缔结“区域贸易安排”对中国双边服务贸易的影响研究

周念利，张汉林

(对外经济贸易大学中国WTO研究院，北京100029)

一、引言

近年来中国服务贸易规模增长迅速。根据中国商务部统计数据，1992-2009年中国服务贸易规模年均增长17%。2010年中国服务贸易规模达3624.2亿美元，比2009年增长26.4%。2011年中国服务贸易规模达历史最高水平为4191亿美元，其中服务出口和进口分别位居世界第四和第三。与中国服务贸易规模迅速增长“如影随形”的是，中国服务贸易“逆差”长期居高难下。自1993年出现首次逆差后，1995-2011年中国服务贸易持续17年处于逆差状态，且逆差在整体上呈扩大趋势。中国服务贸易“高增长”和“高逆差”并存的现象，已引起各界广泛关注。众多学者尝试从不同视角对中国服务贸易流量的影响因素进行解读并对改善中国服务贸易失衡开出“药方”。学者所进行的最经典研究是基于新古典比较优势理论，从服务贸易竞争力视角对中国服务贸易逆差原因进行诠释，如:殷凤(2010)、余道先，刘海云(2010)、陈虹，林留利(2009)［1-3］。新近的研究则提供了一些新的视角。如:王英(2010)、钟晓君(2009)从货物贸易与服务贸易的相关性出发，认为中国货物贸易对服务贸易的促进作用主要体现在对服务进口而非出口上，货物贸易的飞速增长对服务贸易逆差所做的“贡献”显得不容忽视［4-5］。另一些学者则强调外国直接投资(FDI)流入对于改善中国服务贸易逆差的重要性。如:王恕立、胡宗彪(2010)认为可通过扩大服务业FDI流入来提升中国服务出口［6］。还有学者指出产业结构提升能对推动服务贸易产生关键作用，如:刘二东(2010)［7］。另有学者强调自然人流动规模的不断扩大是各国服务贸易发展的新动向，中国服务贸易逆差是中国对劳工流入和专业人员流出设置严格管制后所形成的扭曲现象，如:宋雅楠，郭根龙(2008)［8］。此外，大量文献还讨论了服务就业(程大中，2000)、市场规模(徐桂民、鞠磊，2007)、汇率(易行健、成思，2010)、人力资本(潘海鹰，2011)等因素对中国服务贸易流量及其失衡的影响［9-12］。

事实上，跟货物贸易比较而言，服务贸易深受相关政策影响。由于“政策”变量难以准确量度，前述文献几乎没有将“政策”变量明确纳入到服务贸易流量的影响因素之列。值得关注的是，由于多哈回合谈判受阻，全球区域贸易自由化进程不断加快，中国近年来也开始积极、稳妥地对外缔结区域贸易安排。服务贸易自由化已成为中国对外签署区域贸易安排的重要内容。中国与东盟、巴基斯坦、智利、新西兰、新加坡、秘鲁、哥斯达黎加、中国香港、中国澳门、中国台湾签署的区域贸易安排均已涵盖服务贸易内容。在此背景下一个重要问题日益凸显:区域贸易安排的缔结究竟会对中国服务贸易流量产生什么影响?有鉴于此，本文决定将“区域贸易安排”作为解释变量纳入到中国双边服务贸易流量决定的引力方程式，并对中国对外缔结区域贸易安排的“双边服务贸易效应”进行经验研究，在此基础上本文对中国参与区域贸易一体化提出了一系列对策建议。本文结构如下:第二部分是对利用引力模型测度区域贸易安排“贸易效应”的相关理论及技术演进进行归纳评述;第三、四部分是基于静、动态面板引力方程式，对中国对外缔结各类区域贸易安排的“服务贸易效应”进行经验研究;第五部分是结论与对策建议。

二、文献述评

(一)纳入“多边物价因子”

