張?zhí)祉?張子怡

(1.武漢大學經(jīng)濟與管理學院，湖北 武漢 430072；2.中國人民大學財政金融學院，北京 100872)

一、引言

21 世紀以來，以產(chǎn)品內(nèi)分工為主要特征的全球價值鏈(Global Value Chains，簡稱為GVC)治理體系在世界范圍內(nèi)迅速發(fā)展。 在GVC 分工大行其道的進程中，世界貿(mào)易組織(WTO)改革進展緩慢，多邊貿(mào)易體制日漸式微，區(qū)域貿(mào)易協(xié)定(Regional Trade Agreement， RTA)數(shù)量劇增，區(qū)域經(jīng)濟一體化成為當今世界經(jīng)濟發(fā)展的重要特點。

為整合區(qū)域內(nèi)的多層次自由貿(mào)易伙伴關系，降低不同原產(chǎn)地規(guī)則帶來的成本，東盟10 國發(fā)起《區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關系協(xié)定》(Regional Comprehensive Economic Partnership，RCEP)，其余5個成員國分別為中國、日本、韓國、澳大利亞以及新西蘭。 近年來，服務貿(mào)易高速發(fā)展，增速超貨物貿(mào)易，貿(mào)易額占比不斷提升，已成為重要的經(jīng)濟增長點。 RCEP 作為當前世界上規(guī)模最大、影響范圍最廣的自由貿(mào)易體系，在服務貿(mào)易方面做出高水平的開放承諾，采用正面清單與負面清單相結合、并逐漸向負面清單過渡的模式，對成員國經(jīng)濟乃至世界經(jīng)濟都將產(chǎn)生不容小覷的影響。

本文以1995 年至2018 年全球范圍內(nèi)66 個國家服務部門的雙邊出口貿(mào)易數(shù)據(jù)為研究樣本，采用結構性引力模型和反事實模擬方法，實證分析RCEP 生效對服務部門增加值貿(mào)易及福利的影響，并與中國加入CPTPP 進行不同情境比較分析。 與現(xiàn)有研究相比，本文可能的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在如下方面:首先，從增加值貿(mào)易的視角探究RCEP 生效對各國的經(jīng)濟影響，而橫向比較來看現(xiàn)有文獻進展更多關注貿(mào)易總量層面；其次，本文整合結構引力模型與反事實模擬方法，并使用泊松擬極大似然估計(PPML)方法進行估計，克服了傳統(tǒng)CGE 模型參數(shù)設置較為主觀的缺陷；最后，本文采用的是OECD-TiVA 2021 年最新版本的增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)覆蓋了1995 年至2018 年66 個國家和地區(qū)，這能夠為RCEP 經(jīng)濟效應評估提供新近的經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻綜述

在國際貿(mào)易應用研究或政策評估研究領域，引力模型分析是基準的應用研究框架。 國內(nèi)外學者對引力模型的研究，可以從理論研究與經(jīng)驗研究兩個方面展開回顧。 從理論研究來看，Tinburgen(1962)[1]首先將其應用于國際貿(mào)易的定量研究。 早期引力模型形式相對直觀，認為兩國之間的雙邊貿(mào)易流量與各自的經(jīng)濟規(guī)模成正比，而與兩國之間的距離(貿(mào)易成本的代理變量)成反比，解釋變量均為可直接觀測到的數(shù)據(jù)。 由于缺乏堅實的經(jīng)濟理論基礎，許多學者認為其是純粹的經(jīng)驗公式，對國際貿(mào)易研究基本沒有任何影響。 該局面在20 世紀80 年代之后得到改變，Bergstrand (1985)[2]假設國際貿(mào)易中的產(chǎn)品根據(jù)它們的原產(chǎn)地(即阿明頓假說)而差異化，在無摩擦的自由貿(mào)易前提下推導出了引力方程形式的貿(mào)易流量表達式。 Helpman和Krugman (1989)[3]等人則分別從壟斷競爭模型、H-O 模型和李嘉圖模型推導出引力模型，其理論基礎不斷被完善。 2008 年，引力模型在國際貿(mào)易研究領域的關鍵之年，Melitz 和Ottaviano(2008)[4]等學者將異質性企業(yè)與雙邊貿(mào)易流量結合在一起，引力模型被用于估計廣延邊際和集約邊際，該進展也極大增強引力模型在學術界的影響力。 近年來，Anderson 和Yotov(2020)[5]建立了關于貿(mào)易廣延邊際的動態(tài)引力模型，Adao 等(2020)[6]將引力模型推廣至非參數(shù)框架中，在沒有參數(shù)限制的情況下估計引力模型。

