区域服务贸易协定如何影响服...—基于增加值贸易的研究视角_林僖.pdf

区域服务贸易协定如何影响服务贸易流量?* 基于增加值贸易的研究视角林僖鲍晓华内容提要: 本文从增加值贸易的角度， 基于 WWZ( 2013) 方法测算了全球 40 个经济体的服务增加值贸易水平， 利用 WTO 的区域服务贸易协定数据库构造了衡量协定开放度的服务行业覆盖率指标， 运用 Anderson van Wincoop( 2003) 引力模型分析框架和泊松拟极大似然( PPML) 估计技术， 研究了区域服务贸易协定对服务出口的差异化促进效应。结果表明， 区域服务贸易协定对服务总值和增加值出口均有显著的促进作用， 且对于开放水平越高的协定， 这种正面促进效应越强; 但协定对外国增加值出口的影响程度大于国内增加值出口。进一步地， 本文还对各国服务出口的结构特征做了分组分析， 并考察了缔约环境异质性对区域服务贸易协定的服务出口促进效应的不同影响机制。本文为中国进一步推进区域服务自由化， 提升在服务贸易全球价值链分工中的地位提供了实证支持和政策参考。关键词: 区域服务贸易协定服务贸易增加值出口*林僖， 复旦大学经济学院， 邮政编码: 200433， 电子信箱: xlin15 fudan edu cn; 鲍晓华( 通讯作者) ， 上海财经大学国际工商管理学院， 邮政编码: 200433， 电子信箱: xhbao369 mail shufe edu cn。作者感谢国家自然科学基金项目( 71673177、 71273161)的资助。感谢匿名审稿人的宝贵意见， 文责自负。一、引言鉴于 WTO 主导的多边服务自由化谈判进展缓慢和新区域主义浪潮的兴起， 缔结区域服务贸易协定逐步成为各国推进区域服务自由化的重要方式( Gootiiz Mattoo， 2009) 。近 10 余年来， 各国在缔结和执行区域服务贸易协定的数量上都呈现出快速增长的态势。同时， 相关缔约国也不再仅局限于原先以美国和欧盟为主的发达经济体， 印度和墨西哥等新兴经济体也热衷于通过缔结和执行区域服务贸易协定来拓展本国的服务发展空间、 获取更多的市场份额， 从而提升国际竞争力和全球产业链分工地位( Park Park， 2011) 。反观中国现状， 截至2011 年底， 中国缔结的区域服务贸易协定仅有 9 件， 数量相对偏少， 同时缔约国别也比较单一， 以发展中国家居多。这使得相关协定对带动中国服务出口和深度参与全球价值链分工的作用较为有限。为促进中国服务贸易的持续健康发展， 2015 年国务院颁布了 关于加快发展服务贸易的若干意见 。意见 着重指出， 要进一步优化服务贸易行业结构， 积极开拓服务贸易新领域， 稳步提升高附加值服务在服务进出口中的占比， 同时积极参与区域服务贸易谈判， 逐步实现高水平对内对外开放。目前中国正处于新旧动能接续转换、 经济转型升级的关键时期， 通过区域服务贸易协定扩大服务业开放、 发展服务贸易， 不仅是中国主动参与制定国际经贸新规则的需要， 而且有助于中国深度参与全球价值链分工以提升国内要素的利用效率， 对增强服务国际竞争力、 优化贸易和经济结构， 以及促进经济持续稳定增长具有重大意义。服务贸易主流文献目前为止还较少关注区域服务贸易协定的服务贸易效应问题。虽然研究起9612018 年第 1 期步较晚， 但是国内外文献采用不同国家和时间样本的实证研究， 均得到较为一致的结论， 即区域服务贸易协定能有效促进服务贸易( Marchetti， 2011; 周念利， 2012; Guillin， 2013) 。但是上述文献都没有考虑到价值链分工和增加值贸易的问题。目前为止， 国际贸易领域研究增加值贸易的实证文献中， 大部分主要通过采用世界投入产出数据库并运用投入产出分析技术( Johnson Noguera，2012;Koopman et al， 2012;Wang et al， 2013) 来测算各国出口产品中的不同增加值含量， 并进行跨国对比分析( Amador et al， 2015; 程大中， 2015; Nagengast Stehrer， 2016) 。服务增加值贸易领域文献中与本文主题最相关的是裴长洪等( 2014) 和刘洪愧( 2016) 的研究。裴长洪等( 2014) 采用WWZ( 2013) 方法测算了 24 个国家服务出口中蕴含的外国增加值， 并探讨了负面清单模式的区域服务贸易协定对缔约国服务外国增加值出口的影响。