宋大強(qiáng)，王璐雯

（南京財經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院，南京 210046）

國內(nèi)市場規(guī)模擴(kuò)大對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口影響的實(shí)證研究
——基于跨國面板數(shù)據(jù)的考察

宋大強(qiáng)，王璐雯

（南京財經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院，南京 210046）

利用2000—2013年包括中國在內(nèi)的24個國家進(jìn)口貿(mào)易樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)國內(nèi)市場規(guī)模和制度因素對服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的影響。在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用門檻計(jì)量模型確定制度變量的兩個閾值7.713和7.927。結(jié)果表明，國內(nèi)市場規(guī)模的擴(kuò)大可以顯著促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口，而制度因素只有在到達(dá)第一個閾值之前才能夠顯著增加服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易額；制度變量跨越第一個閾值之后產(chǎn)生較高的“制度一致性”成本，所以處于兩個門檻值之間的制度對服務(wù)進(jìn)口無顯著影響，且在達(dá)到第二個閾值之后，制度的進(jìn)一步完善會抑制服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口。為此提出了促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、優(yōu)化我國服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的兩點(diǎn)啟示。

服務(wù)進(jìn)口；市場規(guī)模；制度；門檻模型

隨著世界服務(wù)貿(mào)易的飛速發(fā)展，世界經(jīng)濟(jì)“服務(wù)化”程度日趨提高，服務(wù)貿(mào)易已成為各國對外貿(mào)易的重要內(nèi)容，為世界及各國經(jīng)濟(jì)增長做出了實(shí)質(zhì)性貢獻(xiàn)[1]。WTO統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2000—2014年，世界服務(wù)貿(mào)易總額以年均8.17%的增長速度迅猛發(fā)展。到2014年，世界服務(wù)貿(mào)易總額已增長到96020億美元。就中國而言，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額從1982年的44億美元增加到2014年的6043億美元，年均增長率高達(dá)16.09%。但是，在我國服務(wù)貿(mào)易蓬勃發(fā)展的背后隱藏著巨大的發(fā)展危機(jī)：一是自1995年起，我國服務(wù)進(jìn)口占服務(wù)貿(mào)易總額的比重一直大于50%，這說明我國服務(wù)貿(mào)易長期處于逆差狀態(tài)。另外，金融危機(jī)后，外需萎縮、出口動力不足導(dǎo)致我國服務(wù)貿(mào)易逆差進(jìn)一步惡化。二是服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口結(jié)構(gòu)不合理，主要表現(xiàn)在傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口占比過半，新興服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口偏低。如何扭轉(zhuǎn)服務(wù)貿(mào)易逆差，加快服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口結(jié)構(gòu)升級轉(zhuǎn)型已經(jīng)成為亟待解決的問題。在此背景下，我國提出了擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，強(qiáng)調(diào)進(jìn)一步釋放國內(nèi)消費(fèi)潛力，建立基于內(nèi)需的循環(huán)經(jīng)濟(jì)體系[2]，為解決上述問題提供了一條新的路徑。

一、文獻(xiàn)綜述

從國際貿(mào)易理論出發(fā)，本文主要關(guān)注兩個方面：需求規(guī)模和制度因素。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，首先，新貿(mào)易理論十分強(qiáng)調(diào)需求規(guī)模這一因素對服務(wù)貿(mào)易的重要性。例如，Kimura和Lee構(gòu)建引力模型對服務(wù)貿(mào)易和商品貿(mào)易的可能影響因素以及各因素的影響程度進(jìn)行了測度，實(shí)證結(jié)果顯示，以GDP表示的雙方需求規(guī)模對服務(wù)貿(mào)易的作用要大于貨物貿(mào)易[3]。Keith Walsh采用服務(wù)貿(mào)易總額以及各部門細(xì)分的服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明進(jìn)口國和出口國的需求規(guī)模、共同語言等因素都會對服務(wù)貿(mào)易的規(guī)模產(chǎn)生顯著的影響[4]。Head和Mayer以日本在歐洲的企業(yè)為樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，即使在零關(guān)稅的條件下，企業(yè)依舊會選擇在需求規(guī)模較大的市場附近進(jìn)行投資與生產(chǎn)[5]?？梢?，需求規(guī)模會影響一國服務(wù)貿(mào)易，甚至可能影響一國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的規(guī)模與結(jié)構(gòu)。其次，隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的發(fā)展以及國際競爭的加劇，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等制度因素對貿(mào)易的影響也日趨重要。例如，Koukhartchouk和Maurel分析了促進(jìn)轉(zhuǎn)型國家和歐盟國家間貿(mào)易增長的潛在因素，在引力模型中引入了制度因素，研究結(jié)果表明，貿(mào)易和制度質(zhì)量之間是一種相互促進(jìn)的關(guān)系[6]。Dollar和Kraay也認(rèn)為一國擁有良好的制度，該國的貿(mào)易規(guī)模將更大，經(jīng)濟(jì)增長速度也將更快[7]。而且，Linders提出制度因素對貿(mào)易模式有決定性的影響[8]。Cheptea則得出了影響跨境貿(mào)易的重要因素包括貿(mào)易政策和制度，并且貿(mào)易額增加能夠反向推動制度改革的結(jié)論[9]。因此，不能繼續(xù)忽視制度因素對服務(wù)貿(mào)易的影響。

