服務(wù)業(yè)具有本土市場效應(yīng)嗎
——基于分位數(shù)面板模型的研究

宋大強，朱帆

（南京財經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院，江蘇，南京 210023）

服務(wù)業(yè)具有本土市場效應(yīng)嗎
——基于分位數(shù)面板模型的研究

宋大強，朱帆①

（南京財經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院，江蘇，南京 210023）

服務(wù)業(yè)出口是否隨著需求規(guī)模的擴大而增加？內(nèi)需與外需對出口服務(wù)貿(mào)易的貢獻孰大？服務(wù)業(yè)是否具有本土市場效應(yīng)？針對以上問題，本文首先構(gòu)建了一個包含需求在內(nèi)的三維影響因素模型，從需求維度出發(fā)研究服務(wù)業(yè)出口影響因素的作用機制。其次，利用包括中國在內(nèi)的24個國家2000—2012年的雙邊貿(mào)易面板數(shù)據(jù)并采取分位數(shù)回歸方法進行實證檢驗，結(jié)果顯示：（1）整體來看，服務(wù)業(yè)不存在本土市場效應(yīng)；（2）在服務(wù)業(yè)出口初期，即在服務(wù)業(yè)出口量較小的時期，服務(wù)業(yè)具有本土市場效應(yīng)；（3）在服務(wù)業(yè)出口中后期，即在服務(wù)業(yè)出口量較大的時期，服務(wù)業(yè)不具有本土市場效應(yīng)。因此，適時地實施擴大內(nèi)需政策有助于挖掘國內(nèi)市場潛力，帶動服務(wù)業(yè)的進一步出口，發(fā)揮服務(wù)業(yè)的本土市場效應(yīng)。

需求；服務(wù)業(yè)；本土市場效應(yīng)；分位數(shù)回歸

一、引言

2008年以來，房地產(chǎn)泡沫的破裂帶來了世界范圍內(nèi)的金融危機，這給國際貿(mào)易帶來了新的挑戰(zhàn)。一些國家為了保護本國市場，防止貿(mào)易逆差的進一步擴大，不斷調(diào)整進出口貿(mào)易政策，出口企業(yè)生產(chǎn)的商品一直積壓在國內(nèi)。在這種情況下，出口國不得不制定相應(yīng)政策來消耗本國過剩產(chǎn)能進而緩解出口企業(yè)的壓力。擴大內(nèi)需政策無疑是一劑良藥，它可以使得無法出口國外的產(chǎn)品在國內(nèi)這個巨大的市場上得以消耗，這在國內(nèi)外理論界也得到了證實（劉志彪，2012；Amiti,1980）。

“十三五”規(guī)劃綱要明確強調(diào)，我國要建設(shè)一個處于世界領(lǐng)先水平的內(nèi)需市場。然而，內(nèi)需政策的制定并不意味著閉關(guān)鎖國。在經(jīng)濟全球化的今天，一國的發(fā)展離不開世界，只有把內(nèi)需市場與經(jīng)濟全球化趨勢結(jié)合起來，利用好國內(nèi)和國外兩個市場，才能更好地服務(wù)于中國的現(xiàn)代化建設(shè)。一方面，國際上有相當(dāng)多的高級創(chuàng)新要素，通過參與經(jīng)濟全球化進程，中國可以最大限度地吸收之；另一方面，中國正處經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，亟需高級創(chuàng)新要素驅(qū)動從而加速產(chǎn)業(yè)的升級。值得注意的是，產(chǎn)業(yè)升級使得經(jīng)濟發(fā)展的重心逐漸轉(zhuǎn)移到服務(wù)業(yè)上來，這引起了政府相關(guān)部門的高度重視。2008年國務(wù)院辦公廳發(fā)布了《關(guān)于加快發(fā)展服務(wù)業(yè)若干政策的實施意見》，對加快服務(wù)業(yè)的發(fā)展、推進產(chǎn)業(yè)升級提出了具體要求。2014年國務(wù)院出臺了《關(guān)于加快科技服務(wù)業(yè)發(fā)展的若干意見》，要求各級政府部門加大研發(fā)的投入力度，著重推進科技服務(wù)業(yè)的發(fā)展。由此可見，國家提出的擴大內(nèi)需戰(zhàn)略無疑是明智之舉，這為服務(wù)業(yè)的發(fā)展指明了方向，即依靠國內(nèi)市場、大力挖掘國內(nèi)需求來促進服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

那么，在內(nèi)需驅(qū)動的戰(zhàn)略下，一國服務(wù)業(yè)出口能力能否因為國內(nèi)需求市場的擴張而得到提升呢？從理論上說，這種可能性是存在的。眾所周知，服務(wù)業(yè)最初是為了滿足本國市場需求而產(chǎn)生的，是經(jīng)濟發(fā)展邁向高級階段的產(chǎn)物。比如，在經(jīng)濟發(fā)展初期，一國以農(nóng)業(yè)為主，農(nóng)業(yè)是一國的經(jīng)濟命脈；工業(yè)化時期，一國經(jīng)濟的發(fā)展主要靠農(nóng)業(yè)與工業(yè)，且工業(yè)占據(jù)整個經(jīng)濟的50%以上；進入現(xiàn)代社會，服務(wù)業(yè)迎來了發(fā)展的機遇，比如生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為工業(yè)技術(shù)的進步、產(chǎn)業(yè)升級和生產(chǎn)效率的提高提供了保障。而且，Markusen（1989）研究表明，服務(wù)業(yè)本身具有規(guī)模報酬遞增的特點，按照“本土市場效應(yīng)”（Home Market Effect）理論①“本土市場效應(yīng)”一詞最早在1980年由美國經(jīng)濟學(xué)家克魯格曼（Krugman）提出，他認(rèn)為在規(guī)模經(jīng)濟和報酬遞增的假設(shè)下，出口國內(nèi)需市場的擴大可以增加出口量。，國內(nèi)市場的擴大能夠帶來一大批生產(chǎn)差異化產(chǎn)品企業(yè)的出現(xiàn)，差異化產(chǎn)品的競爭會伴隨著國內(nèi)市場的擴大越來越激烈，這不僅使得出口產(chǎn)品在種類與創(chuàng)新上具有優(yōu)勢，而且價格相對他國同類產(chǎn)品也容易被消費者接受，最終實現(xiàn)出口的增加?；诖?，在出口國實施內(nèi)需驅(qū)動戰(zhàn)略的背景下，對服務(wù)業(yè)出口是否具有“本土市場效應(yīng)”以及服務(wù)業(yè)出口受到哪些因素的影響的研究，可以為一國政策的設(shè)計提供理論參考。

