國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口影響的實(shí)證研究
——基于跨國(guó)面板數(shù)據(jù)的考察

宋大強(qiáng)，王璐雯

（南京財(cái)經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院，南京 210046）

國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口影響的實(shí)證研究
——基于跨國(guó)面板數(shù)據(jù)的考察

宋大強(qiáng)，王璐雯

（南京財(cái)經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院，南京 210046）

利用2000—2013年包括中國(guó)在內(nèi)的24個(gè)國(guó)家進(jìn)口貿(mào)易樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模和制度因素對(duì)服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的影響。在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用門(mén)檻計(jì)量模型確定制度變量的兩個(gè)閾值7.713和7.927。結(jié)果表明，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大可以顯著促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口，而制度因素只有在到達(dá)第一個(gè)閾值之前才能夠顯著增加服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易額；制度變量跨越第一個(gè)閾值之后產(chǎn)生較高的“制度一致性”成本，所以處于兩個(gè)門(mén)檻值之間的制度對(duì)服務(wù)進(jìn)口無(wú)顯著影響，且在達(dá)到第二個(gè)閾值之后，制度的進(jìn)一步完善會(huì)抑制服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口。為此提出了促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、優(yōu)化我國(guó)服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的兩點(diǎn)啟示。

服務(wù)進(jìn)口；市場(chǎng)規(guī)模；制度；門(mén)檻模型

隨著世界服務(wù)貿(mào)易的飛速發(fā)展，世界經(jīng)濟(jì)“服務(wù)化”程度日趨提高，服務(wù)貿(mào)易已成為各國(guó)對(duì)外貿(mào)易的重要內(nèi)容，為世界及各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出了實(shí)質(zhì)性貢獻(xiàn)[1]。WTO統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2000—2014年，世界服務(wù)貿(mào)易總額以年均8.17%的增長(zhǎng)速度迅猛發(fā)展。到2014年，世界服務(wù)貿(mào)易總額已增長(zhǎng)到96020億美元。就中國(guó)而言，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額從1982年的44億美元增加到2014年的6043億美元，年均增長(zhǎng)率高達(dá)16.09%。但是，在我國(guó)服務(wù)貿(mào)易蓬勃發(fā)展的背后隱藏著巨大的發(fā)展危機(jī)：一是自1995年起，我國(guó)服務(wù)進(jìn)口占服務(wù)貿(mào)易總額的比重一直大于50%，這說(shuō)明我國(guó)服務(wù)貿(mào)易長(zhǎng)期處于逆差狀態(tài)。另外，金融危機(jī)后，外需萎縮、出口動(dòng)力不足導(dǎo)致我國(guó)服務(wù)貿(mào)易逆差進(jìn)一步惡化。二是服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口結(jié)構(gòu)不合理，主要表現(xiàn)在傳統(tǒng)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口占比過(guò)半，新興服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口偏低。如何扭轉(zhuǎn)服務(wù)貿(mào)易逆差，加快服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口結(jié)構(gòu)升級(jí)轉(zhuǎn)型已經(jīng)成為亟待解決的問(wèn)題。在此背景下，我國(guó)提出了擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，強(qiáng)調(diào)進(jìn)一步釋放國(guó)內(nèi)消費(fèi)潛力，建立基于內(nèi)需的循環(huán)經(jīng)濟(jì)體系[2]，為解決上述問(wèn)題提供了一條新的路徑。

