區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的影響

摘 要：基于區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的迅猛發(fā)展且越來越重視對(duì)服務(wù)問題的談判，本文從理論和實(shí)證兩個(gè)方面探討了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的影響。本研究認(rèn)為，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度主要通過削減服務(wù)外包交付成本、改善契約制度環(huán)境以及提高服務(wù)外包生產(chǎn)率等途徑提升離岸服務(wù)外包增加值。實(shí)證結(jié)果表明：（1）區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定將促使離岸服務(wù)外包增加值平均提升27.00%，而每增加1 個(gè)部門的開放，將會(huì)使得增加值平均提高11.91%；（2）從多期動(dòng)態(tài)效應(yīng)上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)服務(wù)外包增加值的影響持久深遠(yuǎn)。即使在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定實(shí)施后的15 年左右，仍具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)；（3）從承諾異質(zhì)性效應(yīng)上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定“GATS+”特征和“完全承諾”深度有利于促進(jìn)離岸服務(wù)外包增加值。本研究為中國通過積極參與區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化建設(shè)來推動(dòng)服務(wù)外包產(chǎn)品、技術(shù)、品牌和標(biāo)準(zhǔn)等“走出去”提供了經(jīng)驗(yàn)分析和政策參考。

關(guān)鍵詞：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定；承諾深度；服務(wù)外包增加值；“GATS+”

一、引言及文獻(xiàn)綜述

由于2001 年多哈回合在服務(wù)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)以及爭端解決等多邊貿(mào)易談判的屢屢受挫，以及新貿(mào)易保護(hù)主義的抬頭，特別是美國特朗普政府對(duì)WTO 爭端解決機(jī)制的公然挑戰(zhàn)，世界各國對(duì)WTO多邊貿(mào)易體制的信心逐漸減弱，紛紛轉(zhuǎn)向區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化形式的合作，并通過締結(jié)區(qū)域貿(mào)易協(xié)定（Regional Trade Agreement，簡稱RTA）以爭取實(shí)現(xiàn)對(duì)外經(jīng)濟(jì)利益的最大化。自21 世紀(jì)以來，世界各國締結(jié)的RTA 數(shù)量激增，且越來越重視對(duì)服務(wù)問題的談判。截至2022 年初，向WTO 備案生效的區(qū)域貿(mào)易協(xié)定有354 個(gè)，而其中包含服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的RTA 超過半數(shù)，共有186 個(gè)。中國作為貿(mào)易大國，也在積極加強(qiáng)自貿(mào)區(qū)建設(shè)，且特別注重對(duì)服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的談判，基本所有的自貿(mào)區(qū)均涵蓋服務(wù)貿(mào)易內(nèi)容。當(dāng)前，新冠肺炎疫情持續(xù)大流行以及俄烏沖突進(jìn)一步加劇了全球供應(yīng)鏈的不穩(wěn)定性（周玲玲和張恪渝，2020），而區(qū)域性制度安排為疫后各國經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇以及全球供應(yīng)鏈重塑提供了契機(jī)，并更加堅(jiān)定了中國推進(jìn)高水平和制度性開放的決心。在新發(fā)展格局背景下，中國先后申請(qǐng)加入《全面與進(jìn)步跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定》（CPTPP）和《數(shù)字經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)議》（DEPA），為推動(dòng)中國服務(wù)部門高水平開放以及國際服務(wù)貿(mào)易自由化注入了動(dòng)力。

隨著區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的不斷涌現(xiàn)，探討其貿(mào)易效應(yīng)的研究引起了學(xué)界的廣泛關(guān)注。在實(shí)證研究中，已有文獻(xiàn)普遍使用引力模型來評(píng)估區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的貿(mào)易效應(yīng)①，且大量的文獻(xiàn)側(cè)重于分析區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對(duì)貨物貿(mào)易的影響（Rose，2000；Baier 和Bergstrand，2007；Egger 等，2011；Sheng 等，2014）。比較而言，已有文獻(xiàn)對(duì)服務(wù)貿(mào)易的研究雖然日漸增多，但相對(duì)滯后。從研究內(nèi)容上看，已有文獻(xiàn)既有研究服務(wù)貿(mào)易整體（Grunfeld 和Moxnes，2003；Kimura 和Lee，2006；周念利，2012；Guillin，2013；林僖，2021），也有專門聚焦于某一服務(wù)部門或服務(wù)模式（Winston 和Yan，2015；Lee 和Cho，2017；苗翠芬等，2021），研究結(jié)論也一致認(rèn)為區(qū)域貿(mào)易協(xié)定顯著促進(jìn)了服務(wù)貿(mào)易或服務(wù)外包?？紤]到區(qū)域貿(mào)易協(xié)定條款的異質(zhì)性，部分文獻(xiàn)不再局限于“0、1”虛擬變量設(shè)定，進(jìn)一步探究了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度的服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)。Zhou 和Whalley（2014）研究認(rèn)為做出比GATS 更高承諾或一致承諾的服務(wù)貿(mào)易協(xié)定有利于服務(wù)貿(mào)易出口。苗翠芬等（2021）研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度與服務(wù)外包承接額顯著正相關(guān)。

伴隨著全球價(jià)值鏈分工的發(fā)展，已有學(xué)者開始從增加值度角度探究區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的貿(mào)易效應(yīng)。Noguera（2012）運(yùn)用引力模型分析了區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對(duì)貨物和服務(wù)貿(mào)易增加值的影響，其研究發(fā)現(xiàn)，締結(jié)區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對(duì)貿(mào)易總額的彈性約是增加值貿(mào)易的1.5 倍。劉洪愧（2016）采用中間產(chǎn)品引力模型驗(yàn)證了締結(jié)區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對(duì)服務(wù)業(yè)增加值貿(mào)易關(guān)聯(lián)的促進(jìn)效應(yīng)。張平南等（2018）研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化提高了企業(yè)出口國內(nèi)附加值。針對(duì)服務(wù)貿(mào)易協(xié)定而言，少數(shù)文獻(xiàn)探討了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾條款異質(zhì)性對(duì)增加值的影響。裴長洪等（2014）利用雙重差分法（DID）評(píng)估了負(fù)面清單式的區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)一國服務(wù)行業(yè)增加值的影響，其研究發(fā)現(xiàn)負(fù)面清單管理模式提高了一國服務(wù)出口中外國增加值的比重。林僖和鮑曉華（2018）運(yùn)用引力模型考察了服務(wù)貿(mào)易條款開放度對(duì)服務(wù)出口中國內(nèi)外增加值的影響，也得到了肯定性的結(jié)論。童偉偉（2019）研究認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易條款雖然深度抑制了中國服務(wù)業(yè)出口中的國內(nèi)增加值，但擴(kuò)大了服務(wù)貿(mào)易出口中來自于RTA 伙伴國的國外增加值。王霞（2020）研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定條款深度僅顯著促進(jìn)了中間品國內(nèi)增加值的服務(wù)出口。