接下來的第二部分是對一國內(nèi)需與服務(wù)業(yè)出相關(guān)研究的一個簡要回顧；第三部分從一國內(nèi)需的角度提出有待計量檢驗的兩個理論假說；第四部分對數(shù)據(jù)和變量進行說明；第五部分通過計量模型，實證檢驗一國服務(wù)業(yè)出口是否具有本土市場效應(yīng)；第六部分是對假說2的實證檢驗；最后一部分是結(jié)論及政策含義。

（一）文獻綜述

關(guān)于服務(wù)貿(mào)易的研究由來已久。其中，Deardorff（1985）第一次把服務(wù)部門引入到國際貿(mào)易理論的分析框架，研究了比較優(yōu)勢理論是否可以應(yīng)用到服務(wù)貿(mào)易的研究領(lǐng)域。在此之后，一部分學(xué)者研究了服務(wù)貿(mào)易對一國經(jīng)濟的貢獻大小，如Rosa Perez-Esteve和Luder Schuknecht（1999）選取國際貿(mào)易中的電子商務(wù)行業(yè)作為代表，運用投入產(chǎn)出法對其進行深入探索。結(jié)果表明，在OECD國家中，以電子商務(wù)行業(yè)為代表的服務(wù)業(yè)對各成員國的經(jīng)濟貢獻較大，其中，英國的電子商務(wù)行業(yè)以及相關(guān)服務(wù)行業(yè)的服務(wù)業(yè)增加值占其自身GDP的比重達(dá)到了25%。而且，F(xiàn)rancois（2001）將服務(wù)進口額表示成服務(wù)輸入國的人均GDP與人口的函數(shù)，對服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域進行研究，發(fā)現(xiàn)服務(wù)進口額與本國經(jīng)濟規(guī)模之間存在正相關(guān)關(guān)系，這也說明了服務(wù)貿(mào)易對一國經(jīng)濟具有正向促進作用。另外一部分學(xué)者探討了服務(wù)貿(mào)易與一國技術(shù)水平之間的關(guān)系。如Keller（2002）在研究OECD國家的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易時指出，成員國之間的貿(mào)易使得彼此國家的技術(shù)水平提高了，就連經(jīng)濟水平排名第一的美國，其一半以上的技術(shù)效率提升也得益于服務(wù)貿(mào)易，這一點也得到了Eaton和Kortum（1996）的認(rèn)同?？梢?，服務(wù)貿(mào)易有利于提高一國的經(jīng)濟與技術(shù)水平，那么一國的經(jīng)濟規(guī)模（以國內(nèi)需求來代表）能否促進服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展呢，服務(wù)貿(mào)易是否存在本土市場效應(yīng)呢？

大部分國外學(xué)者通過構(gòu)建模型對本土市場效應(yīng)進行了研究，得到的結(jié)論不盡相同。如Davis和 Weinstein（1996）基于超常需求模型將本土市場效應(yīng)與比較優(yōu)勢進行了區(qū)分，第一次通過實證方法檢驗了本土市場效應(yīng)。Hanson和Xiang（2004）采用倍差引力模型分別對高、低運輸成本的兩組國家進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)本土市場效應(yīng)較容易發(fā)生在高運輸成本的國家，低運輸成本的國家的本土市場效應(yīng)不明顯。雖然以上研究都集中在制造業(yè)領(lǐng)域，但是其研究邏輯對于服務(wù)業(yè)同樣適用。Duranton和Puga（2001）運用本土市場效應(yīng)的思路，研究發(fā)現(xiàn)市場規(guī)模較小的國家傾向于出口基本消費服務(wù)，而市場規(guī)模較大的國家更多地出口高端消費服務(wù)。Kimura和Lee（2006）運用引力模型研究了1999-2000年10個OECD國家服務(wù)貿(mào)易的影響因素，實證結(jié)果顯示，樣本中所取的10個OECD國家的服務(wù)業(yè)都具有本土市場效應(yīng)。然而，Chen和Zeng（2014）研究了大國的出口貿(mào)易后發(fā)現(xiàn)，如果貿(mào)易成本不同，那么大國可能不具有本土市場效應(yīng)，甚至?xí)霈F(xiàn)出口減少的情況。可見，貿(mào)易成本、國內(nèi)市場規(guī)模都是影響服務(wù)業(yè)出口的重要因素，決定著一國服務(wù)業(yè)的本土市場效應(yīng)是否明顯。

近年來，國內(nèi)學(xué)者對服務(wù)業(yè)的本土市場效應(yīng)也進行了一些探索，仍然沒有得出一致的結(jié)論。如毛艷華、李敬子（2015）運用2000-2013年中國和41個國家（地區(qū)）的雙邊服務(wù)貿(mào)易面板數(shù)據(jù)，實證研究了中國服務(wù)業(yè)的本土市場效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在分類型的服務(wù)業(yè)中，資本密集型服務(wù)業(yè)的本土市場效應(yīng)最小，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的本土市場效應(yīng)最大，技術(shù)和知識密集型服務(wù)業(yè)的本土市場效應(yīng)介于二者之間。與此相反的是，陳啟斐、王晶晶、岳中剛（2014）認(rèn)為，一國國內(nèi)需求的擴大對其服務(wù)業(yè)出口的影響小于對其服務(wù)業(yè)進口的影響，故一國的服務(wù)業(yè)出口不存在本土市場效應(yīng)。而且，張帆、潘佐紅（2006）研究了中國19個產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)、需求等數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)至少有10個產(chǎn)業(yè)的本土市場效應(yīng)不明顯。此外，Ceglowski（2006）指出，有關(guān)本土市場效應(yīng)的研究多集中在制造業(yè)領(lǐng)域，涉及服務(wù)貿(mào)易的相對不多，所以，對服務(wù)業(yè)本土市場效應(yīng)的研究難免會存在一些爭議。