刘洪愧( 2016) 研究发现区域服务贸易协定对缔约国服务外国增加值出口有显著的促进作用， 进一步扩展了裴长洪等( 2014) 的研究结论。综上所述， 上述学者从不同角度为我们进一步分析区域服务贸易协定的服务贸易促进效应提供了有益的启示。首先， 现有文献普遍采用 WWZ 方法来测算一国出口中蕴含的不同增加值水平， 为本文测算服务增加值贸易数据提供了方法论依据; 其次， 现有文献一般基于引力模型分析框架， 并将其运用到服务贸易和增加值贸易的经验分析中， 为本文计量模型构建和实证分析奠定了文献基础。但是现有文献也存在一些不足: ( 1) 较多地关注制造业的全球分工和货物贸易的增加值问题; ( 2)研究主要集中在服务贸易总值层面， 少有全面分析各国间垂直专业化生产和参与全球价值链分工的问题; ( 3) 普遍采用 01 虚拟变量方法来刻画区域服务贸易协定的影响， 较少考虑不同协定服务开放的差异化程度。本研究拟从增加值贸易的视角来研究区域服务贸易协定的服务贸易促进效应。具体来说， 本文利用欧盟资助的 12 个机构联合构建的世界投入产出数据库( world input- output database，WIOD)中 19952011 年 40 个经济体的服务出口数据和经 WWZ 方法测算的服务增加值贸易数据， 以及基于 WTO 区域贸易协定信息系统( regional trade agreements information system，TA- IS) 中的区域服务贸易协定相关数据构造的服务行业覆盖率衡量指标， 运用 Anderson van Wincoop( 2003) 引力模型分析框架和泊松拟极大似然( Poisson pseudo- maximum- likelihood，PPML) 估计技术， 对比研究区域服务贸易协定对服务总值、 国内增加值和外国增加值出口的差异化影响。研究结果表明， 在利用固定效应控制出口国层面的供给冲击、 进口国层面的需求冲击以及双边服务贸易成本后， 执行区域服务贸易协定对服务总值和增加值出口均有显著的促进作用， 且对于开放水平越高的协定， 这种正面效应越强。同时， 协定对外国增加值出口的影响程度显著大于国内增加值出口。在考虑了多种稳健性检验后， 这种差异化影响依然十分显著。进一步研究发现， 从服务产品在进口国的用途划分视角来看， 区域服务贸易协定对服务总值和增加值出口的促进效应主要是通过增加中间服务品出口的方式实现的。从服务国内增加值按照价值创造的行业来源分解视角来看， 区域服务贸易协定对国内增加值出口的促进效应主要是通过增加国内服务业投入所创造的国内增加值出口的途径实现的。此外， 我们还发现: 第一， 经济规模相近的国家缔结区域服务贸易协定可以获得更大的服务贸易促进效应; 第二， 双边服务增加值贸易依赖度越高的国家， 通过缔结区域服务贸易协定对双边服务总值和增加值出口的促进作用也越大; 第三， 区域服务贸易协定对缔约国服务出口的正面影响会因双方制度环境的改善而得到加强。其中， 缔约出口国国内制度环境的改善对协定的外国增加值出口边际促进效应具有更强的正面影响， 而缔约进口国国内制度环境的改善对协定的国内增加值出口边际促进效应具有更大的正面效果; 第四， 缔结区域服务贸易协定的时点和国别选择对缔约国而言是至关重要的， 只有尽可能快和多的同其他国家缔结并执行区域服务贸易协定， 出口国才可以充分利用协定在缔约进口国建立的竞争优势和市场地位来抑制他国的服务产品竞争和保护本国在071林僖、 鲍晓华: 区域服务贸易协定如何影响服务贸易流量?进口国的市场份额。本文的贡献主要有三点: 首先， 将测算增加值贸易的 WWZ 方法引入服务贸易领域， 测算了双边服务贸易的增加值水平， 并从服务产品的出口用途和国内增加值的行业差异两个维度进行了结构分解; 其次， 从增加值贸易的视角， 来考察区域服务贸易协定对服务贸易的影响问题; 再次， 从不同角度探讨了区域服务贸易协定对服务贸易的影响机制和传导路径。本文不仅在理论上拓展了区域服务贸易协定的贸易效应和增加值贸易两方面的研究， 也为中国通过积极推进区域服务一体化进程来有效参与服务贸易全球价值链分工提供了实证基础和政策参考。二、模型设定、 变量构建和数据来源( 一) 服务出口增加值的测算服务出口增加值的测算依赖于跨国投入 产出表的构建和投入 产出分解方法的使用。