綜合現(xiàn)有研究可以發(fā)現(xiàn)：第一，目前關(guān)于服務(wù)貿(mào)易與需求規(guī)模之間的研究主要集中在服務(wù)貿(mào)易總量研究以及服務(wù)貿(mào)易出口的本土市場效應(yīng)研究這兩方面[10-11]，關(guān)于服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的研究相對較少。第二，國內(nèi)學(xué)者關(guān)于制度因素對服務(wù)貿(mào)易影響的研究更是寥寥無幾，僅有胡超和張捷[12]、謝寶劍[13]137等少數(shù)學(xué)者研究得出了良好的制度環(huán)境能夠改善經(jīng)濟(jì)增長的潛在動力，提高服務(wù)經(jīng)濟(jì)在GDP中的比重，并有效促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的結(jié)論。鑒于此，本文嘗試從以下幾個方面對現(xiàn)有研究進(jìn)行一點(diǎn)補(bǔ)充和完善：（1）本文利用中國和23個OECD國家的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，將需求規(guī)模和制度因素作為主要解釋變量，重點(diǎn)分析市場需求變化以及制度對我國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的影響路徑，從而更好地銜接我國正在實(shí)施的擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，也為服務(wù)貿(mào)易發(fā)展?fàn)I造一個良好的制度環(huán)境；（2）本文引入門檻模型以期得到制度變量的閾值，進(jìn)而分析在制度因素的閾值前后，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口隨著制度變量的變化情況，使結(jié)論更為準(zhǔn)確。

二、理論模型和變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（一）引力模型簡介

貿(mào)易引力模型所描述的是兩國的雙邊貿(mào)易流量和一系列變量的相關(guān)關(guān)系[14]，其中最重要的就是兩國的經(jīng)濟(jì)總量和地理距離。經(jīng)濟(jì)總量隨著兩國間貿(mào)易流量的增加而增加，代表供求能力；距離隨著兩國間貿(mào)易流量的增加而減少，代表兩國之間的貿(mào)易阻力。引力模型最基本的形式可以表示為：

式（1）中const代表常數(shù)項(xiàng)，Xij表示兩個國家之間的某個貿(mào)易流量，YiYj則表示i國j國的經(jīng)濟(jì)變量，Dij表示i國j國之間的地理距離。

由于用引力模型做實(shí)證所需的數(shù)據(jù)一般都具有可行度強(qiáng)，易于獲取等特點(diǎn)，所以引力模型也漸漸成為國際貿(mào)易流量的主要實(shí)證研究工具，應(yīng)用范圍也越來越廣泛。

（二）本文模型、樣本和數(shù)據(jù)

1.本文模型

為了避免異方差現(xiàn)象，本文對引力模型取對數(shù)，得到如下擴(kuò)展的實(shí)證方程：

式（2）中因變量ln imijt為t期經(jīng)濟(jì)體i對j的進(jìn)口額的對數(shù)，β0為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2…β9為各自解釋變量對被解釋變量的影響程度，εijt為隨機(jī)擾動項(xiàng),解釋變量的含義及其對因變量可能帶來的影響詳見表1。