最初将引力模型运用于国际贸易领域的做法并未获得正式的理论支持，该现象一直持续到Anderson(1997)［14］。Anderson(1997)最突出的贡献就是通过引入所谓“多边物价因子”(Multilateral Price Term)的解释变量来对双边贸易流量的引力方程式进行扩展［14］。事实上，学者们早已意识到，利用简单最小二乘法对标准的双边贸易流量的引力方程式进行回归分析，会使研究结果出现偏差，其原因在于能对贸易流量产生影响但无法观测或量化的引力变量(包括贸易双方的历史、文化、种族部落、政治或者地理因素等)被标准的引力方程式所忽略(Cheng and Wall，2005)［15］。“多边物价因子”的引入有助于克服早期引力模型中普遍存在的“解释变量遗漏偏倚”问题。正如Anderson and van Wincoop(2003)所言，“多边物价因子”的引入是对引力方程式的一个关键补充［16］。在针对面板数据做回归分析的情形下，Anderson and van Wincoop(2003)认为这种非观测的引力变量能很方便地通过增设反映“国家特定效应”(countryspecific effect)和“时间效应”(Time effects)虚拟变量的方式来刻画［16］。Cheng and Wall(2005)指出在双边贸易流量的引力方程式中为进一步捕捉进、出口方随时间变化的“多边物价因子”，更好的方式是采取“双边配对的固定效应模型”(a pairwise bilateral fixed effect model)［15］。目前，学者们更倾向于综合借鉴前述两类方法，如:Baier and Bergstrand(2007)尝试在使用面板数据的“双边配对固定效应模型”中加入反映“国家和时间特定效应”(country-and-time effects)的虚拟变量［17］。

(二)考虑“内生性偏倚”

针对区域贸易安排的“内生性问题”，学者们的研究兴趣主要聚焦于三个方面:“内生性偏倚”的来源、影响及应对。关于“内生性偏倚”的来源，Wooldridge(2002)曾给出三类解释:测度误差、变量联立性(simultaneity)和变量遗漏［18］。源于前两类的内生性偏倚相对较小。如:以“变量联立性”为例，尽管引力方程式中贸易伙伴的“国内生产总值”与双边贸易流量具有潜在的内生关系，但Baier and Bergstrand(2007)指出至少存在充分理由可忽视这种影响［17］。若忽视“内生性”问题，则会低估区域贸易安排的贸易效应，对此多数学者已形成共识。由于“变量遗漏”是内生性偏倚的重要来源，Baier and Bergstrand(2007)举例说明了“变量遗漏”会如何导致计量偏误［17］。如:贸易双方的国内相关政策可能倾向于降低甚至阻碍双边贸易，该政策性壁垒会激励贸易双方签署区域贸易安排，即区域贸易安排签署概率和国内规则密度呈正相关，而引力方程式的误差项和国内规则密度呈负相关，由此可推断区域贸易安排和误差项呈负相关。区域贸易安排的“内生性”会导致其回归系数被低估。但关于低估程度，由于样本和测算方式的差别，学者们的观点还存在差别。为纠正区域贸易安排的“内生性偏倚”问题，针对截面数据，学者们采取的办法是使用工具变量和Heckman控 制 方 程 ，如:Baierand Bergstrand(2004)［19］。但结果并不令人满意，原因在于既有文献均未找到一个正确的外生工具变量，因此使用截面数据的引力回归结果是有偏的(Amélie Guillin，2011)［20］。Baier and Bergstrand(2007)认为处理“内生性偏倚”的更合理方法是面板回归技术，采取“国家配对的固定效应”(country-pair fixed effect)或一阶差分回归方法［17］。

(三)贸易效应的“分解”及“渐入”