在综合考虑样本期间长度和连贯性、 国别类型和地理分布多样化， 以及行业可分性之后， 我们最终选择了包含 40 个经济体、 35 个行业、跨度 17 年( 19952011 年) 的世界投入 产出( WIO) 数据库。对增加值贸易进行测算和研究的文献最早可以追溯到 Hummels et al ( HIY， 2001) 。HIY 最先注意到了国际产业链分工的既定事实， 并对跨国垂直专业化进行了研究。之后， Johnson Noguera( JN， 2012) 进一步提出了增加值出口的概念和测算方法。Koopman et al ( KWW，2012) 在 HIY 和JN 研究的基础上， 构建了一个将总值出口分解成不同增加值来源的统一框架。在此基础上， Wanget al ( WWZ， 2013) 对上述方法进行了整合， 提供了一个将双边行业水平总值贸易分解成不同增加值来源的新的增加值测算方法。因此， 本文以 WWZ( 2013) 的分析方法为基础， 通过下面的步骤测算一国的服务增加值出口。假设世界由 M 个国家( 地区) 构成( 用上标表示) 。每个国家有 2 个行业 服务业 S 和制造业 G( 用下标表示) 。在全球价值链分工的生产体系下， 各国生产的产品将不仅使用本国其他行业的中间投入， 还需要从世界 M 1 个国家进口相关的中间投入以确保生产的连贯性和可持续性。我们可以用式( 1) 的矩阵关系式来描述各国的跨国投入 产出关系:X1X2XM=A11A12A1MA21A22A2MAM1AM2AMMX1X2XM+Mm =1Y1mMm =1Y2mMm =1YMm( 1)其中， Xk( k =1， 2， ， M) 是国家 k 的2 1 维总产出向量。其中， Xk= MmXkm， Xkm表示在国家 k 生产并在国家 m( m =1， 2， ， M) 被吸收( absorbed) 的总产出。Yk是国家 k 的 2 1 维最终产品的使用向量， 其中， Yk= MmYkm， Ykm表示在国家 k 生产并在国家 m 被消费的最终产品。Akm为 2 2 维的单位产出中间投入系数矩阵。进一步地， 我们定义 Vk为国家 k 的 1 2 维直接增加值系数向量。将 1 2 维的直接增加值系数向量 Vk转换成 2 2 维的直接增加值系数对角矩阵Vk， 我们可以得到 2M 2M 维的增加值系数矩阵V。同时， B = ( I A)1是 2M 2M 维的投入 产出里昂惕夫逆矩阵， 其中 I 为单位矩阵。此外， 定义E 为 2M 2M 维的出口系数矩阵， 其子矩阵 Ekm代表国家 m 对国家 k 生产的产品的总需求。在 M 国 2 行业的假设下， 各国间的增加值贸易可以进行如下分解:1712018 年第 1 期其中前 17 个行业为货物生产行业或制造业， 后 18 个行业为服务业。VBE =V1Mm =2B1mEm1V1Mm2B1mEm2V1M1m =1B1mEm( M1)V2Mm =2B2mEm1V2Mm2B2mEm2V2M1m =1B2mEm( M1)VMMm =2BMmEm1VMMm2BMmEm2VMM1m =1BMmEm( M1)( 2)借鉴 WWZ( 2013) 的做法， 我们定义国家 k 向国家 m 的服务国内增加值出口( domestic value-added，DVA) 为国家 k 向国家 m 出口的服务产品中所含的本国生产要素创造的增加值之和， 它是国内服务业和制造业投入所共同创造的服务价值增值， 可用公式具体表示为: DVAkmS= vkSBkkSSEkmS+vkGBkkGSEkmS。国内增加值是一国参与国际贸易获得的直接利润源泉。另一方面， 我们定义国家 k 向国家 m 的服务外国增加值出口( foreign value- added，FVA)为国家 k 向国家 m 出口的服务产品中由除国家 k 之外的其他国家提供的中间产品投入所创造的增加值之和， 可用公式具体表示为:FVAkmS= MlkvlSBlkSSEkmS+ MlkvlGBlkGSEkmS。外国增加值是一国融入全球价值链深度和参与国际分工程度的重要标志。( 二) 实证模型构建本文在 Anderson van Wincoop( 2003) 引力模型分析框架的基础上， 探讨执行区域服务贸易协定对缔约国双边服务出口的影响机制。具体模型如下:SEXij=YiYjYWtijiP()j1( 3)其中， SEXij为国家 i 向国家 j 出口的服务贸易额。Yi和 Yj分别表示国家 i 和国家 j 的总收入， YW为世界总收入。 1 为服务产品间的替代弹性。