中國雙邊服務貿易出口潛力及貿易壁壘研究

黃滿盈 鄧曉虹

大力發展服務貿易是推動我國對外貿易轉型和應對國際貿易保護主義及建設貿易強國的迫切要求。近年來，中國服務貿易的發展取得了長足進步，服務貿易額由2005 年的1683 億美元增長到2018 年的7594 億美元，年均增長率為12.3%，超過了同期貨物貿易的增長速率(10.1%)。不過，中國服務貿易的發展仍存在以下問題：(1)中國服務貿易出口占世界市場的份額仍比較小，2020 年占世界服務貿易出口的比例僅為5.7%。(2)中國服務貿易結構長期處于失衡狀態。自1998 年以來，特別是自2010 年以來，服務貿易逆差還呈現快速增長的態勢，2010 年逆差為151 億美元，2018 年高達2922 億美元，8 年間增長了18 倍。(3)服務貿易內部結構發展不均衡。以金融、保險、通訊為代表的新興服務業在我國服務貿易中的占比仍較低。以2018 年為例，金融、保險和通訊三個部門占我國服務貿易出口的比例只有20.9%，而同期這三個部門占英國服務貿易出口的比例高達36.8%。

目前，還少有學者從改善中國服務貿易出口地區結構的視角展開分析。近些年中國服務貿易出口的市場多元化趨勢雖然有所加強，但根據《2020 年中國國際收支報告》，2020 年中國對中國的香港特別行政區、美國、日本、新加坡、德國、英國等前十大服務貿易伙伴的貿易規模為4607 億美元，占中國服務貿易總規模的比例仍高達75%。中國服務貿易出口地區結構現狀提示，為促進服務貿易發展，我們應在鞏固與主要貿易伙伴貿易往來的基礎上，積極開拓雙邊服務貿易流量小的地區市場。

一、引力模型述評

引力模型自20 世紀60 年代提出以來，一方面由于其具有堅實的理論基礎，另一方面由于其原理簡單、適用于數據的處理(Walsh，2006)，已成為測算貿易潛力、鑒別貿易集團效果、分析貿易模式以及估計貿易壁壘邊界成本的重要工具(盛斌和廖明中，2004)。

自Francois(2001)首次將引力模型運用到服務貿易領域以來，國外學者的相關研究主要集中在以下幾個方面。其一，引力模型在服務貿易領域的適用性研究。Grünfeld和Moxnes(2003)從服務貿易的3 個特性以及Melchior(2002)從擴展的產業內貿易模型論證了引力模型的適用性；Park(2002)、Kimura 和Lee(2006)則從實證角度證明了引力模型對服務貿易同樣具有很強的解釋力。其二，修正和擴展原始引力模型的解釋變量。修正的解釋變量主要是距離變量，比如Mayer 和Zignago(2011)將簡單距離調整為基于雙方城市水平數據的加權距離(用人口進行加權)；McCallum(1995)、Kimura 和Lee(2006)、Brandicourt 等(2008)則將簡單距離調整為相對距離來修正。新增的解釋變量主要包括價格變量(Anderson 和Wincoop，2003)、貿易壁壘變量(Kox 和Lejour，2005)以及各種虛擬變量(Kimura 和Lee，2006)。其三，改進服務貿易引力模型的估計方法。Baldwin 和Taglioni(2006)指出對于因遺漏解釋變量導致的估計偏誤問題，可以通過在模型中加入國家虛擬變量或國家組合虛擬變量來解決。對于因數據測量偏誤導致的問題，Kimura 和Lee(2006)則對數據進行分段，然后用平均數據進行估計，還同時使用出口數據和進口數據來檢驗估計結果的穩健性。對于解釋變量的內生性問題，Walsh(2006)首次在服務貿易引力模型中使用了HTM(Hausman-Taylor Model)估計方法，并在對一系列估計方法進行比較后認為，該方法可以消除因異方差導致的隨機效應模型(REM)估計偏差。

目前，國內學者的研究主要集中在以下方面。其一，運用引力模型研究區域貿易安排(RTA)(周念利，2012)、制度質量及距離(陳麗麗和龔靜，2014)、信息通訊技術(黃建鋒和陳憲，2005)等一些特定因素對服務貿易的影響。其二，運用引力模型對服務貿易總體的流量決定(盧現祥和馬凌遠，2009；周念利，2010)和一些具體服務部門的流量決定(黃滿盈，2015)進行研究。其三，引進國外不同引力模型的估計方法，主要包括動態面板估計方法(周念利，2012)、兩階段估計方法(許統生和黃靜，2010)、HTM 估計方法(劉正凱，2012)、泊松偽極大似然估計(PPML)(張應武和朱亭瑜，2015)等。

