周念利

（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 中國WTO研究院，北京100102）

一、文獻綜述及問題的提出

近年來，新區(qū)域主義浪潮席卷全球。區(qū)域貿(mào)易安排（Regional Trading Arrangements，RTAs）作為世界貿(mào)易政策體系的重要組成部分，開始承載更多議題和被賦予更多功能。①新區(qū)域主義的一個突出表現(xiàn)是越來越多的區(qū)域貿(mào)易安排逐漸將服務(wù)貿(mào)易納入其中，從而在很大程度上推動了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易的自由化發(fā)展。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排的興起并非偶然，主要得益于如下因素：第一，技術(shù)進步極大擴展了能夠參與跨境交易的服務(wù)范圍；第二，貨物貿(mào)易自由化和國際性生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建對服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施（長途通訊、金融服務(wù)、法律服務(wù)等）提出了更高要求，開放市場有助于提升服務(wù)質(zhì)量；第三，許多國家的基礎(chǔ)服務(wù)部門已陸續(xù)實現(xiàn)私有化，從而為外國服務(wù)提供者參與其中提供了便利。受上述三大因素推動，而且在當(dāng)前多邊服務(wù)貿(mào)易談判進展緩慢的背景下，可以預(yù)見區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排的發(fā)展會具有“自我加速效應(yīng)”。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排的不斷蔓延標(biāo)志著世界服務(wù)貿(mào)易的管理模式正在發(fā)生變化。在此背景下，一個很重要的問題日益凸顯并亟待解決，即區(qū)域貿(mào)易安排究竟會對服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生怎樣的影響？

事實上，有關(guān)區(qū)域貿(mào)易安排“貿(mào)易效應(yīng)”的理論和經(jīng)驗研究可謂汗牛充棟，但囿于缺乏服務(wù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，絕大多數(shù)文獻只是針對貨物貿(mào)易的。近年來，特別是OECD雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫公布后，少數(shù)學(xué)者，如Kimura（2003）、Kimura和 Lee （2004，2006）、Lejour 和 Verheijden （2004）、Mirza 和 Nicoletti（2004）、Kox 和 Lejour （2005）、Lennon （2006）、Walsh （2006）、Shingal（2010）、Guillin（2011）等開始利用引力模型對服務(wù)貿(mào)易的決定因素進行分析。具體到區(qū)域貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”問題，既有研究不僅數(shù)量有限而且結(jié)論分歧較大。如Grünfeld等（2003）利用標(biāo)準(zhǔn)的引力模型對22個OECD國家1999年雙邊服務(wù)出口的截面數(shù)據(jù)進行了計量研究，結(jié)果顯示虛擬變量“自由貿(mào)易區(qū)”對服務(wù)貿(mào)易流量的“平均影響”不顯著，即使在服務(wù)貿(mào)易完全實現(xiàn)自由化的理想情景下，一國服務(wù)出口也至多提升50%。Kimura和Lee（2004）利用引力模型對服務(wù)貿(mào)易的影響因素展開了回歸分析，認(rèn)為區(qū)域貿(mào)易安排對貨物和服務(wù)貿(mào)易均能產(chǎn)生顯著影響，而且服務(wù)貿(mào)易受影響程度更深，在區(qū)域貿(mào)易安排數(shù)量加速上升的趨勢下，服務(wù)貿(mào)易預(yù)期比貨物貿(mào)易增長更快。Guillin（2011）根據(jù)服務(wù)貿(mào)易自由化承諾深度對區(qū)域貿(mào)易安排進行了分類，并利用1999－2007年面板數(shù)據(jù)對雙邊服務(wù)貿(mào)易引力模型進行了評估，其結(jié)論是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易自由化的深入推進有助于提升區(qū)域內(nèi)貿(mào)易。