表1 擴(kuò)展引力模型中解釋變量的含義及理論解釋

各個變量的統(tǒng)計(jì)特征如表2所示。

2.樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取中國和OCED中23個代表性國家③作為樣本，研究的時間跨度從2000年到2012年。雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)取自于國際經(jīng)合組織數(shù)據(jù)庫（OECD Statistics），各國gdp和世界gdp取自世界銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫（TheWorld Bank Statistics）。這能在一定程度上消除由于統(tǒng)計(jì)口徑不一致可能帶來的問題。兩國之間是否接壤的虛擬變量主要通過查看世界地圖得到；是否使用相同語言根據(jù)相關(guān)百科資料獲取；是否締結(jié)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定，根據(jù)世界貿(mào)易組織的RTA數(shù)據(jù)庫進(jìn)行判斷。

表2 統(tǒng)計(jì)性描述

三、實(shí)證結(jié)果

（一）普通面板回歸

對于面板數(shù)據(jù)的計(jì)量分析，有固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種，本文根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果，采用了固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。從模型1到模型5采用了逐步回歸法，隨著變量的加入，模型的擬合優(yōu)度R2逐步提高，說明本文選取的變量都是影響服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的主要因素。5個模型均通過Wald檢驗(yàn)，說明模型整體估計(jì)效果良好，綜合比較本文將以模型5作為最終結(jié)果進(jìn)行分析。觀察表3，可以得到如下結(jié)論：

第一，國內(nèi)市場需求規(guī)模的擴(kuò)大能夠顯著促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口。國內(nèi)市場需求規(guī)模提高1%的情況下，服務(wù)貿(mào)易出口增加約0.68%。這說明，目前我國的擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略能引發(fā)服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口；第二，世界市場需求規(guī)模對于一國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口也存在顯著的正向激勵作用。當(dāng)世界市場需求規(guī)模每提高1%，可以刺激服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額增加0.709%。2015年全年我國實(shí)現(xiàn)服務(wù)進(jìn)口總額4248.1億美元，同比增長約18.6%④，隨著世界市場需求規(guī)模的提高，在新形勢下，我國應(yīng)該引入高端現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，利用國外先進(jìn)的經(jīng)驗(yàn)和管理手段解決我國服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后的問題；第三，距離和服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系?，F(xiàn)有的研究表明，隨著距離的增加，將會阻礙國與國之間服務(wù)貿(mào)易的往來[15]；第四，一國的制度因素是促進(jìn)該國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的重要因素，制度指數(shù)每提高1%，會帶來服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口量增加0.183%?？梢?，一國法律和產(chǎn)權(quán)制度的不斷完善，將有助于進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展[16]。這也與謝寶劍的觀點(diǎn)一致，他認(rèn)為伴隨制度需求的不斷提升，制度環(huán)境不斷變化，這就造就了粵港服務(wù)貿(mào)易的自由化，最終將有利于服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展[13]139；最后，共同語言和共同邊界情況對于服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的促進(jìn)作用并不顯著。是否為oecd、apec和nafta成員國則對于一國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額有著顯著的影響，但影響的大小和方向不同。加入oecd和apec顯著促進(jìn)一國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口，而加入nafta則顯著阻礙一國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口，這可能是因?yàn)楸泵雷杂少Q(mào)易協(xié)定主要服務(wù)于美、加、墨三方，加入該組織后將會使組織以外的其他國家的服務(wù)貿(mào)易很難進(jìn)入本國市場。

表3 普通面板模型

表4 控制變量之間的相關(guān)關(guān)系

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于模型5的系數(shù)回歸結(jié)果中存在不顯著的變量，且符號與前幾個模型不同（模型4與模型5回歸得出的lan和bor符號不同且都沒有通過10%顯著性水平的檢驗(yàn)），于是本文接下來對模型中控制變量的相關(guān)性進(jìn)行了進(jìn)一步的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。通過表4可以發(fā)現(xiàn)，nafta與lan的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.5878，nafta與apec的系數(shù)也高達(dá)0.5222，這意味著nafta可能存在著內(nèi)生性問題。