引力评估文献的另两项最新进展是将区域贸易安排带来的净贸易影响区分为“贸易创造”和“贸易转移”效应(Silva and Tenreyro，2006;Carrere，2007)［21-22］以及解释区域贸易安排贸易影响的“渐入效应”(phasing-in effect)。前者的基本思路是在引力方程式中新增所谓“区外开放度”(Extra-bloc Openness)的虚拟变量。该变量用于衡量区域贸易安排成员在何种程度上注重区外贸易，当区域贸易安排成员与非成员开展贸易时该变量取值1否则为零。在引力模型的回归结果中，虚拟变量“区外开放度”与“区域贸易安排”的系数之差可用于识别区域贸易安排的净贸易效应。至于后者，Baier and Bergstrand(2007)指出区域贸易协定的贸易影响是随时间推移逐渐释放的，通过在引力方程式中引入虚拟变量“区域贸易安排”的一阶或(和)多阶滞后项可刻画区域贸易安排对双边贸易流量的滞后影响，并据此衡量区域贸易安排的“平均干预效应”［17］。

(四)区域贸易安排的“服务贸易效应”

近年来特别是OECD双边服务贸易数据库公布后，少数学者开始利用引力模型对服务贸易的决定因素进行分析。由于发展中经济体的服务贸易数据奇缺，关于区域贸易安排“服务贸易效应”的研究主要针对发达经济体展开。根据笔者所掌握的资料，在引力模型框架下，将“区域贸易安排”变量视作中国双边服务贸易流量决定因素的实证文献迄今只有两篇，包括卢现祥、马凌远(2009)和周念利(2010)［23-24］。受制于数据的可获得性，两篇文献均将中国拟合成一个“典型”的发展中经济体，卢现祥，马凌远(2009)利用2005年双边服务出口截面数据，周念利(2010)利用2004-2006年双边服务出口面板数据，对这个典型的“发展中经济体”(中国)服务贸易流量决定的引力方程式进行回归检验，其结果表明虚拟变量“区域贸易安排”对该经济体(中国)双边服务贸易的影响是不显著的。笔者认为与货物贸易比较而言，利用引力模型对区域贸易安排的“服务贸易效应”展开的既有研究在两方面还存在明显缺陷:一是在计量技术上，相关研究在进行引力回归分析时未能很好处理虚拟变量“区域贸易安排”的“内生性偏倚”问题。二是各类区域贸易安排的服务贸易影响是存在差别的，但多数文献并未对此进行区分。即使有少数学者尝试做出区分，但方法较为粗糙。由于区域服务贸易规则庞杂繁复，目前尚未有学者尝试从服务贸易自由化“深度”视角对区域服务贸易安排的服务贸易影响进行深入细分。

有鉴于此，本文在对中国缔结区域贸易安排的“服务贸易效应”进行经验研究时尝试在如下三方面做出贡献:第一，针对中国双边服务出口的静态面板引力方程式，分别运用“混合效应模型”、“个体固定效应模型”和“个体时间固定效应模型”展开回归分析并从中挑选回归结果最理想的模型来展开后续分析，以期尽可能克服“解释变量遗漏”导致的区域贸易安排的内生性偏倚问题;第二，尝试根据区域服务贸易自由化深度，将样本所及的“区域贸易安排”按照服务贸易自由化水平划分为“高”、“中”、“低”三类，再针对细分后的每类区域服务贸易安排的“服务贸易效应”展开逐一测评和比较分析。第三，经验事实证实双边贸易流量是具有高度持续性的(be highly persistence)。所以本文尝试将双边服务贸易的滞后项纳入到面板引力方程式中，并分别运用一阶差分广义矩和系统广义矩(Generalized Method of Moments，GMM)方法对动态化的面板引力模型展开评估，以求进一步深入克服解释变量“区域贸易安排”的内生性问题。

三、经验研究

(一)模型

1.静态引力方程式

根据研究目的，本文首先给出刻画双边服务出口流量的引力方程的对数线性表达式。

时至今日，我国仍未出台系统的管理体系规范微课的发展。学生通过微课学习之后，难以第一时间吸收和深化教学内容，导致反馈效果较低，难以达到应有效果。再者，学生在借助微课学习时，无法保证教师也同步在线，无法及时提出质疑，不利于学生对语文知识的巩固和吸收。