針對區(qū)域貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”，本文認(rèn)為既有研究在以下兩方面尚存在明顯缺陷：一是未能深入思考和充分應(yīng)對區(qū)域貿(mào)易安排的“內(nèi)生性偏倚”問題（即一國與其貿(mào)易伙伴可能會因貿(mào)易流量的變化而選擇簽署區(qū)域貿(mào)易安排）。若忽略區(qū)域貿(mào)易安排的內(nèi)生性問題，很可能將服務(wù)貿(mào)易流量的改變都?xì)w因于區(qū)域貿(mào)易安排，從而無法真實度量區(qū)域貿(mào)易安排的服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)。二是在對區(qū)域貿(mào)易安排的服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)進行測度時，既有研究未將區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排各締約方的經(jīng)濟發(fā)展水平和彼此承諾的互惠性納入研究框架，因此研究結(jié)果顯得粗略和籠統(tǒng)。鑒于此，本文在利用引力模型對區(qū)域貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”進行經(jīng)驗研究時，嘗試在以下兩方面做出嘗試：第一，基于面板數(shù)據(jù)，分別使用“固定效應(yīng)模型”和“一階差分回歸技術(shù)”來糾正區(qū)域貿(mào)易安排的“內(nèi)生性偏倚”問題；第二，基于區(qū)域內(nèi)成員經(jīng)濟發(fā)展水平差距和彼此承諾的對稱性程度對區(qū)域貿(mào)易安排的“異質(zhì)性”進行刻畫，并針對細(xì)分后的每類區(qū)域貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”展開逐一測評，以使計量結(jié)果更加精準(zhǔn)。

二、模型、樣本與數(shù)據(jù)

（一）模型。如前所述，利用面板數(shù)據(jù)糾正“內(nèi)生性偏倚”可選擇“固定效應(yīng)模型”或“一階差分技術(shù)”。Wooldridge（2002）認(rèn)為當(dāng)時間T超過2時，若引力方程的誤差項符合隨機游走特征，則一階差分評估更有效。這是因為：第一，影響貿(mào)易流量的一些未觀測到的變量被認(rèn)為是與時間線性相關(guān)，固定效應(yīng)的無效性會隨T值增大而劇增。因此，對數(shù)據(jù)進行差分能增加估計的準(zhǔn)確性。第二，貿(mào)易流量數(shù)據(jù)和實際GDP數(shù)據(jù)可能接近于“單位根過程”。使用固定效應(yīng)等價于圍繞均值對數(shù)據(jù)進行差分。在數(shù)據(jù)服從單位根過程且T值較大的情形下，使用固定效應(yīng)模型會產(chǎn)生“偽回歸問題”。但若誤差項為非線性相關(guān)，則“固定效應(yīng)”評估會更有效。鑒于此，本文分別使用“固定效應(yīng)模型”（式（1））和“一階差分回歸技術(shù)”（式（2））對區(qū)域貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”進行計量研究。

其中，因變量Xijt為t期經(jīng)濟體i對j的服務(wù)出口額，GDPit和GDPjt分別是t期經(jīng)濟體i和j的國內(nèi)生產(chǎn)總值，HKit和HKjt分別是t期經(jīng)濟體i和j的人力資本，Distij是經(jīng)濟體i與j之間的物理距離，Langij反映經(jīng)濟體i和j是否使用共同語言，Coloij反映經(jīng)濟體i和j是否曾具有殖民附屬關(guān)系，RTAijt刻畫經(jīng)濟體i和j之間是否締結(jié)區(qū)域貿(mào)易協(xié)定，②Pit和Pjt代表t期經(jīng)濟體i和j的“多邊物價因子”，εijt是隨機擾動項。β0為常數(shù)項，β1，β2，…，β8為系數(shù)，其中β8是刻畫區(qū)域貿(mào)易安排“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”的系數(shù)。

其中，因變量dlnXij，t－（t－1）是t期名義雙邊服務(wù)貿(mào)易流量的一階差分，dlnGDPi，t－（t－1）和dlnGDPj，t－（t－1）分別是t期經(jīng)濟體i和j國內(nèi)生產(chǎn)總值的一階差分，dlnHKi，t－（t－1）和dlnHKj，t－（t－1）分別是t期經(jīng)濟體i和j人力資本的一階差分，dRTAij，t－（t－1）是t期 RTAijt的一階差分，lnPi，t－（t－1）和lnpj，t－（t－1）刻畫t期經(jīng)濟體i和j的“多邊物價因子”，（εijt－εij，t－1）是白噪聲。

