扩大内需与服务进口贸易——基于跨国面板数据空间计量分析

王紫绮,孔群喜,2

(南京财经大学 产业发展研究院,南京 210046;2.南京大学 工程管理学院,南京 210093)

理论经济研究

扩大内需与服务进口贸易
——基于跨国面板数据空间计量分析

王紫绮1,孔群喜1,2

(南京财经大学 产业发展研究院,南京 210046;2.南京大学 工程管理学院,南京 210093)

借鉴拓展的引力模型,采用包括中国在内的24个国家2000～2012年的服务进口贸易数据,通过混合最小二乘法(POLS)、两步系统GMM等方法,就国内市场需求规模与服务进口贸易的关系在实证层面做出探讨。然后,以经济地理距离作为空间权重矩阵,采用空间计量模型进一步探讨了一国服务进口贸易的空间效应。实证结果表明,首先,国内市场需求规模的扩张显著促进一国服务进口贸易的发生;其次,滞后一期的服务业进口额对当期的服务业进口存在不可忽视的促进作用,表现了服务业进口的“惯性”;最后,服务进口国家之间存在着与时间正相关的空间溢出效应。

引力模型;国内市场需求;服务进口;空间溢出效应

一、引言

上世纪中叶,发达国家开始提供高质量的生产性和生活性服务,逐步进入服务经济社会。占据着全球价值链的顶端的国家为其他国家提供高质量的生产性服务无一例外地成为区域性服务中心[1]。在经济开放的环境下,国际服务贸易成长飞速,服务贸易的增速在过去十五年中位居世界贸易第一。中国服务贸易起步较晚,虽然整体水平落后于发达国家,但是改革开放以来特别是加入WTO之后的服务贸易规模和增长速度都得到迅猛发展。1982年中国服务贸易进出口额仅有44亿美元,其中出口额为25亿美元,进口额为19亿美元。截止到2015年,服务贸易总额达到7 130亿美元,同比增长17.98%,占世界服务进出口额比重的7.7%。其中服务出口2 882亿美元,服务进口4 248亿美元,分别居世界第二和第五。

然而,随着中国服务贸易逆差趋势的加大,服务进口问题日趋严重。在中国经济转型升级的关键时期,正确处理服务进口对保持经济持续增长具有重大意义:中国的服务贸易的技术溢出效应较为显著[2-3],国外一些先进技术和制度等因素会随着服务进口流入国内,而中国庞大的内需市场能够有效发挥“虹吸效应”(也就是滚雪球效应,一旦获得了起始的优势,雪球就会越滚越大,优势会越来越明显),通过吸收国外高级生产要素,使得企业从参与全球价值链到能够融入全球创新价值链,促进中国的经济增长[4-5]。因此,厘清一国服务业进口的影响因素及作用路径意义重大。

近年来,随着“人口红利”的逐渐消失,继续利用基于比较优势理论提出的廉价劳动力市场的观点来解释中国服务贸易快速发展已经不合时宜了。为此,很多学者开始寻找其他解释动因——本土市场效应。本土市场效应也叫本地市场效应,是指在一个存在报酬递增和贸易成本的世界中,那些拥有相对较大国内市场需求的国家将成为净出口国。已有研究发现,货物贸易与服务贸易都存在本土市场效应,那么若将服务进口从服务贸易中抽离出来,是否还有本土市场效应存在?而本地市场效应又是空间经济模型的核心特征之一,假如服务进口存在本地市场效应,那么服务进口国家或地区之间是否同时存在空间溢出效应?这是本文需要解决的关键问题[6]。

二、文献综述

Krugman率先证明了本地市场效应的存在性,之后基于此,很多学者将模型中所涉及到的假设条件一一放松,由此扩展了本地市场效应模型[7-8]。目前,关于本地市场效应的研究集中在货物贸易方面,对服务贸易的研究相对较少。而对本土市场效应是否是服务进口规模变化的重要影响因素的研究更是寥寥无几。但是目前关于制造业中本土市场效应与服务贸易中本土市场效应存在性的研究为上述问题提供了间接认识。