一、文獻(xiàn)綜述

從國(guó)際貿(mào)易理論出發(fā)，本文主要關(guān)注兩個(gè)方面：需求規(guī)模和制度因素。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，首先，新貿(mào)易理論十分強(qiáng)調(diào)需求規(guī)模這一因素對(duì)服務(wù)貿(mào)易的重要性。例如，Kimura和Lee構(gòu)建引力模型對(duì)服務(wù)貿(mào)易和商品貿(mào)易的可能影響因素以及各因素的影響程度進(jìn)行了測(cè)度，實(shí)證結(jié)果顯示，以GDP表示的雙方需求規(guī)模對(duì)服務(wù)貿(mào)易的作用要大于貨物貿(mào)易[3]。Keith Walsh采用服務(wù)貿(mào)易總額以及各部門(mén)細(xì)分的服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明進(jìn)口國(guó)和出口國(guó)的需求規(guī)模、共同語(yǔ)言等因素都會(huì)對(duì)服務(wù)貿(mào)易的規(guī)模產(chǎn)生顯著的影響[4]。Head和Mayer以日本在歐洲的企業(yè)為樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，即使在零關(guān)稅的條件下，企業(yè)依舊會(huì)選擇在需求規(guī)模較大的市場(chǎng)附近進(jìn)行投資與生產(chǎn)[5]?？梢?jiàn)，需求規(guī)模會(huì)影響一國(guó)服務(wù)貿(mào)易，甚至可能影響一國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的規(guī)模與結(jié)構(gòu)。其次，隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的發(fā)展以及國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的加劇，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等制度因素對(duì)貿(mào)易的影響也日趨重要。例如，Koukhartchouk和Maurel分析了促進(jìn)轉(zhuǎn)型國(guó)家和歐盟國(guó)家間貿(mào)易增長(zhǎng)的潛在因素，在引力模型中引入了制度因素，研究結(jié)果表明，貿(mào)易和制度質(zhì)量之間是一種相互促進(jìn)的關(guān)系[6]。Dollar和Kraay也認(rèn)為一國(guó)擁有良好的制度，該國(guó)的貿(mào)易規(guī)模將更大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度也將更快[7]。而且，Linders提出制度因素對(duì)貿(mào)易模式有決定性的影響[8]。Cheptea則得出了影響跨境貿(mào)易的重要因素包括貿(mào)易政策和制度，并且貿(mào)易額增加能夠反向推動(dòng)制度改革的結(jié)論[9]。因此，不能繼續(xù)忽視制度因素對(duì)服務(wù)貿(mào)易的影響。

綜合現(xiàn)有研究可以發(fā)現(xiàn)：第一，目前關(guān)于服務(wù)貿(mào)易與需求規(guī)模之間的研究主要集中在服務(wù)貿(mào)易總量研究以及服務(wù)貿(mào)易出口的本土市場(chǎng)效應(yīng)研究這兩方面[10-11]，關(guān)于服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的研究相對(duì)較少。第二，國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于制度因素對(duì)服務(wù)貿(mào)易影響的研究更是寥寥無(wú)幾，僅有胡超和張捷[12]、謝寶劍[13]137等少數(shù)學(xué)者研究得出了良好的制度環(huán)境能夠改善經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛在動(dòng)力，提高服務(wù)經(jīng)濟(jì)在GDP中的比重，并有效促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的結(jié)論。鑒于此，本文嘗試從以下幾個(gè)方面對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行一點(diǎn)補(bǔ)充和完善：（1）本文利用中國(guó)和23個(gè)OECD國(guó)家的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，將需求規(guī)模和制度因素作為主要解釋變量，重點(diǎn)分析市場(chǎng)需求變化以及制度對(duì)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的影響路徑，從而更好地銜接我國(guó)正在實(shí)施的擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，也為服務(wù)貿(mào)易發(fā)展?fàn)I造一個(gè)良好的制度環(huán)境；（2）本文引入門(mén)檻模型以期得到制度變量的閾值，進(jìn)而分析在制度因素的閾值前后，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口隨著制度變量的變化情況，使結(jié)論更為準(zhǔn)確。

二、理論模型和變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（一）引力模型簡(jiǎn)介

貿(mào)易引力模型所描述的是兩國(guó)的雙邊貿(mào)易流量和一系列變量的相關(guān)關(guān)系[14]，其中最重要的就是兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量和地理距離。經(jīng)濟(jì)總量隨著兩國(guó)間貿(mào)易流量的增加而增加，代表供求能力；距離隨著兩國(guó)間貿(mào)易流量的增加而減少，代表兩國(guó)之間的貿(mào)易阻力。引力模型最基本的形式可以表示為：

式（1）中const代表常數(shù)項(xiàng)，Xij表示兩個(gè)國(guó)家之間的某個(gè)貿(mào)易流量，YiYj則表示i國(guó)j國(guó)的經(jīng)濟(jì)變量，Dij表示i國(guó)j國(guó)之間的地理距離。

由于用引力模型做實(shí)證所需的數(shù)據(jù)一般都具有可行度強(qiáng)，易于獲取等特點(diǎn)，所以引力模型也漸漸成為國(guó)際貿(mào)易流量的主要實(shí)證研究工具，應(yīng)用范圍也越來(lái)越廣泛。

（二）本文模型、樣本和數(shù)據(jù)

1.本文模型

為了避免異方差現(xiàn)象，本文對(duì)引力模型取對(duì)數(shù)，得到如下擴(kuò)展的實(shí)證方程：

式（2）中因變量ln imijt為t期經(jīng)濟(jì)體i對(duì)j的進(jìn)口額的對(duì)數(shù)，β0為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2…β9為各自解釋變量對(duì)被解釋變量的影響程度，εijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),解釋變量的含義及其對(duì)因變量可能帶來(lái)的影響詳見(jiàn)表1。

