周念利，張漢林

(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學中國WTO研究院，北京100029)

一、引言

近年來中國服務貿(mào)易規(guī)模增長迅速。根據(jù)中國商務部統(tǒng)計數(shù)據(jù)，1992-2009年中國服務貿(mào)易規(guī)模年均增長17%。2010年中國服務貿(mào)易規(guī)模達3624.2億美元，比2009年增長26.4%。2011年中國服務貿(mào)易規(guī)模達歷史最高水平為4191億美元，其中服務出口和進口分別位居世界第四和第三。與中國服務貿(mào)易規(guī)模迅速增長“如影隨形”的是，中國服務貿(mào)易“逆差”長期居高難下。自1993年出現(xiàn)首次逆差后，1995-2011年中國服務貿(mào)易持續(xù)17年處于逆差狀態(tài)，且逆差在整體上呈擴大趨勢。中國服務貿(mào)易“高增長”和“高逆差”并存的現(xiàn)象，已引起各界廣泛關注。眾多學者嘗試從不同視角對中國服務貿(mào)易流量的影響因素進行解讀并對改善中國服務貿(mào)易失衡開出“藥方”。學者所進行的最經(jīng)典研究是基于新古典比較優(yōu)勢理論，從服務貿(mào)易競爭力視角對中國服務貿(mào)易逆差原因進行詮釋，如:殷鳳(2010)、余道先，劉海云(2010)、陳虹，林留利(2009)［1-3］。新近的研究則提供了一些新的視角。如:王英(2010)、鐘曉君(2009)從貨物貿(mào)易與服務貿(mào)易的相關性出發(fā)，認為中國貨物貿(mào)易對服務貿(mào)易的促進作用主要體現(xiàn)在對服務進口而非出口上，貨物貿(mào)易的飛速增長對服務貿(mào)易逆差所做的“貢獻”顯得不容忽視［4-5］。另一些學者則強調(diào)外國直接投資(FDI)流入對于改善中國服務貿(mào)易逆差的重要性。如:王恕立、胡宗彪(2010)認為可通過擴大服務業(yè)FDI流入來提升中國服務出口［6］。還有學者指出產(chǎn)業(yè)結構提升能對推動服務貿(mào)易產(chǎn)生關鍵作用，如:劉二東(2010)［7］。另有學者強調(diào)自然人流動規(guī)模的不斷擴大是各國服務貿(mào)易發(fā)展的新動向，中國服務貿(mào)易逆差是中國對勞工流入和專業(yè)人員流出設置嚴格管制后所形成的扭曲現(xiàn)象，如:宋雅楠，郭根龍(2008)［8］。此外，大量文獻還討論了服務就業(yè)(程大中，2000)、市場規(guī)模(徐桂民、鞠磊，2007)、匯率(易行健、成思，2010)、人力資本(潘海鷹，2011)等因素對中國服務貿(mào)易流量及其失衡的影響［9-12］。

事實上，跟貨物貿(mào)易比較而言，服務貿(mào)易深受相關政策影響。由于“政策”變量難以準確量度，前述文獻幾乎沒有將“政策”變量明確納入到服務貿(mào)易流量的影響因素之列。值得關注的是，由于多哈回合談判受阻，全球區(qū)域貿(mào)易自由化進程不斷加快，中國近年來也開始積極、穩(wěn)妥地對外締結區(qū)域貿(mào)易安排。服務貿(mào)易自由化已成為中國對外簽署區(qū)域貿(mào)易安排的重要內(nèi)容。中國與東盟、巴基斯坦、智利、新西蘭、新加坡、秘魯、哥斯達黎加、中國香港、中國澳門、中國臺灣簽署的區(qū)域貿(mào)易安排均已涵蓋服務貿(mào)易內(nèi)容。在此背景下一個重要問題日益凸顯:區(qū)域貿(mào)易安排的締結究竟會對中國服務貿(mào)易流量產(chǎn)生什么影響?有鑒于此，本文決定將“區(qū)域貿(mào)易安排”作為解釋變量納入到中國雙邊服務貿(mào)易流量決定的引力方程式，并對中國對外締結區(qū)域貿(mào)易安排的“雙邊服務貿(mào)易效應”進行經(jīng)驗研究，在此基礎上本文對中國參與區(qū)域貿(mào)易一體化提出了一系列對策建議。本文結構如下:第二部分是對利用引力模型測度區(qū)域貿(mào)易安排“貿(mào)易效應”的相關理論及技術演進進行歸納評述;第三、四部分是基于靜、動態(tài)面板引力方程式，對中國對外締結各類區(qū)域貿(mào)易安排的“服務貿(mào)易效應”進行經(jīng)驗研究;第五部分是結論與對策建議。

