基于高水平開放推動中國服務貿易自由化研究

于榮光 王宏偉

摘 要：推進高水平開放是提升中國服務貿易競爭力的必由之路?？疾熘袊褜嵤┑膮^域貿易協定是否顯著提升了中國服務貿易水平，基于中國服務貿易協定文本構建了行業層面的市場準入指標，以解決以往研究不區分行業開放差異導致的測度偏誤問題，并且利用OECD-TIVA數據庫行業貿易數據檢驗了市場準入、協定深度對中國與貿易伙伴國雙邊服務貿易的影響。結果表明：市場準入及區域服務貿易協定深度對服務貿易具有正向促進作用。異質性方面，區域服務貿易協定的階段效應逐步顯現隨后減弱，顯著促進了中國向發達經濟體的服務貿易進口以及中國向發展中經濟體服務貿易出口，對開放水平大幅提升的行業促進作用更顯著。

關鍵詞：區域服務貿易協定；區域服務貿易協定深度；服務貿易限制指數；市場準入

文章編號：2095-5960（2023）05-0001-11；中圖分類號：F740；文獻標識碼：A

一、引言與文獻綜述

科技革命與產業革命的蓬勃發展推動生產型制造向服務型制造轉型，服務貿易進入新發展期。1970～2017年間，全球服務貿易占比由9%上升到20%，預計2040年將提升到30%以上。［1］一國服務貿易自由化程度與其競爭力密切相關，運輸、通信的發展可以降低生產成本與風險，為制造業提供穩定的服務供給，金融服務水平提升則可以提高資金的配置效率［2，3］，相關研究也表明從事服務出口的企業比非出口企業生產率更高。［4，5］因此，高水平開放是提升我國服務貿易競爭力的必由之路。

黨的十八大以來，中國加快建立開放型經濟新體制，深入推進服務業改革開放。黨的二十大報告中進一步提出促進高水平對外開放，穩步擴大規則、規制、管理、標準等制度型開放。當前，中國服務貿易在制度、標準開放方面與發達經濟體的高標準存在哪些差距？區域服務貿易協定在推動中國服務貿易自由化方面是否起到了顯著成效？對此展開研究并提出相應的政策建議對中國改革開放具有一定現實指導意義。

全球范圍內，盡管WTO框架下達成的服務貿易總協定（GATS）（1995）奠定了服務貿易的基本準則，但此后多邊貿易體系并沒有在推進服務貿易自由化上取得實質性進展。區域服務貿易協定（RTAs）滿足了成員國多樣化需求且易于達成，成為推動全球服務貿易自由化的主要方式。邊境管控措施、文化、制度異質性產生的成本是阻礙服務貿易的主要因素［6，7］，RTAs通過協調成員國政策推動服務貿易自由化。RTAs的現實效果如何？一些學者對此展開了實證研究，根據實證研究中是否對RTAs開放水平或標準高低的區分將其分為同質性及異質性研究，同質性研究僅通過虛擬變量（0～1）檢驗RTAs的經濟效應，不區分RTAs的差異，異質性研究則考察RTAs市場準入差異及協定深度問題。

同質性研究結論普遍支持了經濟規模及經濟發展水平與服務貿易正相關，RTAs促進效應的顯著性因樣本而異。如Grünfeld 和Moxnes對22個OECD成員國服務貿易方式與決定因素的研究表明服務貿易主要通過國外分支機構進行，富國呈現比較優勢，RTAs促進作用不顯著。［8］Walsh采用27個OECD經濟體與貿易伙伴1997～2001年貿易數據的研究表明國家財富和共同語言是服務貿易最重要的決定因素，RTAs效應不顯著。［9］周念利基于2004～2006年中國雙邊服務貿易數據對服務貿易決定因素的研究以及Shingal對35個OECD經濟體與貿易伙伴RTAs效應的研究結果均表明貿易協定的促進效應不顯著。［10，11］RTAs貿易自由化效應顯著的有，陳麗麗和龔靜研究了35個OECD 經濟體和14 個非OECD 經濟體RTAs的促進效應，平均促進效應為577%～977%。［12］Ceglowski利用28個OECD經濟體1999～2000年服務貿易數據的研究表明RTAs貿易自由化效應顯著，作者認為貨物貿易增加對服務貿易產生了促進作用。［13］齊俊妍基于2014～2018年42個OECD經濟體面板數據研究了服務貿易限制指數對服務貿易的影響，服務貿易限制程度、RTAs對服務貿易的促進作用均高度顯著。［14］