（二）樣本。本文利用擴展的引力方程對2000－2009年“37個出口經(jīng)濟體對44個進口經(jīng)濟體”雙邊服務(wù)面板數(shù)據(jù)進行回歸測算。37個出口經(jīng)濟體包括美國、德國、英國、中國、法國、日本、西班牙、新加坡、荷蘭、印度、中國香港、意大利、愛爾蘭、韓國、比利時、瑞士、盧森堡、加拿大、瑞典、丹麥、奧地利、澳大利亞、俄羅斯、中國臺灣、挪威、希臘、泰國、土耳其、馬來西亞、波蘭、芬蘭、以色列、葡萄牙、捷克、匈牙利、印尼和墨西哥。44個進口經(jīng)濟體除上述經(jīng)濟體外，還包括智利、新西蘭、南非、秘魯、菲律賓、越南和斐濟。除考慮數(shù)據(jù)可得性外，本文之所以將上述經(jīng)濟體選作樣本，主要是基于以下原因：（1）37個出口經(jīng)濟體均為近年來世界服務(wù)出口排名前40位的經(jīng)濟體，據(jù)世界貿(mào)易組織統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2010年上述37個經(jīng)濟體出口總額達32 870億美元，占全球服務(wù)出口總額的89.7%。（2）根據(jù)OECD的統(tǒng)計資料，2006－2009年世界排名靠前的雙邊服務(wù)出口分別是美國對英國、美國對日本、英國對美國、美國對加拿大、加拿大對美國、日本對美國、德國對美國、美國對德國、法國對美國、美國對墨西哥、澳大利亞對德國、法國對英國、意大利對德國、美國對法國、中國香港對中國、德國對英國以及英國對德國的出口。這些最重要的雙邊服務(wù)貿(mào)易流量均被本文樣本所覆蓋。（3）在根據(jù)GATS第5條通知世界貿(mào)易組織的95件區(qū)域貿(mào)易安排中，由樣本經(jīng)濟體參與締結(jié)的安排總數(shù)為88件（占比為92.6%），彼此締結(jié)的安排總數(shù)為58件（占比為61.1%）。以上三點表明本文樣本具有代表性和典型性，有利于對區(qū)域貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”做出較準(zhǔn)確測度。

（三）數(shù)據(jù)來源。本文選擇的37個出口國家（地區(qū)）2000－2009年分別對44個經(jīng)濟體的服務(wù)出口數(shù)據(jù)來自經(jīng)合組織（OECD）STATEXTRACTS 數(shù)據(jù)庫。2000－2009年各樣本經(jīng)濟體的GDP數(shù)據(jù)來自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)濟體的“人力資本”用“高等學(xué)校毛入學(xué)率”替代，數(shù)據(jù)來自世界銀行的《世界發(fā)展指標(biāo)》。經(jīng)濟體之間的距離數(shù)據(jù)通過網(wǎng)站www.indo.com中的“距離計算器”（distance calculator）計算得到。兩個經(jīng)濟體是否使用相同語言和是否曾具有殖民依附關(guān)系根據(jù)相關(guān)的地理和歷史書籍獲取。

（四）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”是本文引力方程中的關(guān)鍵變量。本文嘗試基于區(qū)域內(nèi)成員經(jīng)濟發(fā)展水平和區(qū)域服務(wù)貿(mào)易自由化承諾對稱度對區(qū)域貿(mào)易安排的“異質(zhì)性”進行刻畫。

（1）根據(jù)區(qū)域貿(mào)易安排是否包含服務(wù)貿(mào)易內(nèi)容，本文將“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(wù)貿(mào)易安排”兩類，分別用和表示。按照世界貿(mào)易組織的統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)，本文將“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”又分為“自由貿(mào)易協(xié)定”、“優(yōu)惠貿(mào)易協(xié)定”和“關(guān)稅同盟”三類，分別用FTAijt、PTAijt和 CUijt表示。③

（2）根據(jù)簽署區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排成員的經(jīng)濟發(fā)展水平，本文將“區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排”劃分為“南南型”、“南北型”和“北北型”三類。按照世界銀行在2005年設(shè)定的標(biāo)準(zhǔn)，本文將樣本經(jīng)濟體中的美國、德國、英國、法國、日本、西班牙、新加坡、荷蘭、意大利、愛爾蘭、韓國、比利時、瑞士、盧森堡、加拿大、瑞典、丹麥、奧地利、澳大利亞、挪威、希臘、芬蘭、以色列、葡萄牙、捷克和匈牙利界定為“發(fā)達國家”即“北方國家”，其余經(jīng)濟體界定為“非發(fā)達國家”即“南方國家”。引力方程中分別用虛擬變量、和來表示由南南經(jīng)濟體、南北經(jīng)濟體和北北經(jīng)濟體締結(jié)的區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排。