Anderson van Wincoop( 2003) 指出， 国家间的双边贸易成本不仅取决于双边直接贸易成本 tij， 还受到多边阻力项 i和 j的影响。在既有文献中，双边直接服务贸易成本 tij一般被设定为如下形式:t1ij= exp( 1STAsij+ 2lnDistij+ 3Contigij+ 4Comlangij+ 5Colonyij+ 6Smctryij)( 4)其中， STAs 是国家 i 和国家 j 之间区域服务贸易协定服务开放程度的代理变量。lnDist 表示两国间的双边对数距离。Contig、 Comlang、 Colony 和 Smctry 分别表示两国是否共享边界、 是否共享某种官方语言、 是否曾为殖民与被殖民关系， 以及是否曾经隶属于同一国家或者地区。通过将式( 4) 双边直接贸易成本代入式( 3) 中， 并引入随机误差项， 我们即完成了实证引力模型的构建工作。进一步地， 为了获得无偏且一致的参数估计结果， 我们还需解决如下 4 个问题:服务贸易数据中普遍存在的异方差问题; 服务贸易零值; 区域服务贸易协定的内生性问题;引力模型可能存在的遗漏变量偏误。首先， 在服务贸易数据出现异方差问题和贸易零值的情况下， Santos Silva Tenreyro( 2006) 建议使用泊松拟极大似然( PPML) 技术来估计如下乘积形式的引力模型:SEXij= exp( 0+ 1lnYi+ 2lnYj+ 3lni+ 4lnPj+ 5STAsij+ 6lnDistij+ 7Contigij+ 8Comlangij+ 9Colonyij+ 10Smctryij)+ ij( 5)其次， 正如 Baier Bergstrand( 2007) 强调的， 在横截面数据中很难找到一个能够解决区域服务贸易协定内生性问题的可靠工具变量。因此， 其建议采用面板数据对引力模型进行估计。基于此，我们将时间维度 t 引入式( 5) ， 估计如下模型:271林僖、 鲍晓华: 区域服务贸易协定如何影响服务贸易流量?下文中， 在不引起歧义的情况下， 我们将服务国内增加值简称为国内增加值， 将服务外国增加值简称为外国增加值。SEXijt= exp( 0+ 1lnYit+ 2lnYjt+ 3lnit+ 4lnPjt+ 5STAsijt+ 6lnDistij+ 7Contigij+ 8Comlangij+ 9Colonyij+ 10Smctryij)+ ijt( 6)再次， 式( 6) 中还有诸如基础设施投资、 要素禀赋和教育水平等其他可能影响双边服务贸易流量的时变因素未加以控制。有鉴于此， 我们借鉴 Baier et al ( 2014) 的做法， 通过加入出口国和进口国时变固定效应( it和 jt) 对这些可测和不可测国别异质性加以控制。此外， 上述文献还建议进一步引入国别配对恒定固定效应( ij) ， 对各国之间可测和不可测的政治经济因素及文化历史联系加以控制:SEXijt= exp( 0+ it+ jt+ ij+ 1STAsijt)+ ijt( 7)最后， 随着经济全球化的深入发展和国际分工格局的转型重组， 一国出口的服务产品不再是完全的 “国产货” ， 而是由从国外进口的中间产品和本国要素投入共同生产的“混合品” 。一国的服务出口总值由国内增加值和外国增加值两部分所共同组成。区域服务贸易协定对缔约国服务增加值出口的影响主要是通过如下两个渠道实现的: 成本渠道: 区域服务贸易协定在削减双边服务贸易壁垒的同时， 还能够提升服务企业出口的确定性预期， 并为双边服务贸易体制提供可信的制度保证( 周念利， 2012) ， 从而降低了缔约国服务出口的固定成本和可变成本。一方面， 成员国间交易成本的降低带来了服务中间品贸易的增加和跨国生产链条的延长， 进而推动了外国增加值出口的增长( 裴长洪等， 2014) 。另一方面， 区域服务贸易协定增加了缔约国的服务产品在伙伴国市场的准入机会( eimer， 2006) ， 带动了本国资源利用效率的提升和服务要素就业的增加， 从而促进了服务国内增加值的出口; 学习渠道: 区域服务贸易协定引致服务中间品进口的增加在弥补一国国内服务要素供给不足， 提升资源利用效率的同时， 还将通过 “知识外溢” 效应和干中学效应提升本国服务产品的生产能力和国际竞争力， 从而实现国内增加值出口的增长( Noguera， 2012) 。