本土市场效应是否存在的检验主要有两类:一是直接考察需求与产出的关系,该方法是基于Davis与Weinstein提出的“超额需求”指标,但检验结果并不支持本地市场效应。但在引入市场准入影响因素后,Davis与Weinstein证实了OECD国家本地市场效应的存在。此外,Domeque等以西班牙制造业为例,验证了本地市场效应的存在[9]。同样从中国的市场来看,张帆等、颜银根、冯伟等也都得出部分产业存在着本土市场效应的结论[10-12]。二是基于引力模型,将产业的相对出口及相对市场弹性规模进行对比分析,若弹性为正则证明存在着本地市场效应。如Kimura和Lee认为引力模型能够很好地预测分析服务贸易,并发现OECD国家服务业本地市场效应比较显著[13]。

上述关于本地市场效应的研究大都以制造业为主,但近年来,关于服务贸易中本土市场效应研究的文献逐渐出现,其中代表性研究研究发现日本的服务贸易的本地市场效也同样存在[14]。通过借鉴贸易引力模型,刘志中检验了中美服务贸易部门的本土市场效应,得出中美教育、金融、计算机和信息、旅游等服务部门出口的本地市场效应明显[15]。此外,关于中国服务贸易本地市场的研究也得出了类似的结论[16-19]。涂远芬认为传统比较优势中,劳动力要素禀赋仍是中国服务贸易出口的主要因素,但是中国服务贸易整体的本土市场效应并不明显[19]。

总体来说,目前关于服务贸易本地市场效应存在性的研究越来越多,但仍然存在不足之处:第一,目前涉及服务进口的研究十分缺乏。第二,现有文献已经实证检验了服务贸易具有技术溢出的特点[2],那么服务贸易进口国家之间是否也存在空间关联性还有待证实。鉴于此,与以往研究相比,本文的贡献在于:(1)本文在扩展的贸易模型基础上提出服务进口国家之间存在空间溢出效应的假设,进而尝试从实证层面检验服务进口国家之间空间溢出效应的存在与否;(2)将服务进口从服务贸易中抽离出来,单独考察中国与23个OECD国家服务进口是否也存在本地市场效应,以此弥补现有研究的空白。

三、理论模型

新经济地理学认为,在不考虑其他条件时,为了充分利用和发挥规模经济和降低运输成本的优势,一国会将产品集中在拥有较大需求规模的市场附近进行生产,从而使该国成为净出口国[7],即该国存在“本地市场效应”。然而新古典比较优势理论则认为具有极大国内市场规模的国家将成为该种产品的净进口国。本部分将从新经济地理学理论出发,引用Krugman的理论模型对这一问题进行阐述[7]。其内在机理为:企业→贸易成本→差异化产品→规模经济→大国生产。

(一)Krugman框架——两国模型

Krugman从大国出发构建“本地市场效应”模型。他在模型中假设:存在两个国家,并且存在两个部门,他们在生产过程中都使用同一种生产要素。其中,一个部门生产差异化产品,其生产环境中存在冰山成本(π>1),且该部门具有规模经济和垄断竞争等特性(IRS-MC);另一部门生产同质化产品,其生产环境中的运输成本为零,且该部门具有规模报酬不变和完全竞争等特性(CRS-PC)。模型假定每个企业规模很小且生产一种产品,因此,每个企业的行为只对自身产生影响,而不会影响其竞争对手行为。根据以上假定的初步模型如下:

(1)

(2)

(3)

当λ=1时,μ=1,即当国内外市场需求规模相同时,国内外生产的产品数量相同,此时贸易处于均衡状态。当λ>1时,μ>1,即当本国国内较之国外具有更大的市场需求规模时,国内生产的产品数量也将高于国外生产的产品数量。此时,本国生产部门为IRS-MC部门,且公式(2)中B>0,这也就是所谓的“母市场效应”。为了更直观的观察出相对需求规模和相对产品数据之间的关系,对公式(3)进行求导,公式如下:

(4)

(二)Berhrens框架——多国模型

针对“本地市场效应”的理论模型,多数文献假定两国情况以简化分析,具体假设为两国存在CRS-PC产业部门,且贸易自由,以确保完全竞争和两国工资率相同。同时假定当部门吸收差异化产品时,将会导致贸易不平衡。为了使模型结论更具一般性,将贸易国由两国推广到多国来验证“本地市场效应”的存在性很有必要。针对这一问题,Behrens进行了研究探讨。