按照文獻的主要研究目的，可以將引力模型相關實證研究分為兩類:一是對經(jīng)濟變量(貿(mào)易政策、區(qū)域貿(mào)易協(xié)定、關稅等)的影響研究；二是對引力模型估計方法的研究。 針對第一類實證研究，盛斌等(2004)[7]關注新興國家貿(mào)易出口的影響因素，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟規(guī)模、雙邊距離、區(qū)域貿(mào)易協(xié)定以及貿(mào)易依存度依次是阻礙中國對其他貿(mào)易伙伴出口的主要因素。 周念利(2012)[8]研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對發(fā)展中經(jīng)濟體的服務出口產(chǎn)生了積極的正向影響，且“南北型”區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的正向影響遠大于“南南型”。 針對第二類對引力模型估計方法的研究，我們以結構引力模型為出發(fā)點，闡述學界應對以下四大挑戰(zhàn)的方法，也為后續(xù)研究進行鋪墊。對于多邊阻力項(Multilateral Resistances ， MRs)不可直接觀測的問題，學者們主張控制出口國-時間固定效應和進口國-時間固定效應來進行估計。 對于零貿(mào)易流量，尤其是本文所研究的服務貿(mào)易具有消費高度本地化、生產(chǎn)高度專業(yè)化的特征，使用傳統(tǒng)的OLS 方法會造成零貿(mào)易流量樣本的消失，Santos 和Tenreyro(2011)[9]主張用泊松擬極大似然(PPML)方法進行估計。對于雙邊貿(mào)易成本代理變量，Yotov 等(2016)[10]主張使用共同邊界等一系列可觀測變量。 對于貿(mào)易政策存在內(nèi)生性，考慮到雙邊貿(mào)易成本在一般均衡(GE)分析中是至關重要的，Yotov 等(2016)[10]主張使用國家—國家固定效應來解決內(nèi)生性問題。

針對RTA 經(jīng)濟效應，傳統(tǒng)貿(mào)易理論認為RCEP 等超大型區(qū)域貿(mào)易協(xié)定(Mega-Regional Trade Deals， MRTAs)一方面能使本國產(chǎn)品或服務更容易地進入外國市場，另一方面能夠通過降低價格、促進生產(chǎn)專業(yè)化、增加進口產(chǎn)品的品種、提高進口產(chǎn)品的質量等渠道使本國消費者和生產(chǎn)者受益(Lloyd 和Maclaren， 2004)[11]。 在對RTA 經(jīng)濟效應的定量分析方面，多數(shù)研究使用可計算的一般均衡(CGE)模型(劉斌、趙曉斐， 2020)[12]，該模型可用于評估貿(mào)易政策變化對生產(chǎn)、就業(yè)、消費和福利等方面的影響。 學術界較少使用結構引力模型的反事實模擬方法，原因之一是許多學者對結構引力模型作為反事實的CGE 模型仍持懷疑態(tài)度。 但引力模型能通過合理設定RTA 引起的貿(mào)易成本變動和模型參數(shù)，對RTA 的貿(mào)易效應進行更為精準的估計。 此外，結構引力模型的一個重要優(yōu)勢是可以通過估計帶有固定效應的方程來獲取“一階變動”。 Shepherd(2019)[13]在標準結構引力模型基礎上模擬了MRTAs 對亞洲國家的貿(mào)易和福利影響，發(fā)現(xiàn)包括RCEP 在內(nèi)的所有的MRTAs 都有可能給亞洲經(jīng)濟體的出口帶來巨大變化，且對深化亞太地區(qū)價值鏈貿(mào)易有重大意義。 Oberhofer 和Pfaffermayr(2021)[14]同樣使用引力結構模型來對英國脫歐的貿(mào)易和福利效應進行分析。