为此， 我们进一步设定如下两个增加值贸易实证引力模型， 以探讨区域服务贸易协定对服务增加值贸易的差异化影响:DVAijt= exp( 0+ it+ jt+ ij+ 1STAsijt)+ ijt( 8)FVAijt= exp( 0+ it+ jt+ ij+ 1STAsijt)+ ijt( 9)( 三) 核心解释变量本文实证模型的核心解释变量是衡量样本期内各国开始执行的区域服务贸易协定服务开放度的行业覆盖率指标 STAsijt。借鉴 Miroudot et al ( 2010) 的做法， 本文以 WTO 秘书处在“乌拉圭回合” 谈判中制定的 12 个一级服务行业分类法为基准，如果缔约国在区域服务贸易协定服务承诺列表中关于 “市场准入” 和“国民待遇” 在某一行业模式 1 至模式 3上有做出自由化承诺， 则该行业取值为 1， 否则取值为 0。最后将所有行业的赋值加总除以 12， 以此构造行业覆盖率作为区域服务贸易协定服务开放度的衡量指标， 取值范围在 0 到 1 之间。STAs 的数值越大， 表明该国在区域服务贸易协定中向缔约伙伴国承诺的服务开放程度越高。此外， 考虑到区域服务贸易协定服务自由化条款的实施是一个缓慢实现的过程， 既有文献普遍采取对样本期间进行多期划分的方法来处理上述问题， 具体的期间选择有以 3 年为界( Trefler，1993) 、 4 年为界( Anderson Yotov， 2016) 和 5 年为界( Baier Bergstrand，2007) 三种划分方法。结合本文的样本特征， 同时为了最大限度的利用样本信息， 我们选择以 3 年为界的样本划分方法，将全样本划分为 6 个区间( 19951996、 19971999、 20002002、 20032005、 20062008 和20092011) ， 以便更精确地刻画区域服务贸易协定的服务出口促进效应。3712018 年第 1 期12 个一级服务部门分别为: 商务服务、 通讯服务、 建筑及工程服务、 分销服务、 教育服务、 环境服务、 金融服务、 健康和社会服务、 旅游服务、 文娱和体育服务、 运输服务以及其他相关服务。由于本文主要研究区域服务贸易协定对服务增加值出口的影响， 同服务提供模式 4( 自然人流动) 的关系不大， 因此在构建区域服务贸易协定服务开放度衡量指标时没有考虑协定在模式 4 方面的开放度。表 1样本数据的描述性统计分析变量名称定义样本数均值标准差最小值最大值SEX3 年划分法下单区间内 i 国向 j 国出口的服务总值9360212068720132951DVA3 年划分法下单区间内 i 国向 j 国出口的服务国内增加值总额9360188962760119629FVA3 年划分法下单区间内 i 国向 j 国出口的服务外国增加值总额9360230. 8706. 2016264STAs缔约伙伴国在 STAs 中承诺开放的服务行业覆盖率指标93600. 2250. 41701三、区域服务贸易协定对服务总值出口和增加值出口的影响( 一) 基本回归结果表 2 第( 1) ( 3) 列的估计结果显示， 首先， 执行区域服务贸易协定对服务总值、 国内增加值和外国增加值出口均起到了显著的促进作用。缔约国一方面通过国内增加值出口可以增加国内要素收入、 提升生产要素的利用效率、 推动要素积累和技术进步。另一方面， 外国增加值投入可以弥补本国服务生产中稀缺要素的不足， 有利于一国更深地融入全球价值链分工体系， 充分利用全球产业链分工来提高自身的服务生产能力和服务产品的国际竞争力; 其次， 区域服务贸易协定对缔约国外国增加值出口的影响程度显著大于国内增加值出口。进一步分析发现， 第( 1) 列 STAs 的估计系数小于第( 3) 列的 STAs 估计系数， 这意味着执行区域服务贸易协定将提升缔约国服务出口产品中的外国增加值含量。我们认为可能的原因是， 执行区域服务贸易协定带来了缔约伙伴国服务壁垒降低和开放水平提升， 进而引致缔约伙伴间中间品贸易的增加和跨国生产链条的延长， 从而推动了缔约国外国增加值出口的增加( 刘洪愧， 2016) 。此外， 一国的要素禀赋和技术水准决定了一定时期内一国的服务生产总量和出口规模， 这在短期内难以做出充分的调整( Cheng Wall，2005) 。国外中间要素进口带来的 “知识外溢” 效应和干中学效应需要进口国一定时间的消化吸收才能转化为国内服务竞争力和增加值生产能力。因此， 区域服务贸易协定执行导致的缔约国服务生产和出口的增加在短期内只能通过较多的依靠投入外国增加值的方式来进行。