國內外學者利用引力模型對服務貿易的研究雖然已經取得了豐富的成果，但在如下方面可能還存在不足。(1)國內很多文獻研究了某些特定因素對服務貿易的影響，而忽略了多因素的綜合分析，比如重要的相對距離、貿易管制等因素，因此我們無法判斷這些因素對中國服務貿易的影響，另外也容易產生遺漏變量偏差。(2)受多種因素制約，國內外學者主要是對服務貿易總體進行研究，并且研究的對象主要是OECD 等發達國家，細分到具體部門的研究還比較少。(3)在服務貿易壁壘的常見度量方法中，數量工具能比頻度工具和價格工具提供更豐富的信息量(俞靈燕，2005)，然而國內外學者運用引力模型對中國不同部門服務貿易面臨的非關稅壁壘進行數量研究的還非常少見。有鑒于此，本文嘗試運用WTO 的雙邊服務貿易數據，對中國雙邊服務貿易及不同部門服務貿易的出口潛力及貿易壁壘等問題進行經驗研究。

二、估計模型、樣本和數據

（一）擴展的引力模型

引力模型最早出現在實證文獻中是由Tinbergen(1962)和P?yh?nen(1963)引入的。他們認為兩國之間的貿易量與 GDP 成正比，與距離成反比。Anderson 和Wincoop(2003)指出，兩個國家間的貿易量不但取決于它們的規模和距離，還取決于它們的相對距離，如果一個國家同主要貿易伙伴的相對距離越遠，這兩個國家間的貿易量就會越大。因此，標準引力模型可以被擴展為：

其中，T是兩個國家間的貿易量(出口或進口)，G和G分別表示兩個國家的經濟規模，D是兩個國家間的距離，R和R分別表示兩個國家的相對距離，E是誤差項。

服務貿易壁壘對服務貿易的影響受到了學者們的廣泛關注，Grünfeld 和Moxnes(2003)在引力模型中加入了澳大利亞生產力委員會(APC)編制的貿易限制指數(Trade Restrictiveness Index，TRI)來衡量一國對于服務進口的保護水平，但該指數并沒有提供貿易限制對價格、成本、收益等影響的信息。另外，由于APC 只編制了55 個國家TRI的截面數據，因此不能反映一國TRI 隨時間的變動情況。Lejour 和Verheijden(2004)、Kox 和Lejour(2005)等在引力方程中引入OECD 的產品市場規制指標(Product Market Regulation，PMR)作為解釋變量，該指標自1998 年以來每5 年編制一次，其中2018 年的數據由于統計方法發生了較大變化而與之前的數據不具有可比性，而OECD 自2014 年編制的服務貿易限制指數主要提供了OECD 及個別非OECD 國家的數據，而大量發展中國家的數據則沒有包含在內。因此，本文將采用另一個指數，即加拿大菲莎研究所(Fraser Institute of Canada，FI)編制的經濟自由度指數(Economic Freedom of the World Index，EFW)來反映一國的貿易限制水平對雙邊服務貿易流量的影響。

本文利用WTO 2010—2016 年的雙邊服務貿易流量數據估計引力模型，對于面板數據式(1)可進一步寫為：

遲恒全明白了，賭輸了的魏昌龍要孤注一擲，制造潰堤，丟卒保車。事情到了這一步，他懊悔不迭地恨自己不該僥幸、輕信，但魏昌龍并未怎樣哄他，是他自己迷惑在道聽途說得來的感覺里，追著他繞了進去。他又氣又急，上前阻止：“不行！老魏，你絕對沒有這個權力，人命關天！報市委，趕快報告市委！”

其中，EXPORT表示t 期國家(或地區)i 對國家(或地區)j 的服務貿易出口規模，GDP和GDP分別表示t 期兩個國家(或地區)的GDP，DISTANCE表示兩個國家(或地區)之間的距離，REMOTENESS和REMOTENESS分別表示t 期兩個國家(或地區)的相對距離，EFW和EFW分別表示t 期兩個國家(或地區)的經濟自由度，、和分別表示出口國(或地區)(i)固定效應、進口國(或地區)(j)固定效應和國家(或地區)組合(ij)固定效應，表示時間固定效應，是隨機誤差項。