Behrens在模型中假定:有I个国家进行贸易往来,国家i拥有li的人口总数,且每个国家均存在两个产业部门,一个产业部门为IRS-MC,该产业部门定义为D部门,D部门中的每个厂商均只生产一种产品,这种产品即为差异化产品,且存在冰山运输成本;另一个产业部门与之相反,不存在运输成本,即CRS-PC,将该部门定义为H部门,其生产的产品为同质化产品。假定各国在进行生产时均采用单一生产要素,且国家i的生产函数定义如下:

fi+cixi=li.

(5)

(6)

其中,dji(ω)为国家i向国家j进口产品ω的数量,其中i,j=1,2…I。Ω为国家j所生产的差异化产品的数量。同时,求出国家i对国家j差异化产品的出口数量为:

(7)

其中,Yj表示国家j的总收入,pj表示国家j的产品价格指数,pij表示国家i向国家j出口的产品的价格,qi表示国家i内单个厂商生产的差异化产品的产量。因此有:

(8)

(9)

(10)

对于任意国家i而言,当贸易达到均衡时,其差异化产品的总产量为该产品的国内外消费总量,即国内消费量和国外出口量。因此有:

(11)

Berhrens在进行“本地市场效应”模型探讨时着眼点依然为一国差异化产品的产量和需求量的关系,因此,将公式(11)进行变形后如下:

λ*=[diag(φ-1A-σ1)φAσ]-1θ .

(12)

其中,λ*、θ分别为一国的产量份额和需求份额,diag、φ、A、1分别为对角矩阵、I维方阵、I维列向量和I维行向量。其中,φ中的元素为产业D在国家间的运输成本;A中元素为国家的比较优势,即各国家投入在产业D上的相对生产力;1中元素全为1。由公式(12)可知,λ*、θ之间存在线性关系,但是,两者之间的线性关系还取决于互通贸易往来的国家间的技术比较与运输成本。在进行“本地市场效应”存在性验证时,Behrens发现,由于贸易往来国家间存在技术比较优势和运输成本差异等原因,多国模型中“本地市场效应”并不存在。若要使“本地市场效应”出现则必须有严格的假定要求,如所有贸易国家必须具有相同的技术禀赋。同时,每个国家对各国的运输成本都必须相同。因此,由于国家间的运输成本和技术禀赋的差别的存在,在多国模型中通常不存在“本地市场效应”。

四、样本数据与计量模型

(一)数据来源与处理

本文基于国际经合组织数据库(OECD Statistics),选取24个OECD成员国(中国、澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、捷克、丹麦、芬兰、法国、德国、希腊、匈牙利、爱尔兰、意大利、日本、韩国、荷兰、挪威、波兰、葡萄牙、西班牙、瑞典、英国和美国;其中,中国属于发展中国家,其他23个国家均是发达国家)2000～2012年的双边服务进口贸易数据,并从世界银行统计数据库(The World Bank Statistics)选取了这些国家2000～2012年的GDP数据。衡量两国之间的距离使用国家首都之间的地理距离来表示,数据来源于www.geobytes.com中的距离搜索工具。一国司法体系的完善程度的衡量可以选择法律结构(法律结构和产权保护数据由审判独立性、公正的法院、产权保护、军事干预法制和政治进程,独立的司法体系、依法执行的合同数和对财产转让的规模显著数据这6个方面组成)和产权保护这两个数据,数据来源于加拿大弗雷泽研究所全球经济自由化指数数据库(Economic Freedom of the World,EFW index)。此外,本文还选取共同贸易区变量来研究服务贸易的区域特征,若贸易双方同属于一个贸易区则记为1,否则记为0。

(二)引力模型的设定

1.基础贸易引力模型

众所周知,万有引力定律是:由于物体自身具有质量,在物体之间能够产生一种相互作用力,这种力量的大小与物体的质量和这两个物体之间的直线距离有关。其公式为:F=GM1M2/R2,其中F表示万有引力,G为万有引力常量,其数值为6.67×10-11N·m2/kg2,M1和M2分别为两个物体的质量,R是两个物体之间的直线距离。上述公式意味着作用力与两个物体的质量成正比,与物体间的直线距离成反比。