二、文獻述評

(一)納入“多邊物價因子”

最初將引力模型運用于國際貿(mào)易領域的做法并未獲得正式的理論支持，該現(xiàn)象一直持續(xù)到Anderson(1997)［14］。Anderson(1997)最突出的貢獻就是通過引入所謂“多邊物價因子”(Multilateral Price Term)的解釋變量來對雙邊貿(mào)易流量的引力方程式進行擴展［14］。事實上，學者們早已意識到，利用簡單最小二乘法對標準的雙邊貿(mào)易流量的引力方程式進行回歸分析，會使研究結果出現(xiàn)偏差，其原因在于能對貿(mào)易流量產(chǎn)生影響但無法觀測或量化的引力變量(包括貿(mào)易雙方的歷史、文化、種族部落、政治或者地理因素等)被標準的引力方程式所忽略(Cheng and Wall，2005)［15］?！岸噙呂飪r因子”的引入有助于克服早期引力模型中普遍存在的“解釋變量遺漏偏倚”問題。正如Anderson and van Wincoop(2003)所言，“多邊物價因子”的引入是對引力方程式的一個關鍵補充［16］。在針對面板數(shù)據(jù)做回歸分析的情形下，Anderson and van Wincoop(2003)認為這種非觀測的引力變量能很方便地通過增設反映“國家特定效應”(countryspecific effect)和“時間效應”(Time effects)虛擬變量的方式來刻畫［16］。Cheng and Wall(2005)指出在雙邊貿(mào)易流量的引力方程式中為進一步捕捉進、出口方隨時間變化的“多邊物價因子”，更好的方式是采取“雙邊配對的固定效應模型”(a pairwise bilateral fixed effect model)［15］。目前，學者們更傾向于綜合借鑒前述兩類方法，如:Baier and Bergstrand(2007)嘗試在使用面板數(shù)據(jù)的“雙邊配對固定效應模型”中加入反映“國家和時間特定效應”(country-and-time effects)的虛擬變量［17］。

(二)考慮“內(nèi)生性偏倚”

針對區(qū)域貿(mào)易安排的“內(nèi)生性問題”，學者們的研究興趣主要聚焦于三個方面:“內(nèi)生性偏倚”的來源、影響及應對。關于“內(nèi)生性偏倚”的來源，Wooldridge(2002)曾給出三類解釋:測度誤差、變量聯(lián)立性(simultaneity)和變量遺漏［18］。源于前兩類的內(nèi)生性偏倚相對較小。如:以“變量聯(lián)立性”為例，盡管引力方程式中貿(mào)易伙伴的“國內(nèi)生產(chǎn)總值”與雙邊貿(mào)易流量具有潛在的內(nèi)生關系，但Baier and Bergstrand(2007)指出至少存在充分理由可忽視這種影響［17］。若忽視“內(nèi)生性”問題，則會低估區(qū)域貿(mào)易安排的貿(mào)易效應，對此多數(shù)學者已形成共識。由于“變量遺漏”是內(nèi)生性偏倚的重要來源，Baier and Bergstrand(2007)舉例說明了“變量遺漏”會如何導致計量偏誤［17］。如:貿(mào)易雙方的國內(nèi)相關政策可能傾向于降低甚至阻礙雙邊貿(mào)易，該政策性壁壘會激勵貿(mào)易雙方簽署區(qū)域貿(mào)易安排，即區(qū)域貿(mào)易安排簽署概率和國內(nèi)規(guī)則密度呈正相關，而引力方程式的誤差項和國內(nèi)規(guī)則密度呈負相關，由此可推斷區(qū)域貿(mào)易安排和誤差項呈負相關。區(qū)域貿(mào)易安排的“內(nèi)生性”會導致其回歸系數(shù)被低估。但關于低估程度，由于樣本和測算方式的差別，學者們的觀點還存在差別。為糾正區(qū)域貿(mào)易安排的“內(nèi)生性偏倚”問題，針對截面數(shù)據(jù)，學者們采取的辦法是使用工具變量和Heckman控 制 方 程 ，如:Baierand Bergstrand(2004)［19］。但結果并不令人滿意，原因在于既有文獻均未找到一個正確的外生工具變量，因此使用截面數(shù)據(jù)的引力回歸結果是有偏的(Amélie Guillin，2011)［20］。Baier and Bergstrand(2007)認為處理“內(nèi)生性偏倚”的更合理方法是面板回歸技術，采取“國家配對的固定效應”(country-pair fixed effect)或一階差分回歸方法［17］。