考慮到本文計(jì)量模型中可能存在的內(nèi)生性、異方差等問題會對文章回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，為了保證本文核心結(jié)論的穩(wěn)健性，采用Fisman和Svensson所創(chuàng)造的工具變量方法[17]，該方法主要用來解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題。表5展示了采用oecd、apec作為nafta的工具變量的分析結(jié)果（除了三階段最小二乘法檢驗(yàn)之外，其他四個檢驗(yàn)均用到了工具變量），對比表3用廣義最小二乘法估計(jì)的模型5回歸結(jié)果，幾個主要解釋變量的系數(shù)符號和顯著性水平都沒有變化，這就表明了回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。進(jìn)一步觀察表5可以發(fā)現(xiàn)雖說幾個主要解釋變量的系數(shù)符號和顯著性水平都沒有變化，也都通過了Wald檢驗(yàn)，但三階段最小二乘法的常數(shù)項(xiàng)不再顯著，且后四種方法中共同邊界仍然不顯著，于是對原模型進(jìn)行進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，詳細(xì)情況見表6。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1

表6仍然采用廣義最小二乘法對原模型進(jìn)行分析，Llngdp和Llnwgdp分別表示ln gdp與ln wgdp的滯后一期變量。對比模型（1）與模型（3）（包含國內(nèi)需求市場規(guī)模變量但不包含世界需求市場規(guī)模變量的樣本組），可以發(fā)現(xiàn)國內(nèi)需求市場規(guī)模滯后一期的回歸系數(shù)與原模型相差較大（0.099＜0.737），模型（3）顯示一國國內(nèi)需求市場規(guī)模滯后一期每增長1%，該國的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額將提升0.099%，該結(jié)果通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。顯然可以察覺這與國內(nèi)需求市場規(guī)模作為服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的核心解釋變量的事實(shí)不符。同時觀察到，這兩個模型中的共同邊界和共同語言變量的符號和顯著性都發(fā)生了改變，這些均說明國內(nèi)市場規(guī)模對服務(wù)業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)作用并不穩(wěn)健。此外，對比模型（2）和模型（4）（既包含國內(nèi)需求市場規(guī)模變量又包含世界需求市場規(guī)模變量的樣本組）可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)需求市場規(guī)模滯后一期的回歸系數(shù)和世界需求市場規(guī)模滯后一期的回歸系數(shù)與原模型的回歸系數(shù)相差仍很大，更伴有符號和顯著性的改變（0.680＞-0.001、0.709＜1.489）。同樣地，共同邊界（bor）、共同語言（lan）以及是否是apec、nafta成員等解釋變量的大小和部分顯著性水平均發(fā)生了變化，這說明原模型并不穩(wěn)健，一個可能的解釋是原模型的設(shè)定存在問題。鑒于此，下面對24個國家的服務(wù)進(jìn)口趨勢進(jìn)行分析以期得到更加準(zhǔn)確的模型。

（三）服務(wù)進(jìn)口變化趨勢分析

圖1給出了2000—2013年間包括中國在內(nèi)的24個國家服務(wù)進(jìn)口的變化趨勢，可以發(fā)現(xiàn)：（1）從整體上來看，各個國家的服務(wù)業(yè)進(jìn)口額呈現(xiàn)出逐年增加的趨勢，這表明國內(nèi)市場對服務(wù)進(jìn)口品的需求是越來越大的，即國內(nèi)市場規(guī)模擴(kuò)大有利于服務(wù)進(jìn)口；（2）在2000到2013年間，大部分國家的服務(wù)進(jìn)口額并非嚴(yán)格意義上的單一增加，也就是說，服務(wù)進(jìn)口額在增加的過程中偶爾會出現(xiàn)小幅度下降，之后又開始上升。結(jié)合前面的實(shí)證分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，良好的制度環(huán)境以及貿(mào)易合同的執(zhí)行能力有助于促進(jìn)服務(wù)業(yè)的進(jìn)口。而且比較優(yōu)勢理論認(rèn)為，相對于勞動和資本要素而言，合約的實(shí)施能力更加重要。也就是說，制度環(huán)境越完善，貿(mào)易進(jìn)行越順利。這一點(diǎn)和Nunn[18]的研究是相似的。因此，本文認(rèn)為制度環(huán)境存在一個閾值，使得國內(nèi)市場規(guī)模在閾值前后對服務(wù)業(yè)進(jìn)口呈現(xiàn)出不同的影響效果。為了驗(yàn)證這一設(shè)想，下面通過門檻模型來找出制度環(huán)境的這一閾值，并重新審視服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口所呈現(xiàn)出的波動上升這一現(xiàn)象。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2