綜上所述，利用引力模型來評(píng)估區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)的文獻(xiàn)很豐富，既有從貿(mào)易總額上的研究，也有基于增加值貿(mào)易視角的研究。但本文認(rèn)為在服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域仍有進(jìn)一步的研究空間。首先，從研究內(nèi)容上看，相比于旅游、交通運(yùn)輸?shù)葌鹘y(tǒng)服務(wù)貿(mào)易，離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)是一種定制化的特定服務(wù)需求，買賣雙方需要業(yè)務(wù)上的精確匹配，這就使得跨國交付和契約環(huán)境對(duì)其尤為重要。因此，國家間的制度安排對(duì)離岸服務(wù)外包的影響可能存在異質(zhì)性，而專門聚焦區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定與離岸服務(wù)外包增加值的研究還比較匱乏。其次，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定作為一項(xiàng)政策沖擊，其對(duì)服務(wù)貿(mào)易或者服務(wù)外包的影響時(shí)長能持續(xù)多久，有待進(jìn)行動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析。再次，已有文獻(xiàn)關(guān)于區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)的特定影響機(jī)制的分析，還有待完善和補(bǔ)充?；诖耍疚膹睦碚摵蛯?shí)證層面深入探討并檢驗(yàn)了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的影響。

離岸服務(wù)外包作為生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的主要實(shí)現(xiàn)途徑，并日漸成為各國優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)以及實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新增長的重要引擎。2020 年1 月，中國商務(wù)部等8 部門發(fā)布了《關(guān)于推動(dòng)服務(wù)外包加快轉(zhuǎn)型升級(jí)的指導(dǎo)意見》，以加快服務(wù)外包向高技術(shù)、高附加值、高品質(zhì)、高效益轉(zhuǎn)型升級(jí)，全面提升“中國服務(wù)”和“中國制造”品牌影響力和國際競爭力。2021 年4 月，商務(wù)部發(fā)布的《“十四五”商業(yè)發(fā)展規(guī)劃》進(jìn)一步明確，中國將積極支持企業(yè)參與全球產(chǎn)業(yè)鏈，促進(jìn)國內(nèi)外產(chǎn)業(yè)協(xié)同，推動(dòng)中國產(chǎn)品、服務(wù)、技術(shù)、品牌和標(biāo)準(zhǔn)等“走出去”。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深化從國家間制度層面進(jìn)一步降低了離岸服務(wù)外包發(fā)展的貿(mào)易壁壘和制度約束，對(duì)推動(dòng)中國服務(wù)外包標(biāo)準(zhǔn)、技術(shù)和品牌“走出去”意義重大。因此，本文不僅在理論上拓展了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾__深度對(duì)離岸服務(wù)外包增加值方面的研究，也為中國通過積極參與區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化建設(shè)來推動(dòng)服務(wù)外包產(chǎn)品、技術(shù)、品牌和標(biāo)準(zhǔn)等“走出去”提供了經(jīng)驗(yàn)分析和政策參考。

相較于已有文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，研究內(nèi)容新穎。本文基于增加值視角，分析了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對(duì)離岸服務(wù)外包的承接效應(yīng)，并首次評(píng)估了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的多期動(dòng)態(tài)效應(yīng)，進(jìn)一步豐富了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定與離岸服務(wù)外包關(guān)系文獻(xiàn)。第二，考慮到區(qū)域服務(wù)貿(mào)易承諾條款的異質(zhì)性，本文在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定度量上并未局限于“0、1”虛擬變量，同時(shí)借鑒Miroudot 等（2010）改進(jìn)后的頻度計(jì)算方法，構(gòu)建了服務(wù)外包行業(yè)層面的承諾深度指標(biāo)，并對(duì)比分析了虛擬變量設(shè)定和承諾深度的異質(zhì)性效應(yīng)。此外，本文將涉及到的162 份區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾減讓表與成員國在GATS 項(xiàng)下的承諾情況進(jìn)行文本對(duì)比分析，進(jìn)而捕捉了“GATS+”“GATS-”“GATS=”特征的異質(zhì)性效應(yīng)。第三，本文基于離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)特性，并結(jié)合服務(wù)貿(mào)易協(xié)定文本條款和承諾減讓情況，深入探討了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的影響機(jī)制，進(jìn)一步完善了兩者之間的理論邏輯關(guān)系。

本文余下結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論分析與研究假說；第三部分是計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說明；第四部分是實(shí)證結(jié)果分析，包括基準(zhǔn)回歸結(jié)果、穩(wěn)健性檢驗(yàn)、內(nèi)生性討論、機(jī)制檢驗(yàn)、服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾異質(zhì)性的探討；第五部分進(jìn)一步考察了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的多期動(dòng)態(tài)效應(yīng)；第六部分是結(jié)論及政策建議。

二、理論分析與研究假說

（一）理論機(jī)制分析

區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定作為一項(xiàng)推進(jìn)服務(wù)貿(mào)易自由化的制度性安排，一方面削減了服務(wù)貿(mào)易面臨的交易壁壘，另一方面還對(duì)國內(nèi)規(guī)制、監(jiān)管政策一致性、競爭政策、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、爭端解決機(jī)制等邊境內(nèi)規(guī)則進(jìn)行約束，是一項(xiàng)保障政策透明度、可預(yù)測性和一致性的承諾機(jī)制（劉洪槐，2016）。無論是雙邊還是諸邊的區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定，服務(wù)減讓承諾和推進(jìn)邊境內(nèi)制度改善的承諾均將對(duì)離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)產(chǎn)生深刻影響。本研究認(rèn)為，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定可通過降低服務(wù)外包交付成本、改善契約制度環(huán)境、提高服務(wù)外包生產(chǎn)率等機(jī)制提升離岸服務(wù)外包增加值。

（1）服務(wù)外包交付成本。已有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定可通過降低貿(mào)易成本促進(jìn)締約方之間的服務(wù)貿(mào)易或增加值貿(mào)易關(guān)聯(lián)（劉洪槐，2016；林僖，2018；林僖，2021；苗翠芬等，2021）。一方面，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定項(xiàng)下的服務(wù)部門開放承諾，減少了服務(wù)外包提供商面臨的市場準(zhǔn)入、國民待遇以及“當(dāng)?shù)卮嬖凇币蟮确矫娴南拗菩源胧ǚ艑挿?wù)業(yè)務(wù)種類和地域限制、降低經(jīng)營許可以及相關(guān)資質(zhì)要求、取消服務(wù)企業(yè)合資以及外資比例要求等，進(jìn)而降低了離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)過程存在的搜尋匹配、資質(zhì)要求、跨境傳輸?shù)确矫娴目勺兂杀竞凸潭ǔ杀?；另一方面，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定加強(qiáng)了對(duì)國內(nèi)規(guī)制和監(jiān)管政策一致性的承諾安排，有助于彌合締約方之間監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)的國別特點(diǎn)，使得服務(wù)外包提供商在面臨多個(gè)出口市場時(shí)，無需進(jìn)行“多重認(rèn)證”（Kox 和Lejour，2005；苗翠芬等，2020），進(jìn)而降低國家間監(jiān)管政策差異導(dǎo)致的額外成本。服務(wù)外包交付成本的下降會(huì)誘發(fā)更多的制造企業(yè)或服務(wù)企業(yè)采用離岸服務(wù)外包方式采購所需的中間服務(wù)品，進(jìn)而擴(kuò)大承接方的服務(wù)外包增加值。同時(shí)，在全球價(jià)值鏈背景下，中間服務(wù)品交付成本的不斷降低，也會(huì)帶動(dòng)其下游中間品的價(jià)格下降，這將推動(dòng)中間品進(jìn)出國界次數(shù)的增加和跨國生產(chǎn)鏈條的延長，進(jìn)而提高價(jià)值鏈貿(mào)易（Koopman 等，2014；劉洪愧，2016）。理論而言，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾開放度越高，其對(duì)服務(wù)外包交易成本的削減程度也就越大，進(jìn)而對(duì)離岸服務(wù)外包增加值產(chǎn)生更大的規(guī)模效應(yīng)。