由于我們的數據僅包括7 個年份，還有一些重要的解釋變量是不隨時間變化的，在此，我們借鑒Kimura 和Lee(2006)的做法，僅保留時間固定效應，其他固定效應假定為常數，即=++，所以，本文最終估計的引力方程為：

其中，ADJACENCY表示兩個國家(或地區)是否相鄰虛擬變量，RTA表示兩個國家(或地區)是否有自由貿易協定虛擬變量，LANGUAGE表示兩個國家(或地區)是否有共同語言虛擬變量，COLONY表示兩個國家(或地區)是否有殖民聯系虛擬變量，式(3)中其他變量的含義同式(2)。

（二）樣本

在服務貿易的相關統計中，OECD 在2002 年首次提供了雙邊服務貿易的進出口數據，目前WTO 在OECD、IMF、Eurostat 統計的基礎上，也報告了國家地區之間關于服務貿易總體及分部門服務貿易的數據。結合報告經濟體的雙邊服務貿易額(一般不低于100 萬美元)及提供數據年份的情況(一般不少于4 年)，本文選擇的報告經濟體共有29 個：澳大利亞、奧地利、比利時、保加利亞、加拿大、捷克、丹麥、法國、德國、希臘、中國的香港特別行政區、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、新西蘭、盧森堡、荷蘭、西班牙、葡萄牙、瑞士、俄羅斯、新加坡、斯洛文尼亞、瑞典、英國、美國、中國和印度。其中，WTO 并沒有直接提供中國、印度、盧森堡、荷蘭、西班牙和瑞士這6 個國家的雙邊服務出口數據，但由于這6 個國家是世界重要的服務貿易出口國，因此我們用其他經濟體從他們的進口數據來代替。

本文選擇的貿易伙伴共有52 個，除了上述29 個經濟體外，還包括：阿根廷、巴西、智利、烏拉圭、墨西哥、埃及、南非、摩洛哥、尼日利亞、愛沙尼亞、芬蘭、匈牙利、冰島、波蘭、斯洛伐克、挪威、土耳其、以色列、印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、泰國和中國的臺灣地區。從29 個報告經濟體選擇的伙伴經濟體數量不等，其中從俄羅斯選取的伙伴經濟體數量最多，有51 個；從韓國選取的伙伴經濟體數量最少，只有3 個；從29 個報告經濟體選擇的樣本數量共計1067 個。

（三）數據來源及說明

本文選擇的29 個報告經濟體的雙邊服務貿易數據來自WTO 數據庫。樣本經濟體的GDP 數據大多來自世界銀行的世界發展指標數據庫(WDI Online Database)。DISTANCE、LANGUAGE、COLONY、RTA 和ADJACENCY 數據均來自法國的CEPII 數據庫。

經濟自由度數據來自于菲莎研究所2017 年編制的各國以2000 年為基期的面板數據，該數據在計算時在任何一年都有固定的EFW 指數得分，這可以為研究者提供可比的時間序列或縱向數據。

三、估計結果及穩健性檢驗

（一）引力模型的估計結果

基于引力模型的經驗研究，一般采用引力模型的對數形式，對數形式不僅可以使模型線性化，減少數據中的異常點，還可以避免數據殘差的非正態分布和異方差現象。因此，本文在估計的時候，對式(3)中除了虛擬變量之后的其他變量都取對數，估計結果如附表2 所示。

從附表2 可以發現，不管是在服務貿易總體還是在分部門服務貿易的估計中，GDP、DISTANCE、EFW、LANGUAGE 等變量基本都顯著，其中LANGUAGE 變量只在雙邊建筑服務貿易的估計中不顯著，EFW 變量只在雙邊旅游服務貿易和雙邊建筑服務貿易的估計中不顯著。REMOTENESS、ADJACENCY、RTA、COLONY 等變量則在不同部門間存在差異，以RTA 為例，其在雙邊服務貿易總體、雙邊旅游服務貿易、雙邊建筑服務貿易、雙邊保險服務貿易和雙邊通訊服務貿易的估計中是顯著的，但在其他服務部門的估計中就是不顯著的。