異質性研究結論多支持了開放水平較高的服務貿易協定貿易自由化效應更顯著。劉洪愧對服務貿易協定中清單模式的實證研究表明開放程度更高的負面清單模式對服務貿易增加值促進作用更顯著。［15］楊繼軍和艾瑋煒基于2001～2014年43個國家區域貿易數據檢驗了國民待遇、自然人流動、審議等條款對服務貿易增加值的影響，研究表明條款增加對增加值貿易具有顯著的促進作用，并且經濟發展水平相似的國家可以獲得更高的增加值貿易關聯水平。［16］Andreas 等基于最惠國待遇、國民待遇、非本地存在提供服務、自然人流動、審議條款構建RTAs深度指標并進行實證檢驗，研究表明僅有深度RTAs對服務貿易自由化的促進作用顯著。［17］王霞采用OECD62個經濟體2005～2018年服務貿易數據對深度RTAs貿易效應的實證研究表明RTAs深度提升僅對發達經濟體最終產品增加值出口以及發達經濟體與發展中經濟體中間產品增加值出口具有顯著促進作用，對發展中經濟體增加值出口沒有顯著影響。［18］

現有研究實現了同質到異質的突破，但并沒有考慮行業開放時間差異或服務貿易與貨物貿易開放時間差異。如中國-東盟、中國-巴基斯坦區域貿易協定中貨物貿易開放時間早于服務貿易，中國-東盟RTAs分兩階段實施，金融保險等行業在第二階段開放。分階段開放使得服務貿易自由化效應逐步顯現可能導致協定生效年份在統計上不顯著。此外，現有研究對中國參與的RTAs經濟效應的究較少，周念利針對中國RTAs的研究樣本數據時間為2004～2006年且以區域貿易協定生效時間為準［10］，而中國與其他國家簽訂的貿易協定生效時間均晚于2007年，因此有必要開展進一步研究。本文可能的貢獻有：一是文章構建了具體到行業層面的市場準入指標，解決以往研究中不區分行業市場準入時間導致的測度偏誤問題；二是文章實證檢驗了RTAs對中國服務貿易自由化的影響，豐富了自貿區實證研究；三是文章基于研究發現提出推動高水平開放的政策建議，對中國改革開放具有一定現實指導意義。

二、中國服務貿易的特征性事實

（一）中國在東亞制造生產網絡處于核心地位，在全球服務貿易網絡中處于附屬地位

表1分別給出了2001、2017年中國大陸、美國、歐盟在東亞生產網絡主要經濟體所占服務貿易與制造業貿易份額。制造業方面，2001～2017年中國大陸在中國臺灣以及韓國、東盟、新西蘭、澳大利亞的貿易占比提升了20%左右，占中國臺灣以及韓國的貿易份額超30%。美國、歐盟在各個經濟體的貿易份額下降到2017年的10%左右，中國在東亞區域生產網絡的核心地位日漸凸顯。服務業方面，美國、歐盟在各個經濟體的貿易份額略有下降，但依然是東亞經濟體最大的服務貿易伙伴（15%～20%），中國大陸在各經濟體中的服務貿易份額提升到10%以上，但處于價值鏈低端環節，處于全球服務貿易附屬地位。

（二）中國在服務貿易中缺乏比較優勢，突出體現在知識技術密集型行業

發達經濟體是中國最主要的服務貿易伙伴且發達經濟體具備較強的比較優勢。表2左側部分為2017年發達經濟體及發展中經濟體在全球服務貿易進出口中所占份額，發達經濟體所占全球進出口份額分別為657%、748%，中國內地、新加坡、韓國、中國香港、印度占發展中經濟體服務貿易總額的一半以上，且貿易伙伴為主要發達經濟體。發達經濟體的比較優勢突出體現在知識密集型服務貿易行業，表2右側部分為相關經濟體在該行業的貿易份額。發達經濟體占全球出口份額高于進口份額17個百分點，其中，歐盟、美國、日本占全球出口份額的84%，中國在該行業所占的全球進出口份額分別為7%、0%。中國在大多數服務貿易行業均呈現比較劣勢，處于比較優勢的行業主要為勞動密集型及資源密集型服務行業。［19，20］中國服務貿易生產性服務投入偏低，參與垂直專業化國際分工水平較低。［21］