（3）根據(jù)服務(wù)貿(mào)易自由化承諾的互惠程度，本文將“南北型區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排”劃分為“對稱性”和“非對稱性”兩類，用虛擬變量和表示。具體而言，在對區(qū)域服務(wù)貿(mào)易自由化承諾的互惠性進行認(rèn)定時，本文以承諾雙方在“國民待遇”和“市場準(zhǔn)入”承諾上的部門覆蓋率作為參考標(biāo)準(zhǔn)。

三、回歸結(jié)果

本文通過Eviews5.0對引力方程（1）式和（2）式進行回歸分析，結(jié)果見表1。

表1 回歸結(jié)果

（一）區(qū)域貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”。表1第1和第2列顯示“區(qū)域貿(mào)易安排”RTAijt的系數(shù)為正且具有統(tǒng)計顯著性，表明“區(qū)域貿(mào)易安排”對雙邊服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生了正向的顯著影響。根據(jù)“固定效應(yīng)模型”和“一階差分模型”的計量結(jié)果，“區(qū)域貿(mào)易安排”的締結(jié)將雙邊服務(wù)出口提升了20.08%和16.89%。但并非所有的區(qū)域貿(mào)易安排都能對雙邊服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響。表1第3和第4列表明盡管“一階差分模型”的測算結(jié)果顯示“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”使雙邊服務(wù)出口提升了5.89%，但“固定效應(yīng)模型”的測算結(jié)果則表明其使雙邊服務(wù)出口流量下降了3.66%。值得關(guān)注的是，“固定效應(yīng)模型”和“一階差分模型”的回歸結(jié)果都明確指出“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”對雙邊服務(wù)貿(mào)易流量的影響缺乏統(tǒng)計顯著性，而且“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”的三個具體類別“自由貿(mào)易協(xié)定”FTAijt、“優(yōu)惠貿(mào)易協(xié)定”PTAijt和“關(guān)稅同盟”CUijt也均對雙邊服務(wù)貿(mào)易流量沒有產(chǎn)生顯著影響（見表1第5和第6列）。

（二）區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”。表1第3和第4列充分肯定了“區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排”對雙邊服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生了顯著的正向影響。根據(jù)“固定效應(yīng)”和“一階差分”模型回歸結(jié)果，“區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排”的締結(jié)將雙邊服務(wù)出口流量分別提升了42.83%和26.45%。表1第7和第8列顯示“南南型”、“北北型”和“南北型”區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排，即、和分別在10%、5%和5%的顯著性水平上對雙邊服務(wù)貿(mào)易流量產(chǎn)生了正向影響?！肮潭ㄐ?yīng)模型”的回歸結(jié)果顯示“南南型”、“北北型”和“南北型”區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排的締結(jié)將雙邊服務(wù)出口分別提升了38.64%、53.22%和69.34%，“一階差分模型”顯示該結(jié)果分別為30.78%、51.28%和66.45%?！皩ΨQ性”和“非對稱性”的南北型區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排均對雙邊服務(wù)貿(mào)易出口產(chǎn)生了正向影響且在1%的水平上具有統(tǒng)計顯著性（見表1第9和第10行）。“固定效應(yīng)模型”（“一階差分模型”）回歸結(jié)果顯示南北經(jīng)濟體之間締結(jié)“對稱性”和“非對稱性”的區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排將雙邊服務(wù)出口分別提升了63.19%（59.48%）和76.81%和（73.71%）。

（三）區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排影響服務(wù)貿(mào)易的“漸入效應(yīng)”。在兩個經(jīng)濟體締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排的當(dāng)年，將虛擬變量“區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排”取值為1無法完全捕捉其服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)，因為區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排對服務(wù)貿(mào)易的影響是隨時間推移逐漸釋放的。因此，本文借鑒Guillin（2011）的方法，嘗試在引力方程（1）式和（2）式中逐漸引入虛擬變量“區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排”RTASERVijt的一階、二階和三階滯后項來刻畫“區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排”對雙邊貿(mào)易流量的滯后影響，回歸分析結(jié)果見表2。