綜上所述，有關(guān)服務(wù)業(yè)本土市場效應(yīng)的研究是一個比較熱的話題，上述文獻為本文的研究提供了一些有益的參考，但是相關(guān)主題的探討仍然存在進一步深挖的可能。通過對國內(nèi)外相關(guān)文獻的研究，本文發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者大多采用面板數(shù)據(jù)模型對服務(wù)業(yè)的本土市場效應(yīng)進行分析。雖然這種方法可以從總體上研究自變量對因變量的影響，但是存在一定的局限性，原因在于該方法忽略了在條件分布不同位置時自變量影響的差異，使得估計結(jié)果出現(xiàn)不準(zhǔn)確的情況。因此，本文嘗試在以下兩個方面進行創(chuàng)新：第一，利用包括需求在內(nèi)的三維理論模型，從理論上探討需求拉動服務(wù)貿(mào)易增長的機制；第二，使用最近發(fā)展起來的分位數(shù)回歸方法，對包括中國在內(nèi)的24個國家的雙邊服務(wù)貿(mào)易情況進行研究，以期發(fā)現(xiàn)本土市場效應(yīng)的存在條件。

二、理論模型和基本假說

（一）理論模型

通過對國內(nèi)外相關(guān)文獻研究總結(jié)，可以將影響服務(wù)業(yè)出口的因素歸總為需求、技術(shù)和貿(mào)易成本這三大主要方面。本文將三個方面的影響置于同一維度內(nèi)進行分析，通過建立三維影響因素模型，在較為完整的服務(wù)業(yè)出口影響因素框架體系內(nèi)對包括中國在內(nèi)的24個貿(mào)易伙伴國之間的服務(wù)貿(mào)易增長機制進行研究。服務(wù)業(yè)出口影響因素理論模型框架如圖1所示。

圖1 服務(wù)業(yè)出口影響因素三維模型圖

1．需求維度，這是本文重點的研究維度。此維度主要從需求層面描述了影響服務(wù)業(yè)出口的因素，該維度包括了影響服務(wù)業(yè)出口總量的各個要素，如國內(nèi)需求（可用國內(nèi)GDP代替）、國外需求（可用國外GDP代替）、世界總需求（可用世界GDP總量代替）等多個變量。

2．技術(shù)維度。此維度主要是從技術(shù)層面描述了影響服務(wù)業(yè)出口的因素，該維度主要包括創(chuàng)新要素和生產(chǎn)率要素。前文提到，國家之間的貿(mào)易使得彼此國家的技術(shù)水平提高了，這一方面是因為貿(mào)易帶來了專業(yè)化分工，貿(mào)易出口國更有效率地生產(chǎn)出口商品，另一方面是因為貿(mào)易引進了高級創(chuàng)新要素，貿(mào)易進口國通過消化、吸收進口商品中的高級創(chuàng)新要素繼而將其應(yīng)用到本國出口商品中。可見，技術(shù)水平有助于貿(mào)易的進行。

3．貿(mào)易成本維度。此維度主要是從貿(mào)易成本層面描述了影響服務(wù)業(yè)出口的因素，該維度主要包括區(qū)域一體化、貿(mào)易壁壘和運輸成本。②Grunfeld和Moxnes（2003）指出，如果貿(mào)易國雙方同處一個自由貿(mào)易區(qū)（FTA），那么服務(wù)貿(mào)易的開展會變得更便利，這是因為自貿(mào)區(qū)的存在降低了服務(wù)貿(mào)易壁壘。比如，前面談到，貿(mào)易成本是服務(wù)貿(mào)易的一個重要影響因素，本土市場效應(yīng)較易發(fā)生在高運輸成本的國家。

三個維度之間均存在著一定的關(guān)聯(lián)。對于服務(wù)業(yè)出口貿(mào)易，國內(nèi)需求會對一國的服務(wù)業(yè)出口貿(mào)易總量產(chǎn)生最直接的影響，比如說，國內(nèi)需求是服務(wù)業(yè)發(fā)展的根本動力，當(dāng)服務(wù)業(yè)在國內(nèi)發(fā)展到一定程度后，其不僅能夠滿足國內(nèi)需求，而且還能出口國外進而開拓國外市場。而技術(shù)因素是服務(wù)業(yè)出口貿(mào)易的重要推動力，國內(nèi)技術(shù)水平越高，生產(chǎn)率也就越高，不斷出現(xiàn)含有創(chuàng)新要素的新產(chǎn)品，進而形成自己的出口競爭力。同樣地，貿(mào)易成本因素是服務(wù)業(yè)出口貿(mào)易的又一推動力量，區(qū)域一體化使得成員國共享貿(mào)易優(yōu)惠政策，降低貿(mào)易壁壘，這顯然有利于服務(wù)業(yè)的出口。本文重點研究三維模型中的需求維度，在分析國內(nèi)外需求與服務(wù)業(yè)出口之間關(guān)系的基礎(chǔ)上，探尋出服務(wù)業(yè)滿足本土市場效應(yīng)的條件。