(三)貿(mào)易效應的“分解”及“漸入”

引力評估文獻的另兩項最新進展是將區(qū)域貿(mào)易安排帶來的凈貿(mào)易影響區(qū)分為“貿(mào)易創(chuàng)造”和“貿(mào)易轉移”效應(Silva and Tenreyro，2006;Carrere，2007)［21-22］以及解釋區(qū)域貿(mào)易安排貿(mào)易影響的“漸入效應”(phasing-in effect)。前者的基本思路是在引力方程式中新增所謂“區(qū)外開放度”(Extra-bloc Openness)的虛擬變量。該變量用于衡量區(qū)域貿(mào)易安排成員在何種程度上注重區(qū)外貿(mào)易，當區(qū)域貿(mào)易安排成員與非成員開展貿(mào)易時該變量取值1否則為零。在引力模型的回歸結果中，虛擬變量“區(qū)外開放度”與“區(qū)域貿(mào)易安排”的系數(shù)之差可用于識別區(qū)域貿(mào)易安排的凈貿(mào)易效應。至于后者，Baier and Bergstrand(2007)指出區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的貿(mào)易影響是隨時間推移逐漸釋放的，通過在引力方程式中引入虛擬變量“區(qū)域貿(mào)易安排”的一階或(和)多階滯后項可刻畫區(qū)域貿(mào)易安排對雙邊貿(mào)易流量的滯后影響，并據(jù)此衡量區(qū)域貿(mào)易安排的“平均干預效應”［17］。

(四)區(qū)域貿(mào)易安排的“服務貿(mào)易效應”

近年來特別是OECD雙邊服務貿(mào)易數(shù)據(jù)庫公布后，少數(shù)學者開始利用引力模型對服務貿(mào)易的決定因素進行分析。由于發(fā)展中經(jīng)濟體的服務貿(mào)易數(shù)據(jù)奇缺，關于區(qū)域貿(mào)易安排“服務貿(mào)易效應”的研究主要針對發(fā)達經(jīng)濟體展開。根據(jù)筆者所掌握的資料，在引力模型框架下，將“區(qū)域貿(mào)易安排”變量視作中國雙邊服務貿(mào)易流量決定因素的實證文獻迄今只有兩篇，包括盧現(xiàn)祥、馬凌遠(2009)和周念利(2010)［23-24］。受制于數(shù)據(jù)的可獲得性，兩篇文獻均將中國擬合成一個“典型”的發(fā)展中經(jīng)濟體，盧現(xiàn)祥，馬凌遠(2009)利用2005年雙邊服務出口截面數(shù)據(jù)，周念利(2010)利用2004-2006年雙邊服務出口面板數(shù)據(jù)，對這個典型的“發(fā)展中經(jīng)濟體”(中國)服務貿(mào)易流量決定的引力方程式進行回歸檢驗，其結果表明虛擬變量“區(qū)域貿(mào)易安排”對該經(jīng)濟體(中國)雙邊服務貿(mào)易的影響是不顯著的。筆者認為與貨物貿(mào)易比較而言，利用引力模型對區(qū)域貿(mào)易安排的“服務貿(mào)易效應”展開的既有研究在兩方面還存在明顯缺陷:一是在計量技術上，相關研究在進行引力回歸分析時未能很好處理虛擬變量“區(qū)域貿(mào)易安排”的“內(nèi)生性偏倚”問題。二是各類區(qū)域貿(mào)易安排的服務貿(mào)易影響是存在差別的，但多數(shù)文獻并未對此進行區(qū)分。即使有少數(shù)學者嘗試做出區(qū)分，但方法較為粗糙。由于區(qū)域服務貿(mào)易規(guī)則龐雜繁復，目前尚未有學者嘗試從服務貿(mào)易自由化“深度”視角對區(qū)域服務貿(mào)易安排的服務貿(mào)易影響進行深入細分。