但長期以來，對RTA 的研究主要集中在貨物貿(mào)易(趙金龍、郭傳道，2021)[15]，只有少數(shù)論文探討RTA 對服務貿(mào)易的影響。 有學者認為引力模型可能更適用于服務貿(mào)易:一方面，相比于貨物貿(mào)易，服務產(chǎn)品更具差異化，具備引發(fā)壟斷競爭的前提條件，在新貿(mào)易理論下可能發(fā)生產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易；另一方面，服務消費本地化特征突出，即服務部門生產(chǎn)者和消費者的距離相對更短，這使得“距離”這一因素的地位上升。 從實證研究來看，國內(nèi)外文獻均得到較為一致的結論，即引力模型對服務貿(mào)易具有同樣的解釋力，且服務部門貿(mào)易流量與各自國家的經(jīng)濟規(guī)模正相關、與兩國之間的距離負相關(周念利，2012)[8]。 Park(2011)[16]研究了RTA 對服務部門細分領域的影響，結果表明運輸行業(yè)受益最小，商務行業(yè)受益最大。 齊俊妍和高明(2021)[17]的研究發(fā)現(xiàn)，出口目的地國家的服務貿(mào)易限制政策提高了進入當?shù)厥袌龅墓潭ǔ杀竞涂勺兂杀荆瑥亩魅趿酥袊髽I(yè)的出口，且大中型企業(yè)受負面影響更大。

但是，上述文獻關注的均為區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對雙邊總貿(mào)易量的影響，沒有引入增加值貿(mào)易視角。 全球價值鏈分工已成主流，如何利用區(qū)域經(jīng)濟合作以提高本國在全球價值鏈中的地位是各國政府關注的焦點問題。 增加值貿(mào)易指標的測算方面，目前多數(shù)學者采用Koopman 等(2012)[18]、WWZ(2013)[19]、Borin 和Mancini (2015)[20]等方法對貿(mào)易總量進行分解(李清如， 2017)[21]。 張?zhí)祉?2017)[22]發(fā)現(xiàn)針對世界投入產(chǎn)出表進行增加值測算所隱含的測量誤差相對突出，研究者們在全球價值鏈視角下進行增加值貿(mào)易等問題分析時需要審慎地對待研究結果。 Noguera(2012)[23]在引力模型中引入中間品貿(mào)易，使之更契合當今的全球價值鏈貿(mào)易。 Orefice 和Rocha(2014)[24]發(fā)現(xiàn)，RTA 的深度對全球價值鏈貿(mào)易有顯著的促進影響。 楊繼軍等(2020)[25]根據(jù)RTA 的條款內(nèi)容構建了衡量協(xié)定深度的指標，研究結果表明，貿(mào)易協(xié)定深度能通過降低貿(mào)易壁壘和干中學效應對增加值貿(mào)易關聯(lián)產(chǎn)生積極的正向影響。

三、模型、變量和數(shù)據(jù)

(一)服務出口增加值的測算

考慮到樣本期長度、國家數(shù)量和行業(yè)劃分，本文所用增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)來自OECD-TiVA 數(shù)據(jù)庫。 本文選取發(fā)布于2021 年的最新版本，該版本提供了1995 年至2018 年66 個經(jīng)濟體、45個行業(yè)的增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)。 同時，選取OECD-TiVA 數(shù)據(jù)庫中GEXPij、DVAij兩個貿(mào)易指標，保留服務業(yè)部門(代碼26 至45)并根據(jù)雙邊貿(mào)易國家分別進行加總。

國家c 對某一特定服務行業(yè)i 的出口總額可以直接從ICIO 系統(tǒng)中計算出來，計算方法如下:

其中，GEXP_INTi，p，j表示i 國行業(yè)p 對j 國的中間服務出口總額，GEXP_FNLi，p，j表示最終需求服務出口總額，其中i 和j∈[1，..，N]，i≠j。

根據(jù)OECD-TiVA 數(shù)據(jù)庫的做法，我們將國家i 行業(yè)p 向國家j 的服務國內(nèi)增加值出口DVAi，p，j定義為國家i 行業(yè)p 對國家j 出口的服務產(chǎn)品中由國家i 生產(chǎn)要素所創(chuàng)造的價值，計算方法如下:

其中，Vi＝[vi1…viK]是1×K 的行向量，表示i 國各行業(yè)p 的國內(nèi)增加值，Bi，i表示i 國需求每增加一個單位所需的國內(nèi)總產(chǎn)出。 GEXPi，p，j是一個K×1 的向量。