（2）契約制度環(huán)境。從不完全契約理論的視角，離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)主要以跨境或跨國交付方式提供。相比于在岸業(yè)務(wù)，離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)在空間上的分離使得契約制度環(huán)境對(duì)其更為重要。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定有助于提高締約方契約制度環(huán)境，主要表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定文本條款加強(qiáng)了對(duì)政策透明度、行政程序優(yōu)化、監(jiān)管一致性等方面的國內(nèi)規(guī)制要求，有助于提高服務(wù)外包政策的可預(yù)測性；二是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定通常還涉及針對(duì)競爭政策、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、爭端解決等方面的承諾，這將促使締約方加緊完善國內(nèi)相關(guān)的法律法規(guī)，進(jìn)而推動(dòng)市場環(huán)境、合同執(zhí)行力、產(chǎn)權(quán)保障等契約制度環(huán)境方面的改善。Antras 和Helpman（2006）通過構(gòu)建不完全契約模型證實(shí)，契約制度的改善擴(kuò)大了發(fā)包企業(yè)對(duì)中間服務(wù)品的需求，而承接方契約制度的改善有利于擴(kuò)大其離岸服務(wù)外包承接規(guī)模。從理論邏輯上講，良好的契約制度環(huán)境提高了服務(wù)外包契約合同的執(zhí)行效率和國際爭端解決能力，這不僅會(huì)吸引更多的發(fā)包企業(yè)將服務(wù)中間品外包給契約制度環(huán)境完善的地區(qū)，也會(huì)增強(qiáng)承接企業(yè)主動(dòng)開拓離岸服務(wù)外包市場的信心，進(jìn)而提高離岸服務(wù)外包增加值。隨著承諾程度的深化，締約方對(duì)國內(nèi)契約制度環(huán)境的改革力度越大，更完善的契約制度環(huán)境將對(duì)離岸服務(wù)外包增加值帶來更大的促進(jìn)效應(yīng)。

（3）服務(wù)外包生產(chǎn)率。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)市場準(zhǔn)入和國民待遇等方面的限制性措施的削減，不僅擴(kuò)大了本國服務(wù)外包提供者進(jìn)入國際市場的機(jī)會(huì)，也吸引了他國的服務(wù)外包提供商進(jìn)入本國市場。他國高質(zhì)量服務(wù)中間品的輸入，一方面加劇了本國服務(wù)外包提供商之間的競爭，這會(huì)倒逼國內(nèi)企業(yè)主動(dòng)加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新，提升服務(wù)外包行業(yè)整體生產(chǎn)率；另一方面，國外高質(zhì)量服務(wù)中間品存在正向的技術(shù)外溢效應(yīng)，有利于國內(nèi)企業(yè)通過學(xué)習(xí)、模仿和創(chuàng)新等手段提高自身服務(wù)外包生產(chǎn)率（林僖和鮑曉華，2018）。Grossman 和Helpman（2005）通過構(gòu)建兩個(gè)國家的一般均衡模型證實(shí)，偏向承接國的生產(chǎn)率改進(jìn)增加了承接國服務(wù)外包提供商的數(shù)量，并導(dǎo)致更多的服務(wù)外包活動(dòng)從發(fā)包國轉(zhuǎn)移到承接國。由此可知，承接方服務(wù)外包行業(yè)生產(chǎn)率的提升通過增加承接企業(yè)數(shù)量和發(fā)包方的中間品服務(wù)需求量，進(jìn)而提高承接方的離岸服務(wù)外包增加值。從理論上講，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的承諾開放度越大，其帶來的技術(shù)外溢效應(yīng)和競爭效應(yīng)越大，由此引發(fā)的服務(wù)外包行業(yè)技術(shù)革新將對(duì)承接方服務(wù)外包增加值產(chǎn)生更大的規(guī)模效應(yīng)。綜上，本文提出以下研究假說。

研究假說1：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度有利于提高承接方服務(wù)外包增加值。

研究假說2：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定主要通過降低服務(wù)外包成本、改善契約制度環(huán)境、提高服務(wù)外包生產(chǎn)率等機(jī)制提升離岸服務(wù)外包增加值。

（二）區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾異質(zhì)性的擴(kuò)展

為強(qiáng)化因果關(guān)系推斷，本文從區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾異質(zhì)性等方面展開進(jìn)一步探討。從區(qū)域貿(mào)易協(xié)定承諾水平上看，可以將區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定與締約國在WTO《服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定》（GATS）項(xiàng)下的服務(wù)承諾情況進(jìn)行對(duì)比，以評(píng)估區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的優(yōu)惠程度，包括“GATS+”“GATS-”。其中，“GATS+”表示某一服務(wù)子部門在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中做出了比GATS 更高的開放承諾?！癎ATS-”表示某一服務(wù)子部門在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中做出了比GATS 更加嚴(yán)格的承諾，或追加了更多的限制性措施。由此可知，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“GATS+”特征越明顯，則締約國在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中的承諾程度越大，反之，“GATS-”特征越明顯，則締約國在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中的承諾程度越小。從理論機(jī)制分析可知，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾程度越大，則對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的促進(jìn)效應(yīng)越明顯，因此區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾的改進(jìn)情況越多，越有利于雙邊離岸服務(wù)外包增加值的提升，而區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾的倒退情況越多，則越不利于雙邊的離岸服務(wù)外包發(fā)展?；诖耍疚奶岢鲆韵卵芯考僬f。

研究假說3：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“GATS+”特征有助于提高承接方的離岸服務(wù)外包增加值，而“GATS-”特征對(duì)離岸服務(wù)外包增加值具有不利的影響。

根據(jù)服務(wù)貿(mào)易協(xié)定具體承諾情況，承諾情況可區(qū)分為“完全承諾”和“不做承諾”。其中，“完全承諾”代表締約國對(duì)某一服務(wù)子部門沒有設(shè)置任何市場準(zhǔn)入或國民待遇方面的限制性措施，而“不做承諾”表示締約國對(duì)某一服務(wù)子部門不做任何開放承諾。從承諾程度上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中的“完全承諾”情況越多，則該區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的開放程度越大，而區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中的“不做承諾”比例越高，則代表區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的承諾水平越低。由于離岸服務(wù)外包增加值隨著區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾程度的深化而擴(kuò)大，因此，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中“完全承諾”情況越多，越有利于離岸服務(wù)外包增加值的提升。反之，“不做承諾”情況越多，越不利于離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)的開展?；诖耍疚奶岢鲆韵卵芯考僬f。

研究假說4：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“完全承諾”深度有助于提高承接方的離岸服務(wù)外包增加值，而“不做承諾”深度對(duì)離岸服務(wù)外包增加值存在不利的影響。