（三）中國服務貿易限制程度較高，尤其是安全風險較高的行業

基于OECD-STRI數據庫計算2017年OECD成員國、非成員國、中國服務貿易行業STRI指數。結果顯示：一是中國STRI指數總體高于OECD國家與其他非成員國。中國在除建筑設計、工程外的其余16個行業限制指數均大幅高于OECD成員國平均水平，在會計、電信服務、視聽服務（電影、廣播、錄音）行業的STRI指數甚至超過05，居全球之首。二是外資準入限制是阻礙中國服務貿易自由化的主要障礙，中國與其他經濟體STRI指數差異主要體現在外資準入方面。三是中國對電信服務、銀行保險服務、視聽服務等涉及網絡安全、信息安全、金融安全的行業設置了較高的市場準入限制。

三、指標體系構建

（一）市場準入指標體系構建

基于世界貿易組織《服務貿易總協定》服務部門分類（GNS/W/120）標準建立一級指標，按照聯合國中央產品分類（CPC）標準建立二級指標與三級指標，如圖1所示：

基于以上分類標準采用中國自由貿易區服務網給出的貿易協定文本計算了中國2020年之前生效的RTAs市場準入承諾水平。行業市場準入承諾水平采用貿易協定中列出的CPC代碼與該行業CPC代碼總數的比值表示①①如商業服務部門下的專業服務，共包含十二項（CPC861-CPC863三項、CPC8671-CPC8674四項、CPC9311-CPC9312兩項、CPC8921-CPC8923三項），中國對東盟國家第二階段的市場準入承諾包含其中九項，市場準入水平為75%。，按照CPC代碼數量等權重計算的市場準入水平無法反映貿易額權重，但可以較為直觀地比較市場準入差異。表3為中國向成員國所作的市場準入承諾水平，呈現如下特點：一是中國均采用正面清單模式，市場準入水平低于發達經濟體主要采用的負面清單模式。二是中國對發展中經濟體的市場準入承諾水平低于對發達經濟體的承諾水平，如中國對東盟第一階段的開放以及對智利、哥斯達黎加的開放并沒有包含金融服務等行業。三是中國對涉及網絡隱私安全、科技安全、金融安全的研發服務、視聽服務、銀行及其他服務行業作出的市場準入承諾水平較低。

（二）貿易協定深度指標體系構建

Andreas等構建的DESTA數據庫為本文量化RTAs協定深度提供了便利。［17］本文將服務貿易維度包含的條款區分為七項一般性條款及多項涉及具體服務貿易行業的條款。七項一般性條款的具體描述及賦值如表4所示，以七項條款之和表示RTAs深度，相應地取值為0～7。具體服務貿易行業條款是針對特定行業的說明，包括商業服務、通信、建筑業、分銷、教育、能源、環境、金融、健康、旅游、運輸。每個特定行業均可以通過對三個問題的回答進行量化。例如，商業服務對應的三個問題為：協定是否包含商業服務的特定條款？是否包含針對商業服務的一組條款？商業服務的規定是否獨立于服務章節之外？顯然，對商業服務的說明由包含特定條款到一組條款或獨立于服務章節之外意味著對特定行業的重視程度提升。變量賦值方法與表4相同，每個行業深度由三個虛擬變量取值之和測度，將一般性條款及所有具體行業條款取值之和反映的協定深度作為穩健性檢驗的替換變量。

四、理論假說及模型設定

（一）理論機制與研究假說

成員國邊境后管控措施、文化、制度異質性產生的信息與交易成本是阻礙服務貿易的重要因素。［6，7］市場準入水平的提升放松了對商業存在形式貿易限制，促進了外資企業在成員國境內設立分支機構提供服務。［22］RTAs通過提升市場準入水平以及更多領域政策、標準的協調來降低貿易成本。Nordàs和Kox的估計結果表明所有國家通過政策協調將政策異質性成本降低到雙邊最低水平時商業存在形式的服務貿易將增加13%～30%。［23］Nordàs的研究表明政策異質性每降低005個百分點全球服務貿易出口平均增加25個百分點［24］，由此得到假說1。