（二）基本假說

本文根據(jù)以上理論模型，總結(jié)出了影響服務(wù)業(yè)出口貿(mào)易的三大關(guān)鍵因素：需求綜合因素、技術(shù)綜合因素與成本綜合因素。本文旨在研究服務(wù)業(yè)的本土市場效應(yīng)，故重點分析需求因素與服務(wù)業(yè)出口之間的關(guān)系。為了便于研究，本文提出如下基本假說。

假說1：從整體上看，服務(wù)業(yè)不具有本土市場效應(yīng)。本土市場效應(yīng)首先要求國內(nèi)存在較大的需求，服務(wù)業(yè)只有在滿足國內(nèi)市場需求之后，才能利用規(guī)模經(jīng)濟帶來的好處進一步出口到國外以滿足國外需求。在研究本土市場效應(yīng)時，國外學(xué)者青睞于選取大國作為研究對象，認(rèn)為在大國更容易產(chǎn)生本土市場效應(yīng)。③Helpman E, Krugman P. Market Structure and Foreign Trade: Increasing Returns, Imperfect Competition and the International Economy[J]. Journal of International Economics, 1986, 2:183—187.然而，Matthieu Crozet和Federico Trionfetti（2007）認(rèn)為，與中等規(guī)模國家相比，本土市場效應(yīng)對大國和小國更重要。當(dāng)今世界上小國居多，其內(nèi)需市場的形成和規(guī)模的擴大必定要經(jīng)歷一個坎坷的過程，產(chǎn)生本土市場效應(yīng)也需要一個過程。這就產(chǎn)生了如下結(jié)果：數(shù)量上不占優(yōu)勢的大國具有明顯的本土市場效應(yīng)，大多數(shù)小國卻產(chǎn)生不了明顯的本土市場效應(yīng)。因此，本文假設(shè)在其他因素不變的情況下，從整體上來看，服務(wù)業(yè)不具有本土市場效應(yīng)。

假說2：在服務(wù)業(yè)出口量較小階段，擴大內(nèi)需可以在較大程度上促進服務(wù)業(yè)出口，具有本土市場效應(yīng)。如果把各個國家的服務(wù)業(yè)出口數(shù)據(jù)按照從小到大排序，在服務(wù)業(yè)出口各個區(qū)間內(nèi)部考察國內(nèi)需求對服務(wù)業(yè)出口的影響，那么會不會出現(xiàn)不同于假說 1的結(jié)論呢？Grossman（1993）認(rèn)為，在服務(wù)業(yè)出口初期，出口量相對較小，國內(nèi)需求的增加會大幅度增加服務(wù)業(yè)的出口。因此，本文假定在服務(wù)業(yè)出口量較小的階段，服務(wù)業(yè)具有明顯的本土市場效應(yīng)。

假說3：在服務(wù)業(yè)出口量較大階段，擴大內(nèi)需對服務(wù)業(yè)出口的拉動作用減弱，不具有本土市場效應(yīng)。由假說2，本文可以推出，在服務(wù)業(yè)出口中后期，出口量相對較大，國內(nèi)外市場近于飽和，進一步擴大內(nèi)需對該服務(wù)業(yè)出口的刺激作用不大。因此，本文假定在服務(wù)業(yè)出口量較大的階段，服務(wù)業(yè)不具有本土市場效應(yīng)。

三、變量及數(shù)據(jù)說明

（一）數(shù)據(jù)

我們采用的7 176份樣本數(shù)據(jù)主要來自國際經(jīng)合組織數(shù)據(jù)庫（OECD Statistics），其中有效樣本5 960個，樣本年份為2000年到2012年。該數(shù)據(jù)庫包含有國家的雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)、國民生產(chǎn)總值等。

被選取的24個國家中，中國是發(fā)展中國家，其余23個OECD國家是發(fā)達(dá)國家。④本文所選取的23個OECD國家分別是：澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、荷蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、西班牙、瑞典、英國和美國。在5 960個有效樣本中，中國對發(fā)達(dá)國家的樣本數(shù)為279個，發(fā)達(dá)國家之間及發(fā)達(dá)國家對中國的樣本數(shù)為5 681個。有效樣本數(shù)占總樣本數(shù)的比重為83.1%。樣本國家主要分布在歐洲，共18個，占樣本國家的78.3%。按國土面積分，樣本國家中大國比較少，一共只有3個，分別是澳大利亞、加拿大和美國；其他20個國家均屬于小國家。從國民生產(chǎn)總值規(guī)模來看，2000年-2012年平均在萬億美元以下的國家有12個，介于萬億和十萬億之間的國家有11個，十萬億以上的國家有1個。24個國家中僅有澳大利亞位于南半球，是南半球經(jīng)濟最發(fā)達(dá)的國家；其他23個國家均位于全球經(jīng)濟比較發(fā)達(dá)的北半球，其中2個位于北美洲，1個位于南美洲，3個位于亞洲，剩下的17個國家位于歐洲。因此，樣本國家之間極易發(fā)生雙邊貿(mào)易。

（二）變量

1．被解釋變量。本文采取雙邊服務(wù)貿(mào)易出口（EX）作為被解釋變量，數(shù)據(jù)來源于OECD數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫中含有23個OECD國家與中國的雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)。所以，文中主要選取23個OECD國家與中國服務(wù)業(yè)出口值以及這些國家的雙邊出口數(shù)據(jù)。

2．解釋變量。（1）需求規(guī)模。我們運用一國國民生產(chǎn)總值（GDP）來衡量一國的市場需求規(guī)模。數(shù)據(jù)來自世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（The World Bank Statistics）。此外，還包括全球整體GDP。（2）距離變量（DIS）。⑤數(shù)據(jù)來源可參見www.timeanddate.com網(wǎng)站。國際貿(mào)易活動中，不可避免地會發(fā)生運輸成本，一般而言，距離越近，雙邊出口額越大。該變量用國家首都之間的距離來衡量。（3）法律結(jié)構(gòu)和產(chǎn)權(quán)保護（Legal Structure and Security of Property Right, SPR）。該數(shù)據(jù)由審判獨立性、公正的法院、產(chǎn)權(quán)保護、軍事干預(yù)法制和政治進程、獨立的司法體系、依法執(zhí)行的合同數(shù)和對財產(chǎn)轉(zhuǎn)讓的規(guī)模顯著數(shù)目等6個方面組成，用來描述一國司法體系的完備程度。該數(shù)據(jù)來源于加拿大弗雷澤研究所全球經(jīng)濟自由化指數(shù)數(shù)據(jù)庫（Economic Freedom of the World, EFW Index）。