表1 擴(kuò)展引力模型中解釋變量的含義及理論解釋

各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)特征如表2所示。

2.樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取中國(guó)和OCED中23個(gè)代表性國(guó)家③作為樣本，研究的時(shí)間跨度從2000年到2012年。雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)取自于國(guó)際經(jīng)合組織數(shù)據(jù)庫(kù)（OECD Statistics），各國(guó)gdp和世界gdp取自世界銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（TheWorld Bank Statistics）。這能在一定程度上消除由于統(tǒng)計(jì)口徑不一致可能帶來(lái)的問(wèn)題。兩國(guó)之間是否接壤的虛擬變量主要通過(guò)查看世界地圖得到；是否使用相同語(yǔ)言根據(jù)相關(guān)百科資料獲取；是否締結(jié)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定，根據(jù)世界貿(mào)易組織的RTA數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行判斷。

表2 統(tǒng)計(jì)性描述

三、實(shí)證結(jié)果

（一）普通面板回歸

對(duì)于面板數(shù)據(jù)的計(jì)量分析，有固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種，本文根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果，采用了固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。從模型1到模型5采用了逐步回歸法，隨著變量的加入，模型的擬合優(yōu)度R2逐步提高，說(shuō)明本文選取的變量都是影響服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的主要因素。5個(gè)模型均通過(guò)Wald檢驗(yàn)，說(shuō)明模型整體估計(jì)效果良好，綜合比較本文將以模型5作為最終結(jié)果進(jìn)行分析。觀察表3，可以得到如下結(jié)論：

第一，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求規(guī)模的擴(kuò)大能夠顯著促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口。國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求規(guī)模提高1%的情況下，服務(wù)貿(mào)易出口增加約0.68%。這說(shuō)明，目前我國(guó)的擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略能引發(fā)服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)口；第二，世界市場(chǎng)需求規(guī)模對(duì)于一國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口也存在顯著的正向激勵(lì)作用。當(dāng)世界市場(chǎng)需求規(guī)模每提高1%，可以刺激服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額增加0.709%。2015年全年我國(guó)實(shí)現(xiàn)服務(wù)進(jìn)口總額4248.1億美元，同比增長(zhǎng)約18.6%④，隨著世界市場(chǎng)需求規(guī)模的提高，在新形勢(shì)下，我國(guó)應(yīng)該引入高端現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，利用國(guó)外先進(jìn)的經(jīng)驗(yàn)和管理手段解決我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后的問(wèn)題；第三，距離和服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系?，F(xiàn)有的研究表明，隨著距離的增加，將會(huì)阻礙國(guó)與國(guó)之間服務(wù)貿(mào)易的往來(lái)[15]；第四，一國(guó)的制度因素是促進(jìn)該國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的重要因素，制度指數(shù)每提高1%，會(huì)帶來(lái)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口量增加0.183%?？梢?jiàn)，一國(guó)法律和產(chǎn)權(quán)制度的不斷完善，將有助于進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展[16]。這也與謝寶劍的觀點(diǎn)一致，他認(rèn)為伴隨制度需求的不斷提升，制度環(huán)境不斷變化，這就造就了粵港服務(wù)貿(mào)易的自由化，最終將有利于服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展[13]139；最后，共同語(yǔ)言和共同邊界情況對(duì)于服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的促進(jìn)作用并不顯著。是否為oecd、apec和nafta成員國(guó)則對(duì)于一國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額有著顯著的影響，但影響的大小和方向不同。加入oecd和apec顯著促進(jìn)一國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口，而加入nafta則顯著阻礙一國(guó)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口，這可能是因?yàn)楸泵雷杂少Q(mào)易協(xié)定主要服務(wù)于美、加、墨三方，加入該組織后將會(huì)使組織以外的其他國(guó)家的服務(wù)貿(mào)易很難進(jìn)入本國(guó)市場(chǎng)。

表3 普通面板模型

表4 控制變量之間的相關(guān)關(guān)系

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于模型5的系數(shù)回歸結(jié)果中存在不顯著的變量，且符號(hào)與前幾個(gè)模型不同（模型4與模型5回歸得出的lan和bor符號(hào)不同且都沒(méi)有通過(guò)10%顯著性水平的檢驗(yàn)），于是本文接下來(lái)對(duì)模型中控制變量的相關(guān)性進(jìn)行了進(jìn)一步的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。通過(guò)表4可以發(fā)現(xiàn)，nafta與lan的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.5878，nafta與apec的系數(shù)也高達(dá)0.5222，這意味著nafta可能存在著內(nèi)生性問(wèn)題。