(二)模型設定

為探討RCEP 生效對服務貿(mào)易的影響，本文采用Anderson 和Van Wincoop (2003)[26]提出的結構引力模型。 模型基于n 個國家對不同原產(chǎn)地的商品具有常替代彈性(CES)偏好的假設，為多國環(huán)境下的貿(mào)易政策分析提供了一個易于處理的框架，是目前貿(mào)易文獻中采用的標準方法。 具體模型如下:

其中，Xij為i 國對j 國的服務出口額；Yi和Yj分別表示i 國和j 國的總產(chǎn)出，Yw為世界的總產(chǎn)出；σ 為跨品種的替代彈性。 Anderson 和Van Wincoop (2003)[26]指出，國家間的雙邊貿(mào)易成本不僅取決于雙邊直接貿(mào)易成本tij，還與多邊阻力項Pj和Πi有關。 雙邊直接服務貿(mào)易成本tij一般被設定為如下形式:

其中，lnDist 為兩國之間的雙邊對數(shù)距離，RTA、Contig、Comlang_off、Colony、Comleg 和Comrelig 分別表示兩國之間是否存在區(qū)域貿(mào)易協(xié)定、共同邊境、共同語言、共同殖民史、共同法律起源和共同宗教信仰。

將公式(4)的雙邊直接貿(mào)易成本代入公式(3)中，并引入隨機誤差項，我們就得到了實證引力模型。 為解決異方差性與零貿(mào)易流量，Silva 和Tenreyro (2006)[27]提出使用泊松擬極大似然(PPML)技術來進行估計。 為解決區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的內(nèi)生性問題，Baier 和Bergstrand(2007)[28]建議使用面板數(shù)據(jù)，將時間維度引入模型。 此外，本文通過加入出口國—時間固定效應(γit)和進口國—時間固定效應(γjt)對各國特征進行控制，同時引入國家—國家固定效應(γijt)。 考慮到這些因素，本文最終采用以下形式的引力模型:

為了解RCEP 生效后各國服務出口額的變化，我們采用反事實模擬的方法進行研究。 遵循反事實模擬的標準方法， 使用國內(nèi)和國際貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，對公式(5)進行估計，我們就可以得到相關的參數(shù)估計，進而構建基準情形下的多邊阻力項。 為了解反事實變化的影響，我們構建反事實情況下的雙邊直接貿(mào)易成本，并將其作為約束條件，對模型(5)重新進行回歸，即可得到有條件的一般均衡情形下的結果。 有條件的一般均衡意味著出口國i 產(chǎn)出(Yi)，進口國j 支出(Ej)保持不變，但兩國間貿(mào)易政策的調整會引起多邊阻力項(Πi，Pj)的變化，繼而使各國之間的雙邊貿(mào)易發(fā)生改變。

全稟賦一般均衡將出口國產(chǎn)品出廠價格(pi)、出口國產(chǎn)出(Yi)和進口國支出(Ej) 內(nèi)生化，即外向多邊阻力(Πi)變化引起的出口國產(chǎn)品出廠價格(pi)變化。 這種變化會導致出口國產(chǎn)出(Yi)和進口國支出(Ej)發(fā)生改變，進而直接影響雙邊貿(mào)易和間接影響多邊阻力，不斷循環(huán)，直到函數(shù)收斂。 因此，全稟賦一般均衡對現(xiàn)實更具解釋力，一般而言其結果更受重視。

在全球價值鏈分工背景下，“增加值貿(mào)易”概念被正式引入并被廣泛地接受。 從貿(mào)易總量的分解上，可以將其分解為國內(nèi)增加值和國外增加值。 服務國內(nèi)增加值出口提升可能是通過兩個渠道實現(xiàn)的:一是交易費用渠道:RTA 通過削弱貿(mào)易壁壘、提供較為可靠的出口制度來降低服務貿(mào)易的交易費用，從而提高本國服務產(chǎn)品進入成員國市場的機會，推動本國就業(yè)增加，促進國內(nèi)增加值的出口；二是學習效應: RCEP 將會帶動國外優(yōu)質服務產(chǎn)品的進口，伴隨產(chǎn)生的學習效應將推動服務產(chǎn)品高質量發(fā)展、提高生產(chǎn)效率，從而對服務部門國內(nèi)增加值出口產(chǎn)生正向影響。 為此，本文進一步設定如下國內(nèi)增加值出口的實證引力模型:

(三)變量和數(shù)據(jù)