有鑒于此，本文在對中國締結區(qū)域貿(mào)易安排的“服務貿(mào)易效應”進行經(jīng)驗研究時嘗試在如下三方面做出貢獻:第一，針對中國雙邊服務出口的靜態(tài)面板引力方程式，分別運用“混合效應模型”、“個體固定效應模型”和“個體時間固定效應模型”展開回歸分析并從中挑選回歸結果最理想的模型來展開后續(xù)分析，以期盡可能克服“解釋變量遺漏”導致的區(qū)域貿(mào)易安排的內(nèi)生性偏倚問題;第二，嘗試根據(jù)區(qū)域服務貿(mào)易自由化深度，將樣本所及的“區(qū)域貿(mào)易安排”按照服務貿(mào)易自由化水平劃分為“高”、“中”、“低”三類，再針對細分后的每類區(qū)域服務貿(mào)易安排的“服務貿(mào)易效應”展開逐一測評和比較分析。第三，經(jīng)驗事實證實雙邊貿(mào)易流量是具有高度持續(xù)性的(be highly persistence)。所以本文嘗試將雙邊服務貿(mào)易的滯后項納入到面板引力方程式中，并分別運用一階差分廣義矩和系統(tǒng)廣義矩(Generalized Method of Moments，GMM)方法對動態(tài)化的面板引力模型展開評估，以求進一步深入克服解釋變量“區(qū)域貿(mào)易安排”的內(nèi)生性問題。

三、經(jīng)驗研究

(一)模型

1.靜態(tài)引力方程式

根據(jù)研究目的，本文首先給出刻畫雙邊服務出口流量的引力方程的對數(shù)線性表達式。

時至今日，我國仍未出臺系統(tǒng)的管理體系規(guī)范微課的發(fā)展。學生通過微課學習之后，難以第一時間吸收和深化教學內(nèi)容，導致反饋效果較低，難以達到應有效果。再者，學生在借助微課學習時，無法保證教師也同步在線，無法及時提出質(zhì)疑，不利于學生對語文知識的鞏固和吸收。

(1)式中Xijt為t期經(jīng)濟體i對j的服務出口額，GDPit、GDPjt分別是 t期經(jīng)濟體 i、j的國內(nèi)生產(chǎn)總值，DISTij是經(jīng)濟體i與j的經(jīng)濟中心之間的物理距離，LANGij、COLOij分別是反映經(jīng)濟體 i和 j“是否使用共同語言”和“是否曾具有殖民附屬關系”的虛擬變量，RTAijt是刻畫經(jīng)濟體i和j之間是否締結某類區(qū)域貿(mào)易安排的虛擬變量。

2.動態(tài)引力方程式

考慮到服務出口流量的高度持續(xù)性，本文嘗試在前述靜態(tài)面板引力方程式中加入內(nèi)生變量“雙邊出口流量”的一階滯后項使其轉變成為動態(tài)面板引力回歸方程式(2)。

(2)式中λ是出口滯后項的調(diào)整系數(shù)，其他變量含義同(1)式。為克服出口滯后項的內(nèi)生性問題，本文嘗試采取Arellano and Bond(1991)提出的動態(tài)面板廣義矩(GMM)方法對模型進行估計［25］。GMM估計包括一步GMM估計和兩步GMM估計，由于兩步估計的標準差存在向下的偏倚，盡管這種偏倚經(jīng)過Windmeijer調(diào)整后會減少，但會導致兩步GMM估計量的近似漸進分布不可靠，所以在經(jīng)驗應用中一步GMM估計方法被應用得更廣泛。有鑒于此，本文決定首先采取一階差分廣義矩(First-Difference-GMM，簡稱 FD-GMM)方法進行估計。該方法先是對估計方程進行一階差分以剔除固定效應影響，然后用一組滯后的解釋變量作為差分方程中相應變量的工具變量，以求獲得一致性估計。(3)式中d表示一階差分，小寫符號意味著是該變量的自然對數(shù)值。不隨時間變化的變量并沒有作為回歸因子包括在模型中，因為在一階差分時這些變量已被剔除了。