考慮到本文計(jì)量模型中可能存在的內(nèi)生性、異方差等問(wèn)題會(huì)對(duì)文章回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，為了保證本文核心結(jié)論的穩(wěn)健性，采用Fisman和Svensson所創(chuàng)造的工具變量方法[17]，該方法主要用來(lái)解決模型中可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。表5展示了采用oecd、apec作為nafta的工具變量的分析結(jié)果（除了三階段最小二乘法檢驗(yàn)之外，其他四個(gè)檢驗(yàn)均用到了工具變量），對(duì)比表3用廣義最小二乘法估計(jì)的模型5回歸結(jié)果，幾個(gè)主要解釋變量的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平都沒(méi)有變化，這就表明了回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。進(jìn)一步觀察表5可以發(fā)現(xiàn)雖說(shuō)幾個(gè)主要解釋變量的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平都沒(méi)有變化，也都通過(guò)了Wald檢驗(yàn)，但三階段最小二乘法的常數(shù)項(xiàng)不再顯著，且后四種方法中共同邊界仍然不顯著，于是對(duì)原模型進(jìn)行進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，詳細(xì)情況見(jiàn)表6。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1

表6仍然采用廣義最小二乘法對(duì)原模型進(jìn)行分析，Llngdp和Llnwgdp分別表示ln gdp與ln wgdp的滯后一期變量。對(duì)比模型（1）與模型（3）（包含國(guó)內(nèi)需求市場(chǎng)規(guī)模變量但不包含世界需求市場(chǎng)規(guī)模變量的樣本組），可以發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)需求市場(chǎng)規(guī)模滯后一期的回歸系數(shù)與原模型相差較大（0.099＜0.737），模型（3）顯示一國(guó)國(guó)內(nèi)需求市場(chǎng)規(guī)模滯后一期每增長(zhǎng)1%，該國(guó)的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額將提升0.099%，該結(jié)果通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。顯然可以察覺(jué)這與國(guó)內(nèi)需求市場(chǎng)規(guī)模作為服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的核心解釋變量的事實(shí)不符。同時(shí)觀察到，這兩個(gè)模型中的共同邊界和共同語(yǔ)言變量的符號(hào)和顯著性都發(fā)生了改變，這些均說(shuō)明國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模對(duì)服務(wù)業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)作用并不穩(wěn)健。此外，對(duì)比模型（2）和模型（4）（既包含國(guó)內(nèi)需求市場(chǎng)規(guī)模變量又包含世界需求市場(chǎng)規(guī)模變量的樣本組）可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)需求市場(chǎng)規(guī)模滯后一期的回歸系數(shù)和世界需求市場(chǎng)規(guī)模滯后一期的回歸系數(shù)與原模型的回歸系數(shù)相差仍很大，更伴有符號(hào)和顯著性的改變（0.680＞-0.001、0.709＜1.489）。同樣地，共同邊界（bor）、共同語(yǔ)言（lan）以及是否是apec、nafta成員等解釋變量的大小和部分顯著性水平均發(fā)生了變化，這說(shuō)明原模型并不穩(wěn)健，一個(gè)可能的解釋是原模型的設(shè)定存在問(wèn)題。鑒于此，下面對(duì)24個(gè)國(guó)家的服務(wù)進(jìn)口趨勢(shì)進(jìn)行分析以期得到更加準(zhǔn)確的模型。

（三）服務(wù)進(jìn)口變化趨勢(shì)分析

圖1給出了2000—2013年間包括中國(guó)在內(nèi)的24個(gè)國(guó)家服務(wù)進(jìn)口的變化趨勢(shì)，可以發(fā)現(xiàn)：（1）從整體上來(lái)看，各個(gè)國(guó)家的服務(wù)業(yè)進(jìn)口額呈現(xiàn)出逐年增加的趨勢(shì)，這表明國(guó)內(nèi)市場(chǎng)對(duì)服務(wù)進(jìn)口品的需求是越來(lái)越大的，即國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大有利于服務(wù)進(jìn)口；（2）在2000到2013年間，大部分國(guó)家的服務(wù)進(jìn)口額并非嚴(yán)格意義上的單一增加，也就是說(shuō)，服務(wù)進(jìn)口額在增加的過(guò)程中偶爾會(huì)出現(xiàn)小幅度下降，之后又開(kāi)始上升。結(jié)合前面的實(shí)證分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，良好的制度環(huán)境以及貿(mào)易合同的執(zhí)行能力有助于促進(jìn)服務(wù)業(yè)的進(jìn)口。而且比較優(yōu)勢(shì)理論認(rèn)為，相對(duì)于勞動(dòng)和資本要素而言，合約的實(shí)施能力更加重要。也就是說(shuō)，制度環(huán)境越完善，貿(mào)易進(jìn)行越順利。這一點(diǎn)和Nunn[18]的研究是相似的。因此，本文認(rèn)為制度環(huán)境存在一個(gè)閾值，使得國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模在閾值前后對(duì)服務(wù)業(yè)進(jìn)口呈現(xiàn)出不同的影響效果。為了驗(yàn)證這一設(shè)想，下面通過(guò)門(mén)檻模型來(lái)找出制度環(huán)境的這一閾值，并重新審視服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口所呈現(xiàn)出的波動(dòng)上升這一現(xiàn)象。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2