（二）估計結果的穩健性檢驗

1. 更換樣本組之后的估計。WTO 并沒有直接提供中國、印度、盧森堡、荷蘭、西班牙和瑞士這6 個國家的雙邊服務出口數據，考慮到這6 個國家是世界重要的服務貿易出口國，因此在對式(3)的估計中我們用其他經濟體從他們的進口數據來代替。但是在現實中，這兩個數據可能存在較大差異，比如按照中國的統計數據，2016 年中國對美國的服務貿易出口為312 億美元，而按照美國的數據，2016 年美國從中國的服務貿易進口為159 億美元，二者相差了一半。因此，我們使用剔除這6 個國家之后的樣本數據重新估計，具體結果見附表3 的第(1)欄。

估計結果發現，不管是在服務貿易總體還是在分部門服務貿易的估計中，GDP、DISTANCE、LANGUAGE、EFW 等變量仍然基本顯著，并且系數的估計值變化很小。REMOTENESS、ADJACENCY、RTA、COLONY 等變量的估計結果則不穩定，在不同部門間存在一定差異。

2.使用分段樣本平均數據進行估計。對于樣本中出現的零貿易現象問題，如果處理不當會導致有偏估計(Heckman，1979)。在本文雙邊服務貿易總體的出口數據中，共有385 個樣本不可觀測，占總樣本的5%。在研究分部門服務貿易的時候，同樣面臨不可觀測樣本問題，比如在雙邊運輸服務貿易的出口數據中，有787 個樣本不可觀測，占總樣本的11%。關于不可觀測樣本問題，本文借鑒Helpman 等(2008)、鄧曉虹和黃滿盈(2014)等的做法，把整個樣本期分為兩個階段：2010—2013 年和2014—2016 年，然后用這兩個階段的平均數據再進行估計。

使用分段樣本平均數據的估計結果見附表3 的第(2)欄。其估計結果顯示，不管是在服務貿易總體還是在分部門服務貿易的估計中，GDP、EFW、LANGUAGE 等變量仍然基本都顯著，而DISTANCE 變量雖然仍顯著，但在很多部門的估計中變成了非常小的正值，經濟上不再顯著，且符號也與預期不符。

3.使用出口國固定效應模型進行估計。在此本文借鑒 Grünfeld 和 Moxnes(2003)、Kimura 和Lee(2006)等的做法，變換式(3)重新進行估計：

其 中，TGDP= GDP+ GDP，TREMOTENESS= REMOTENESS+REMOTENESS，TEFW=EFW+EFW，γ表示出口國固定效應。使用式(4)進行估計的好處是它考慮了出口國固定效應，不好的一點是我們不能分別估計出口國和伙伴國的GDP、REMOTENESS 和EFW 等變量的系數。

對式(4)的估計結果見附表3 的第(3)欄。從其中可以發現，該估計結果和式(3)的估計結果基本是一致的，不管是在服務貿易總體還是在分部門服務貿易的估計中，GDP、DISTANCE、LANGUAGE、EFW 等變量仍然基本都顯著。另外，變量REMOTENESS 在大多服務部門(除了其他商業服務)的估計中都變得顯著。

4.使用動態面板引力模型進行估計。考慮到服務貿易出口流量具有高度持續性(Zarzoso 等，2009)，即前一期的出口流量往往會對后一期產生一定影響，以及GDP、REMOTENESS 和EFW 等變量可能存在的內生性問題，我們將在上述靜態面板引力方程(3)中引入雙邊服務貿易出口的滯后項，得到動態面板引力模型為：

其中，EXPOT表示雙邊服務貿易出口的一階滯后項。動態面板主要有兩類估計方法：差分GMM 和系統GMM，相對而言，系統GMM 的估計結果更有效，應用也更廣泛(周念利，2012)。本文采用系統GMM 對式(5)進行估計，估計的時候采用被解釋變量的3 個滯后值及GDP、REMOTENESS、EFW 等變量的兩個滯后值作為差分方程的工具變量進行估計。采用GMM 估計的前提條件是殘差項不存在序列相關，回歸后檢驗發現，不管是在服務貿易總體還是在分部門服務貿易的估計中，殘差項都只存在一階序列相關性而無二階序列相關性，因而系統GMM 估計的前提條件成立。

附表3 第(4)欄給出了式(5)的系統GMM 估計結果。從其中可以發現，不管是在服務貿易總體還是在分部門服務貿易的估計中，EXPORT變量都是顯著的，說明出口滯后效應是存在的；GDP、LANGUAGE 等變量仍基本顯著；DISTANCE 變量的系數會變得小一些，并且顯著性也會下降，甚至在運輸、旅游、建筑等部門變得不顯著；變量EFW，特別是其中的EFW，在一些服務部門變得不顯著，且符號也跟預期相反。