圖1 2000—2013年間24個國家服務(wù)進(jìn)口額變化趨勢

四、門檻回歸結(jié)果

（一）面板門檻模型的設(shè)定

借鑒Hansen[19]的研究方法，構(gòu)建門檻效應(yīng)模型⑨，具體設(shè)定如下：

其中，qi為門檻變量，此處選取制度作為門檻變量；γ為未知門檻值，β1和β2分別表示門檻變量在qi≤γ和qi＞γ時的系數(shù)；Xij為其他解釋變量及控制變量⑩，αn是其他變量的對應(yīng)系數(shù)；μij和εij分別為個體效應(yīng)和隨機(jī)擾動項(xiàng)。

（二）面板門檻模型的回歸結(jié)果

1.確定雙重門檻模型

表7給出了門檻效果自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果，從中可以看出，制度在10%的顯著性水平上拒絕了單一門檻模型，但是在10%和1%的顯著性水平上分別接受了雙重門檻模型和三重門檻模型。表8給出了門檻估計(jì)值以及相應(yīng)估計(jì)值對應(yīng)的置信區(qū)間，具體來看，雙重門檻模型得出制度的兩個閾值分別為7.713和7.927，它們在95%的置信水平下的置信區(qū)間分別是[7.713,7.713]和[7.927,7.938]（置信區(qū)間跨度越小，說明閾值的估計(jì)精度越高）；而三重門檻模型給出的制度閾值是8.613，該閾值的置信區(qū)間為[8.000,9.200]。相比之下，雙重門檻模型中的兩個閾值的置信區(qū)間跨度較小，這說明雙重門檻模型估計(jì)精度比三重門檻模型要高。

表7 門檻效果自抽樣檢驗(yàn)

表8 門檻估計(jì)值和置信區(qū)間

此外，圖2顯示了門檻模型對制度閾值的估計(jì)過程。圖2左上方和右上方的圖形分別對應(yīng)制度的兩個閾值即7.713和7.927；圖2左下方的圖形對應(yīng)制度的第三個閾值8.613，但是該圖形中的整個殘差平方和變化曲線都處于臨界值虛線之下，這顯然不合理。所以，綜合考慮表7、表8和圖2，本文最終選取雙重門檻模型來分析制度對服務(wù)業(yè)出口的門檻特征。

2.雙重門檻模型回歸結(jié)果

表9分別給出了以制度（spr）為門檻變量的單一、雙重和三重模型回歸結(jié)果，相比而言，雙重門檻的調(diào)整R2最大——其估計(jì)精度最高。和前面的分析結(jié)果一樣，制度變量存在兩個閾值，即7.713和7.927。仔細(xì)觀察表9得出如下分析：

首先，制度變量在達(dá)到第一個閾值7.713之前，一國法律制度的完善能夠顯著增加其服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易。數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)法治指數(shù)每提高1%時，服務(wù)進(jìn)口量相應(yīng)上升0.053%。這表明一國制度體系的完善，有利于國內(nèi)企業(yè)對服務(wù)品的進(jìn)口，一方面進(jìn)口服務(wù)品數(shù)量的增加可以降低國內(nèi)生產(chǎn)制造業(yè)的投入成本，另一方面進(jìn)口服務(wù)品質(zhì)量的上升能夠有效提高其與制造業(yè)的互動效率[20]，這不僅提高了國內(nèi)行業(yè)的生產(chǎn)績效，而且也對其在國際市場上的競爭力提升大有幫助。