假說1：RTAs提高市場準入水平與協定深度有利于促進服務貿易流量增加。

RTAs的促進作用受成員國在貿易分工網絡中地位、比較優勢、服務貿易限制程度的影響。中國與發達經濟體之間的服務貿易呈現比較劣勢［19，20］，部分知識、技術密集型行業的進口完全依賴發達經濟體。RTAs對服務貿易促進作用的方向與分工格局決定的貿易方向一致。此外，發達經濟體的服務貿易限制指數總體低于發展中經濟體，中國與發達經濟體簽訂RTAs將更為顯著地降低中國服務貿易進口壁壘，由此得到假說2。

假說2：市場準入及協定深度對中國服務貿易的促進作用可能與成員國經濟發展水平相關，影響貿易流向及顯著程度。

服務貿易市場準入水平、限制程度的行業差異將對RTAs的促進效應產生影響。由于市場準入及限制程度的行業差異，RTAs能夠顯著降低貿易壁壘的行業促進作用將更為顯著。此外，中國現有貿易體系主要適用于貨物貿易，RTAs中數字規則議題較少，與發達經濟體主導的數字規則標準差距較大［25］，本文構建的指標尚未體現數字規則的差異，中國在此方面的滯后將同樣制約數字服務貿易自由化效應，由此得到假說3。

假說3：通過RTAs大幅提高開放水平的行業貿易自由化效應將更為顯著。

（二）模型構建

需求同樣是決定服務貿易的基本因素，借鑒Anderson對引力模型的推導［26］，假定K國用于所有產品的總支出為MK，將SIK份額的收入GI（·）用于購買I國產品，決定GI（·）的主要因素是I國生產的產品種類NI以及產品的質量UI，兩者均是GI（·）的增函數。DIK表示的I、K兩國間貿易壁壘是GI（·）的減函數，SIK表示為：

等式（1）中分母代表用于購買不同國家產品支出之和MK。Bergstrand假定消費者偏好服從CES函數，產品質量相等且為1。當產品為I國生產時，產品在當地市場銷售的價格低于產品出口到K國的價格，以“冰山成本”表示。PI為I國生產并在當地銷售的價格，PIK為產品在K國銷售的價格，PIK=PI（DIK）δ。I國生產的產品種類與I國總收入成正比，企業同質且每個企業的產出為q，I國生產的產品種類NI=MI/q，GI（·）表示為：

等式（3）為引力模型的形式，K國向I國的進口總值FIK與兩國的總收入MI和MK正相關，與貿易成本負相關。RK被稱作多邊阻力項（multilateral resistance）［27］反映了相對貿易成本。

綜合引力模型以及影響服務貿易的基本因素，本文采用單國模式的引力模型方法（中國與貿易伙伴的貿易），分別討論中國市場準入承諾對中國服務進口的影響以及成員國市場準入承諾對中國服務出口的影響：

LnImportcjkt=β0+β1RTAsckt+β2Zcjt+λt+μcj+εcjt（4a）

LnExportcjkt=β0+β1RTAsjkt+β2Zcjt+λt+μcj+εcjt（4b）

下標c、j、k、t分別表示中國、貿易伙伴國、行業、年份，lnImportcjkt、lnExportcjkt分別為中國向j國在t年k行業的服務貿易進口、出口對數；RTAsckt和RTAsJkt為解釋變量，為市場準入承諾（虛擬變量）或者協定深度；Zcjt為控制變量，包括市場規模、人均收入差距、成員國是否為發達經濟體、互聯網使用率、特定年份外部沖擊；μcj為中國與J國的雙邊固定效應，解決距離、是否接壤等非時變因素遺漏問題；λt為行業固定效應，εcjt為隨機擾動項。