通過上述各種穩健性檢驗，本文認為，對式(3)的估計結果是穩健的，即不管是在服務貿易總體還是在分部門服務貿易的估計中，GDP、LANGUAGE、DISTANCE、EFW 等變量基本都是顯著的，而REMOTENESS、ADJACENCY、RTA、COLONY 等變量則在不同部門間存在差異。

四、中國雙邊服務貿易出口潛力分析

（一）中國雙邊服務貿易出口潛力的決定因素分析

1. 從總體來看，對雙邊服務貿易出口具有顯著性影響的解釋變量包括GDP、GDP、DISTANCE、REMOTENESS、EFW、EFW、RTA以及 LANGUAGE和COLONY。除DISTANCE外，其他各變量均對雙邊服務貿易的出口具有正向影響。從分部門來看，GDP、GDP、DISTANCE、EFW、EFW和LANGUAGE變量對大多數服務部門的出口都有顯著影響，而 REMOTENESS、REMOTENESS、RTA、ADJACENCY、COLONY等變量則在不同部門間的影響存在差異，以ADJACENCY為例，其在雙邊旅游服務貿易和雙邊建筑服務貿易的估計中是顯著的，但在其他服務部門的估計中則是不顯著的。

2. 雖然GDP和GDP都會對雙邊服務貿易的出口產生顯著影響，但對進口方的影響要大于對出口方的影響(系數分別為0.77 和0.69)，也就是說在服務貿易的出口中，母市場效應并不存在，這與Kimura 和Lee(2006)在使用進口數據分析時得出的結論一致，但與Grünfeld 和Moxnes(2003)的研究結論相反，后者認為由于服務是高度差異化產品，因而母市場效應應該存在。可能由于通訊、知識產權、其他商業服務等3 個部門的產品差異化程度較高，母市場效應在這3 個部門是存在的。

3. 雙邊距離不管對服務貿易總體的出口還是對各部門服務貿易的出口都有顯著的負向影響，其值在-0.8 左右，這意味著如果雙邊距離下降50%，雙邊服務貿易的出口將增加40%左右。關于距離對雙邊服務貿易的影響，學者們的結論是一致的，比如Brandicourt 等(2008)、Grünfeld 和 Moxnes(2003)、Kimura 和 Lee(2006)、Park(2002)等的研究都得出了相同的結論，這主要是因為距離反映了雙方人員流動的成本、通訊的成本及文化差異等。

4. 進出口雙方的經濟自由度不管對服務貿易總體，還是對各服務部門(除了旅游和建筑)的出口，都具有顯著的正向促進作用。其中，出口方經濟自由度EFW的影響要明顯大于進口方經濟自由度EFW的影響(后者大約是前者的1/3)，這一結論與Kimura 和Lee(2006)使用經濟自由度估計的結論相似。

5. 關于相對距離對服務貿易的影響，在不同部門間存在較大差異。其中，出口方的相對距離在旅游、通訊、知識產權、其他商業服務、文化娛樂服務部門是顯著的，在其他部門不顯著；而進口方的相對距離在運輸、旅游、建筑、保險、其他商業服務部門是顯著的，在其他部門不顯著。本文的這一結論與Brandicourt 等(2008)在研究相對距離對分部門服務貿易影響的結論相似，他們也認為相對距離對金融、信息等大多數服務部門的影響不顯著，這意味著雙邊關系在這些服務部門的出口中扮演了更重要的角色，因為隨著時間的推移，生產者和消費者會逐漸建立起良好的合作關系。

6. 共同語言不管對服務貿易總體還是對各服務部門(除了建筑)的出口都具有顯著的正向促進作用。共同語言的估計值在1 左右，這意味著如果雙方具有共同的語言，可使雙邊服務貿易增長1.7 倍左右。關于共同語言對雙邊服務貿易的影響，學者們得出的結論是一致的，比如Park(2002)、Brandicourt 等(2008)、Kimura 和Lee(2006)等。