本文使用的統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要包括三類:(1)被解釋變量GEXPij和DVAij，分別代表國家i 對國家j 的服務部門出口總額、服務部門國內(nèi)增加值出口(domestic value-added，DVA)；(2)雙邊距離、共同語言以及共同邊境等雙邊貿(mào)易成本數(shù)據(jù)；(3)兩國之間是否簽訂RTA。

被解釋變量已在前文進行陳述，本文用于代理雙邊貿(mào)易成本的變量和RTA 數(shù)據(jù)來源于CEPII 貿(mào)易引力數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫覆蓋了一系列適用于引力模型的貿(mào)易成本變量。 本文選取其中7 個變量，包括雙邊距離(dist)；共同邊境(contig)，當兩個國家有共同邊境時取1，否則為0；共同語言(comlang_off)，當兩國有共同的官方語言時取1，否則為0；共同殖民史(colony)，當兩國曾有殖民關系時取1，否則取0；共同法律(comleg)，當兩國有共同法律起源時取1，否則為0；共同宗教信仰(comrelig)，取值范圍為[0， 1]，越趨近于1 表明兩國宗教越相似；區(qū)域貿(mào)易協(xié)定(RTA)，當兩國締結區(qū)域貿(mào)易協(xié)定時取1，否則為0。 主要變量的描述性統(tǒng)計情況見下表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證研究結果

針對1995-2018 年66 個國家服務部門出口的平衡面板數(shù)據(jù)，本文首先估計區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對雙邊服務貿(mào)易的影響。 然后，我們利用估計得到的參數(shù)對2018 年的最新數(shù)據(jù)進行反事實模擬，最終針對RCEP 的貿(mào)易效應和福利效應展開深入的討論。

(一)基準回歸結果

為探究RTA 對服務部門總出口和國內(nèi)增加值出口的影響，本文采用泊松極大似然估計(PPML)方法對引力模型進行估計，回歸結果報告見表2。

表2 引力模型的面板數(shù)據(jù)估計結果

在表2 的列(1)(2)中，我們控制了出口國—年份聯(lián)合固定效應、進口國—年份聯(lián)合固定效應，以及一系列可代理雙邊貿(mào)易成本的控制變量。 列(3)(4)則在列(1)(2)基礎上刪去了一系列控制變量，進一步加入了國家—國家聯(lián)合固定效應，以控制不隨時間變動的雙邊貿(mào)易成本。

列(1)(2)回歸結果顯示，簽訂RTA 對服務部門總出口和國內(nèi)增加值出口具有顯著的促進作用。 平均而言，兩國之間簽訂RTA，服務部門出口總額和國內(nèi)增加值出口分別上漲31.8%和31.7%。 RTA 的簽訂降低了締約國之間服務貿(mào)易壁壘，減少了服務企業(yè)出口的貿(mào)易不確定性，從而提高一國的服務部門出口。 另外，代理雙邊貿(mào)易成本的控制變量都通過了1%水平下的顯著性檢驗，符號也基本符合預期，距離會減少兩國之間的貿(mào)易，而共同邊境、共同語言、共同法律、共同宗教信仰、共同殖民史能促進雙邊貿(mào)易，與現(xiàn)有研究結論吻合。

列(3)(4)控制了國家—國家聯(lián)合固定效應后，回歸結果顯示RTA 依舊正向顯著，并且對服務部門總出口的影響更大。 因此本研究得到的結論具有一定穩(wěn)健性。 平均而言，兩國之間簽訂RTA，服務部門總出口和國內(nèi)增加值出口分別上漲13.0%和3.7%，明顯小于列(1)(2)的估計結果，這可能是因為國家—國家聯(lián)合固定效應能更好地捕捉到不隨時間變動的雙邊貿(mào)易成本，減少對RTA 經(jīng)濟效應的高估和模型的內(nèi)生性問題。

(二)穩(wěn)健性檢驗①限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結果未以表格形式呈現(xiàn)。

在前文分析中，我們將RTA 定義為區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的二元虛擬變量，當兩國締結區(qū)域貿(mào)易協(xié)定時取1，否則為0。 但如果締結的貿(mào)易協(xié)定僅涉及貨物貿(mào)易，而與服務貿(mào)易無關，RTA 對服務部門出口可能不存在顯著的促進作用。 為了更準確地估計RTA 對服務貿(mào)易的影響，我們通過更換RTA 的分類方式進行回歸，當兩國締結的貿(mào)易協(xié)定涉及服務貿(mào)易時取1，僅涉及貨物貿(mào)易或沒有締結貿(mào)易協(xié)定時取0。 回歸結果顯示RTA 依舊正向顯著，并且對服務部門總出口的影響更大，這表明本文結論仍然穩(wěn)健成立。