在數(shù)據(jù)具有高度持續(xù)性的情形下(如本文所研究的雙邊服務出口數(shù)據(jù))，由于系統(tǒng)廣義矩(System-GMM)能利用比差分廣義矩更多信息，所以本文進一步借鑒Blundell and Bond(1998)的方法采取系統(tǒng)廣義矩方法來對評估方法進行改進，該方法是在一階差分方程式的基礎上再補充一個水平方程式，前者使用的工具變量是水平值的滯后項，而后者采取的工具變量是差分值的滯后項［26］。模型如(4)、(5)式所示，其中d表示一階差分，小寫字母意味著該變量的自然對數(shù)值。

(二)樣本

受制于中國雙邊服務統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺乏，本文決定分別運用靜、動態(tài)面板引力回歸模型對2000-2010年一個典型的“發(fā)展中經(jīng)濟體”對外締結“區(qū)域貿(mào)易安排”的雙邊服務貿(mào)易效應進行研究。具體而言，本文以24個新興市場發(fā)展中國家或地區(qū)在2000-2010年對45個經(jīng)濟體(24個發(fā)展中經(jīng)濟體外加21個發(fā)達經(jīng)濟體)的雙邊服務出口流量的面板數(shù)據(jù)作為樣本。24個新興市場發(fā)展中國家和地區(qū)包括墨西哥、智利、巴西、秘魯、捷克、匈牙利、以色列、波蘭、土耳其、埃及、南非、中國、中國臺北、中國香港、中國澳門、韓國、印度、印尼、馬來西亞、新加坡、泰國、菲律賓、烏克蘭、俄羅斯。21個發(fā)達經(jīng)濟體包括美國、加拿大、英國、德國、意大利、法國、西班牙、日本、愛爾蘭、荷蘭、比利時、瑞典、盧森堡、丹麥、瑞士、奧地利、希臘、挪威、澳大利亞、芬蘭、葡萄牙。本文之所以將上述經(jīng)濟體選做樣本，主要基于如下考慮:(1)總樣本選擇的45個經(jīng)濟體中囊括了中國的主要服務貿(mào)易伙伴。中國近年來的前15大服務貿(mào)易伙伴(包括中國香港、美國、德國、英國、法國、意大利、荷蘭、日本、新加坡、韓國、中國臺灣、俄羅斯、澳大利亞、加拿大、瑞士)均已被列入到總樣本中。(2)25個新興市場經(jīng)濟體和轉軌國家的服務出口在發(fā)展中國家服務出口中占據(jù)主導地位，根據(jù)世界貿(mào)易組織統(tǒng)計資料，上述25個經(jīng)濟體在2010年世界服務貿(mào)易出口排名中基本上都位于前40位。(3)世界貿(mào)易組織的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，大的發(fā)達經(jīng)濟體包括美國、日本、歐盟、澳大利亞是區(qū)域服務貿(mào)易自由化的積極推動者，截至2012年3月其參與締結實施的區(qū)域服務貿(mào)易安排數(shù)量分別高達10項、12項、8項和6項。此外，小的新興工業(yè)經(jīng)濟體(如:韓國、新加坡)和經(jīng)濟增長較快的新興發(fā)展中大國(如:墨西哥、中國、印度、智利)也積極對外締結區(qū)域服務貿(mào)易安排。這些區(qū)域服務貿(mào)易自由化進程的積極推進者均被納入到樣本中。中國作為發(fā)展中經(jīng)濟體以及區(qū)域服務貿(mào)易自由化進程的積極推動者，采取上述模式對中國締結“區(qū)域貿(mào)易安排”的服務貿(mào)易影響進行回歸分析，能使模擬結果相對準確可靠。

(三)對虛擬變量“區(qū)域貿(mào)易安排”的說明

虛擬變量“區(qū)域貿(mào)易安排”是本文引力方程式中的關鍵變量。本文嘗試基于區(qū)內(nèi)成員經(jīng)濟發(fā)展水平和區(qū)域貿(mào)易自由化承諾水平對區(qū)域貿(mào)易安排的“異質(zhì)性”進行刻畫。具體而言:

1.根據(jù)區(qū)域貿(mào)易安排是否包含服務貿(mào)易內(nèi)容，將“區(qū)域貿(mào)易安排”劃分為“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”()和“區(qū)域服務貿(mào)易安排”)兩類。