三、計(jì)量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）計(jì)量模型設(shè)定

本文將采用文獻(xiàn)中普遍使用的引力模型來檢驗(yàn)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的承接效應(yīng)。除了雙邊 GDP、地理距離、是否接壤、是否有共同語言、是否具有歷史殖民關(guān)系等傳統(tǒng)變量外，本文還控制了影響離岸服務(wù)外包的特有變量，包括工資差距、信息技術(shù)發(fā)展水平（盧峰，2007；霍景東和夏杰長，2013）。此外，考慮到引力方程的多邊阻力項(xiàng)（Freentra，2004），本文在模型中進(jìn)一步控制住承接國、發(fā)包國、行業(yè)以及時(shí)間固定效應(yīng)。結(jié)合以上分析，本文最終確定的計(jì)量方程為：

其中，角標(biāo)中的i 表示承接國，j 代表發(fā)包國，h 代表服務(wù)外包業(yè)務(wù)種類。SOVadijht 表示t 時(shí)期i國承接j 國h 類型服務(wù)外包中含有的國內(nèi)增加值，RSTAijt 表示t 時(shí)期雙方是否締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定，RSTAdepthijht 表示區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的承諾深度。GDPit 表示t 時(shí)期承接國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，GDPjt表示t 時(shí)期發(fā)包國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，distij 表示雙方的地理距，wgapijt 表示t 時(shí)期雙方的工資差距。cbordij、clangij、colonyij 均是虛擬變量，依次表示是否相鄰、是否有共同語言、是否有歷史殖民關(guān)系。ICTijt 衡量了t 時(shí)期承接國和發(fā)包國的信息技術(shù)發(fā)展平均水平。vi 、vj 、vh、vt 依次控制住承接國、發(fā)包國、行業(yè)和年份固定效應(yīng)。

（二）變量定義及數(shù)據(jù)說明

根據(jù)2013 年《全球服務(wù)外包發(fā)展報(bào)告》，離岸服務(wù)外包承接地主要分布在亞洲、歐洲和美洲地區(qū)。其中，亞洲地區(qū)的主要承接方為中國、印度、菲律賓，歐洲地區(qū)的主要承接方為愛爾蘭和俄羅斯，美洲地區(qū)的主要承接方為加拿大、墨西哥和巴西，這八個(gè)經(jīng)濟(jì)體承接的離岸服務(wù)外包規(guī)模占據(jù)全球規(guī)模的80%以上。因此，這些經(jīng)濟(jì)體的樣本具有較強(qiáng)的代表性。鑒于WIOD2016 未對(duì)菲律賓進(jìn)行單獨(dú)投入產(chǎn)出核算，本文最終以中國、印度、愛爾蘭、俄羅斯、加拿大、墨西哥、巴西等七個(gè)主要離岸服務(wù)外包承接國為研究對(duì)象，采用服務(wù)外包業(yè)務(wù)行業(yè)層面的增加值數(shù)據(jù)，并以（1）式、（2）式確定的引力模型計(jì)量方程來評(píng)估區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的影響。

1. 被解釋變量：離岸服務(wù)外包增加值

離岸服務(wù)外包是一國企業(yè)將內(nèi)部某項(xiàng)服務(wù)業(yè)務(wù)外包他國企業(yè)的貿(mào)易行為。按照通用的國際收支服務(wù)貿(mào)易（BOP）統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)，離岸服務(wù)外包屬于國際服務(wù)貿(mào)易的范疇。借鑒已有文獻(xiàn)（呂延方，2010；Peter，2019；苗翠芬等，2020），本文擬選取與離岸服務(wù)外包密切相關(guān)的信息技術(shù)、通信、金融、保險(xiǎn)、建筑以及其他商務(wù)服務(wù)共6 個(gè)服務(wù)行業(yè)作為離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)的近似度量。

借鑒Wang 等（2013）雙邊總貿(mào)易流量分解方法，離岸服務(wù)外包承接額可分解為國內(nèi)增加值、國內(nèi)增加值返還、國外增加值和純重復(fù)計(jì)算共四部分。其中，國內(nèi)增加值為最終產(chǎn)品中含有的國內(nèi)增加值（DVA_FIN）、中間產(chǎn)品中含有的國內(nèi)增加值（DVA_INT）、跨境兩次以上未返回的國內(nèi)增加值（DVA_INTrex）以及跨境兩次以上又返回的國內(nèi)增加值（RDV）的總和。鑒于國內(nèi)增加值部分主要反映了出口國或承接國的真實(shí)利潤增加，因此，本文的增加值主要是指離岸服務(wù)外包承接中含有的國內(nèi)增加值?？紤]到服務(wù)外包行業(yè)適用性、國別多樣性以及樣本區(qū)間的連續(xù)性，本文最終選擇了WIOD2016 年發(fā)布的2000-2014 年43 個(gè)國家、56 個(gè)部門的全球投入產(chǎn)出表?；赨IBE GVC數(shù)據(jù)庫①，本文分別計(jì)算出信息技術(shù)、通訊、金融、保險(xiǎn)、建筑以及其他商務(wù)服務(wù)等共6 個(gè)服務(wù)外包相關(guān)行業(yè)出口中含有的國內(nèi)增加值②，最終構(gòu)建了2000-2014 年中國、印度、愛爾蘭、加拿大、巴西、墨西哥、俄羅斯共七個(gè)主要承接國與其他35 個(gè)國家或地區(qū)分行業(yè)的雙邊離岸服務(wù)外包增加值面板數(shù)據(jù)。需要說明的是，由于控制變量存在缺失，故參與回歸的樣本量會(huì)有所減少。

2. 核心解釋變量：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定、承諾深度

（1）虛擬變量。本文將七個(gè)主要的服務(wù)外包承接國締結(jié)的37 個(gè)雙邊或諸邊區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定賦值到雙邊行業(yè)層面。如果承接國與其他發(fā)包國在樣本區(qū)間內(nèi)實(shí)施了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定，則RSTA變量賦值為1，否則為0。由于是否締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定屬于國家對(duì)層面的變量，因此，同一國家對(duì)不同服務(wù)外包行業(yè)的賦值是相同的。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定生效情況以及承諾減讓表均來源于WTO 區(qū)域貿(mào)易協(xié)定信息通報(bào)系統(tǒng)（RTA-IS）③。

（2）承諾深度?？紤]到RSTA 虛擬變量設(shè)定并不能捕捉到服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾內(nèi)容的異質(zhì)性，因此，本文進(jìn)一步構(gòu)建了服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度指標(biāo)。在服務(wù)貿(mào)易協(xié)定條款異質(zhì)性方面，頻度指數(shù)法被普遍用于測量區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的承諾開放度，并廣泛用于分析服務(wù)貿(mào)易開放度方面的研究（盛斌，2002；Miroudot 等，2010；張皞，2017；林僖和鮑曉華，2018；苗翠芬，2021）。借鑒Miroudot等（2010）改進(jìn)后的頻度計(jì)算方法，本文將37 個(gè)服務(wù)貿(mào)易協(xié)定涉及到的162 份承諾減讓表、6 個(gè)服務(wù)外包行業(yè)的市場準(zhǔn)入和國民待遇承諾情況進(jìn)行行業(yè)層面的承諾深度指標(biāo)構(gòu)建。服務(wù)外包行業(yè)__承諾深度指標(biāo)取值范圍在0-100 之間，該值越大，表明該國在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中承諾開放度越高。根據(jù)頻度指數(shù)法構(gòu)建的承諾深度在一定程度上反映了締約國對(duì)服務(wù)外包行業(yè)承諾的大體情況，是現(xiàn)有承諾的“近似”，而不是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾內(nèi)容的完美體現(xiàn)。需要說明的是，承諾深度指標(biāo)僅適用于已簽署服務(wù)貿(mào)易協(xié)定且已生效年份的觀測值。較虛擬變量設(shè)定，承諾深度指標(biāo)構(gòu)建的樣本量有較大損失。