3．控制變量。為了增加結(jié)果的穩(wěn)健性，不忽略可能影響樣本國出口的其他因素，本文將引入兩類控制變量：一類是區(qū)域特征控制變量，另一類是語言特征控制變量。

首先是區(qū)域的特征變量：（1）共同邊界。國家之間相鄰與否可能對一國的出口產(chǎn)生影響，在這里我們運用國家間的邊界值（BOR）來衡量。⑥該變量是一個啞變量。如果兩國有共同邊界，那么該變量的值為1，否則為0。（2）貿(mào)易組織（EC，NAFTA，APEC）。⑦這也是一個啞變量。如果兩個國家同處于一個貿(mào)易區(qū)則記為1，否則記為0。第二次世界大戰(zhàn)之后，為了快速發(fā)展經(jīng)濟，西方各國紛紛加入?yún)^(qū)域性貿(mào)易組織。具有代表性的貿(mào)易組織有，歐盟（EC）、北美自由貿(mào)易區(qū)（NAFTA）、亞太經(jīng)濟區(qū)（APEC）。在貿(mào)易組織內(nèi)部，貿(mào)易國可以獲得政策優(yōu)惠，貿(mào)易壁壘得以降低，從而便于組織內(nèi)部國家之間貿(mào)易的進行。

其次是語言特征變量：官方語言（LAN）。⑧該指標(biāo)是一個啞變量。如果兩國擁有相同的官方語言，則記為1，否則記為0。在國際貿(mào)易中，可以想象，如果兩個國家的官方語言不同，在進行貿(mào)易時沒有使用統(tǒng)一的語言，那么貿(mào)易難以實現(xiàn)。因此，貿(mào)易國之間采用相同的語言可以方便貿(mào)易的進行。所有變量的統(tǒng)計性描述見表1。

表1 各變量的統(tǒng)計性描述

四、模型設(shè)定與實證檢驗

（一）模型設(shè)定

1966年，Linnemann嘗試用人口因素解釋貿(mào)易流量。具體表示如下：

其中，ijX表示兩國貿(mào)易總額，iY表示i國的GDP，jY表示j國的GDP，表示i國人口，jP表示j國人口，ijD表示兩國地理距離，ijP表示兩國之間的優(yōu)惠貿(mào)易關(guān)系。

Feenstra⑨R.Feenstra, A.Rose, J.Markusen. Using the Gravity Equation to Differentiate Among Alternative Theories of Trade, Canadian Journal of Economics, 2001, 34(2):430-447.也通過對引力方程進行拓展的方式來驗證本土市場效應(yīng)：

其中， Xij表示i國出口到j(luò)國商品的出口總額，和分別表示兩國的GDP，表示兩國間的距離， CONTij表示兩國間的地理鄰近程度， LANGij表示兩國間的語言障礙， FTAij表示兩國間的優(yōu)惠貿(mào)易安排，T EMij表示兩國間的j國距離i國的偏僻程度。εij表示隨機擾動項，β0、β1、β2、 β3、 β4、 β5、 β6和 β7等表示外生變量參數(shù)。當(dāng) β1＞ β2時，本土市場效應(yīng)存在，反之則不存在。

根據(jù)上一部分的數(shù)據(jù)和變量，再結(jié)合式（1）和式（2）的處理方法，我們建立如下實證模型：

其中，εij表示隨機擾動項；i為服務(wù)出口國；j表示服務(wù)進口國。0β、1β、2β、3β、4β、5β、6β、7β、8β、9β和10β 表示外生變量參數(shù)。當(dāng)1β＞2β時，本土市場效應(yīng)存在；否則不存在。

（二）回歸結(jié)果

由模型1到模型5，通過不斷地加入變量，可以觀察到R2值越來越大，這說明隨著變量的加入，模型估計的精度在提高。模型6是穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，模型6和模型5大體上是一致的，這說明模型5是穩(wěn)健的。所以使用模型5作為估計結(jié)果。6個方程都通過Wald檢驗，可見，整體計量效果較好。

根據(jù)表2以及前文對變量的說明，我們可以得出以下結(jié)論：

（1）整體來看，一國服務(wù)貿(mào)易的出口不存在本土市場效應(yīng)。因為實證結(jié)果顯示，0.788＜0.958，即1β＜2β。具體來說，本國市場需求規(guī)模增加1%，能夠帶動本國服務(wù)業(yè)出口增加約0.788%；貿(mào)易伙伴國的市場需求規(guī)模增加1%，能夠帶動本國服務(wù)業(yè)出口0.958%，然而，0.788%＜0.958%，這說明一國服務(wù)貿(mào)易的出口在整體上不存在本土市場效應(yīng)，這驗證了本文假說1的正確性。

（2）一國服務(wù)業(yè)出口與其國內(nèi)市場需求規(guī)模正相關(guān)。表2顯示，市場需求規(guī)模增加1%，能夠帶動本國服務(wù)業(yè)出口增加約0.788%。這充分地說明，一國的擴大內(nèi)需戰(zhàn)略可以促進出口。

（3）服務(wù)貿(mào)易出口呈現(xiàn)出區(qū)域化特征，即在兩個國家距離較近或者邊界相鄰的情況下，彼此之間的貿(mào)易開展起來會更便利。貿(mào)易伙伴國之間的距離每縮短1%，出口國的服務(wù)貿(mào)易出口額就會上升0.842%。當(dāng)兩國擁有共同邊界時，本國的服務(wù)業(yè)出口會增加0.095%。由此可知，服務(wù)貿(mào)易出口與兩國距離之間存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