(四)其他數(shù)據(jù)來源及說明

本文選擇的24個新興市場發(fā)展中國家或地區(qū)在2000-2010年分別對總樣本中45個經(jīng)濟體的雙邊服務出口流量的面板數(shù)據(jù)來自于經(jīng)合組織(OECD)STATEXTRACTS數(shù)據(jù)庫中的TRADE IN SERVICE BY PARTNER COUNTRY統(tǒng)計部分。各樣本經(jīng)濟體的GDP數(shù)據(jù)來自于國際貨幣基金組織的《世界經(jīng)濟展望》(WEO)數(shù)據(jù)庫。各經(jīng)濟體(首都)之間的距離通過網(wǎng)站www.indo.com中的“距離計算器”(distance calculator)計算?！笆欠袷褂孟嗤Z言”和“是否具有殖民附屬關系”是根據(jù)相關地理和歷史書籍獲取。

四、回歸結果分析

運用計量經(jīng)濟學軟件Stata10分別針對靜、動態(tài)面板引力回歸方程式(1)～(5)進行回歸分析，結果如表1和表2所示。針對靜態(tài)面板引力模型，由于F檢驗結果證明相對于混合效應模型而言，固定效應模型更可取。R2-within顯示出個體時間固定效應模型要優(yōu)于個體固定效應模型。所以本文選擇表1中標示“③”的列作為靜態(tài)面板引力模型的回歸結果。在動態(tài)面板引力模型的回歸結果中，表2中標示“①”和“②”的列分別是對應于一階差分廣義矩和系統(tǒng)廣義矩方法的回歸結果。差分GMM和系統(tǒng)GMM的過度識別約束檢驗結果都較理想。由于在數(shù)據(jù)具有高度持續(xù)性的情形下，系統(tǒng)GMM能利用比差分廣義矩更多信息，所以本文選擇“系統(tǒng)GMM”的回歸結果來展開后續(xù)分析。

表1 靜態(tài)面板引力模型的回歸結果

表2 動態(tài)面板引力模型的回歸結果

表1(第四列)和表2(第三列)均顯示“區(qū)域貿(mào)易安排”RTAijt的系數(shù)為正且具有統(tǒng)計顯著性，這表明締結“區(qū)域貿(mào)易安排”在總體上能對雙邊服務貿(mào)易產(chǎn)生顯著的正向影響。根據(jù)表1(第四列)、表2(第三列)進一步推算可知締結“區(qū)域貿(mào)易安排”能將雙邊服務出口大致提升10.91%和13.13%。盡管如此，各類“區(qū)域貿(mào)易安排”對雙邊服務出口的影響迥異，具體分析如下:

(一)“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”和“區(qū)域服務貿(mào)易安排”的服務貿(mào)易效應

并非任何的“區(qū)域貿(mào)易安排”都能對雙邊服務貿(mào)易產(chǎn)生正向影響。靜、動態(tài)面板引力模型的回歸結果(表1第七列、表2第五列)顯示:締結“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”對雙邊服務貿(mào)易的影響是負向的但該負向影響缺乏統(tǒng)計顯著性，與此相對照的是，“區(qū)域服務貿(mào)易安排”的締結能對雙邊服務貿(mào)易產(chǎn)生顯著的正向影響，詳見表3。

表3 “區(qū)域貨物貿(mào)易安排”和“區(qū)域服務貿(mào)易安排”的服務貿(mào)易效應

(二)“南南型”和“南北型”區(qū)域服務貿(mào)易安排的服務貿(mào)易效應

表1第十列和表2第七列顯示出“南南型”、“南北型”的區(qū)域服務貿(mào)易安排能對雙邊服務貿(mào)易流量產(chǎn)生正向影響。但“南北型”區(qū)域服務貿(mào)易安排的正向影響程度要明顯超過“南南型”。具體而言，“靜態(tài)面板引力模型”的回歸結果認為“南南型”、“南北型”區(qū)域服務貿(mào)易安排的締結能將雙邊服務出口分別提升15.61%、29.85%，對應于“動態(tài)面板引力模型”的該結果分別為20.11% 、35.06%(見表4)。

表4 “南南型”和“南北型”區(qū)域服務貿(mào)易安排的雙邊服務貿(mào)易效應

(三)自由化水平不同的區(qū)域服務貿(mào)易安排的服務貿(mào)易效應

表1第十三列和表2第九列顯示出貿(mào)易自由化水平分別為“高”“中”“低”的三類區(qū)域服務貿(mào)易安排即均能對雙邊服務貿(mào)易流量產(chǎn)生顯著正向影響，且其影響程度與貿(mào)易自由化水平正相關，即自由化水平較高的區(qū)域服務貿(mào)易安排更能提升雙邊服務貿(mào)易(詳見表5)。