為了評(píng)估區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾的優(yōu)惠程度，本文進(jìn)一步比較了締約國在RSTA 和GATS 的承諾情況，并構(gòu)建了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“GATS+”“GATS-”“GATS=”承諾深度指標(biāo)。其中，“GATS+”表示某一服務(wù)子部門在RSTA 中做出了比GATS 更優(yōu)惠的承諾，主要包括以下兩種情況：

（1）某一服務(wù)子部門在GATS 中為“不做承諾”，但在RSTA 做出了“部分承諾”或“完全承諾”。

（2）某一服務(wù)子部門在GATS 中為“部分承諾”，但在RSTA 中做出了更優(yōu)惠的改進(jìn)承諾或者“完全承諾”?！癎ATS-”表示某一服務(wù)子部門在RSTA 中做出了比GATS 更加嚴(yán)格的承諾，或更多的限制性措施。“GATS=”則表示某一服務(wù)子部門在RSTA 中做出了與GATS 相同的承諾。

3. 其他控制變量

本文的其他控制變量包括雙邊GDP、地理距離、工資差距、信息技術(shù)（ICT）發(fā)展水平、是否接壤、是否有共同語言、是否具有歷史殖民關(guān)系。其中，GDP、工資差距、信息技術(shù)（ICT）發(fā)展水平的數(shù)據(jù)來源于世界銀行。地理距離等其他控制變量來源于CPEII 數(shù)據(jù)庫。

（三）變量的描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)性分析及樣本均值比較

除了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度、是否接壤、是否有共同語言、是否有歷史殖民關(guān)系、信息技術(shù)發(fā)展水平等變量外，離岸服務(wù)外包增加值、承接方GDP、發(fā)包方GDP、雙邊地理距離、工資差距等變量均取對(duì)數(shù)。此外，考慮到服務(wù)外包承接額值存在零值的情況，本文還采用泊松偽最大似然估計(jì)（PPML）方法對(duì)引力模型中的零貿(mào)易問題進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。各變量的含義、描述性統(tǒng)計(jì)參見表1。

表2 進(jìn)一步比較了未簽署區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定（RSTA）與簽署了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定（RSTA）的離岸服務(wù)外包增加值的行業(yè)均值，第（3）列為平均差異的t 值。從平均值上可以看出，與未簽署RSTA 的國家相比，締結(jié)RSTA 國家的離岸服務(wù)外包增加值相對(duì)較高，且這種差異在1%水平上顯著，說明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定可能提高了承接國的離岸服務(wù)外包增加值。

四、實(shí)證回歸分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

本文以（1）、（2）式確定的計(jì)量方程進(jìn)行LSDV 估計(jì)，同時(shí)控制住承接國、發(fā)包國、行業(yè)及年份固定效應(yīng)。表3 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果顯示，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度至少在5%水平上顯著地提升了離岸服務(wù)外包增加值。從經(jīng)濟(jì)意義上來看，締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定將促使離岸服務(wù)外包增加值分別平均提升27.00%①。同時(shí)，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中每增加1 個(gè)部門或 15 個(gè)子部門的完全自由承諾②，將會(huì)使得離岸服務(wù)外包增加值平均提高11.91%，該實(shí)證結(jié)果符合理論預(yù)期。首先，承接方承接的服務(wù)外包業(yè)務(wù)代表了發(fā)包方的中間要素需求，且主要承接的是發(fā)包企業(yè)價(jià)值鏈中基礎(chǔ)性、重復(fù)性的非核心業(yè)務(wù)，因此，服務(wù)外包的價(jià)值創(chuàng)造主要集中在承接方，而較少通過進(jìn)口國外服務(wù)要素的方式來提供離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)；其次，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度直接降低了離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)的交付成本，這會(huì)促使企業(yè)將更多的服務(wù)工序進(jìn)行外包，而服務(wù)工序的不斷增加無疑延長了服務(wù)要素的價(jià)值鏈并誘發(fā)多次跨境，這就使得離岸服務(wù)外包增加值大幅增加；再次，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定大大削減了商品貿(mào)易的關(guān)稅等交易成本，進(jìn)一步促使生產(chǎn)工序的碎片化和精細(xì)化，且無論是最終商品還是中間商品都離不開對(duì)服務(wù)要素的需求，這在一定程度上也加大了商品貿(mào)易的價(jià)值鏈長度并進(jìn)一步產(chǎn)生更多的服務(wù)外包增加值（Noguera，2012）。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用多種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表4 是對(duì)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定虛擬變量（RSTA）、承諾深度（RSTAdepth）的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。其中，第（1）、（2）列是使用國家對(duì)-行業(yè)、年份固定效應(yīng)，第（3）、（4）列是控制發(fā)包國-年份、承接國-年份以及行業(yè)-年份的固定效應(yīng)，第（5）、（6）列是使用核心解釋變量滯后一期，第（7）、（8）列是進(jìn)一步控制了是否締結(jié)貨物貿(mào)易協(xié)定（RGTA）。從回歸結(jié)果上看，無論是更換固定效應(yīng)類型，還是引入滯后期變量，或者控制住貨物貿(mào)易協(xié)定生效情況，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度仍與離岸服務(wù)外包增加值顯著正相關(guān)，在一定程度上驗(yàn)證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

（三）內(nèi)生性討論

1. 遺漏變量可能帶來的偏誤

在計(jì)量方程設(shè)定中，本文不僅控制了雙方GDP、地理距離、是否有共同語言、是否相鄰、是否具有殖民關(guān)系等傳統(tǒng)引力模型變量，也控制了工資差距、信息技術(shù)發(fā)展水平等影響離岸服務(wù)外包的特定變量，還控制了發(fā)包國、承接國、行業(yè)和年份等固定效應(yīng)，在控制變量選擇上比較全面。為進(jìn)一步檢驗(yàn)遺漏變量可能導(dǎo)致的回歸偏誤，本文借鑒Bellows 和Miguel（2009）的方法，進(jìn)一步構(gòu)建了不可觀測變量的選擇性偏誤測量指標(biāo)。該指標(biāo)越大，表明潛在的遺漏變量偏誤就越小。在表5 報(bào)告的所有測量指標(biāo)中，其他不可觀測變量的選擇性必須至少是可觀測變量的選擇影響的5 倍，而其他不可觀測因素對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的影響完全由其他不可觀測因素的驅(qū)動(dòng)是不可能的，這說明在控制了主要控制變量后，其他遺漏變量引致的估計(jì)偏誤可以忽略不計(jì)。因此，本文的回歸結(jié)果穩(wěn)健可靠。