（4）良好的法律制度體系能夠顯著促進一國服務(wù)貿(mào)易的出口。制度指數(shù)每增加1，一國服務(wù)貿(mào)易的出口額就會上升0.13個百分點。原因可能在于，出口貿(mào)易條約的有效執(zhí)行依賴于良好的司法制度體系，一國法律制度體系的完善能夠保障貿(mào)易雙方的合法權(quán)益，從而方便貿(mào)易的進行。

（5）加入經(jīng)濟一體化組織會對一國服務(wù)貿(mào)易的出口產(chǎn)生顯著影響，但影響大小和方向是不同的。具體來看，OECD與APEC的系數(shù)顯著為正，即兩國同為OECD或APEC的成員國會使本國的服務(wù)業(yè)出口額分別提高0.761%和0.488%。而兩個貿(mào)易伙伴國同時加入NAFTA會使本國的服務(wù)業(yè)出口額降低2.594%。

總體上講，計量結(jié)果的結(jié)論比較穩(wěn)?。悍?wù)出口國GDP與服務(wù)進口國GDP各自對于服務(wù)出口國的出口額影響十分顯著——LNGDPi、LNGDPj在 1%水平上顯著，模型的擬合效果較好[Adj-R2=0.766 3，見回歸（5）]，進而比較LNGDPi和LNGDPj的系數(shù)大小，發(fā)現(xiàn)0.788＜0.958，即β1＜β2。因此，我們的計量模型驗證了假說1，即一國的服務(wù)業(yè)出口在整體上不存在本土市場效應(yīng)。

表2 實證回歸結(jié)果

五、進一步的實證檢驗

為了對回歸結(jié)果進行比較分析，我們首先對面板數(shù)據(jù)進行最小二乘法（OLS）估計，然后在10%、20%、30%、50%、70%、90%六個分位點上進行分位數(shù)估計，廣義最小二乘估計與分位數(shù)回歸估計的結(jié)果見表3。

表3 實證回歸結(jié)果⑩

⑩ 其中，分位數(shù)回歸最早于1978年由柯恩克（Koenker）和巴塞特（Bassett）提出，是一種基于被解釋變量y的條件分布來擬合解釋變量x的線性函數(shù)的回歸方法。

1．國內(nèi)需求與服務(wù)業(yè)出口的關(guān)系

廣義最小二乘估計和各分位點上的分位數(shù)估計結(jié)果都顯示，LNGDP的參數(shù)估計值均為正，且在1%的顯著性水平上顯著，這表明一國的國內(nèi)需求（LNGDPi）對其出口（LNEX）產(chǎn)生了顯著的影響。其中，廣義最小二乘估計LNGDPi的系數(shù)為0.856，即一國國內(nèi)需求增加1%可帶動其服務(wù)業(yè)出口增長 0.856%，這表明一國的出口對國內(nèi)需求缺乏彈性。從分位數(shù)回歸估計結(jié)果來看，一國的服務(wù)業(yè)出口對國內(nèi)需求的彈性大小與分位點的選擇相關(guān)。在 10%分位點處，一國的服務(wù)業(yè)出口對國內(nèi)需求是富有彈性的，而在20%、30%、50%、70%和90%分位點處一國的服務(wù)業(yè)出口對國內(nèi)需求則是缺乏彈性的。圖2中左圖給出了從0到100%各個分位點的LNGDPi的系數(shù)估計值的折線圖。從圖中折線可以看出，在服務(wù)業(yè)出口的整個分布區(qū)間，LNGDPi的系數(shù)估計值呈現(xiàn)出遞減趨勢，整體而言，50%分位點及50%分位點以前的LNGDPi的系數(shù)估計值大于0.8，50%分位點之后的LNGDPi的系數(shù)估計值小于0.8。結(jié)合系數(shù)的95%置信區(qū)間，從平均意義上說，低分位點處一國的服務(wù)業(yè)出口高于高分位點處一國服務(wù)業(yè)的出口，這說明國內(nèi)需求變化對服務(wù)業(yè)出口量低的國家的服務(wù)業(yè)進一步出口的影響要高于服務(wù)業(yè)出口量高的國家。

2．國外需求與服務(wù)業(yè)出口的關(guān)系

廣義最小二乘估計結(jié)果中LNGDPj的系數(shù)估計值在0.01的顯著性水平下顯著，面板分位數(shù)的回歸結(jié)果顯示，各分位點處LNGDPj的系數(shù)估計值也在0.01的顯著性水平下顯著。其中，廣義最小二乘估計 LNGDPj的系數(shù)為 0.880，即一國國內(nèi)需求增加 1%可帶動其服務(wù)業(yè)出口增長0.88%，這表明一國的出口對國外需求缺乏彈性。面板分位數(shù)的回歸結(jié)果表明，隨著分位數(shù)的增加，一國服務(wù)業(yè)的出口對國外需求的彈性逐漸減小。例如，在 10%分位點處，一國服務(wù)業(yè)出口的國外需求彈性為0.958；在30%分位點處，該彈性降為0.924；在50%分位點處，該彈性進一步降為0.870，這種趨勢從圖2中也可以看出。圖2中右圖給出了從0到100%分位點LNGDPj的系數(shù)估計值，可以看到，在服務(wù)業(yè)出口的整個分布區(qū)間，LNGDPj的系數(shù)估計值呈現(xiàn)遞減的趨勢。而且，50%分位點左右LNGDPj的系數(shù)估計值的置信相對較窄，這說明相對于服務(wù)業(yè)出口分布區(qū)間的兩端，中間部分的估計精度較高，也即國外需求變化對服務(wù)業(yè)出口量中等的國家的服務(wù)業(yè)進一步出口的影響要高于服務(wù)業(yè)出口量較低和較高的國家。