表5 自由化水平為“高”、“中”、“低”的區(qū)域服務貿(mào)易安排的雙邊服務貿(mào)易效應

五、結論與對策建議

本文基于靜、動態(tài)面板引力模型對一個典型的發(fā)展中經(jīng)濟體(中國)締結“區(qū)域貿(mào)易安排”的雙邊服務貿(mào)易影響進行經(jīng)驗研究，結論如下:(1)發(fā)展中經(jīng)濟體對外締結“區(qū)域貿(mào)易安排”能對其雙邊服務出口產(chǎn)生顯著的正向影響，“區(qū)域貿(mào)易安排”的締結能將雙邊服務出口大致提升10.91%-13.13%。(2)單純對外締結“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”會對雙邊服務出口產(chǎn)生負向影響，但該負向影響是微弱的和缺乏統(tǒng)計顯著性的。(3)“南南型”、“南北型”的區(qū)域服務貿(mào)易安排均能對雙邊服務貿(mào)易流量產(chǎn)生正向影響，但“南北型”區(qū)域服務貿(mào)易安排的正向影響程度要明顯超過“南南型”。(4)貿(mào)易自由化水平分別為“高”“中”“低”的三類區(qū)域服務貿(mào)易安排均能對雙邊服務出口產(chǎn)生顯著的正向影響，且其正向影響程度與貿(mào)易自由化水平呈正相關?；谠摻Y論，針對中國服務貿(mào)易“高增長”和“高逆差”并存的問題，本文嘗試從純技術的視角對中國參與區(qū)域服務貿(mào)易自由化提出如下對策建議:

第一，從區(qū)域服務貿(mào)易安排締約對象看，目前與中國簽訂區(qū)域服務貿(mào)易安排的伙伴主要是發(fā)展中經(jīng)濟體。根據(jù)本文結論，“南北型”區(qū)域服務貿(mào)易安排對雙邊服務出口的促進作用要強于“南南型”。另外考慮到中國的服務貿(mào)易伙伴主要是歐盟、美國、日本等發(fā)達經(jīng)濟體，本文建議中國應更注重與這些發(fā)達經(jīng)濟體商簽區(qū)域服務貿(mào)易安排，這樣能為中國服務貿(mào)易創(chuàng)造更穩(wěn)定的制度環(huán)境。另外，從服務貿(mào)易地區(qū)結構分散化出發(fā)，中國還需與其他發(fā)達經(jīng)濟體締結類似的區(qū)域服務貿(mào)易安排。例如:中國目前正在商簽之中的“南北型”區(qū)域貿(mào)易安排包括中國-澳大利亞、中國-冰島、中國-瑞士自貿(mào)區(qū)安排，應盡快簽署實施。

第二，從貨物貿(mào)易和服務貿(mào)易自由化的相互關系看，2006年前我國參與區(qū)域貿(mào)易自由化進程呈現(xiàn)出明顯的“貨物先行”特征，即區(qū)域服務貿(mào)易自由化的推進要以相關的貨物貿(mào)易自由化作為基礎。但近年來，中國參與區(qū)域貿(mào)易自由化呈現(xiàn)出“貨物、服務并行”特征，即貨物和服務貿(mào)易協(xié)議的談判和實施幾乎同時推進。值得關注的是，本文經(jīng)驗研究顯示，單純締結“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”并不能對雙邊服務出口產(chǎn)生顯著的正向影響，所以若從促進服務出口出發(fā)，在對外洽商區(qū)域貿(mào)易安排時，中國可依具體情形采取“貨物、服務并行”甚至“服務先行”策略。

第三，本文研究結果顯示:“高”“中”“低”三類區(qū)域服務貿(mào)易安排均能對雙邊服務出口產(chǎn)生顯著的正向影響，且其正向影響程度與貿(mào)易自由化水平呈正相關，即區(qū)域服務貿(mào)易自由化水平越深越能促進雙邊服務貿(mào)易的發(fā)展。根據(jù)該結論，結合中國國情，本文認為針對區(qū)域服務開放，中國應大膽嘗試，可在區(qū)域貿(mào)易安排中做出更多的超越多邊貿(mào)易安排中所做承諾。但在區(qū)域服務開放的操作層面(包括服務開放部門選擇、服務貿(mào)易自由化機制設計等)中國應審慎務實。

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