2. 反向因果可能引致的偏誤

另一個(gè)可能引起內(nèi)生性問題的是反向因果關(guān)系，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度會(huì)影響離岸服務(wù)外包增加值，反過來離岸服務(wù)外包增加值也會(huì)對(duì)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度產(chǎn)生影響。服務(wù)貿(mào)易水平越低的國家，越傾向于通過締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定或者進(jìn)一步深化服務(wù)承諾協(xié)議來擴(kuò)大服務(wù)外包業(yè)務(wù)規(guī)模。針對(duì)反向因果引致的偏誤，可以使用工具變量法（IV）來緩解，即需要尋找一個(gè)與區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定高度相關(guān)但不直接影響離岸服務(wù)外包規(guī)模的變量。Mansfield 等（2002）的理論和實(shí)證模型證實(shí)，當(dāng)政府更加民主時(shí)，越傾向于與其他地區(qū)的政府建立合作，則雙方締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的可能性越大。因此，可以選擇相關(guān)的政治指標(biāo)作為區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的工具變量。Chen 和Joshi（2010）研究認(rèn)為，第三國區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的存在對(duì)兩國之間區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的締結(jié)和執(zhí)行具有一定的解釋力，但兩國之間的貿(mào)易沖突不太可能直接受到成員國與第三國區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定關(guān)系的影響?；诖?，Tan 和Qiu（2015）、林僖和鮑曉華（2018）選擇是否與共同第三國簽訂區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定或締結(jié)數(shù)量作為區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的工具變量。

借鑒以上文獻(xiàn)，本文最終選擇雙方是否與共同的第三國締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定和政治民主度（Democracy）作為區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定（RSTA）的工具變量，并選取雙方共同締結(jié)第三國的承諾深度和政治專治度（Autocracy）①作為服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度（RSTA depth）的工具變量。一方面，政治治理水平越高的國家，其參與區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的機(jī)會(huì)越大，且與兩國的服務(wù)外包流動(dòng)無直接關(guān)系；另一方面，第三方區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定關(guān)系對(duì)雙方的締結(jié)和承諾深度具有解釋力，但不太可能對(duì)雙邊的服務(wù)外包產(chǎn)生直接的影響。

表6 是使用工具變量后的廣義矩（GMM）估計(jì)結(jié)果。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度的Kleibergen-Paap rk F 統(tǒng)計(jì)值分別是395.26、445.32，均超過了10%水平上的臨界值（Stock-Yogo 關(guān)鍵值為19.93），拒絕了弱工具變量假設(shè)，即本文所選擇的工具變量與區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度高度相關(guān)；Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量P 值均為0，拒絕了識(shí)別不足假設(shè)。同時(shí)，Hansen J統(tǒng)計(jì)量的P 值分別為0.783 7、0.548 2，均大于10%，不拒絕過度識(shí)別假設(shè)，這說明工具變量具有一定的外生性。以上分析表明本文工具變量的選取總體上是合理的。從GMM-IV 估計(jì)結(jié)果上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對(duì)離岸服務(wù)外包增加值具有顯著的正效應(yīng)，在一定程度上證實(shí)了本文結(jié)果的可靠性。

（四）影響機(jī)制檢驗(yàn)

從本文理論分析部分可知，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定通過降低服務(wù)外包交付成本、改善契約制度環(huán)境以及提升承接國服務(wù)外包生產(chǎn)率進(jìn)而促進(jìn)了承接方的離岸服務(wù)外包增加值。參考Liu 和Mao（2019）、江艇（2022）、劉斌和甄洋（2022）的方法，本文將通過觀測自變量對(duì)中介變量的影響進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。服務(wù)外包交付成本、契約制度環(huán)境以及生產(chǎn)率對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的影響已在理論分析部分進(jìn)行了探討。

（1）服務(wù)外包交付成本對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的機(jī)制檢驗(yàn)。借鑒苗翠芬（2021）、劉斌和甄洋（2022）的方法，本文采用服務(wù)外包限制指數(shù)等相關(guān)指標(biāo)作為反映服務(wù)外包交易成本的代理變量。世界銀行研究組（Jafari 和Tarr， 2014）基于2009-2012 年對(duì)多國服務(wù)部門的政策調(diào)研，構(gòu)造了103個(gè)國家11 個(gè)服務(wù)部門①的限制性指數(shù)和貿(mào)易壁壘的從價(jià)等值（百分?jǐn)?shù)）?？紤]到服務(wù)外包業(yè)務(wù)的獨(dú)特性，本文主要選取了與服務(wù)外包密切相關(guān)的銀行、保險(xiǎn)、會(huì)計(jì)、法律、固定及移動(dòng)線路等服務(wù)部門的貿(mào)易壁壘從價(jià)等值進(jìn)行衡量。服務(wù)貿(mào)易壁壘從價(jià)等值指標(biāo)在一定程度上衡量了離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)交付成本的高低，該數(shù)值越大，表明服務(wù)外包交付成本越高?；诖耍疚牟捎?009-2012 年的樣本對(duì)服務(wù)外包交付成本進(jìn)行回歸。表7 第（1）、（2）列估計(jì)結(jié)果顯示，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度有利于降低服務(wù)外包交付成本。研究假說2 中的交付成本機(jī)制得到驗(yàn)證。

（2）契約制度環(huán)境對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的機(jī)制檢驗(yàn)。契約制度環(huán)境反映了一國市場競爭環(huán)境和合同執(zhí)行力方面的情況，可使用營商環(huán)境相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行衡量。世界銀行針對(duì)全球190 個(gè)經(jīng)濟(jì)體發(fā)布了2004-2020 年《營商環(huán)境報(bào)告》，主要對(duì)跨境貿(mào)易、執(zhí)行合同、破產(chǎn)清算、創(chuàng)辦企業(yè)等十多個(gè)領(lǐng)域的營商環(huán)境便利度進(jìn)行評(píng)分和排名。其中，營商環(huán)境便利度評(píng)分介于1-100 之間。基于此，本文使用營商環(huán)境便利度分?jǐn)?shù)的行業(yè)平均值作為承接方契約制度環(huán)境的代理指標(biāo)，該指標(biāo)越大，表明承接方的契約制度環(huán)境越完善。表7 第（3）、（4）列估計(jì)結(jié)果顯示，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度的回歸系數(shù)顯著為正，表明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度有利于改善承接方的契約制度環(huán)境。研究假說2 中的契約制度機(jī)制得到驗(yàn)證。

（3）服務(wù)外包生產(chǎn)率對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的機(jī)制檢驗(yàn)。對(duì)于技術(shù)外溢引致的生產(chǎn)率提升效應(yīng)，可使用服務(wù)外包行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)行刻畫。世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫（WIOD2016）發(fā)布了2000-2014年多國行業(yè)層面的社會(huì)經(jīng)濟(jì)賬戶數(shù)據(jù)，包括就業(yè)、總產(chǎn)出、增加值、資本存量等指標(biāo)?；诖?，本文使用承接方的行業(yè)總產(chǎn)出與就業(yè)數(shù)量的比值來衡量服務(wù)外包勞動(dòng)生產(chǎn)率。該指標(biāo)越大，表明生產(chǎn)率水平越高。表7 第（5）、（6）列估計(jì)結(jié)果顯示，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度的回歸系數(shù)顯著為正，表明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度有利于提高承接方服務(wù)外包生產(chǎn)率。研究假說3 中的生產(chǎn)率機(jī)制得到驗(yàn)證。