7. 兩個經濟體是否相鄰不管對服務貿易總體還是對各服務部門(除了旅游和建筑)的影響都不顯著，這與Park(2002)、Kimura 和Lee(2006)等的研究結論相同，由于本文主要研究的是跨境交付的服務交易，隨著網絡信息技術的發展，這種交易可以很方便地遠距離展開，與兩個經濟體邊界是否相鄰也就沒有太大關系。兩個經濟體是否有自由貿易協定對服務貿易總體具有顯著的影響，這與Kimura 和Lee(2006)的研究結論一致，這可能是因為自由貿易協定包含了越來越多服務貿易方面的內容。另外，即使貨物貿易一體化也會推動服務貿易的出口。

（二）中國雙邊服務貿易出口潛力的測度

本文運用附表2 的估計結果對中國雙邊服務貿易的出口潛力進行測度，其具體結果見附表4，并得到如下主要結論。

1. 總體來看，中國服務貿易的出口潛力巨大。在29 個貿易伙伴中，中國只有對中國的香港特別行政區和丹麥呈“貿易過度”的狀態，對其他貿易伙伴都呈“貿易不足”的狀態。其中，對希臘、日本、奧地利、匈牙利、斯洛伐克、冰島、保加利亞和斯洛文尼亞等8 個經濟體呈嚴重“貿易不足”的狀態，實際出口值還不到模擬值的30%，說明中國對這些市場的出口潛力巨大。另外，在中國主要的服務貿易伙伴中，對德國、新加坡、美國、韓國實現了70%左右的出口潛力，對日本和英國只實現了約30%的出口潛力，說明中國對這些市場也都還有較大的潛力。

2. 不同服務部門的出口潛力存在較大差異。(1)旅游和建筑作為中國有出口優勢的部門，對所有的貿易伙伴都呈“貿易不足”的狀態，出口潛力巨大。其中，旅游對美國實現了60%的出口潛力，對日本、韓國只實現了不足20%的出口潛力；建筑對德國、法國、美國等發達經濟體實現的出口潛力大多不到10%。(2)中國的金融服務和知識產權貿易在所有的貿易伙伴都呈“貿易不足”的狀態，出口潛力巨大。其中，在金融服務的21 個貿易伙伴中，只有對美國、中國的香港特別行政區等6 個經濟體實現了20%以上的出口潛力，其他15 個經濟體實現的出口潛力都不足20%；知識產權貿易的21 個貿易伙伴實現的出口潛力都不足10%，其中對德國、日本、韓國、澳大利亞等11 個貿易伙伴實現的出口潛力甚至不足1%。(3)文化娛樂服務對15 個貿易伙伴全都呈“貿易過度”的狀態，對主要市場的出口基本都達到飽和。(4)運輸、通訊、保險和其他商業服務4 個部門基本是一半出口市場“貿易過度”，一半出口市場“貿易不足”。以運輸服務貿易為例，在31 個貿易伙伴中，對丹麥、法國、德國、中國的香港特別行政區、美國等16 個經濟體“貿易過度”，而對韓國、英國、澳大利亞、日本等15 個經濟體“貿易不足”。

3. 中國服務貿易對不同市場的出口潛力呈現較大差異。(1)中國的香港特別行政區作為中國最大的服務貿易出口市場，不管是在服務貿易總體，還是在運輸、保險、通訊、其他商業服務等部門，都呈現“貿易過度”的狀態，說明中國對中國的香港特別行政區的服務貿易出口基本飽和，應進一步降低對其市場的依賴。(2)美國作為中國第二大出口市場，從2010—2016 年，總體實現了65%的出口潛力，其中在旅游、建筑、金融、保險、知識產權等部門都還有較大的潛力可以挖掘。(3)韓國和日本作為中國的近鄰，從2010—2016 年，總體分別實現了61.6%和28.6%的出口潛力，其中在運輸、旅游、建筑、金融、保險、知識產權等部門都是“貿易不足”，而對日本的“貿易不足”程度更大一些。(4)波蘭、匈牙利、保加利亞、冰島、斯洛伐克、斯洛文尼亞等經濟體不管是在服務貿易總體還是在很多服務部門都是“貿易不足”，這些國家都是中國服務貿易出口的“小型”市場。

4. 從時間走勢來看，中國服務貿易出口潛力的實現呈不斷下降的態勢。以美國為例，2010 年中國對其服務貿易的出口實現了79.8%的潛力，但到2016 年也已下降到58%。另外，各個服務部門出口潛力的實現也都呈不斷下降的態勢，這都說明未來中國服務貿易出口發展的空間越來越大。