国际贸易理论研究表明,因为贸易双方的地理距离越近,所以两国贸易会往来更加频繁。因此,基于万有引力模型,可将其在国际贸易问题中进行研究。按照经济学的研究范式,通常用TRADEijt来指代t时期(一般指某一年,下同)贸易双方之间的贸易总额,用SSit、SSjt替代M1、M2分别表示t时期i国和j国的经济规模(Economic Scale),用DSijt(Distance)代替R表示贸易双方间的地理距离,用C代替G表示贸易引力常数,则基础的贸易引力模型可表示成:

(Ⅰ)

需要注意,与自然物理中的引力相比,贸易引力具有其独特性。通常,自然物理学中把天体当作一个质点进行处理,但是贸易引力模型中不能将两国的规模忽略,必须充分考虑贸易双方的经济规模特征。

2.本文引力模型

借鉴Feenstra[5]和Lee等[20]的拓展的引力模型,本文建立如下模型:

LNIMij=β0+β1LNGDPi+β2LNWGDP+β3LNW*IMij+β4OECD+β5SPRit+

β6LNDISij+εij.

(Ⅱ)

其中,i为服务进口国;j表示服务出口国;t表示年份,i和j的取值范围均为1,2,3…24;t的取值范围为1,2,3…,12,13。因变量LNIMij表示国家i从国家j进口额的自然对数值。关键解释变量LNGDPi表示一国的国内市场规模,其值用进口国国内生产总值取对数表示[4,5]。LNWGDP表示世界生产总值的自然对数值。LNW*IMij表示地理权重的自然对数值与国家i从国家j服务进口额的乘积。为了减轻模型可能存在的内生性问题,本文加入了滞后一期的世界生产总值和进口国国内产总值,分别用LLNWGDP和LLNGDPi来表示。LNDISij表示服务贸易国之间的距离对数,双边出口额随着距离的减小而变大。此外,我们还在模型(II)中加入了如下控制变量:OECD代表共同贸易区变量,SPRit代表法律结构和产权。(II)式中的β0、β1、β2、β3、β4、β5和β6代表外生变量参数,εij表示随机扰动项。

五、检验结果分析

(一)单位根检验

为了防止伪回归现象的产生,同时为了确保实证结果真实有效,本文首先使用LLC、HT和IPS方法来进行单位根检验。单位根检验的原理为:给定一个置信区间水平α,如果LLC(或HT、IPS)值大于临界值,则说明单位根不存在,反之则存在一个单位根。根据表1的单位根检验结果,可见LNIM在1%水平上显著,即证实了双边服务进口贸易数据的平稳性。

表1 单位根检验

注:面板数据单位根检验结果由Stata13.0计算得出,① 、② 和③ 分别表示10%、5%和1%的显著性水平;圆括号内显示的是稳健的P值,下同。

(二)稳健性检验

我们采用一般的POLS方法得到了初步的估计结果,结果与我们的预期基本一致。与此同时,我们加入滞后变量来解决模型中的内生性问题,结果仍存在下述问题:第一,(6)式中可能并未考虑到各国服务进口影响因素中未被观察到的异质性因素(例如本国消费者消费能力和偏好等)。这些因素或许能够解释各国服务业进口的差异。本文的样本数据为面板数据,为了能够更加有效地利用其所提供的信息,并考虑(6)式中可能遗漏的部分与异质性相关的因素变量,我们将随机误差项进一步分解为与时间无关的异质性误差项和其余的误差项。但在此框架下,POLS回归方法估计的结果不再是一致有效的。第二,各国的服务业进口在一般情况下具有连续性,因此,有必要在(6)式中加入服务业进口的滞后项。可是,一国服务业进口的滞后项对于一国GDP、世界GDP等变量的向量自回归方法,可能会引起序列相关性和内生性问题。在此框架下,POLS回归方法估计的结果不再是有效的,需要引入另一种估计方法来解决这些问题。