區域貿易協定的階段效應可能是非單調的［18］，將模型（4a）（4b）引入核心解釋變量的二階、四階滯后項檢驗貿易自由化的階段性影響：

（三）變量說明及數據來源

被解釋變量：LnImport、LnExport為服務貿易流量，采用OECD-TIVA數據庫STAN（Structural Analysis Database）2001～2018年行業及服務貿易數據①該數據庫包含了65個經濟體，中國與東盟簽訂的貿易協定視為中國與東盟10國分別簽訂貿易協定。新加坡分別以獨立身份及東盟成員國身份與中國簽訂區域服務貿易協定，兩個貿易協定市場準入承諾水平及開放時間不同，故新加坡的開放呈現多個階段。 ?；贑PC編碼可匹配性及數據取對數的考慮，選取批發零售業（D45T56）、運輸服務與存儲（D49T53）、視聽服務及出版（D58T60）、電信（D61）、計算機與其他信息服務（D62T63）、金融與保險服務（D64T66）、其他商業服務（D69T82）、教育（D85）、建筑（D41T43）九個行業，以及服務貿易總額（D41T98）②②未選擇的行業一方面是由于中國與經濟體量較小的國家細分行業貿易額多取值為零，另一方面是該數據庫對行業的分類與表3中不一致，無法匹配。中國建筑服務的出口貿易數據多為零，僅檢驗進口貿易。取對數時加1保證非負②。

解釋變量：RTAs、Depth為是否允許市場準入的虛擬變量和協定深度指標。采用貿易總額時協定生效后RTAs取值為1，反之為零。采用行業貿易數據時表3中市場準入水平為空時RTAs取值為零，反之為1③等權重CPC編碼反映的市場準入水平與實際貿易權重不一致，因此采用虛擬變量FTA反映是否允許市場準入。 。參考王霞對Depth的賦值［18］，以協定包含的七項一般性條款之和表示，穩健性檢驗時采用七項一般性條款與具體條款之和表示。協定生效時間在10月及10月之前視為當年，之后視為下一年。

控制變量：Size表示市場規模，以兩國GDP之和對數表示，Sizet=ln（GDPct+GDPjt）；DperGDP為要素稟賦差異，以人均GDP之差絕對值對數表示DperGDPt= ln|perGDPjt-perGDPct|；Develop為成員國是否為發達經濟體的虛擬變量①①采用IMF定義的39個發達經濟體標準。 ；Net表示互聯網使用率，包括中國（Netct）、成員國（Netjt）互聯網使用率；引入2009、2015～2018年的時間虛擬變量反映金融危機及全球化逆流沖擊；以及進出口國雙邊固定效應、行業固定效應。GDP及人均GDP數據均采用UNCTAD數據庫中現價美元，互聯網使用率數據來自World Bank。

五、實證分析結果

（一）變量描述性統計

表5為RTAs、Depth描述性統計結果。表中進口、出口分別對應中國、成員國市場準入承諾及協定深度，具體到行業層面時均采用行業生效時間。表中均值及標準差的差異體現在具體行業與服務貿易總額之間、不同行業之間、同一行業進出口方向上。其中，視聽服務、通訊、金融服務均值在進出口以及與服務貿易總額方面的差異最為明顯②②差異形成的原因來自兩個方面：其一是東盟與中國兩階段開放過程中不同行業市場準入時間存在差異，如東盟主要經濟體及中國分別在第一階段、第二階段向對方開放批發零售服務，新加坡與中國分別在2007、2009年向對方開放通信服務。其二是部分經濟體與中國的開放存在不對稱問題，如中國統一向東盟國家開放相應行業，但東盟成員國向中國的開放并不統一，印度尼西亞開放的行業明顯少于其他成員國；智利向中國開放通信服務，中國未向其開放；中國向智利、冰島開放教育服務，冰島、智利未向中國開放；中國向除智利之外的所有經濟體開放視聽服務，除新西蘭、新加坡、中國香港、東盟的第二階段對中國內地開放視聽服務外，其他經濟體均未向中國開放。 。采用七項一般性條款測度的Depth最大值與最小值分別為7、0，取值為零代表沒有簽訂RTAs。采用七項一般性條款與具體條款之和測度的Depth最大值與最小值分別為19、0，標準差及協定深度差異相比七項一般性條款有所擴大。