（三）中國雙邊服務貿易出口潛力：經濟自由化的一個模擬

本文的實證結果表明，進出口方的經濟自由度對中國雙邊服務貿易出口具有顯著的正向促進作用。那么，如果能夠提高中國和貿易伙伴的EFW 將會對中國雙邊服務貿易出口帶來多大的影響？基于這一考慮，本文對中國雙邊服務貿易的出口潛力進行進一步模擬。在這兩種情況下，中國雙邊服務貿易出口增加比例的計算公式為：

首先，根據式(6)的計算結果(如附表5 所示)可以發現，從2010—2016 年，服務貿易總體會有22%左右的增長，知識產權貿易出口增加的比例最大，大概會有70%，其他各服務部門也都會有30%～50%的增長。接下來根據式(7)，中國雙邊服務貿易出口增加的比例如附表6 所示。

從附表6 可以發現，(1)在中國服務貿易的主要出口市場中，不管是服務貿易總體還是分部門服務貿易，中國對俄羅斯的出口增加比例都是最大的。(2)伙伴國的經濟自由度提高時，對不同服務部門出口的影響存在差異。其中，對知識產權貿易出口的影響最大，對各伙伴經濟體的出口大概會增長30%；對保險服務出口的影響最小，一般不超過10%。這主要是由于伙伴經濟體經濟自由度(EFW)的系數在不同部門間的差異所導致的。(3)中國對主要的服務貿易伙伴美國、日本、韓國、德國、英國、法國出口增加的比例都不大。其中，服務貿易總體出口的增加比例都不超過15%，知識產權貿易出口增加的比例是最大的，但也只有30%左右。(4)對于中國服務貿易出口的一些小型市場，比如澳大利亞、奧地利、保加利亞、冰島、波蘭、捷克、希臘、瑞士、匈牙利、斯洛文尼亞、斯洛伐克等，中國對其服務貿易的出口還有一定的潛力可挖。

五、中國雙邊服務貿易壁壘的關稅等價分析

引力模型已成為當前計算服務貿易壁壘關稅等價的主流方法，Park(2002)首次運用該方法對服務貿易壁壘的關稅等價進行度量(王小梅，2017)。本文也借鑒Park(2002)的方法，如式(8)所示，對服務貿易進口方非關稅壁壘的關稅等價進行估算。

其中，T-1 是進口經濟體的關稅等價，EXPORT是基于式(3)計算的經濟體i 對j雙邊服務貿易出口的模擬值，EXPORT是自由貿易情形下服務貿易出口的預測值，這二者比率最大的記為基準比率B/B。為替代彈性，關于的取值，已有文獻給出了一個比較寬泛的范圍，本文借鑒Walsh(2006)、周念利(2010)的取值，讓等于1.95，具體結果見附表7。

從附表7 我們可以發現，(1)不管是服務貿易總體還是分部門服務貿易，俄羅斯對中國服務貿易出口的貿易壁壘水平都是最高的，其中服務貿易總體大致相當于10%的關稅水平，是美國、德國、法國等發達國家關稅水平的1 倍左右。由于統計數據的缺陷，提供有從中國服務貿易進口數據的經濟體以發達經濟體為主，另外考慮到發展中國家的經濟自由度水平一般較低，我們可以推測，以俄羅斯為代表的發展中國家對中國的服務貿易出口實施了較高的貿易壁壘限制。因此，從改善中國服務貿易出口不足的狀況出發，以俄羅斯為代表的發展中經濟體應是中國開展削減貿易壁壘談判的重點對象。(2)從各個部門的貿易壁壘水平來看，不同部門間存在較大差異。知識產權貿易是國外對中國實施貿易壁壘水平最高的部門，即便是美國、德國、法國、瑞士等高度發達國家也都有大概10%的關稅水平，因此造成了中國知識產權出口的嚴重“貿易不足”。另外，通訊服務貿易和其他商業服務貿易也都有較高的關稅水平，而以保險、金融、運輸服務為代表的資本密集型部門的貿易壁壘水平相對較低，因此從部門談判角度來看，以知識產權貿易為代表的技術密集型部門應是中國開展削減貿易壁壘談判的優先對象。(3)在中國服務貿易出口的主要貿易伙伴中，日本對中國的貿易壁壘水平最高，以運輸、金融、知識產權部門為例，2016 年其關稅壁壘水平分別為11.33%、7.58%和15.16%，從而導致中國這些部門對其出口都呈嚴重的“貿易不足”。韓國對中國的貿易壁壘水平也較高，僅次于日本，接下來是美國，然后是德國、法國。因此，從經濟體談判角度來看，中國對這些主要出口市場的談判順序應該是：日本、韓國→美國→德國、法國→英國等。(4)對于中國服務貿易出口“貿易不足”的一些小型市場，比如澳大利亞、奧地利、保加利亞、冰島、波蘭、捷克、希臘、瑞士、匈牙利、斯洛文尼亞、斯洛伐克等，對中國的貿易壁壘水平相對較高，以冰島為例，2016 年其對中國服務貿易的關稅壁壘水平為8.05%，僅次于俄羅斯。