圖2 各分位點的國內(nèi)需求（左）與國外需求（右）數(shù)估計值

3．分位點與一國服務(wù)業(yè)出口的本土市場效應(yīng)

對比國內(nèi)需求和國外需求對服務(wù)業(yè)出口的影響關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)，一國的服務(wù)業(yè)出口是否具有本土市場效應(yīng)與分位點的選取有關(guān)。首先，廣義最小二乘法估計結(jié)果顯示一國服務(wù)業(yè)出口不具有本土市場效應(yīng)，因為LNGDPi的系數(shù)估計值（0.856）小于LNGDPj的系數(shù)估計值（0.880），即一國服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性小于國外需求彈性，這也證明了本文假說1是正確的。

其次，面板分位數(shù)的估計結(jié)果顯示，在不同的分位點處，國內(nèi)需求與國外需求對服務(wù)業(yè)出口的影響大小是不同的。表3顯示，在10%與20%分位點處，服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性大于國外需求彈性，即LNGDPi的系數(shù)估計結(jié)果（分別為0.995、0.942）大于LNGDPj的系數(shù)估計結(jié)果（分別為0.958、0.937）；在30%、50%、70%和90%分位點處，服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性小于國外需求彈性，即LNGDPi的系數(shù)估計結(jié)果（分別為0.899、0.836、0.772、0.693）小于LNGDPj的估計結(jié)果（分別為0.924、0.870、0.848、0.812）。這說明，在服務(wù)業(yè)出口區(qū)間的左端，即在那些服務(wù)業(yè)出口量比較小的國家或者在一國服務(wù)業(yè)出口量比較小的時期，服務(wù)業(yè)出口具有本土市場效應(yīng)；在服務(wù)業(yè)出口區(qū)間的中間部分的右端，即在那些服務(wù)業(yè)出口量較大的國家或者在一國服務(wù)業(yè)出口量較大的時期，服務(wù)業(yè)出口不具有本土市場效應(yīng)，這證明了本文假說2和假說3是正確的。

綜上所述，服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性大于國外需求彈性時，服務(wù)業(yè)出口具有本土市場效應(yīng)，反之，服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性小于國外需求彈性時，服務(wù)業(yè)出口不具有本土市場效應(yīng)。因此，在考察國內(nèi)需求對服務(wù)業(yè)出口的影響時，要將服務(wù)業(yè)出口劃分成不同區(qū)間來加以衡量（本文正是運用分位數(shù)來將服務(wù)業(yè)出口進行分位的），否則會得出錯誤的結(jié)論。

六、結(jié)論及政策建議

本文基于三維模型的需求維度，試圖從相對宏觀的角度對服務(wù)業(yè)出口貿(mào)易的影響機制進行研究。鑒于此，本文選取了包括中國在內(nèi)的24個國家作為研究對象，利用2000～2012年的雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)進行了分位數(shù)回歸分析。通過上述計量模型的處理，本文得出如下結(jié)論：

第一，整體來看，一國服務(wù)貿(mào)易的出口不存在本土市場效應(yīng)。表2中的實證結(jié)果顯示，服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性為 0.788，服務(wù)業(yè)進口的國外需求彈性為 0.958，顯然 0.788＜0.958，即1β＜2β。也就是說，國內(nèi)市場需求與國外市場需求都能夠促進服務(wù)業(yè)的出口，但是國外市場需求對服務(wù)業(yè)出口的帶動作用更大。這表明，服務(wù)業(yè)的出口在整體上不存在本土市場效應(yīng)。

第二，在服務(wù)業(yè)出口初期，即在服務(wù)業(yè)出口量較小的時期，服務(wù)業(yè)具有本土市場效應(yīng)。表3中的模型（2）顯示，在服務(wù)業(yè)出口量的 10%分位點處，服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性為 0.995，而服務(wù)業(yè)出口的國外需求彈性為0.958，顯然，0.995＞0.958，即1β＞2β；表3中的模型（3）顯示，在服務(wù)業(yè)出口量的10%分位點處，服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性為0.942，而服務(wù)業(yè)出口的國外需求彈性為 0.937，顯然，0.942＞0.937，即1β＞2β。也就是說，國內(nèi)市場需求與國外市場需求都能夠拉動服務(wù)業(yè)的出口，但是國內(nèi)市場需求對服務(wù)業(yè)出口的帶動作用更大。這表明，在服務(wù)業(yè)出口量較小的時期，服務(wù)業(yè)具有本土市場效應(yīng)。

第三，在服務(wù)業(yè)出口中后期，即在服務(wù)業(yè)出口量較大的時期，服務(wù)業(yè)不具有本土市場效應(yīng)。表3中的模型（4）顯示，在服務(wù)業(yè)出口量的30%分位點處，服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性為0.899，而服務(wù)業(yè)出口的國外需求彈性為0.924，顯然，0.899＜0.924，即1β＜2β；表3中的模型（5）顯示，在服務(wù)業(yè)出口量的50%分位點處，服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性為0.836，而服務(wù)業(yè)出口的國外需求彈性為0.870，顯然，0.836＜0.870，即1β＜2β；同理，服務(wù)業(yè)出口量的70%分位點和90%分位點處，服務(wù)業(yè)出口的國內(nèi)需求彈性（分別為0.772、0.693）也都小于服務(wù)業(yè)出口的國外需求彈性（分別為0.848、0.812），即1β＜2β。這表明，在服務(wù)業(yè)出口量較大的時期，服務(wù)業(yè)不具有本土市場效應(yīng)。