圖1 2000—2013年間24個(gè)國(guó)家服務(wù)進(jìn)口額變化趨勢(shì)

四、門(mén)檻回歸結(jié)果

（一）面板門(mén)檻模型的設(shè)定

借鑒Hansen[19]的研究方法，構(gòu)建門(mén)檻效應(yīng)模型⑨，具體設(shè)定如下：

其中，qi為門(mén)檻變量，此處選取制度作為門(mén)檻變量；γ為未知門(mén)檻值，β1和β2分別表示門(mén)檻變量在qi≤γ和qi＞γ時(shí)的系數(shù)；Xij為其他解釋變量及控制變量⑩，αn是其他變量的對(duì)應(yīng)系數(shù)；μij和εij分別為個(gè)體效應(yīng)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）面板門(mén)檻模型的回歸結(jié)果

1.確定雙重門(mén)檻模型

表7給出了門(mén)檻效果自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果，從中可以看出，制度在10%的顯著性水平上拒絕了單一門(mén)檻模型，但是在10%和1%的顯著性水平上分別接受了雙重門(mén)檻模型和三重門(mén)檻模型。表8給出了門(mén)檻估計(jì)值以及相應(yīng)估計(jì)值對(duì)應(yīng)的置信區(qū)間，具體來(lái)看，雙重門(mén)檻模型得出制度的兩個(gè)閾值分別為7.713和7.927，它們?cè)?5%的置信水平下的置信區(qū)間分別是[7.713,7.713]和[7.927,7.938]（置信區(qū)間跨度越小，說(shuō)明閾值的估計(jì)精度越高）；而三重門(mén)檻模型給出的制度閾值是8.613，該閾值的置信區(qū)間為[8.000,9.200]。相比之下，雙重門(mén)檻模型中的兩個(gè)閾值的置信區(qū)間跨度較小，這說(shuō)明雙重門(mén)檻模型估計(jì)精度比三重門(mén)檻模型要高。

表7 門(mén)檻效果自抽樣檢驗(yàn)

表8 門(mén)檻估計(jì)值和置信區(qū)間

此外，圖2顯示了門(mén)檻模型對(duì)制度閾值的估計(jì)過(guò)程。圖2左上方和右上方的圖形分別對(duì)應(yīng)制度的兩個(gè)閾值即7.713和7.927；圖2左下方的圖形對(duì)應(yīng)制度的第三個(gè)閾值8.613，但是該圖形中的整個(gè)殘差平方和變化曲線都處于臨界值虛線之下，這顯然不合理。所以，綜合考慮表7、表8和圖2，本文最終選取雙重門(mén)檻模型來(lái)分析制度對(duì)服務(wù)業(yè)出口的門(mén)檻特征。

2.雙重門(mén)檻模型回歸結(jié)果

表9分別給出了以制度（spr）為門(mén)檻變量的單一、雙重和三重模型回歸結(jié)果，相比而言，雙重門(mén)檻的調(diào)整R2最大——其估計(jì)精度最高。和前面的分析結(jié)果一樣，制度變量存在兩個(gè)閾值，即7.713和7.927。仔細(xì)觀察表9得出如下分析：

首先，制度變量在達(dá)到第一個(gè)閾值7.713之前，一國(guó)法律制度的完善能夠顯著增加其服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易。數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)法治指數(shù)每提高1%時(shí)，服務(wù)進(jìn)口量相應(yīng)上升0.053%。這表明一國(guó)制度體系的完善，有利于國(guó)內(nèi)企業(yè)對(duì)服務(wù)品的進(jìn)口，一方面進(jìn)口服務(wù)品數(shù)量的增加可以降低國(guó)內(nèi)生產(chǎn)制造業(yè)的投入成本，另一方面進(jìn)口服務(wù)品質(zhì)量的上升能夠有效提高其與制造業(yè)的互動(dòng)效率[20]，這不僅提高了國(guó)內(nèi)行業(yè)的生產(chǎn)績(jī)效，而且也對(duì)其在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力提升大有幫助。