充分考虑到本文使用的数据特征,我们引入了两步系统GMM的估计方法,结果见表2前3个模型。由表2可见,核心解释变量和各个控制变量的估计结果与POLS回归的结果一致,这在相当程度上验证了本文的结论,且从两步系统GMM方法的估计得到的核心解释变量的系数在1%水平下都是显著的。具体来看,在只有国内市场规模的子样本组中(模型(1)),一国需求规模每增加1%,该国的服务进口额上升0.784%。而在既有国内市场规模又有世界市场总规模的子样本组中(模型(2)),一国需求规模和世界市场总规模对服务业进口都有促进作用,即一国需求规模和世界需求总规模分别增加1%,该国服务进口额分别上升0.749%和0.732%。此外,在包含国内市场规模、世界需求总规模以及加权的进口额的子样本组中(模型(3)),服务进口额随着一国需求规模每提高1%即上升0.749%;但与POLS回归结果相比,世界需求规模系数的符号发生了明显的变化,由促进作用变成了阻碍作用。将上述结果与POLS估计结果对比,可以看出本文所关注的核心解释变量的系数弹性并未有本质变化,保持了稳定性。

为进一步验证模型中各个滞后项的系数是否具有稳定性,接下来我们使用2SLS模型进行回归。结果见表2中模型(4)(5)(6),各核心解释变量系数都在1%的水平下显著。与POLS估计结果相比,滞后一期的本国需求规模的系数变化不大,但加权进口额的系数大小变化较大,从0.678变动成为0.172。而滞后一期的世界需求总规模额系数仍是由正变负,这可能也源于上述的原因。总体上,各核心解释变量的系数弹性认为发生本质变化,仍保持了稳定性。

(三)基准回归结果分析

我们以包括中国在内的24个国家2000～2012年的服务进口贸易数据为样本,使用一般混合最小二乘法(POLS)估算(2)式,结果见表3前3个模型。在只有国内市场规模的子样本组中,国内市场规模对一国服务业进口额的影响在1%的水平下显著为正,这意味着进口国服务业进口额随着国内市场规模每增加1%而提升0.781%。可见,国内市场规模是一国服务业进口的重要驱动力量,在新一波全球化浪潮中,一方面我国有必要利用好自身广大的国内市场优势,挖掘潜在内部需求,吸引更多的进口导向型企业,逐步推进国内产业的转型升级[4,21];另一方面,我国需要将服务业进口量和服务业出口量尽量保持平衡状态,以防服务贸易逆差进一步扩大。

在既有国内市场规模又有世界生产总值的子样本组中,国内市场规模和世界生产总值对一国服务业进口额的影响均在1%的水平下显著为正,表明一国服务业进口额随着国内市场规模每扩大1%,会提高0.729%;同时,当世界生产总值每提高1%时,服务业进口量会提升0.758%,说明世界生产总值的增加可以增加服务业进口量。此外,在包含国内市场规模、世界生产总值以及加权的进口额即LNW*IM的子样本组中,国内市场规模和加权的进口额均在1%的显著性水平上促进一国服务业进口,而世界生产总值均为负但不显著。具体来看,国内市场规模对服务业进口的正向促进作用仍然是最大的,其系数为0.744,而加权的进口额的系数为0.647。由此,可进一步认为,国内市场规模是促进一国服务业进口的最主要因素。因为我国服务业发展速度较慢,国内的服务业已经难以迎合工业化的巨大需求,所以我国需要扩张国内市场规模,这样我国对于国外服务怕的消费会增加,可见扩大内需战略在很大程度上增加了服务业的进口,这与谭文君提出的服务需求上升导致我国服务贸易逆差的观点[22]是一致的。