六、結論、政策啟示

本文對中國雙邊服務貿易的出口潛力及貿易壁壘進行了經驗研究，主要結論有以下幾方面。(1)進出口雙方的GDP、雙邊距離、進出口雙方的經濟自由度及是否使用共同語言不管是對服務貿易總體還是對大多數服務部門的出口都有顯著的影響。(2)在中國服務貿易的29 個出口市場中，除了中國香港特別行政區和丹麥外，對其他經濟體的出口全部“貿易不足”。旅游和建筑作為中國有出口優勢的部門，對所有的貿易伙伴都呈“貿易不足”狀態，金融服務和知識產權貿易對所有的貿易伙伴也都呈“貿易不足”狀態。(3)經濟自由化的進一步模擬結果表明，如果中國的經濟自由度能夠上升到樣本經濟體的平均水平，從2010—2016 年中國服務貿易總體的出口大概會有22%的增長，知識產權貿易出口增加的比例最大，大概會有70%。(4)在中國服務貿易的主要出口市場中，日本和韓國對中國的貿易壁壘水平最高，其次是美國，然后是德國、法國，最后是英國、新加坡和中國的香港，其中新加坡和中國的香港特別行政區對中國的貿易壁壘水平最低。另外，對于中國服務貿易出口“貿易不足”的一些小型市場，比如澳大利亞、奧地利、保加利亞、冰島、波蘭、捷克、希臘等，它們對中國的貿易壁壘水平相對較高。

根據實證研究的結果，為了促進中國服務貿易出口的發展，我們應該從以下幾個方面著手。(1)加強服務貿易的統計工作。目前，中國只提供了個別年份(2015 年、2016年)同個別國家的雙邊服務貿易統計數據，我們只能使用OECD 和WTO 提供的數據來近似替代，這肯定會影響研究結論的準確性。(2)共同語言對雙邊服務貿易的發展具有重要作用，因此我們應充分利用語言上的便利，大力開展同中國的香港特別行政區、中國的臺灣省以及東南亞等跟中國具有共同語系經濟體的服務貿易。此外，我們應加強漢語的國際推廣，增強漢語的國際通用性，一方面大力吸引留學生來華學習中國的語言文化，另一方面通過孔子學院孔子課堂加強漢語文化在國外的推廣。(3)本文的實證結果發現，進出口雙方的經濟自由度不管對服務貿易總體還是對大多數服務部門的出口都具有顯著的正向促進作用。因此，一方面我們應加大國內經濟體制改革的力度，逐漸放開對國內經濟的管制，提高我國經濟的自由度，這會大力促進我國服務貿易出口的發展。另一方面，中國也有必要在多邊或區域層面與以俄羅斯為代表的發展中國家以及日本、韓國、美國、澳大利亞等對中國具有較大貿易壁壘的國家開展相關談判，以削減這些國家對中國的服務貿易壁壘。(4)根據對不同服務部門出口潛力的測度，從服務貿易的內部發展結構來看，旅游、建筑、金融服務和知識產權應是下一階段我國服務貿易的重點發展對象，接下來是運輸、通訊、保險和其他商業服務中那些“貿易不足”的市場，最后是文化娛樂服務貿易。(5)在中國服務貿易的主要出口市場中，對中國的香港特別行政區的出口基本達到飽和，而對日本和英國只實現了約30%的出口潛力，因此下一步日本和英國應是中國服務貿易的重點開拓市場。另外，中國服務貿易出口的很多“小型”市場，比如波蘭、匈牙利、保加利亞、冰島、斯洛伐克、斯洛文尼亞等，中國對其出口潛力巨大，所以下一階段這些市場也是中國服務貿易出口的重點發展對象。