根據(jù)上述實證研究結(jié)論可以發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)是否具有本土市場效應(yīng)要分情況來討論。雖然從整體上看，服務(wù)業(yè)不具有本土市場效應(yīng)，但是在服務(wù)業(yè)出口量較小的階段，服務(wù)業(yè)具有本土市場效應(yīng)。對此，本文針對性地提出了相應(yīng)的政策建議：（1）繼續(xù)以經(jīng)濟建設(shè)為中心，相關(guān)部門應(yīng)想方設(shè)法提高國內(nèi)居民的可支配收入水平，進而提高消費者的消費能力；（2）實施擴大內(nèi)需的戰(zhàn)略，引導(dǎo)消費者從傳統(tǒng)的消費行業(yè)到服務(wù)行業(yè)尤其是高端服務(wù)行業(yè)上來；（3）在服務(wù)業(yè)出口初期，各級政府部門應(yīng)當(dāng)鼓勵消費者進行服務(wù)消費進而帶動服務(wù)業(yè)的出口貿(mào)易，如：對服務(wù)消費者進行補貼、減免服務(wù)消費稅、給予服務(wù)生產(chǎn)者稅收減免等。

[1] 劉志彪.基于內(nèi)需的經(jīng)濟全球化：中國分享第二波全球化紅利的戰(zhàn)略選擇[J].中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型與發(fā)展研究, 2012(2)：51-59.

[2] 毛艷華，李敬子.中國服務(wù)業(yè)出口的本土市場效應(yīng)研究[J]. 經(jīng)濟研究, 2015(8): 98-113.

[3] 陳啟斐、王晶晶、岳中剛. 擴大內(nèi)需戰(zhàn)略能否扭轉(zhuǎn)我國服務(wù)貿(mào)易逆差——來自我國和23個OECD國家的面板數(shù)據(jù)分析[J]. 國際貿(mào)易問題, 2014(2)：86-95.

[4] 張帆、潘佐紅. 本土市場效應(yīng)及其對中國省間生產(chǎn)和貿(mào)易的影響[J]. 經(jīng)濟學(xué)（季刊）, 2006(2): 307-328.

[5] Amiti M. Inter-industry Trade in Manufactures: Does Country Size Matter[J]. Journal of International Economics, 1998, 2: 231-255.

[6] Markusen J R. Trade in Producer Services and in Other Specialized Intermediate Inputs[J]. American Economic Review, 1989, 79: 85-95.

[7] Deardorff A V. Comparative Advantage and International Trade and Investment in Service[R]. Research Seminar in International Economics, The University of Michigan, 1985.

[8] Luder Schuknecht, Rosa P·rez-Esteve, Manuscript Date. A Quantitative Assessment of Electronic Commerce[EB]. (1999-09-06). http: //www.wto.org.

[9] Francois J. The Next WTO Round: North-South Stakes in New Market Access Negotiations[M]. Adelaide: Centre for International Economic Studies, 2001.

[10] Keller W. Trade and the Transmission of Technology[J]. Journal of Economic Growth, 2002, 1: 5-24.

[11] Eaton J, Kortum S. Trade in Ideas Patenting and Productivity in the OECD[J]. Journal of International Economics, 1996, 4: 251-278.

[12] Davis D, Weinstein D. Does Economic Geography Matter for International Specialisation?[C]. NNER Working Paper No.5706, 1996.

[13] Hanson G H, Xiang C. The Home Market Effect and Bilateral Trade Patterns [J]. American Economic Review, 2004, 4: 1108-1129.

[14] Duranton G, Puga D. Nursery Cities: Urban Diversity, Process Innovation, and the Life Cycle of Products[J]. American Economic Review, 2001, 5: 1454-1477.

[15] Kimura F, Lee H. The Gravity Equation in International Trade in Services[J]. Reviews of World Economics, 2006, 1: 92-121.

[16] Chen C M, Zeng D Z. The Home Market Effect: Beyond the Constant Elasticity of Substitution[C]. Tohoku University Working Paper, 2014.

[17] Ceglowski J. Does Gravity Matter in a Service Economy?[J]. Review of World Economics, 2006, 2: 307-329.

[18] Crozet, Matthieu, Federico Trionfetti. Trade Costs and the Home Market Effect[C]. CEPII research center working papers 2007-05, 2007.

[19] Grossman G, Krueger A. Enviromental impacts of the North American Free Trade Agreement[M]. The U.S. Mexico Free Trade Agreement, Cambridge, MA, The MIT Press, 1993.

Does Service Industry Have Home Market Effect?——Based on the Study of Quantile Panel Model

SONG Da-qiang ZHU Fan
（Institute of Industrial Development Studies, Nanjing University of Finance and Economics, Nanjing 210023, China）

With the expansion of demand, does service trade increase? Domestic demand and external demand, which contributes more to export of service trade? Does the service industry have the home market effects? To solve the above problems, firstly, this paper constructs a three-dimensional model that contains demand factor, studying how the factors influence exports of service trade. Secondly, the paper uses the method of quantile regression to analyze the bilateral trade panel date of 24 countries including China from 2000 to 2012. The results show that: (1) as a whole, service industry does not have the home market effect; (2) in the early stage of exporting, service industry has the home market effect; (3) while in the late stage of exporting, service sector does not have the home market effect. Therefore, implementing the strategy of expanding domestic demand in time will contribute to excavate the potential of domestic market, promote more exports of service trade and exert the home market effect of services industry.

demand; service industry; the home market effects; quantile regression

F753/757

A

2095-7572（2017）01-0060-13

〔執(zhí)行編輯：韓超〕

2016-9-28

國家社會科學(xué)基金“創(chuàng)新驅(qū)動下的我國高端服務(wù)業(yè)國際競爭力提升研究”（13BJL045）、教育部人文社科基金“我國服務(wù)業(yè)地區(qū)協(xié)同、區(qū)域集聚及產(chǎn)業(yè)升級”（11YJA790175）、江蘇高校優(yōu)勢學(xué)科建設(shè)工程項目以及江蘇高?！扒嗨{(lán)工程”。

宋大強（1992-），男，南京財經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院研究生，研究方向為產(chǎn)業(yè)組織與服務(wù)經(jīng)濟；朱帆（1993-），女，南京財經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院研究生，研究方向為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)與區(qū)域市場分析。