表2 稳健性检验

在上述回归中,虽然控制了贸易国的区域组织特征、制度特征以及地理距离对一国出口贸易的影响效应,但这并不能有效地消除国内市场规模和进口之间以及世界生产总值与进口之间由于逆向因果关系引起的内生性问题。实际上,一个国家服务业进口越大,这个国家的国内市场规模便会越大(一国进口的服务需要在国内被消费掉,进口量的增加,说明国内消费潜力在逐渐被挖掘出来,即潜在国内市场规模较大),同时提高世界生产总值(一般认为,一国更多时候希望出现贸易顺差,即出口量大于进口量,净出口就有可能增加,这显然对世界生产总值作出了贡献)。由此,我们试图将国内市场规模和世界生产总值变量的滞后一期变量,分别放入(2)式中重新进行回归,结果见表3模型(4)～(6)。从中可以看出三点:其一,在仅有国内市场规模的子样本组中,与当期结果相比,滞后1期国内市场规模的系数没有发生明显变化(系数从0.781降低到0.743),显著性也与当期结果相一致,说明,这说明国内市场规模能够促进服务业进口。其二,从既有国内市场规模又有世界生产总值的子样本组来看,国内市场规模的系数和显著性基本没有发生变化,而世界生产总值变量的系数发生了较大变化,但显著性没有变化。滞后1期的国内市场规模的系数为0.713,较当期国内市场规模的系数0.729基本没变化;相反,滞后1期的世界生产总值的系数较当期的系数降低了(从0.729降为0.466),这也从侧面证实了国内市场规模对服务业进口的推动作用要比世界生产总值稳定。其三,在包含国内市场规模、世界生产总值和加权的进口额的子样本组中,与当期相比,滞后1期的世界生产总值、滞后1期的加权的出口额和滞后1期的世界生产总值的系数和显著性基本没有发生改变,无论是在模型(3)中的当期还是在模型(6)中的滞后期,国内市场规模的系数都是最大的,这表明国内市场规模是影响一国服务业进口的诸多因素中的最稳定且最重要的因素。

表3 服务进口贸易普通面板回归结果

(四)空间计量回归分析

本文用Moran值检验24国的服务进口之间是否存在空间相关性。Moran值检验原理为:若Moran值为正,则说明空间相关性为正,反之则为负。同时,空间相关性随着Moran值的绝对值的增大而增大。具体结果参见表4。

从表4中我们可以看出,2000～2012年的Moran值都是在1%水平下显著的,其中除2000和2001年的数值显著为负,其余年份都显著为正。这说明,2002年之后,24国服务进口之间存在显著的正的空间相关性,且各国服务出口之间的空间相关性是随着时间的发展不断增强的。根据Moran值取值绘制的2000～2012年各国服务出口水平的空间相关趋势图中,空间相关性随着时间不断增强。此时有必要使用空间计量回归模型进行进一步分析。

表4 我国和OECD 23国服务进口水平空间相关性检验

为了从总体上判断和度量24个国家服务业出口之间存在哪种类型的空间相关性,我们分别用SEM模型和SAR模型进行空间回归。由于24国的服务进口存在着空间自相关,OLS的参数估计将不再一致。因此,我们可以使用一般采用广义矩(GMM)或极大似然(ML)法,估计上述两类空间模型[23]。本文采用ML估计方法。结果如表5所示。

由表5可知,模型(1)和(3)的λ和ρ的系数都在1%的水平上显著,取值分别为0.266和0.654,这说明各国的服务进口存在显著的空间误差效应和空间溢出效应。比较上述结果,就拟合优度和显著性而言,SEM模型都优于SAR模型。因此,我们认为使用SEM模型更为合理,进一步地,上述结果说明各国服务进口存在显著的空间相关性。下面对SEM模型的实证结果进行具体分析。从各解释变量的系数来看,除了控制变量是否在共同的贸易区因素以外,各变量的系数均达到了1%的显著水平,并且与预期的方向完全一致。本国需求规模、世界需求总规模、是否在共同的贸易区的系数都显著为正,距离因素的系数则显著为负。从影响程度的排序来看,本国需求规模的影响最大,其系数值为0.788,即本国的需求规模每扩大1%,服务进口上升0.788%,由此可以判断本国需求规模对服务进口的影响十分重要。世界需求总规模的系数为0.561,这说明世界需求总规模确实是影响服务出口的重要因素。各变量均通过显著水平检验,并且与理论预期一致,表明对各解释变量的选取是合宜且有效的。