考慮到貿(mào)易協(xié)定對各國服務貿(mào)易的影響存在時滯效應，我們將RTA 滯后一期，以處理內(nèi)生性問題。 回歸結果顯示，RTA 的估計系數(shù)依舊在1%和10%的水平上顯著為正。 值得一提的是，在RTA 滯后一期后，RTA 對服務部門總出口和國內(nèi)增加值出口的平均效應相對于基準回歸結果并沒有產(chǎn)生明顯變化，這也說明我們的結論具有一定的穩(wěn)健性。

我們使用剔除了服務貿(mào)易出口總量位于末尾10%國家的子樣本重新進行引力模型回歸，結果顯示，RTA 的估計系數(shù)依舊在1%和5%的水平上顯著為正，剔除部分國家后并不影響結論的一般性，這進一步說明此前實證研究結論的穩(wěn)健性。

(三)反事實模擬分析結果

本文對中國加入RCEP 對服務部門出口產(chǎn)生的影響進行反事實模擬。 模擬結果包含66個國家的情況，出于分析目的，我們選取部分國家于表3 進行展示。 列(1)(3)分別報告了有條件一般均衡情況下服務部門總出口和國內(nèi)增加值出口的變動情況，列(2)(4)分別報告了全稟賦一般均衡情況下服務部門總出口和實際GDP 的變化。 由于DVA 沒有國內(nèi)貿(mào)易數(shù)據(jù)，我們只模擬它在有條件的一般均衡下的情況。

表3 RCEP 對服務貿(mào)易影響的反事實模擬結果

表3 中的模擬結果顯示，RCEP 成員國整體受益，服務部門總出口、國內(nèi)增加值出口、實際GDP 均有不同程度的上升，而非成員國整體受損。 這一結果出現(xiàn)的背后邏輯與關稅同盟理論相符(Viner，1950)[29]，一方面，RCEP 降低了成員國之間的服務貿(mào)易壁壘，從而實現(xiàn)了貿(mào)易規(guī)模的擴大和整體福利水平的提高，即貿(mào)易創(chuàng)造效應；另一方面，對非成員的貿(mào)易壁壘仍被保留，從而導致成員國增加彼此之間的貿(mào)易，同時減少與非成員的貿(mào)易，即貿(mào)易轉移效應。 這也表明雖然部分RCEP 成員國此前已締結過貿(mào)易協(xié)定，但RCEP 通過覆蓋未曾涉及的關鍵領域或提高條款深度，仍然對東亞經(jīng)濟一體化起到了積極作用，在中日韓和東南亞之間建立起更緊密的聯(lián)系。 此外，模擬結果顯示，相比于服務貿(mào)易轉移效應，RCEP 的服務貿(mào)易創(chuàng)造效應更為明顯。

列(4)模擬結果顯示，對所有國家而言，實際GDP 的變化都非常小，受正向影響最大的日本僅上升了0.044%，受負面影響最大的新加坡僅下降了0.001%。 這表明各國服務部門總出口的變動遠大于實際GDP 變動，即相比福利效應，RCEP 的貿(mào)易效應更為顯著。 Shepherd(2019)[13]在標準結構引力模型基礎上模擬了各項貿(mào)易協(xié)定對亞洲國家貿(mào)易和福利的影響，各國GDP 的變動比貿(mào)易要微弱很多，本文結論與之相符。 這與目前區(qū)域一體化相關文獻結論一致，各國之間的貿(mào)易壁壘相較幾十年前已大幅削弱，處于歷史低位，因此新簽訂的RTA 對各國福利水平?jīng)]有顯著影響。 此外，列(3)顯示RCEP 對各國服務部門總出口的影響程度普遍大于國內(nèi)增加值出口，這也與本文前面得到的基準回歸結果保持一致。

