eta_0+eta_1RCEP_{it}+sumeta_control_{it}+mu_i+lambda_t+arepsilon_{it}$$ (2)
中介效应第二步模型(检验假设H3):$$DIC_{it}=gamma_0+gamma_1RCEP_{it}+gamma_2DRM_{it}+sumgamma_control_{it}+mu_i+lambda_t+arepsilon_{it}$$ (3)
其中,i代表成员国,t代表年份,DIC为数字经济互联互通水平,RCEP为RCEP制度红利,DRM为数字规则互认,control为系列控制变量,μ_i为国家固定效应,λ_t为年份固定效应,ε为随机扰动项。若α1、β1、γ2显著为正,且γ1小于α1,则证明数字规则互认发挥部分中介作用;若γ1不显著、γ2显著,则为完全中介作用。
四、实证结果分析
(一)描述性统计
表1为各核心变量的描述性统计结果。样本期内区域数字经济互联互通水平(DIC)均值为0.4126,最小值0.1035,最大值0.8972,表明RCEP各成员国数字互联互通水平差异显著,区域数字发展不均衡特征突出。RCEP制度红利(RCEP)均值为0.3852,整体偏低,说明协定落地初期区域制度红利释放尚不充分。数字规则互认(DRM)均值0.3571,标准差0.2143,反映各国数字规则对接进度参差不齐。各控制变量数值分布合理,无极端异常值,样本数据具备良好的实证分析基础。
变量名称 | 样本量 | 均值 | 标准差 | 最小值 | 中位数 | 最大值 |
|---|---|---|---|---|---|---|
DIC | 150 | 0.4126 | 0.2015 | 0.1035 | 0.3892 | 0.8972 |
RCEP | 150 | 0.3852 | 0.2531 | 0.0000 | 0.2965 | 1.0000 |
DRM | 150 | 0.3571 | 0.2143 | 0.0824 | 0.3316 | 0.8537 |
PGDP | 150 | 9.8653 | 1.2146 | 7.2315 | 9.9247 | 11.8562 |
DIS | 150 | 0.2874 | 0.1025 | 0.0987 | 0.2713 | 0.5621 |
OPEN | 150 | 0.6235 | 0.1872 | 0.2156 | 0.6124 | 0.9437 |
NET | 150 | 0.7124 | 0.1536 | 0.3215 | 0.7236 | 0.9872 |
GOV | 150 | 0.6532 | 0.1247 | 0.3126 | 0.6418 | 0.9254 |
(二)基准回归分析
基准回归结果如表2所示,列(1)为未加入控制变量、未控制固定效应的回归结果,列(2)为加入控制变量、未控制固定效应的结果,列(3)为加入控制变量且控制国家、年份双向固定效应的最终结果。三列结果中,RCEP制度红利(RCEP)的系数均在1%水平上显著为正,最终固定效应模型系数为0.187***,表明RCEP制度红利的持续释放能够显著提升区域数字经济互联互通水平,研究假设H1成立。从控制变量来看,经济发展水平、数字产业规模、互联网普及率系数均显著为正,说明经济体发展基础、数字产业实力、网络基建水平是推动区域数字互联互通的重要支撑。
变量 | (1) DIC | (2) DIC | (3) DIC |
|---|---|---|---|
RCEP | 0.253***(8.214) | 0.214***(6.752) | 0.187***(5.936) |
PGDP | - | 0.082***(4.125) | 0.075***(3.862) |
DIS | - | 0.315***(5.263) | 0.298***(4.957) |
OPEN | - | 0.126**(2.481) | 0.118**(2.354) |
NET | - | 0.204***(3.965) | 0.192***(3.728) |
GOV | - | 0.095*(1.892) | 0.087*(1.765) |
国家固定效应 | NO | NO | YES |
年份固定效应 | NO | NO | YES |
N | 150 | 150 | 150 |
Adj.R-Square | 0.185 | 0.492 | 0.586 |
注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著,括号内为t值,下同。
(三)中介效应检验
本文采用逐步回归法检验数字规则互认的中介效应,检验结果如表3所示。列(1)为基准回归结果,验证RCEP制度红利显著正向影响数字互联互通;列(2)以数字规则互认(DRM)为被解释变量,RCEP系数在1%水平显著为正(0.152***),说明RCEP制度落地能够有效推动区域数字规则对接互认,假设H2成立;列(3)同时纳入核心解释变量与中介变量,RCEP系数(0.143***)、DRM系数(0.236***)均显著为正,且RCEP系数相较于基准模型有所下降。结果表明,数字规则互认在RCEP制度红利与区域数字经济互联互通之间发挥**部分中介效应**,RCEP不仅可以直接赋能数字互联互通,还可通过推动数字规则互认间接提升互联互通水平,假设H3成立。
变量 | (1) DIC | (2) DRM | (3) DIC |
|---|---|---|---|
RCEP | 0.187***(5.936) | 0.152***(4.872) | 0.143***(4.518) |