（二）基準回歸

基于模型（4）檢驗市場準入、深度對服務貿易進口、出口總額、行業貿易額的影響，回歸結果見表6。表6（1）～（4）列、（5）～（8）列分別對應進口、出口，（1）（2）列、（5）（6）列為采用服務貿易總進口、出口額的回歸結果，其余為行業貿易額回歸結果。總進口、出口數據回歸結果顯示，RTAs及Depth影響均不顯著。行業數據回歸結果顯示，RTAs及Depth對進口、出口貿易的影響均高度顯著。其中，RTAs促進中國服務貿易進口、出口分別增加47%、95%，Depth每增加一項條款對進口、出口的促進作用分別為08%、16%。顯然，市場準入精確到行業解決了生效時間“一刀切”的測度偏誤問題，在提升樣本容量的同時減弱了分階段開放導致貿易總額平滑上升不顯著的問題［28］，假說1得到驗證。

控制變量方面，市場規模在1%水平上對服務貿易具有正向促進作用。要素稟賦差異、成員國是否為發達經濟體的回歸系數為正，但進出口方向以及采用總貿易數據及行業貿易數據的顯著性差異較大。成員國為發達經濟體時，中國進口的回歸系數及顯著性水平均大幅高于出口，發達經濟體是中國服務貿易進口的主要來源國，中國與發達經濟體簽訂的服務貿易協定更為顯著地降低了中國服務貿易進口壁壘，假說2得到驗證。要素稟賦差異方面，中國經濟的快速發展在擴大中國對其他發展中經濟體人均收入領先優勢的同時縮小了中國與發達經濟體人均收入差距，提升了中國服務的競爭力并增加了對服務的進出口需求，對服務貿易進出口總額均有正向促進作用。本文總貿易數據并非行業貿易數據的加總，控制變量對每個行業產生的影響可能不同，因此行業層面不顯著時貿易總進出口可能顯著。如中國與發達經濟體要素稟賦差異縮小并沒有減少知識、技術密集型服務的進口，因此采用行業數據時進口方向并不顯著。此外，雙邊互聯網使用率提升對數字服務貿易具有正向促進作用，尤其是中國對發達經濟體數字服務貿易行業的依賴突出體現在進口方面，行業數據的回歸結果在1%水平上顯著為正，采用總貿易數據不顯著。

為了進一步考察行業數據回歸結果的穩健性，分別通過工具變量法、調整樣本、更換解釋變量的方法進行檢驗。首先采用工具變量法。市場準入水平及協定深度提高可以擴大成員國服務貿易規模，成員國服務貿易規模較大時更可能簽訂RTAs或者提高協定深度，互為因果可能導致的內生性問題。采用RTAs、Depth的第t-1期值作為第t期的工具變量，第t期的服務貿易不影響上一期RTAs的簽訂及協定深度，第t期與第t-1期之間存在較高的相關性且本文選取的工具變量尚沒有內生變量之外的其他已知途徑影響被解釋變量。相關性檢驗中，Anderson canon統計量值為6235654，在1%水平上拒絕識別不足的原假設，Cragg-Donald F統計量的值為1900，檢驗結果表明不存在弱工具變量問題。表7中（1）（2）列、（6）（7）列為采用工具變量法回歸結果。RTAs、Depth的回歸系數分別為0077、0013，均在1%水平上顯著。采用Hausman-Wu法對內生性問題的檢驗拒絕原假設，表明采用工具變量法后回歸結果與原有結果的差異在統計意義上顯著，因此表7中的回歸均采用工具變量法。其次選取2001～2018年間的奇數年份樣本，IV估計結果對應表7中的（3）（4）列、（8）（9）列，均在5%水平上顯著，且回歸系數與全樣本回歸系數相近。最后采用七項一般性條款與具體條款之和作為深度指標，回歸結果見表7第（5）（10）列，均在1%顯著性水平上對服務貿易具有正向促進作用。綜上所述，提高市場準入水平及貿易協定深度對服務貿易流量具有顯著正向的促進作用，檢驗結果具有穩健性。

（三）異質性分析

首先考察RTAs的階段效應，基于模型（5）回歸結果見表8。RTAs、Depth當期及滯后2期、4期的回歸系數均為正，當期與滯后2期均在1%顯著性水平上促進服務貿易進口，當期、滯后2期、滯后4期均在5%顯著性水平上促進服務貿易出口，不同階段的回歸系數呈現先增大后減小的趨勢，貿易促進效應逐步顯現隨后減弱。