将滞后一期的服务进口纳入到回归模型后,模型(2)的λ值相较于模型(1)有所下降,但模型(4)与模型(3)的ρ值相比,则有所上升,二者的系数分别为0.122和0.933,都在10%水平上显著。因此,在一定程度上,各国服务进口的空间误差效应和空间溢出效应仍然显著。但需要说明的是,SEM模型和SAR模型的拟合优度都明显提高了,这一结果进一步验证了服务贸易进口具有“惯性”。但此时SAR模型更适合进行进一步分析。从各解释变量的系数来看,除了制度因素和是否在共同贸易区以外,各变量的系数均达到了1%的显著水平,并且与预期的方向完全一致。其中,滞后一期的服务进口这一变量的系数显著为正,具体值为0.308,说明服务进口确实具有一定的“惯性”,前一期服务进口额的大小会对后一期产生影响。而本国需求规模的系数为0.508,与模型(1)的结果相比,这一数值下降了很多,但仍对服务进口产生显著的正向影响。

表5 服务进口贸易空间模型回归结果

六、结论及启示

本文对国内市场需求规模与服务业进口的关系进行了实证分析,并尝试从空间的视角研究一国服务业进口的空间效应,相关结论和启示如下:

第一,国内市场需求规模是促进一国的服务业进口的重要因素。一国服务业进口随着国内市场规模每扩大1%而上升0.744%。该结果虽然印证了中国实施内需驱动战略的合理性(内需的扩大带来经济的增长,使得国民有能力消费更多的进口品),但也表明其不利于中国服务业贸易逆差的缓解,故中国在扩大内需以拉动经济增长的过程中需要将服务业贸易逆差控制在一个合理的水平[22,24]。

第二,服务业进口具有“惯性”特征,表明滞后一期的服务业进口额对当期的服务业进口具有促进作用。滞后一期的服务业进口额能带动当期服务业进口额增加约0.308%。对于开放水平较高的国家而言,保证进口数额稳定是其制订贸易政策的一个方向,同样地,服务业进口企业需根据本国的贸易政策相应调整服务业进口,防止出现进口波动过大的情况。

第三,服务进口国家或地区之间存在空间溢出效应,随着时间的推移,这种空间相关性不断增强。换言之,一国在进行服务进口贸易时应更多地考虑到空间因素,如周边国家的服务进口策略、区域内部互联网发展状况和交通运输条件等[25]。因此,中国在鼓励服务进口应努力创造有利条件来发挥服务进口的空间正外部性;相反,在控制服务贸易逆差时期,中国需要创造有利于服务出口的区位条件。

第四,国家间距离和一国的司法制度均会影响服务业的进口。具体地,服务业进口会随着贸易国之间距离的增加而减少,这表明,当本土企业或者消费者从国外进口服务所带来的成本远远大于在当地选择服务时,后者更受青睐。此外,一国的司法制度是否完善,影响着该国的服务业进口,完备的司法制度会加深一国服务业贸易的逆差程度。对于中国而言,在进行服务业进口的同时,有必要防范出现大幅度的贸易逆差。

此外,一国如果加入自贸区,其服务贸易进口能够得到有效提升。自由贸易区的贸易壁垒较低,有利于自贸区内部成员国之间的服务业进口贸易。由于服务业的生产和消费具有同时性[26-27],这使得服务业产品必须在较短的时间内被消费掉,故选择从贸易区域内部成员国进口服务业产品是一个不错的选择。作为发展中的大国,中国应当积极与世界发达贸易组织建立贸易联系,发挥服务业进口的“空间效应”,寻求国内需要的且性价比最高的服务业产品。

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F752.61；F121

A

1672-5956(2017)06-0014-12

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.06.003

2017-07-13

国家自然科学基金资助项目“以知识密集型服务企业为中心的区域创新系统研究——基于空间集聚的研究视角”(71303105);江苏省科技厅软科学项目“面向‘双创’的天使投资与众创空间结合机制研究”(BR2017054)

王紫绮,1993年生,女,江苏常熟人,南京财经大学硕士生,研究方向为产业组织与服务经济,(电子信箱)1012660908@qq.com。孔群喜,1981年生,男,江苏徐州人,南京大学博士后,南京财经大学副教授,研究方向为产业组织与公共政策。

[责任编辑:陈宇涵]