最后， 区域服务贸易协表 2区域服务贸易协定对服务出口影响的估计结果解释变量行业覆盖率指标虚拟变量指标( 1)( 2)( 3)( 4)( 5)( 6)SEXDVAFVASEXDVAFVASTAs0. 134 ( 0. 066)0. 128*( 0. 066)0. 167 ( 0. 070)0. 110*( 0. 061)0. 104*( 0. 062)0. 145 ( 0. 064)样本数936093609360936093609360pseudo 20. 9600. 9610. 9500. 9600. 9610. 950注: ( 1)*p 0. 1， p 0. 05， p 0. 01; ( 2) 括号中报告的标准误均为聚类在国家组合层面的稳健标准误; ( 3) 表中估计结果全部控制了出口国 时间、 进口国 时间和国别配对固定效应。表 3 表 7 同。471林僖、 鲍晓华: 区域服务贸易协定如何影响服务贸易流量?定的服务贸易促进效应随着缔约国执行的区域服务贸易协定中承诺开放的服务行业数目的增加而递增。当区域服务贸易协定的服务行业覆盖率等于 1 时， 其服务贸易促进效果达到最大。( 二) 稳健性检验1. 核心解释变量度量我们采用既有文献常用的虚拟变量( 01) 方法对区域服务贸易协定进行度量，以检验不同的区域服务贸易协定衡量方法是否对估计结果产生实质性影响。同表 2 第( 1) ( 3) 列的结果相比较， 表 2 第( 4) ( 6) 列的回归结果与其基本一致。需要特别指出的是， 表 2 第( 1) ( 3) 列估计结果的回归系数均大于第( 4) ( 6) 列的估计结果。原因在于第( 4) ( 6) 列采用虚拟变量度量方法仅能识别贸易伙伴间是否存在区域服务贸易协定， 回归得到的估计系数是样本期间内区域服务贸易协定的服务贸易促进效应的平均值。而采用服务行业覆盖率的方法则可以有效避免上述问题， 其对不同区域服务贸易协定异质性的刻画程度较之既有文献单纯采用 01 虚拟变量方法更加精确。2. 样本期间划分问题本文采用三种不同的样本区间划分方法对样本进行重新回归: 第一， 对跨度为 19972011 年的样本期间， 采用3 年为一期等分区间方法。从表3 第( 1) ( 3) 列估计结果可见， STAs 的系数符号仍然显著为正; 第二， 进一步借鉴 Anderson Yotov( 2016) 的做法， 以4 年为界， 将19962011 年样本期间等分为4 个时间段进行回归， 表3 第( 4) ( 6) 列估计系数显著为正， 表明前文的估计结果是稳健的， 区域服务贸易协定的服务出口促进效应基本不会受到样本期间划分方法的影响; 第三， 采用一年样本划分方法， 对原始样本数据进行计量回归， 估计结果如表 3 第( 7) ( 9) 列所示:区域服务贸易协定对服务出口的影响不显著， 这印证了 Cheng Wall( 2005) 的结论， 即服务贸易数据无法在短时间内对区域服务贸易协定的执行做出充分的调整， 1 年期划分方法无法充分识别协定执行对服务出口的促进效应。表 3不同样本区间划分方法的估计结果解释变量区间 =3 年区间 =4 年区间 =1 年( 1)( 2)( 3)( 4)( 5)( 6)( 7)( 8)( 9)SEXDVAFVASEXDVAFVASEXDVAFVASTAs0. 126*( 0. 066)0. 119*( 0. 066)0. 161 ( 0. 072)0. 162 ( 0. 072)0. 155 ( 0. 072)0. 197 ( 0. 077)0. 081( 0. 063)0. 076( 0. 063)0. 105( 0. 066)样本数780078007800624062406240265202652026520pseudo 20. 9600. 9620. 9500. 9590. 9610. 9500. 9500. 9520. 9313. 内生性问题首先， 现实世界中几乎所有影响国家间缔结区域贸易协定的经济和政治因素都会同时对双边贸易流量产生影响( Baier Bergstrand，2004) ， 从而使得在采用引力模型进行区域贸易协定的实证研究中， 遗漏变量偏误成为导致内生性问题的最重要原因。我们进一步在式( 7) ( 9) 中引入区域货物贸易协定( GTAs) 变量， 估计结果如表 4 第( 1) ( 3) 列所示。