（五）區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾異質(zhì)性分析

1. 區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“GATS”特征

為驗(yàn)證研究假說3，本文將區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定“GATS+”和“GATS-”特征對(duì)離岸服務(wù)外包增加值進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。表8 估計(jì)結(jié)果顯示，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“GATS+”特征與離岸服務(wù)外包增加值呈正比，而“GATS-”特征與離岸服務(wù)外包增加值呈反比，這意味著區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾的改進(jìn)情況越多，越有利于雙邊離岸服務(wù)外包增加值的提升，而區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾的倒退情況越多，則越不利于雙邊的離岸服務(wù)外包發(fā)展，研究假說3 得到驗(yàn)證。該項(xiàng)實(shí)證結(jié)果也在一定程度上印證了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度與離岸服務(wù)外包增加值之間存在的正向促進(jìn)關(guān)系?！癎ATS+”特征越明顯，意味著區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾開放程度越高，越能有效發(fā)揮交付成本削減效應(yīng)、契約制度完善效應(yīng)以及技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而提高承接方的國內(nèi)增加值。

2. 區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾類型異質(zhì)性

為驗(yàn)證研究假說4，本文將區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定“完全承諾”深度和“不做承諾”深度對(duì)離岸服務(wù)外包增加值進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。表9 估計(jì)結(jié)果顯示，“完全承諾”深度與離岸服務(wù)外包增加值顯著正相關(guān)，“不做承諾”深度與離岸服務(wù)外包增加值顯著負(fù)相關(guān)，這表明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中完全承諾的情況越多，越有利于提高離岸服務(wù)外包增加值，而不做承諾的情況越多，越不利于離岸服務(wù)外包增加值的提升。研究假說4 得到驗(yàn)證。此外，該項(xiàng)實(shí)證結(jié)果也有助于加強(qiáng)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度對(duì)離岸服務(wù)外包增加值產(chǎn)生的正向促進(jìn)效應(yīng)。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中存在的“完全承諾”情況越多，意味著區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾開放程度也越高，同時(shí)，離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)將面臨更少的限制性措施。而限制性措施的大幅度下降將帶來更大的交付成本削減效應(yīng)和更強(qiáng)的技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)離岸服務(wù)外包增加值的提升。

五、進(jìn)一步分析：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的多期動(dòng)態(tài)效應(yīng)

接下來，本文在計(jì)量方程（1）式中引入一系列虛擬變量，以追蹤締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。動(dòng)態(tài)效應(yīng)方程設(shè)置如下：

其中，基準(zhǔn)期是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)年份，Cijht 為本文的控制變量集合，RSTAijt 為處理變量，當(dāng)承接國i 與發(fā)包國j 締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定之后為1，其他任何情況下都為0。RSTAijt 的上標(biāo)表示區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)的提前項(xiàng)和滯后項(xiàng)，如RSTA-1ijt 表示在雙方締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定前1 年取1，其他年份均取0；RSTA+5ijt 表示雙方締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定后第5 年時(shí)取1，其他年份均取0。RSTA-10ijt 到RSTA-1ijt 是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)的提前項(xiàng)，刻畫了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)前第n 年的服務(wù)外包效應(yīng)，如果RSTA-15=RSTA-14=…= RSTA-1=0，則說明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定實(shí)施前處理組和控制組的離岸服務(wù)外包承接額沒有顯著差異，平行趨勢假設(shè)得到滿足（Beck 等，2010）。RSTA+1ijt 到RSTA+15ijt 是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)的滯后項(xiàng)，刻畫了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)后第n 年的服務(wù)外包效應(yīng)。

圖1 展示了去除平行趨勢后RSTA-10ijt 到RSTA+15ijt 的系數(shù)估計(jì)結(jié)果，空心點(diǎn)值表示均值，虛線代表95%的置信區(qū)間，橫軸上的t 代表區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)年份，正、負(fù)值分別表示政策實(shí)施后、實(shí)施前的相對(duì)時(shí)長。從圖上可以看出，RSTA-10ijt 到RSTA-1ij 系數(shù)基本都在0 值附近，且置信區(qū)間基本都包括0，即RSTA-10ijt 到RSTA-1ij 的系數(shù)與0 相差不顯著，平行趨勢假設(shè)得到滿足。締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定后，離岸服務(wù)外包增加值開始擴(kuò)大，且RSTA+1ijt 到RSTA+15ijt 的系數(shù)均顯著大于0，這表明締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)增加值具有長期深遠(yuǎn)的促進(jìn)效應(yīng)，即使在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定實(shí)施后的15 年左右，仍具有正向的促進(jìn)效應(yīng)。

本研究認(rèn)為，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定之所以對(duì)服務(wù)外包增加值產(chǎn)生持久且深遠(yuǎn)的影響，主要有以下兩個(gè)方面原因：一方面，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定降低了服務(wù)外包的交付成本，提高了競爭優(yōu)勢，同時(shí)也擴(kuò)大了商品生產(chǎn)中的服務(wù)要素需求，這都有助于離岸服務(wù)外包承接規(guī)模的提升。隨著越來越多的企業(yè)尋求服務(wù)外包生產(chǎn)方式，以及商品生產(chǎn)的日益碎片化，全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)很難被打破或發(fā)生轉(zhuǎn)移，這使得區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)服務(wù)外包增加值的影響得到持續(xù)鞏固；另一方面，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾措施和國內(nèi)相關(guān)制度的配套改革是一個(gè)相互協(xié)調(diào)的過程，隨著雙方對(duì)交付環(huán)境的日益熟悉和服務(wù)外包契約關(guān)系的日益增強(qiáng)，使得發(fā)包方不會(huì)輕易更換服務(wù)外包供應(yīng)商，且防止面臨較高的置換成本和業(yè)務(wù)中斷風(fēng)險(xiǎn)，這有助于服務(wù)外包競爭優(yōu)勢的持續(xù)提升。

六、結(jié)論及政策建議

基于區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的迅猛發(fā)展且各國越來越重視對(duì)服務(wù)問題的談判，本文從理論上探討了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定影響離岸服務(wù)外包增加值的傳導(dǎo)機(jī)制。在實(shí)證方面，本文選取中國、印度、愛爾蘭等七個(gè)主要承接國的服務(wù)外包行業(yè)層面數(shù)據(jù)，并采用引力模型檢驗(yàn)了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對(duì)離岸服務(wù)外包增加值的影響。本文研究認(rèn)為：（1）區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定將促使離岸服務(wù)外包增加值平均提升27.00%，每增加1 個(gè)部門的完全自由承諾，將會(huì)使得增加值平均提高11.91%；（2）從異質(zhì)性效應(yīng)上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定“GATS+”特征與離岸服務(wù)外包增加值呈正比，“GATS-”特征具有顯著抑制效應(yīng)。而“不做承諾”深度與離岸服務(wù)外包增加值顯著負(fù)相關(guān)。（3）從多期動(dòng)態(tài)效應(yīng)上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)服務(wù)外包增加值的影響持久深遠(yuǎn)，即使在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定實(shí)施后的15 年左右，仍具有正向的促進(jìn)效應(yīng)。

結(jié)合以上研究結(jié)論，中國要充分發(fā)揮區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定在推動(dòng)服務(wù)外包產(chǎn)品、標(biāo)準(zhǔn)和技術(shù)“走出去”中的重要作用。