圖2 spr的門(mén)檻估計(jì)值

其次，制度變量跨過(guò)第一個(gè)閾值7.713之后，到達(dá)第二個(gè)閾值7.927之前，繼續(xù)加強(qiáng)國(guó)內(nèi)法制體系的建設(shè)則對(duì)該國(guó)服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易沒(méi)有影響。表9顯示，服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的制度彈性為0（即法治指數(shù)上升1個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)口貿(mào)易量沒(méi)有變化）。究其原因，國(guó)際貿(mào)易伙伴國(guó)之間的法律制度具有一定的差異性，為了便于雙方貿(mào)易的順利進(jìn)行，國(guó)內(nèi)制度需要與國(guó)外制度進(jìn)行磨合以達(dá)到一個(gè)對(duì)貿(mào)易國(guó)彼此都有利的狀態(tài)點(diǎn)。然而，過(guò)高的制度一致性成本反而會(huì)阻礙國(guó)際貿(mào)易的開(kāi)展[21]。之所以出現(xiàn)服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的制度彈性為0的情況，是因?yàn)橥晟频姆芍贫葞?lái)的促進(jìn)作用恰好被制度一致性成本導(dǎo)致的阻礙作用抵消了。對(duì)我國(guó)而言，健全國(guó)內(nèi)法律體系以跨過(guò)制度的第一個(gè)閾值是防止服務(wù)貿(mào)易逆差不斷擴(kuò)大的一個(gè)有效途徑[22]。

表9 門(mén)檻模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果

最后，一國(guó)的內(nèi)部制度跨過(guò)第二個(gè)閾值7.927之后，服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的制度彈性絕對(duì)值為0.060，即法治指數(shù)從大于7.927并向其靠近的過(guò)程中，法治指數(shù)每下降1個(gè)百分點(diǎn)，服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易量則上升0.060個(gè)百分點(diǎn)。這進(jìn)一步驗(yàn)證了制度一致性進(jìn)程中存在較大的成本，一國(guó)在制定進(jìn)口貿(mào)易戰(zhàn)略的時(shí)候，需要考慮貿(mào)易雙方的制度差異并將其控制在合理范圍之內(nèi)，這與陳麗麗、龔靜的研究結(jié)論是相符的[23]。鑒于此，我國(guó)在推進(jìn)對(duì)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的過(guò)程中，需要統(tǒng)籌好“走出去”和“引進(jìn)來(lái)”這兩個(gè)戰(zhàn)略舉措，將國(guó)內(nèi)法律體系調(diào)整到一個(gè)均衡狀態(tài)，防止服務(wù)貿(mào)易逆差進(jìn)一步擴(kuò)大，最終實(shí)現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易的平穩(wěn)發(fā)展。

五、結(jié)論與啟示

本文從內(nèi)需和制度角度出發(fā)，利用中國(guó)與OECD23個(gè)國(guó)家2000—2012年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用普通面板和門(mén)檻效應(yīng)兩種模型定量測(cè)算了內(nèi)需和制度因素對(duì)國(guó)家間服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的影響，實(shí)證結(jié)論如下：

首先，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求規(guī)模和制度因素均對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口量具有顯著促進(jìn)作用，二者的彈性系數(shù)分別為0.680和0.183；其次，門(mén)檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示制度因素變量存在7.713和7.927兩個(gè)閾值。具體來(lái)看，當(dāng)制度變量達(dá)到第一個(gè)閾值7.713之前，加強(qiáng)一國(guó)法制體系的建設(shè)能夠顯著增加其服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易量，而當(dāng)制度因素處在兩個(gè)閾值之間時(shí)，法律制度的進(jìn)一步完善對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口并沒(méi)有顯著影響，當(dāng)制度變量超越第二個(gè)閾值之后，服務(wù)進(jìn)口的制度彈性系數(shù)顯著為負(fù)，即此時(shí)的制度因素對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口具有阻礙作用。