為了進一步驗證假說2，將成員國分為發達經濟體與發展中經濟體的分類回歸結果見表9。進口方面，RTAs對中國向發達經濟體、發展中經濟體進口的促進作用分別為129%、11% 僅前者顯著。出口方面，RTAs對中國向發達經濟體、發展中經濟體出口的促進作用分別為53%、81%，僅后者顯著。協定深度的回歸結果在符號及顯著性方面呈現相似性。服務貿易限制程度及比較優勢均與經濟發展水平相關，中國與發達經濟體簽訂的RTAs更為顯著的降低進口壁壘，發達經濟體也是中國服務貿易進口主要來源國，中國對其他發展中經濟體提供服務出口的能力也日漸增強。

為了驗證假說3，基于行業分類的回歸結果見表10。首先，RTAs、Depth對電信服務、金融服務、教育服務進出口貿易促進作用均高度顯著，得益于較高的市場準入水平（表3）以及區內成員國貨物貿易、投資增加對金融、電信等服務產生的需求。［13］其次，RTAs與Depth對計算機服務、批發零售服務的影響在顯著性水平上呈現進出口差異，可能與中國的比較優勢相關，服務貿易壁壘的削減促進了中國比較劣勢行業的進口以及比較優勢行業的出口。最后，RTAs與Depth對視聽服務、運輸服務貿易的影響不顯著，與市場準入水平以及中國數字規則標準較低相關，假說3得到驗證。建筑服務貿易流量極小，對市場準入的反應并不敏感。

六、結論及政策建議

本文在我國高水平對外開放的背景下研究了RTAs對我國服務貿易自由化的影響。文章從行業層面構建了RTAs市場準入指標，以解決以往實證研究中的指標偏誤問題，研究結果表明：采用協定生效時間檢驗的RTAs貿易自由化效應并不顯著，市場準入精確到行業后市場準入水平及協定深度對中國進出口服務貿易均具有正向顯著的促進作用。異質性方面，一是貿易協定的階段效應逐步顯現隨后減弱；二是促進效應與貿易伙伴經濟發展水平相關，顯著促進了中國向發達經濟體的進口貿易以及中國向發展中經濟體的出口貿易；三是促進效應呈現行業差異，對金融服務、電信服務、教育服務進出口貿易促進作用顯著，對開放水平較低的行業促進效應不顯著。相比以往研究，本文通過構建新的市場準入指標驗證了RTAs對提升我國服務貿易自由化的促進作用。為了進一步提高開放水平，穩步擴大規則、規制、管理、標準等制度型開放，本文結合研究結論提出如下政策建議：

一是加快服務業的數字化升級改造，積極利用數字技術升級傳統服務業、優化產業結構，將數字技術優勢轉化為服務貿易競爭優勢。二是加快完善服務貿易監管制度體系，高水平的國內治理能力是引領國際規則制定的前提，必須加快完善服務貿易監管制度體系。三是采用漸進方式與國際標準接軌，參與高標準的RTAs，增加數據自由流動、隱私保護、電子簽名認證等議題，逐步與國際高標準接軌。四是建立服務貿易政策支持體系，加大對數字服務業發展的支持力度，增加服務附加值，培育戰略性數字服務產業，超前布局，形成一批具有國際競爭力的服務企業。

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Research on Promoting Chinas Service Trade Liberalization through High-level Openness

YU Rongguang，WANG Hongwei

（Institute of Quantitative & Technological Economics，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100005，China）

Abstract：Opening-up at a high level is the only way to enhance Chinas competitiveness in service trade. Based on the text of Chinas Regional Service Trade Agreement， this paper constructs an industry-level market access index to solve the problem of measurement bias caused by the lack of differentiation of industry opening differences in previous studies.Then the paper uses the trade data of OECD-TIVA database to examine the impact of market access and the depth of agreement on bilateral service trade between China and its trading partners. The results show that market access and the depth of agreement have positive effects on service trade. In terms of heterogeneity， the phased effect of RTAs gradually emerged and then weakened， significantly promoting Chinas service trade imports to developed economies and Chinas service trade exports to developing economies， and playing a more significant role in promoting industries with a significantly improved level of openness.

Key words：regional service trade agreement；depth of regional service trade agreement；service trade restriction index；market access