對比表3 中各國服務貿(mào)易的變動，發(fā)現(xiàn)日本在GEXP 和DVA 方面均為受益最顯著的國家。在有條件的一般均衡情況下，模擬結果顯示日本的服務部門總出口將提升3.669%，服務部門國內(nèi)增加值出口將提升0.051%，遠高于RCEP 成員國的平均變動水平。 而中國和韓國緊隨其后，成為僅有的三個服務貿(mào)易總出口正向變動的國家，原因將在后文具體分析。 同為RCEP 成員國的東盟10 國，其服務部門總出口或國內(nèi)增加值出口均有不同程度的下降，但削減程度不大。 此外，由于美國和印度不屬于RCEP 成員國，兩國貿(mào)易和福利水平均受到相對較大的負面影響。

我們對中國的出口目的地進行具體分析，表4 報告了中國對各國服務部門總出口和國內(nèi)增加值出口的變動。 首先，中國對RCEP 成員國的服務部門總出口和國內(nèi)增加值出口整體提升，對非成員國出口整體有所下降，這與前文結論一致，與關稅同盟理論相符。 其次，東盟作為中國的最大貿(mào)易伙伴，中國對其服務部門總出口有所增加，而服務部門國內(nèi)增加值出口下降。最后，日本在GEXP 和DVA 方面均為受益最大的國家，在有條件的一般均衡下，模擬得中國對日本的服務部門總出口將提升13.924%，服務部門國內(nèi)增加值出口將提升2.445%。 值得注意的是，中國對韓國的出口下降幅度最大，分別為-0.059%和-0.513%。 針對這一結果，可能的解釋在于:中韓自貿(mào)協(xié)定于2015 年生效，但該協(xié)定未按照原定計劃進行第二輪談判，且條款深度不足，對兩國的貿(mào)易促進效應較弱。 而在本文模型中，RTA 是0 或1 的虛擬變量，RCEP 對兩國的影響并未完全體現(xiàn)在模型中，模擬結果存在低估的可能性。

表4 RCEP 對中國出口目的地影響的反事實模擬

(四)RCEP 與CPTPP 不同情境下比較分析

CPTPP 是一個綜合性、高標準的自由貿(mào)易協(xié)定，其前身為《跨太平洋伙伴關系協(xié)定》(Trans-Pacific Partnership，TPP)。 自2017 年美國退出后，剩余11 個成員國將TPP 改組為CPTPP，成員國地理分布上橫跨太平洋兩岸，與RCEP 重合度較低。 在服務貿(mào)易方面，CPTPP要求成員國實行負面清單，此外還納入國有企業(yè)、政府采購及競爭政策等相關規(guī)定，它較RCEP 在服務貿(mào)易開放度要求更高。 中國于2021 年9 月正式提出申請加入CPTPP，對比RCEP 和CPTPP 這兩個對中國至關重要的貿(mào)易協(xié)定有助于為我國下一步區(qū)域合作戰(zhàn)略提供參考。 由于美國的退出，CPTPP 面臨大國數(shù)量不足的情況，在一定程度上制約了CPTPP 的發(fā)展。 因此，我們還對美國重返CPTPP 進行假設，共得到以下三種情況:(1)中國加入RCEP，即RCEP 15；(2)中國加入CPTPP，即CPTPP 11；(3)中國加入CPTPP，且美國重返CPTPP，即CPTPP 12。 我們針對這三種情況進行反事實模擬并比較模擬結果。

表5 和表6 報告了不同情境下的模擬結果，從服務部門總出口來看:(1)RCEP 15 的主要受益者為日本、中國、韓國；(2)CPTPP 11 的主要受益者為日本、中國、墨西哥、加拿大、越南、秘魯；(3)CPTPP 12 的主要受益國家為日本、中國、美國、新西蘭、馬來西亞、越南。 根據(jù)研究結果，在任何一種情況下，中國的服務部門出口都將受益，且受益程度超越大多數(shù)國家。 并且，CPTPP 12 對中國GEXP 和DVA 的正向影響最為顯著，CPTPP 11 次之，RCEP 15 排名最末。這可能與RCEP 和CPTPP 條款差異有關。 與RCEP 相比，第一，中國與大多數(shù)RCEP 成員國已締結貿(mào)易協(xié)定，因此反映在模型中的變化較小，RCEP 的經(jīng)濟效應存在低估的可能性；第二，CPTPP 條款的深度和廣度均超RCEP，而CPTPP 要求所有締約國均實施負面清單，服務貿(mào)易開放承諾水平更高；第三，CPTPP 對成員國的約束力更高，在解決爭端方面更具效率。 因此，CPTPP 能更大幅度削弱成員國之間的關稅和非關稅壁壘，提高服務貿(mào)易自由化水平，實現(xiàn)成員國之間服務貿(mào)易的增長。 此外，CPTPP 12 更是直接帶動中國的服務部門總出口提升4.568%，這也體現(xiàn)了美國市場的重要性。