圖2 spr的門檻估計(jì)值

其次，制度變量跨過第一個閾值7.713之后，到達(dá)第二個閾值7.927之前，繼續(xù)加強(qiáng)國內(nèi)法制體系的建設(shè)則對該國服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易沒有影響。表9顯示，服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的制度彈性為0（即法治指數(shù)上升1個百分點(diǎn)，進(jìn)口貿(mào)易量沒有變化）。究其原因，國際貿(mào)易伙伴國之間的法律制度具有一定的差異性，為了便于雙方貿(mào)易的順利進(jìn)行，國內(nèi)制度需要與國外制度進(jìn)行磨合以達(dá)到一個對貿(mào)易國彼此都有利的狀態(tài)點(diǎn)。然而，過高的制度一致性成本反而會阻礙國際貿(mào)易的開展[21]。之所以出現(xiàn)服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的制度彈性為0的情況，是因?yàn)橥晟频姆芍贫葞淼拇龠M(jìn)作用恰好被制度一致性成本導(dǎo)致的阻礙作用抵消了。對我國而言，健全國內(nèi)法律體系以跨過制度的第一個閾值是防止服務(wù)貿(mào)易逆差不斷擴(kuò)大的一個有效途徑[22]。

表9 門檻模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果

最后，一國的內(nèi)部制度跨過第二個閾值7.927之后，服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的制度彈性絕對值為0.060，即法治指數(shù)從大于7.927并向其靠近的過程中，法治指數(shù)每下降1個百分點(diǎn)，服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易量則上升0.060個百分點(diǎn)。這進(jìn)一步驗(yàn)證了制度一致性進(jìn)程中存在較大的成本，一國在制定進(jìn)口貿(mào)易戰(zhàn)略的時候，需要考慮貿(mào)易雙方的制度差異并將其控制在合理范圍之內(nèi)，這與陳麗麗、龔靜的研究結(jié)論是相符的[23]。鑒于此，我國在推進(jìn)對外經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的過程中，需要統(tǒng)籌好“走出去”和“引進(jìn)來”這兩個戰(zhàn)略舉措，將國內(nèi)法律體系調(diào)整到一個均衡狀態(tài)，防止服務(wù)貿(mào)易逆差進(jìn)一步擴(kuò)大，最終實(shí)現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易的平穩(wěn)發(fā)展。

五、結(jié)論與啟示

本文從內(nèi)需和制度角度出發(fā)，利用中國與OECD23個國家2000—2012年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用普通面板和門檻效應(yīng)兩種模型定量測算了內(nèi)需和制度因素對國家間服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的影響，實(shí)證結(jié)論如下：

首先，國內(nèi)市場需求規(guī)模和制度因素均對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口量具有顯著促進(jìn)作用，二者的彈性系數(shù)分別為0.680和0.183；其次，門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示制度因素變量存在7.713和7.927兩個閾值。具體來看，當(dāng)制度變量達(dá)到第一個閾值7.713之前，加強(qiáng)一國法制體系的建設(shè)能夠顯著增加其服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易量，而當(dāng)制度因素處在兩個閾值之間時，法律制度的進(jìn)一步完善對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口并沒有顯著影響，當(dāng)制度變量超越第二個閾值之后，服務(wù)進(jìn)口的制度彈性系數(shù)顯著為負(fù)，即此時的制度因素對服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口具有阻礙作用。

由本文研究結(jié)論可以得到以下兩點(diǎn)啟示：第一，充分發(fā)揮中國人口大國的優(yōu)勢，擴(kuò)大服務(wù)消費(fèi)，挖掘國內(nèi)對服務(wù)需求的巨大潛力，拉動內(nèi)需。為此，政府有必要出臺相關(guān)政策消除制約國內(nèi)服務(wù)需求增長的各種因素，改革收入分配制度，完善社會保障等配套機(jī)制；第二，良好的市場化制度環(huán)境建設(shè)是促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口不可或缺的重要方面，因此政策制定者應(yīng)該充分利用國際會議和國家領(lǐng)導(dǎo)人會晤等形式在經(jīng)濟(jì)、政治以及法律等領(lǐng)域上增強(qiáng)交流合作，深化國家間的經(jīng)貿(mào)交流與溝通，形成互利共贏的良性循環(huán)，為今后的服務(wù)貿(mào)易發(fā)展創(chuàng)造一個良好的制度環(huán)境。另外，對于我國服務(wù)型進(jìn)口企業(yè)而言，在尋找國外交易對象時，需要關(guān)注貿(mào)易國的制度質(zhì)量以及貿(mào)易雙方的制度環(huán)境差異，結(jié)合自身對制度差距的適應(yīng)能力合理地做出服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的區(qū)位選擇。