可见， 同表 2 第( 1) ( 3) 列5712018 年第 1 期虚拟变量指标的具体设置原则是: 如果样本期内国家 i 和国家 j 之间有开始执行的区域服务贸易协定， 则 STAs 取值为1， 否则取值为 0。正如引言所述， 大多数区域服务贸易协定是在 2000 年之后缔结和执行的。因此， 我们在选取样本区间时， 基于 “舍远取近” 的原则优先考虑保留较近年份的数据， 最终选取 4 年分法的样本期间为 19962011 年。相比， STAs 的估计系数没有发生实质性改变。进一步， 我们从两个方面来考虑联立性问题如何影响区域服务贸易协定估计系数的精确性。首先， 双边服务贸易规模可能会影响双边区域服务贸易协定的缔结和执行， 但不太可能会对多边区域服务贸易协定的缔结和执行产生实质性的影响( Tan Qiu， 2015) 。为此， 剔除了样本期间所有存在双边区域服务贸易协定的国家间服务贸易数据， 对基准模型进行重新回归。表 4 第( 4) ( 6)列的估计结果显示， STAs 的估计系数仍然显著为正。其次， 借鉴 Baier Bergstrand( 2007) 和 Baieret al ( 2014) 的做法， 在式( 7) ( 9) 中加入前置一期的 FSTAs 变量。如果 STAs 严格外生于双边服务贸易流量的变化， 则前置一期的 FSTAs 应与当期服务贸易流量无关。从表 4 第( 7) ( 9) 列的估计结果可见， STAs 的估计系数显著为正， FSTAs 的估计系数很小且统计不显著， 说明联立性问题对本文的估计结论没有显著影响。表 4内生性检验的估计结果解释变量遗漏变量剔除双边 STAs 数据加入前置 STAs( 1)( 2)( 3)( 4)( 5)( 6)( 7)( 8)( 9)SEXDVAFVASEXDVAFVASEXDVAFVASTAs0. 126*( 0. 066)0. 120*( 0. 066)0. 158 ( 0. 069)0. 155 ( 0. 078)0. 148*( 0. 078)0. 187 ( 0. 080)0. 200 ( 0. 076)0. 198*( 0. 077)0. 210 ( 0. 077)GTAs0. 578 ( 0. 161)0. 582 ( 0. 162)0. 525 ( 0. 155)FSTAs0. 050( 0. 078)0. 044( 0. 078)0. 092( 0. 079)样本数936093609360930093009300780078007800pseudo 20. 9600. 9620. 9500. 9600. 9620. 9500. 9660. 9670. 956四、区域服务贸易协定影响的异质性分析( 一) 服务出口异质性的差异化影响1. 服务产品的出口用途一国出口的服务产品按照在进口国的用途可以划分为中间服务品和最终服务品两类。被进口国作为中间投入， 用以生产其他中间产品或最终产品以供本国使用或出口到其他国家的服务产品称为中间服务品， 而被进口国用于直接消费的服务产品称为最终服务品。表 5 第( 1) ( 6) 列报告了区域服务贸易协定对中间服务品和最终服务品出口影响的估计结果。第( 1) ( 3) 列中间品 STAs 的估计系数均为正且统计显著， 说明区域服务贸易协定对中间服务品总值和增加值出口均有显著的正面效应， 且对于开放水平越高的协定， 其对中间服务品总值和增加值出口的正面效应越强。与之不同， 第( 4) ( 6) 列最终品 STAs 的估计系数均为正但统计不671林僖、 鲍晓华: 区域服务贸易协定如何影响服务贸易流量?感谢匿名审稿人关于更好地解决遗漏变量问题的提醒。我们进一步引入进出口国双方是否为世贸组织成员国、 是否属于同一货币联盟， 以及是否为北约成员国等三个时变国别配对控制变量， 用以控制其他可能影响区域服务贸易协定缔结和双边服务贸易流量的时变经济和政治因素。估计结果显示 STAs 的估计系数没有发生实质性改变。此外， 我们进一步通过构造工具变量来解决内生性问题。我们尝试了以下两个工具变量: 采用截止 t 期为止的国家 i和除国家 j 之外的第三国签订的区域服务贸易协数量加上国家 j 和除国家 i 之外的第三国签订的区域服务贸易协定数量之和的累计值， 作为国家 i 和国家 j 之间签订区域服务贸易协定的工具变量。借鉴 Tan Qiu( 2015) 的做法， 采用国家 i 和国家 j 之间是否有共同的缔约第三国， 作为国家 i 和国家 j 之间签订区域服务贸易协定的工具变量。