(1)式中Xijt为t期经济体i对j的服务出口额，GDPit、GDPjt分别是 t期经济体 i、j的国内生产总值，DISTij是经济体i与j的经济中心之间的物理距离，LANGij、COLOij分别是反映经济体 i和 j“是否使用共同语言”和“是否曾具有殖民附属关系”的虚拟变量，RTAijt是刻画经济体i和j之间是否缔结某类区域贸易安排的虚拟变量。

2.动态引力方程式

考虑到服务出口流量的高度持续性，本文尝试在前述静态面板引力方程式中加入内生变量“双边出口流量”的一阶滞后项使其转变成为动态面板引力回归方程式(2)。

(2)式中λ是出口滞后项的调整系数，其他变量含义同(1)式。为克服出口滞后项的内生性问题，本文尝试采取Arellano and Bond(1991)提出的动态面板广义矩(GMM)方法对模型进行估计［25］。GMM估计包括一步GMM估计和两步GMM估计，由于两步估计的标准差存在向下的偏倚，尽管这种偏倚经过Windmeijer调整后会减少，但会导致两步GMM估计量的近似渐进分布不可靠，所以在经验应用中一步GMM估计方法被应用得更广泛。有鉴于此，本文决定首先采取一阶差分广义矩(First-Difference-GMM，简称 FD-GMM)方法进行估计。该方法先是对估计方程进行一阶差分以剔除固定效应影响，然后用一组滞后的解释变量作为差分方程中相应变量的工具变量，以求获得一致性估计。(3)式中d表示一阶差分，小写符号意味着是该变量的自然对数值。不随时间变化的变量并没有作为回归因子包括在模型中，因为在一阶差分时这些变量已被剔除了。

在数据具有高度持续性的情形下(如本文所研究的双边服务出口数据)，由于系统广义矩(System-GMM)能利用比差分广义矩更多信息，所以本文进一步借鉴Blundell and Bond(1998)的方法采取系统广义矩方法来对评估方法进行改进，该方法是在一阶差分方程式的基础上再补充一个水平方程式，前者使用的工具变量是水平值的滞后项，而后者采取的工具变量是差分值的滞后项［26］。模型如(4)、(5)式所示，其中d表示一阶差分，小写字母意味着该变量的自然对数值。

(二)样本

受制于中国双边服务统计数据缺乏，本文决定分别运用静、动态面板引力回归模型对2000-2010年一个典型的“发展中经济体”对外缔结“区域贸易安排”的双边服务贸易效应进行研究。具体而言，本文以24个新兴市场发展中国家或地区在2000-2010年对45个经济体(24个发展中经济体外加21个发达经济体)的双边服务出口流量的面板数据作为样本。24个新兴市场发展中国家和地区包括墨西哥、智利、巴西、秘鲁、捷克、匈牙利、以色列、波兰、土耳其、埃及、南非、中国、中国台北、中国香港、中国澳门、韩国、印度、印尼、马来西亚、新加坡、泰国、菲律宾、乌克兰、俄罗斯。21个发达经济体包括美国、加拿大、英国、德国、意大利、法国、西班牙、日本、爱尔兰、荷兰、比利时、瑞典、卢森堡、丹麦、瑞士、奥地利、希腊、挪威、澳大利亚、芬兰、葡萄牙。本文之所以将上述经济体选做样本，主要基于如下考虑:(1)总样本选择的45个经济体中囊括了中国的主要服务贸易伙伴。中国近年来的前15大服务贸易伙伴(包括中国香港、美国、德国、英国、法国、意大利、荷兰、日本、新加坡、韩国、中国台湾、俄罗斯、澳大利亚、加拿大、瑞士)均已被列入到总样本中。(2)25个新兴市场经济体和转轨国家的服务出口在发展中国家服务出口中占据主导地位，根据世界贸易组织统计资料，上述25个经济体在2010年世界服务贸易出口排名中基本上都位于前40位。(3)世界贸易组织的统计数据显示，大的发达经济体包括美国、日本、欧盟、澳大利亚是区域服务贸易自由化的积极推动者，截至2012年3月其参与缔结实施的区域服务贸易安排数量分别高达10项、12项、8项和6项。此外，小的新兴工业经济体(如:韩国、新加坡)和经济增长较快的新兴发展中大国(如:墨西哥、中国、印度、智利)也积极对外缔结区域服务贸易安排。这些区域服务贸易自由化进程的积极推进者均被纳入到样本中。中国作为发展中经济体以及区域服务贸易自由化进程的积极推动者，采取上述模式对中国缔结“区域贸易安排”的服务贸易影响进行回归分析，能使模拟结果相对准确可靠。