注釋：

①本文中的距離指貿(mào)易國家首都之間的距離，數(shù)據(jù)來源可參見www.timeanddate.com網(wǎng)站。

②該數(shù)據(jù)來源于加拿大弗雷澤研究所全球經(jīng)濟(jì)自由化指數(shù)數(shù)據(jù)庫（Economic Freedom of the World,EFW Index）。

③本文選取代表性較強(qiáng)的23個成員國分別是：澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、荷蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、西班牙、瑞典、英國和美國。

④數(shù)據(jù)來源于http://www.jiemian.com/article/534862.html。

⑤用GMM估計(jì)方法進(jìn)行面板回歸，該方法能夠解決可能存在的隨機(jī)誤差項(xiàng)的異方差和序列相關(guān)問題。

⑥迭代GMM（igmm）估計(jì)法通過特定的迭代次數(shù)能夠使GMM模型估計(jì)系數(shù)更為準(zhǔn)確。

⑦有限信息極大似然法（liml）估計(jì)的結(jié)果，存在弱工具變量的情況下，lim l的小樣本性質(zhì)可能優(yōu)于2sls。

⑧兩階段最小二乘法（2sls），第一階段的任務(wù)是產(chǎn)生一個工具變量，第二階段的任務(wù)是通過一種特殊形式的工具變量法得出結(jié)構(gòu)參數(shù)的一致估計(jì)量。

⑨門檻模型的估計(jì)步驟是：首先，運(yùn)用組內(nèi)去均值的方法去除（1）式中個體效應(yīng)的影響；其次，對任一給定的門檻值，采取POLS方法和格柵搜索法分別得到（1）式中相應(yīng)參數(shù)的估計(jì)值與相關(guān)變量的門檻值。

⑩其他解釋變量是世界生產(chǎn)總值（ln wgdp）和距離（ln dis），控制變量是制度（spr）、相同語言（lan）、共同邊界（bor）以及經(jīng)濟(jì)合作與展組織（oecd）、亞太經(jīng)濟(jì)區(qū)（apec）、北美自由貿(mào)易區(qū)（nafta）等共同貿(mào)易區(qū)因素。

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（編輯：張雪梅）

Effects of Domestic Market Expansion on Service Trade Im port:An Em pirical Study Based on International Panel Data

SONG Da-qiang,WANG Lu-wen
(Research Instituteof IndustrialDevelopment,Nanjing University of Finance&Economics,Nanjing210046,China)

Using 2000—2013 import trade sample data of 24 countries including China,this paper does an empirical study of the impactof domesticmarketsize and institutional factors on service trade import.On this basis, ituses thresholdmodel to determine the two threshold values of institutional variablewhich are 7.713 and 7.927. The empirical results show that the expansion of the domestic market could significantly promote service trade import,thatonly before institutionalvariable reaches the first threshold value 7.713 can importofservice trade be significantly increased,that higher cost of consistent institutions occurs after institutional variable exceeds the first threshold value,so institutions have no significanteffecton importof service trade when the threshold values are between 7.713 and 7.927,and that institutionswill inhibit the importofservice tradewhen the second threshold value exceeds 7.927.At last,the paper proposes two suggestions for promoting China’s service trade import and optimizing structureofservice trade.

import of service trade;market size;institution;thresholdmodel

F413.18

A

1671-4806（2017）01-0006-09

2016-11-01

國家社會科學(xué)基金“創(chuàng)新驅(qū)動下的我國高端服務(wù)業(yè)國際競爭力提升研究”（13BJL045）；教育部人文社科基金“我國服務(wù)業(yè)地區(qū)協(xié)同、區(qū)域集聚及產(chǎn)業(yè)升級”（11YJA790175）；江蘇高校優(yōu)勢學(xué)科建設(shè)工程項(xiàng)目（PAPD）

宋大強(qiáng)(1992—)，男，安徽亳州人，碩士研究生，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)組織與服務(wù)經(jīng)濟(jì)；王璐雯（1992—），女，江蘇丹陽人，碩士研究生，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)組織與服務(wù)經(jīng)濟(jì)。