由本文研究結(jié)論可以得到以下兩點(diǎn)啟示：第一，充分發(fā)揮中國(guó)人口大國(guó)的優(yōu)勢(shì)，擴(kuò)大服務(wù)消費(fèi)，挖掘國(guó)內(nèi)對(duì)服務(wù)需求的巨大潛力，拉動(dòng)內(nèi)需。為此，政府有必要出臺(tái)相關(guān)政策消除制約國(guó)內(nèi)服務(wù)需求增長(zhǎng)的各種因素，改革收入分配制度，完善社會(huì)保障等配套機(jī)制；第二，良好的市場(chǎng)化制度環(huán)境建設(shè)是促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口不可或缺的重要方面，因此政策制定者應(yīng)該充分利用國(guó)際會(huì)議和國(guó)家領(lǐng)導(dǎo)人會(huì)晤等形式在經(jīng)濟(jì)、政治以及法律等領(lǐng)域上增強(qiáng)交流合作，深化國(guó)家間的經(jīng)貿(mào)交流與溝通，形成互利共贏的良性循環(huán)，為今后的服務(wù)貿(mào)易發(fā)展創(chuàng)造一個(gè)良好的制度環(huán)境。另外，對(duì)于我國(guó)服務(wù)型進(jìn)口企業(yè)而言，在尋找國(guó)外交易對(duì)象時(shí)，需要關(guān)注貿(mào)易國(guó)的制度質(zhì)量以及貿(mào)易雙方的制度環(huán)境差異，結(jié)合自身對(duì)制度差距的適應(yīng)能力合理地做出服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的區(qū)位選擇。

注釋?zhuān)?/p>

①本文中的距離指貿(mào)易國(guó)家首都之間的距離，數(shù)據(jù)來(lái)源可參見(jiàn)www.timeanddate.com網(wǎng)站。

②該數(shù)據(jù)來(lái)源于加拿大弗雷澤研究所全球經(jīng)濟(jì)自由化指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)（Economic Freedom of the World,EFW Index）。

③本文選取代表性較強(qiáng)的23個(gè)成員國(guó)分別是：澳大利亞、奧地利、比利時(shí)、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國(guó)、德國(guó)、希臘、匈牙利、愛(ài)爾蘭、意大利、日本、韓國(guó)、荷蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、西班牙、瑞典、英國(guó)和美國(guó)。

④數(shù)據(jù)來(lái)源于http://www.jiemian.com/article/534862.html。

⑤用GMM估計(jì)方法進(jìn)行面板回歸，該方法能夠解決可能存在的隨機(jī)誤差項(xiàng)的異方差和序列相關(guān)問(wèn)題。

⑥迭代GMM（igmm）估計(jì)法通過(guò)特定的迭代次數(shù)能夠使GMM模型估計(jì)系數(shù)更為準(zhǔn)確。

⑦有限信息極大似然法（liml）估計(jì)的結(jié)果，存在弱工具變量的情況下，lim l的小樣本性質(zhì)可能優(yōu)于2sls。

⑧兩階段最小二乘法（2sls），第一階段的任務(wù)是產(chǎn)生一個(gè)工具變量，第二階段的任務(wù)是通過(guò)一種特殊形式的工具變量法得出結(jié)構(gòu)參數(shù)的一致估計(jì)量。

⑨門(mén)檻模型的估計(jì)步驟是：首先，運(yùn)用組內(nèi)去均值的方法去除（1）式中個(gè)體效應(yīng)的影響；其次，對(duì)任一給定的門(mén)檻值，采取POLS方法和格柵搜索法分別得到（1）式中相應(yīng)參數(shù)的估計(jì)值與相關(guān)變量的門(mén)檻值。

⑩其他解釋變量是世界生產(chǎn)總值（ln wgdp）和距離（ln dis），控制變量是制度（spr）、相同語(yǔ)言（lan）、共同邊界（bor）以及經(jīng)濟(jì)合作與展組織（oecd）、亞太經(jīng)濟(jì)區(qū)（apec）、北美自由貿(mào)易區(qū)（nafta）等共同貿(mào)易區(qū)因素。

[1]殷鳳，陳憲.國(guó)際服務(wù)貿(mào)易影響因素與我國(guó)服務(wù)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2009（2）:61-69.

[2]陳啟斐，王晶晶,岳中剛.擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略能否扭轉(zhuǎn)我國(guó)服務(wù)貿(mào)易逆差：來(lái)自我國(guó)和23個(gè)OECD國(guó)家的面板數(shù)據(jù)分析[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2014（2）:86-95.

[3]Kimura M，Lee H.The Gravity Equation in International Trade in Services[C].Paper presented at the European Trade Study Group Conference，2004.

[4]Keith W.Trade in Services:Does Gravity Hold?A Gravity Model Approach to Estimating Barriers to Services Trade[C].IIISDiscussion Paper，2006.

[5]Head J.and Mayer Y.Using the Gravity Equation to Differentiate Among Alternative Theories of Trade[J]. Canadian Journal of Economics,2004（2）:430-447.

[6]Koukhartchouk O，Maurel M.Accession to the WTO and EU enlargement：what potential for trade increase?[C]. CEPR Discussion Papers，2003.

[7]Dollar D，Kraay A.Institutions，trade，and growth[J]. Journal ofMonetary Economics,2003（5）:133-162.