表2 回歸結(jié)果

四、結(jié) 論

本文基于2000－2009年雙邊服務(wù)貿(mào)易面板數(shù)據(jù)，運用“固定效應(yīng)模型”和“一階差分技術(shù)”對區(qū)域貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”展開了經(jīng)驗研究，主要結(jié)論是：（1）盡管整體上看“區(qū)域貿(mào)易安排”對雙邊服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生了顯著的促進作用，但不涵蓋服務(wù)貿(mào)易內(nèi)容的“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”的服務(wù)貿(mào)易影響缺乏統(tǒng)計顯著性。（2）“區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排”對雙邊服務(wù)貿(mào)易流量產(chǎn)生了顯著的正向影響。“區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排”的締結(jié)將雙邊服務(wù)出口流量提升了26.45%－42.83%。“南北型”區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”超過了“南南型”和“北北型”，“非對稱性”的南北型區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排對雙邊服務(wù)貿(mào)易的影響最顯著，將雙邊服務(wù)出口流量提升了73.71%－76.81%。（3）“區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排”對雙邊服務(wù)貿(mào)易流量的影響是逐漸釋放的，大概需要2年時間。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”的“漸入期”要小于區(qū)域貨物貿(mào)易安排（平均為10年）。這一方面是因為服務(wù)更具敏感性，經(jīng)濟體對服務(wù)開放態(tài)度審慎，在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排中所做承諾也相對保守。另一方面是因為服務(wù)對外開放的基礎(chǔ)是服務(wù)部門競爭力的提升。經(jīng)濟體在推行服務(wù)貿(mào)易自由化進程中，阻力最大和最關(guān)鍵的環(huán)節(jié)是就“服務(wù)是否開放”的論證和磋商，開放承諾一經(jīng)做出，對內(nèi)落實甚至對外擴展適用的阻力就相對有限了。

基于上述結(jié)論，本文對中國參與區(qū)域服務(wù)貿(mào)易自由化提出如下建議：第一，中國應(yīng)更注重與發(fā)達經(jīng)濟體，特別是服務(wù)貿(mào)易規(guī)模較大且對中國服務(wù)貿(mào)易順差較大的發(fā)達經(jīng)濟體之間商簽區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排。第二，鑒于單純對外締結(jié)“區(qū)域貨物貿(mào)易安排”對雙邊服務(wù)貿(mào)易流量的影響缺乏統(tǒng)計顯著性且區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排的“漸入期”要小于貨物貿(mào)易協(xié)定，中國對外締結(jié)區(qū)域貿(mào)易安排應(yīng)堅持“貨物、服務(wù)自由化并行”策略，對某些特定締約對象甚至可嘗試采取“服務(wù)貿(mào)易自由化先行”策略。第三，中國可通過在其他方面做出讓步的方式要求對方在服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域做出更多承諾，締結(jié)非對稱性的南北型區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排有助于降低中國服務(wù)貿(mào)易逆差。

受各種因素局限，本文至少還可以在以下兩方面有所深入：一是在對區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”進行量化分析時，本文尚未將區(qū)域服務(wù)貿(mào)易自由化承諾“深度”納入研究范疇。事實上，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排所體現(xiàn)的“服務(wù)貿(mào)易自由化水平”的差別對刻畫其服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)至關(guān)重要。二是受制于數(shù)據(jù)的可得性，本文沒有對區(qū)域貿(mào)易安排的“服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”進行分行業(yè)的細(xì)化研究。這些不足正是后續(xù)研究的方向。

注釋：

①區(qū)域貿(mào)易安排是一些國家或?qū)嶓w間的優(yōu)惠貿(mào)易安排。“區(qū)域”（regional）是一個地理概念，即這種安排常常是在地理相鄰者之間進行。但RTA的現(xiàn)代發(fā)展已超出地域限制，本文使用這個概念，是相對于“普遍”（universal）或“多邊”（multilateral）貿(mào)易安排而言，即相對于多邊貿(mào)易安排而言，單個RTA的成員數(shù)量較少。

②下文對RTAijt進行分類和取值。

③本文“優(yōu)惠貿(mào)易協(xié)定”在世界貿(mào)易組織統(tǒng)計中也被稱為PS或PSA（Partial Scope或Partial Scope Agreement）。

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