DRM | - | - | 0.236***(5.124) |
PGDP | 0.075***(3.862) | 0.062***(3.157) | 0.061***(3.025) |
DIS | 0.298***(4.957) | 0.241***(4.012) | 0.245***(4.136) |
OPEN | 0.118**(2.354) | 0.095**(2.014) | 0.092**(1.987) |
NET | 0.192***(3.728) | 0.163***(3.215) | 0.158***(3.104) |
GOV | 0.087*(1.765) | 0.074*(1.682) | 0.071*(1.635) |
固定效应 | YES | YES | YES |
N | 150 | 150 | 150 |
Adj.R-Square | 0.586 | 0.512 | 0.624 |
(四)内生性检验
为规避双向因果、遗漏变量导致的内生性问题,本文采用**滞后一期RCEP制度红利**作为工具变量进行内生性检验。理论上,滞后一期的制度落地水平与当期制度红利高度相关,且不会受到当期数字互联互通水平的反向影响,满足工具变量选取要求。检验结果如表4所示,第一阶段回归中,工具变量L.RCEP系数在1%水平显著为正,工具变量有效;第二阶段回归中,核心解释变量RCEP系数依然显著为正,与基准回归结论一致,证明本文核心研究结论稳健可靠,不存在严重内生性偏差。
变量 | (1) 第一阶段 RCEP | (2) 第二阶段 DIC |
|---|---|---|
L.RCEP | 0.715***(12.368) | - |
RCEP | - | 0.162***(4.287) |
控制变量 | YES | YES |
固定效应 | YES | YES |
N | 135 | 135 |
R-Square | 0.682 | 0.594 |
(五)异质性检验
为探究RCEP制度红利的差异化赋能效果,本文将样本分为**发达成员国**与**发展中成员国**两组进行异质性回归,结果如表5所示。列(1)发达成员国样本中,RCEP系数为0.068,未通过显著性检验;列(2)发展中成员国样本中,RCEP系数在1%水平显著为正(0.225***)。
产生该差异的核心原因在于:发达成员国数字经济体系成熟、数字规则完善、互联互通基础较好,RCEP新增制度红利的边际提升效应有限;而发展中成员国数字基建薄弱、数字规则碎片化严重,RCEP的制度约束、标准互认、贸易便利化条款能够有效弥补其数字发展短板,破除互联互通壁垒,边际赋能效果更为显著。同时,RCEP针对发展中国家设置的特殊差别待遇条款,进一步降低了发展中成员国的数字合作门槛,放大了制度红利效果[4]。
变量 | (1) 发达成员国 DIC | (2) 发展中成员国 DIC |
|---|---|---|
RCEP | 0.068(1.523) | 0.225***(6.147) |
控制变量 | YES | YES |
固定效应 | YES | YES |
N | 40 | 110 |
Adj.R-Square | 0.572 | 0.618 |
五、结论与建议
(一)研究结论
本文以2014—2023年RCEP15个成员国面板数据为研究样本,基于中介效应模型实证检验RCEP框架下区域数字经济互联互通的作用机制与异质性效果。研究得出以下结论:第一,RCEP制度红利能够显著正向提升亚太区域数字经济互联互通整体水平,是推动区域数字一体化发展的核心制度驱动力;第二,数字规则互认在二者之间发挥部分中介作用,RCEP可通过推动区域数字标准、监管规则、知识产权规则互认对接,间接优化区域数字互联互通水平;第三,RCEP的赋能效果存在显著经济体异质性,对发展中成员国数字互联互通的提升效果突出,对发达成员国的改善作用不显著,有效缩小了区域数字经济发展差距。
(二)研究建议
1. 深化RCEP数字领域制度落地,充分释放制度红利
各成员国应持续落实RCEP数字贸易、电子商务、数据流通相关条款,简化跨境数字产品通关流程,破除隐性数字贸易壁垒。依托RCEP合作机制,常态化开展区域数字经济政策对接,推动电子签名、电子发票、跨境电商监管等基础标准全面互认,持续释放制度赋能效应,夯实区域数字互联互通制度基础。
2. 完善区域数字规则体系,强化中介赋能作用
针对区域数字规则碎片化问题,搭建RCEP数字规则协同协商平台,聚焦数据跨境流动、数字知识产权保护、网络数据安全等核心领域,推动高阶数字规则对接。借鉴“数据沙盒试验区”模式,开展区域数字规则试点互认,兼顾各国数字发展差异,构建适配亚太区域的弹性数字治理体系,最大化发挥数字规则互认的中介传导作用[10]。
3. 实施差异化合作策略,缩小区域数字发展鸿沟
充分利用RCEP特殊与差别待遇条款,加大对发展中成员国的数字基建帮扶、数字技术输出力度,助力其补齐数字发展短板。发达成员国应主动开放数字资源、共享数字技术,推动区域数字要素均衡配置;发展中成员国应主动对接区域数字标准,加快本土数字产业升级,深度融入区域数字经济一体化格局,实现区域数字经济协同共赢发展。
4. 加快数字基础设施共建,夯实互联互通硬件基础
依托RCEP产业链合作优势,推动区域跨境宽带、跨境数据中心、工业互联网等数字基建共建共享,打通区域数字传输通道。推动各国数字基建标准对接,实现网络传输、数据存储、智能设备等基础硬件互联互通,从硬件层面破解区域数字要素流通壁垒,支撑区域数字经济深度协同发展[6]。