[8]Linders G J,Henri L.F.de Groot and Rietveld P. Institutional Determ inants of Bilateral Trade：An Analysis according to Product Type[C].Tinbergen Institute Discussion Paper，2005.

[9]Cheptea A.Trade liberalization and institutional reforms [J].Economics of Transition Volume,2007（2）：211-255.

[10]張帆，潘佐紅.本土市場(chǎng)效應(yīng)及其對(duì)中國(guó)省間生產(chǎn)和貿(mào)易的影響[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊),2006（1）:307-328.

[11]陳啟斐.擴(kuò)大內(nèi)需與出口貿(mào)易:基于中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)的分析[J].中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2013（4）3-11.

[12]胡超，張捷.制度環(huán)境與服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)的形成:基于跨國(guó)截面數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].南方經(jīng)濟(jì),2011（2）:46 -60.

[13]謝寶劍.基于強(qiáng)制性制度變遷視角下的粵港服務(wù)貿(mào)易自由化發(fā)展研究[J].亞太經(jīng)濟(jì),2013（4）:136-140.

[14]Anderson J E，Wincoop E.Gravity with Gravitas：A Soulution to the Border Puzzle[J].American Economic Review，2003(93)：170-192.

[15]張君.中國(guó)服務(wù)貿(mào)易影響因素分析[D].云南:云南財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士論文,2015.

[16]Coe E,Kerekes M.Multinationals Without Advantages [J].Scandinavian Journal of Economic,2009（2）:107-125.

[17]Fisman J,Svensson H.Instrumental Variable in Dynamic Panels:Estimation and Inference[J].Journal of Econometrics,2007（10）:349-362.

[18]Nunn.Relationship-Specificity,Incomp;Ete Contracts, and the Pattern of Trade[J].The Ouarterly Journal of Econom ics.2007（2）:569-600.

[19]Hansen B E.Sample Splitting and Threshold Estimation [J].Econometrica,2000（3）:575-603.

[20]張琴，趙丙奇，鄭旭.科技服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)升級(jí):機(jī)理與實(shí)證檢驗(yàn)[J].管理世界,2015（11）:178-179.

[21]張海偉.制度和制度變遷對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響研究[D].大連:東北財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士論文,2012.

[22]譚文君，文照明，楊志遠(yuǎn).新興生產(chǎn)性服務(wù)要素需求上升:我國(guó)服務(wù)貿(mào)易逆差擴(kuò)大的新特征[J].國(guó)際貿(mào)易, 2014（4）:62-66.

[23]陳麗麗，龔靜.區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定、制度因素與服務(wù)貿(mào)易促進(jìn)體系研究：基于49國(guó)之間雙邊服務(wù)貿(mào)易流量面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2014（11）: 132-143.

（編輯：張雪梅）

Effects of Domestic Market Expansion on Service Trade Im port:An Em pirical Study Based on International Panel Data

SONG Da-qiang,WANG Lu-wen
(Research Instituteof IndustrialDevelopment,Nanjing University of Finance&Economics,Nanjing210046,China)

Using 2000—2013 import trade sample data of 24 countries including China,this paper does an empirical study of the impactof domesticmarketsize and institutional factors on service trade import.On this basis, ituses thresholdmodel to determine the two threshold values of institutional variablewhich are 7.713 and 7.927. The empirical results show that the expansion of the domestic market could significantly promote service trade import,thatonly before institutionalvariable reaches the first threshold value 7.713 can importofservice trade be significantly increased,that higher cost of consistent institutions occurs after institutional variable exceeds the first threshold value,so institutions have no significanteffecton importof service trade when the threshold values are between 7.713 and 7.927,and that institutionswill inhibit the importofservice tradewhen the second threshold value exceeds 7.927.At last,the paper proposes two suggestions for promoting China’s service trade import and optimizing structureofservice trade.

import of service trade;market size;institution;thresholdmodel

F413.18

A

1671-4806（2017）01-0006-09

2016-11-01

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)下的我國(guó)高端服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力提升研究”（13BJL045）；教育部人文社科基金“我國(guó)服務(wù)業(yè)地區(qū)協(xié)同、區(qū)域集聚及產(chǎn)業(yè)升級(jí)”（11YJA790175）；江蘇高校優(yōu)勢(shì)學(xué)科建設(shè)工程項(xiàng)目（PAPD）

宋大強(qiáng)(1992—)，男，安徽亳州人，碩士研究生，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)組織與服務(wù)經(jīng)濟(jì)；王璐雯（1992—），女，江蘇丹陽(yáng)人，碩士研究生，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)組織與服務(wù)經(jīng)濟(jì)。