(三)对虚拟变量“区域贸易安排”的说明

虚拟变量“区域贸易安排”是本文引力方程式中的关键变量。本文尝试基于区内成员经济发展水平和区域贸易自由化承诺水平对区域贸易安排的“异质性”进行刻画。具体而言:

1.根据区域贸易安排是否包含服务贸易内容，将“区域贸易安排”划分为“区域货物贸易安排”()和“区域服务贸易安排”)两类。

(四)其他数据来源及说明

本文选择的24个新兴市场发展中国家或地区在2000-2010年分别对总样本中45个经济体的双边服务出口流量的面板数据来自于经合组织(OECD)STATEXTRACTS数据库中的TRADE IN SERVICE BY PARTNER COUNTRY统计部分。各样本经济体的GDP数据来自于国际货币基金组织的《世界经济展望》(WEO)数据库。各经济体(首都)之间的距离通过网站www.indo.com中的“距离计算器”(distance calculator)计算。“是否使用相同语言”和“是否具有殖民附属关系”是根据相关地理和历史书籍获取。

四、回归结果分析

运用计量经济学软件Stata10分别针对静、动态面板引力回归方程式(1)～(5)进行回归分析，结果如表1和表2所示。针对静态面板引力模型，由于F检验结果证明相对于混合效应模型而言，固定效应模型更可取。R2-within显示出个体时间固定效应模型要优于个体固定效应模型。所以本文选择表1中标示“③”的列作为静态面板引力模型的回归结果。在动态面板引力模型的回归结果中，表2中标示“①”和“②”的列分别是对应于一阶差分广义矩和系统广义矩方法的回归结果。差分GMM和系统GMM的过度识别约束检验结果都较理想。由于在数据具有高度持续性的情形下，系统GMM能利用比差分广义矩更多信息，所以本文选择“系统GMM”的回归结果来展开后续分析。

表1 静态面板引力模型的回归结果

表2 动态面板引力模型的回归结果

表1(第四列)和表2(第三列)均显示“区域贸易安排”RTAijt的系数为正且具有统计显著性，这表明缔结“区域贸易安排”在总体上能对双边服务贸易产生显著的正向影响。根据表1(第四列)、表2(第三列)进一步推算可知缔结“区域贸易安排”能将双边服务出口大致提升10.91%和13.13%。尽管如此，各类“区域贸易安排”对双边服务出口的影响迥异，具体分析如下:

(一)“区域货物贸易安排”和“区域服务贸易安排”的服务贸易效应

并非任何的“区域贸易安排”都能对双边服务贸易产生正向影响。静、动态面板引力模型的回归结果(表1第七列、表2第五列)显示:缔结“区域货物贸易安排”对双边服务贸易的影响是负向的但该负向影响缺乏统计显著性，与此相对照的是，“区域服务贸易安排”的缔结能对双边服务贸易产生显著的正向影响，详见表3。

表3 “区域货物贸易安排”和“区域服务贸易安排”的服务贸易效应

(二)“南南型”和“南北型”区域服务贸易安排的服务贸易效应

表1第十列和表2第七列显示出“南南型”、“南北型”的区域服务贸易安排能对双边服务贸易流量产生正向影响。但“南北型”区域服务贸易安排的正向影响程度要明显超过“南南型”。具体而言，“静态面板引力模型”的回归结果认为“南南型”、“南北型”区域服务贸易安排的缔结能将双边服务出口分别提升15.61%、29.85%，对应于“动态面板引力模型”的该结果分别为20.11% 、35.06%(见表4)。