2SLS 的估计结果显示， 本文的结论没有发生明显改变。感谢匿名审稿人关于内生性问题的提醒， 启发作者增加了工具变量方法。显著， 这意味着前文区域服务贸易协定对服务出口的促进效应主要是通过促进中间服务品出口的方式实现的。我们认为可能的原因是中间品贸易是各国参与全球价值链分工的主要方式， 其生产过程中有着更强的技术溢出效应( Javorcik， 2004) ， 中间服务品作为中间投入在弥补进口国国内要素不足的同时， 亦不至于过度提升进口国国内最终服务品市场的竞争压力， 因此缔约国之间更愿意开放中间服务品市场。2. 国内增加值的行业分解我们在前文式( 8) 的基础上， 将服务出口产品中蕴含的国内增加值按照价值创造的行业来源进一步分解为由国内服务业投入所创造的国内增加值( DVA_S) 和由国内制造业投入所创造的国内增加值( DVA_G) 两种类型， 并探讨一国国内增加值中蕴含的不同行业增加值出口对执行区域服务贸易协定的异质性反应。从表5 第( 7) 列和第( 8) 列的估计结果可以发现， 首先， STAs 的估计系数均为正， 这表明区域服务贸易协定对缔约国国内服务和货物投入所创造的国内增加值出口均有推动作用; 其次， 第( 7) 列STAs 的估计系数显著为正， 而第( 8) 列 STAs 的估计系数统计不显著， 说明区域服务贸易协定对缔约国国内增加值出口的促进效应主要是通过增加国内服务业投入所创造的国内增加值出口的途径实现的。我们认为这主要是由于服务业生产所需的资源和要素相对特殊， 其专用性较强， 因此在服务产品的生产过程中除了进口外国中间产品外， 只能更多的使用本国服务要素投入， 制造业要素投入仅起辅助作用。表 5服务出口结构分解的估计结果解释变量中间服务品最终服务品国内增加值分解( 1)( 2)( 3)( 4)( 5)( 6)( 7)( 8)SEXDVAFVASEXDVAFVADVA_SDVA_GSTAs0. 158 ( 0. 068)0. 153 ( 0. 068)0. 176 ( 0. 072)0. 100( 0. 078)0. 029( 0. 078)0. 103( 0. 088)0. 134 ( 0. 066)0. 070( 0. 086)样本数93609360936093609360936093609360pseudo 20. 9600. 9610. 9480. 9500. 9510. 9310. 9620. 960( 二) 缔约环境异质性的差异化影响1. 经济贸易联系我们从缔约国间双边经济差异程度和服务价值链贸易关联度两个方面探讨缔约国间经贸联系程度如何影响区域服务贸易协定的服务出口促进效应。第一， 缔约国间的经济差异程度可以通过以下两个指标来衡量: 缔约伙伴国对数人均 GDP( lnyj) ; 缔约伙伴国对数人均 GDP 与双边对数人均 GDP 之差绝对值的交叉项( lnyj* lnGAP) 。为此， 我们将上述两个指标同 STAs 的交叉项引入式( 7) ( 9) ， 考察缔约国间的经济差异程度如何影响区域服务贸易协定的服务出口促进效果; 第二， 遵循潘文卿等( 2015) 的做法， 构造了如下双边服务价值链贸易关联度的衡量指标:VATijS= ( VATiS+ VATjS) /( Xi+ Mi+ Xj+ Mj) ， 其中 VATiS( VATjS) 表示国家 i( j) 出口的服务产品中含有的来自国家 j( i) 的增加值量， X 和 M 分别表示国家 i( j) 的服务出口额和进口额， Xi+ Mi+ Xj+ Mj是用于标准化双边服务增加值贸易的权重。首先， 我们考察区域服务贸易协定缔约国间的经济差异水平对服务出口的异质性影响。比较表 6 第( 1) ( 3) 列可以看到， STAs* lnyj的估计系数不显著， STAs* lnyj* lnGAP 的估计系数显著为负。缔约伙伴国经济规模对区域服务贸易协定的出口促进作用没有显著的影响， 而在给定7712018 年第 1 期根据匿名审稿人的意见， 我们尝试在回归方程中分别控制 STAs* lnyj和 STAs* lnGAP 进行回归， 估计结论没有改变。缔约伙伴国的经济发展状况时， 缔约国与伙伴国之间的经济差距越小， 越有利于提高服务总值和增加值的出口。这一结果印证了需求偏好理论。Linder( 1961) 需求偏好理论认为， 人均收入水平是影响一国需求结构的最主要因素， 当两国之间收入水平越接近， 需求