表5 CPTPP11 和CPTPP12 對服務貿(mào)易影響的反事實模擬結果(1)

表6 CPTPP11 和CPTPP12 對服務貿(mào)易影響的反事實模擬結果(2)

考慮到韓國受益程度可能存在低估的情況，值得注意的是，中日韓三國在任何一種情況下均實現(xiàn)整體大幅受益，可能的經(jīng)濟解釋在于:第一，中日韓三國的經(jīng)濟體量較大，在RCEP 和CPTPP 中GDP 占比均超50%。 第二，除中韓曾簽訂影響較小的《中韓自貿(mào)協(xié)定》，中日韓將通過RCEP 首次結成自貿(mào)關系。 Terada(2018)[30]評價RCEP 實際上是“中日自由貿(mào)易協(xié)定”，這也與我們的模擬結果吻合。 第三，中日韓以外的其他RCEP 和CPTPP 成員國之間大多已締結貿(mào)易協(xié)定。

五、主要結論與啟示

本文基于OECD-TiVA 數(shù)據(jù)庫，使用WWZ 方法對1995 年至2018 年全球范圍內(nèi)66 個國家的雙邊貿(mào)易流量進行分解，采用結構性引力模型和反事實模擬方法，分析RCEP 對各國服務部門增加值貿(mào)易及一國福利的影響。 本文實證模擬結果表明:RCEP 對成員國服務部門增加值貿(mào)易有顯著的促進作用，而非成員國在整體上受損；RCEP 對一國福利的影響較小，但對一國出口的影響較大；對中國而言，RCEP 將促進我國服務部門總出口和國內(nèi)增加值出口，但正向影響幅度小于CPTPP。

RCEP 能夠有效促進我國服務部門出口貿(mào)易發(fā)展，我國應充分利用政策帶來的發(fā)展新機遇，深入研究RCEP 國家對我國服務產(chǎn)品的需求，加大服務產(chǎn)品供給力度，推動服務產(chǎn)品高質量發(fā)展，增強我國服務業(yè)在國際市場競爭力，引領產(chǎn)業(yè)轉型升級。 同時，我國應及時全面落實RCEP 中服務貿(mào)易相關的各項承諾，按時將服務具體承諾表由正面清單轉換為負面清單，引導企業(yè)利用透明度和確定性更高的協(xié)定承諾把握好新商機，提高我國在全球價值鏈中的位置。此外，本文實證模擬結果顯示CPTPP 將對我國服務部門出口產(chǎn)生更大的正向影響，我國要積極探索負面清單的執(zhí)行方式，做好服務貿(mào)易開放承諾水平不斷提高的準備，努力全面達到CPTPP 的規(guī)則標準，更積極參與區(qū)域經(jīng)濟合作。

本文也存在可以進一步改進空間。 RTA 在本文模型中被設置為0 或1 的虛擬變量，這可能導致區(qū)域貿(mào)易協(xié)定產(chǎn)生的經(jīng)濟效應被低估:首先，RTA 無法反映兩國之間貿(mào)易協(xié)定的數(shù)量，已存在貿(mào)易協(xié)定的國家之間的RTA 不會因簽訂新的貿(mào)易協(xié)定而發(fā)生改變，例如，中國和韓國之間的貿(mào)易流量存在低估的可能；再者，本文的RTA 虛擬變量無法反映貿(mào)易協(xié)定的廣度和深度。 Fontagné 等(2021)[31]將278 個優(yōu)惠貿(mào)易安排按照條款內(nèi)容劃分為18 個類別，他們的研究結果表明優(yōu)惠貿(mào)易安排的深度對成員國福利和出口均有顯著的正向影響。 隨著服務貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容的拓展和深化，國內(nèi)外學者注意到區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的質量問題，未來在進一步研究中研究者可以對協(xié)定進行排序，或具體測算不同貿(mào)易協(xié)定條款的深度，為我國通過締結區(qū)域貿(mào)易協(xié)定提高價值鏈地位提供參考。