表4 “南南型”和“南北型”区域服务贸易安排的双边服务贸易效应

(三)自由化水平不同的区域服务贸易安排的服务贸易效应

表1第十三列和表2第九列显示出贸易自由化水平分别为“高”“中”“低”的三类区域服务贸易安排即均能对双边服务贸易流量产生显著正向影响，且其影响程度与贸易自由化水平正相关，即自由化水平较高的区域服务贸易安排更能提升双边服务贸易(详见表5)。

表5 自由化水平为“高”、“中”、“低”的区域服务贸易安排的双边服务贸易效应

五、结论与对策建议

本文基于静、动态面板引力模型对一个典型的发展中经济体(中国)缔结“区域贸易安排”的双边服务贸易影响进行经验研究，结论如下:(1)发展中经济体对外缔结“区域贸易安排”能对其双边服务出口产生显著的正向影响，“区域贸易安排”的缔结能将双边服务出口大致提升10.91%-13.13%。(2)单纯对外缔结“区域货物贸易安排”会对双边服务出口产生负向影响，但该负向影响是微弱的和缺乏统计显著性的。(3)“南南型”、“南北型”的区域服务贸易安排均能对双边服务贸易流量产生正向影响，但“南北型”区域服务贸易安排的正向影响程度要明显超过“南南型”。(4)贸易自由化水平分别为“高”“中”“低”的三类区域服务贸易安排均能对双边服务出口产生显著的正向影响，且其正向影响程度与贸易自由化水平呈正相关。基于该结论，针对中国服务贸易“高增长”和“高逆差”并存的问题，本文尝试从纯技术的视角对中国参与区域服务贸易自由化提出如下对策建议:

第一，从区域服务贸易安排缔约对象看，目前与中国签订区域服务贸易安排的伙伴主要是发展中经济体。根据本文结论，“南北型”区域服务贸易安排对双边服务出口的促进作用要强于“南南型”。另外考虑到中国的服务贸易伙伴主要是欧盟、美国、日本等发达经济体，本文建议中国应更注重与这些发达经济体商签区域服务贸易安排，这样能为中国服务贸易创造更稳定的制度环境。另外，从服务贸易地区结构分散化出发，中国还需与其他发达经济体缔结类似的区域服务贸易安排。例如:中国目前正在商签之中的“南北型”区域贸易安排包括中国-澳大利亚、中国-冰岛、中国-瑞士自贸区安排，应尽快签署实施。

第二，从货物贸易和服务贸易自由化的相互关系看，2006年前我国参与区域贸易自由化进程呈现出明显的“货物先行”特征，即区域服务贸易自由化的推进要以相关的货物贸易自由化作为基础。但近年来，中国参与区域贸易自由化呈现出“货物、服务并行”特征，即货物和服务贸易协议的谈判和实施几乎同时推进。值得关注的是，本文经验研究显示，单纯缔结“区域货物贸易安排”并不能对双边服务出口产生显著的正向影响，所以若从促进服务出口出发，在对外洽商区域贸易安排时，中国可依具体情形采取“货物、服务并行”甚至“服务先行”策略。

第三，本文研究结果显示:“高”“中”“低”三类区域服务贸易安排均能对双边服务出口产生显著的正向影响，且其正向影响程度与贸易自由化水平呈正相关，即区域服务贸易自由化水平越深越能促进双边服务贸易的发展。根据该结论，结合中国国情，本文认为针对区域服务开放，中国应大胆尝试，可在区域贸易安排中做出更多的超越多边贸易安排中所做承诺。但在区域服务开放的操作层面(包括服务开放部门选择、服务贸易自由化机制设计等)中国应审慎务实。

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