首先，政府要加大對(duì)已簽署協(xié)定的升級(jí)談判。相比于承諾開放度較高的“負(fù)面清單”而言，中國在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中普遍采用“正面清單”承諾方式，承諾開放水平偏低，且基本上遵循了WTO 項(xiàng)下GATS 承諾，“GATS+”特征不太明顯，進(jìn)一步升級(jí)談判的空間比較大。在進(jìn)行升級(jí)談判時(shí)，對(duì)于已開放的服務(wù)部門，政府要進(jìn)一步降低市場準(zhǔn)入、最惠國待遇方面的限制，提高“完全承諾”頻次。對(duì)于開放層次很低或未開放的部門，比如教育服務(wù)、文化和體育服務(wù)、健康和社會(huì)服務(wù)等，政府要謹(jǐn)慎、有序地推進(jìn)非敏感服務(wù)業(yè)務(wù)的開放，提高“GATS+”承諾比例。此外，中國承諾在RCEP 生效6 年內(nèi)轉(zhuǎn)變?yōu)椤柏?fù)面清單”承諾方式。當(dāng)前，政府可結(jié)合海南自貿(mào)港跨境服務(wù)貿(mào)易負(fù)面清單、自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)外商投資負(fù)面清單，加快制定“負(fù)面清單”承諾方式涵蓋的現(xiàn)行和未來不符措施清單，進(jìn)一步提升中國服務(wù)部門的開放水平，為更好地承接離岸服務(wù)外包提供政策保障。

其次，中國離岸服務(wù)外包承接業(yè)務(wù)主要以信息技術(shù)（ITO）為主，知識(shí)流程（KPO）、商務(wù)流程（BPO）等知識(shí)密集型的發(fā)展水平偏低，存在價(jià)值鏈“低端鎖定”問題。政府一方面可在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中加強(qiáng)對(duì)會(huì)計(jì)、法律、管理咨詢、醫(yī)藥研發(fā)、服務(wù)設(shè)計(jì)等處于價(jià)值鏈中高端服務(wù)部門的開放，鼓勵(lì)KPO 和BPO 服務(wù)外包提供商在境外發(fā)展“離岸中心”以及開展對(duì)外合作：另一方面可制定優(yōu)化服務(wù)外包業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)和發(fā)展重點(diǎn)領(lǐng)域的指引性文件，積極扶持設(shè)計(jì)類、創(chuàng)新類服務(wù)外包產(chǎn)業(yè)，以國家創(chuàng)新基金、民間或社會(huì)資本的形式鼓勵(lì)領(lǐng)軍企業(yè)、大學(xué)以及研究院建立創(chuàng)新設(shè)計(jì)中心，并建設(shè)一批國家級(jí)服務(wù)設(shè)計(jì)示范基地，充分發(fā)揮其帶頭引領(lǐng)作用，進(jìn)而促進(jìn)中國服務(wù)外包業(yè)務(wù)的優(yōu)化升級(jí)，提升中國在全球價(jià)值鏈上的地位。

再次，中國要主動(dòng)與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體締結(jié)高水平、高標(biāo)準(zhǔn)的區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定，進(jìn)一步推進(jìn)制度性開放。在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代，政府要以加入《全面與進(jìn)步跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定》（CPTPP）、《數(shù)字經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)議》（DEPA）以及“一帶一路”建設(shè)為契機(jī)，積極參與數(shù)字貿(mào)易、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、監(jiān)管一致性等邊境內(nèi)規(guī)則治理。在數(shù)字貿(mào)易方面，中國應(yīng)在遵循國內(nèi)相關(guān)律法規(guī)的前提下，積極主導(dǎo)電子商務(wù)、數(shù)字貿(mào)易等相關(guān)規(guī)則的制定。在知識(shí)產(chǎn)權(quán)方面，中國可借助區(qū)域貿(mào)易協(xié)定中知識(shí)產(chǎn)權(quán)相關(guān)條款，積極修訂國內(nèi)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度，特別加強(qiáng)對(duì)專利、商標(biāo)、工業(yè)設(shè)計(jì)、集成電路布圖設(shè)計(jì)等與服務(wù)外包業(yè)務(wù)緊密相關(guān)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度。同時(shí)要加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)領(lǐng)域的國際合作和對(duì)話，分享各締約方為防止知識(shí)產(chǎn)權(quán)侵權(quán)所采取的必要措施或成功經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)一步完善本國的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)措施。在監(jiān)管一致性方面，政府要注重協(xié)調(diào)國家間的監(jiān)管政策差異，注重與締約方開展會(huì)計(jì)、商業(yè)服務(wù)等方面的資格互認(rèn)，加快制定與國際接軌的服務(wù)外包業(yè)務(wù)標(biāo)準(zhǔn)體系?？傮w而言，中國積極參與高標(biāo)準(zhǔn)自貿(mào)協(xié)定，有助于推進(jìn)服務(wù)外包相關(guān)法律法規(guī)的建設(shè)和完善，進(jìn)而為中國服務(wù)外包發(fā)展提供公平、競爭有序的制度環(huán)境。

參考文獻(xiàn)

[1] 霍景東、夏杰長：《離岸服務(wù)外包的影響因素：理論模型、實(shí)證研究與政策建議——基于20 國面板數(shù)據(jù)的分析》[J]. 《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》，2013 年第1 期，第119-127 頁。

[2] 江艇：《因果推斷經(jīng)驗(yàn)研究中的中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)》[J]. 《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2022 年第5 期，第100-120 頁。

[3] 劉斌、甄洋：《數(shù)字貿(mào)易規(guī)則與研發(fā)要素跨機(jī)構(gòu)流動(dòng)》[J]. 《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2022 年第7 期，第65-83 頁。

[4] 林僖、鮑曉華：《區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定如何影響服務(wù)貿(mào)易流量？——基于增加值貿(mào)易的研究視角》[J]. 《經(jīng)濟(jì)研究》，2018 年第1 期，第169-182 頁。

[5] 林僖：《區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)服務(wù)出口的影響：機(jī)制與效應(yīng)》[J]. 《世界經(jīng)濟(jì)》，2021 年第6 期，第50-71 頁。

[6] 劉洪愧：《區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)增加值貿(mào)易關(guān)聯(lián)的影響——基于服務(wù)貿(mào)易的實(shí)證研究》[J]. 《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》，2016年第8 期，第127-143 頁。

[7] 盧鋒：《我國承接國際服務(wù)外包問題研究》[J]. 《經(jīng)濟(jì)研究》，2007 年第9 期，第49-61 頁。

[8] 呂延方、趙進(jìn)文：《中國承接服務(wù)外包影響因素分析——基于多國面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)》[J]. 《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》，2010 年第1 期，第145-158 頁。

[9] 苗翠芬、崔凡、吳偉華：《移民網(wǎng)絡(luò)與離岸服務(wù)外包》[J]. 《世界經(jīng)濟(jì)》，2020 年第1 期，第97-121 頁。__

[10] 苗翠芬、崔凡、龍宇：《區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定、承諾深度與中國離岸服務(wù)外包承接——基于合成控制法的實(shí)證研究》[J]. 《國際貿(mào)易問題》，2021 年第10 期，第122-138 頁。

[11] 裴長洪、楊志遠(yuǎn)、劉洪愧：《負(fù)面清單管理模式對(duì)服務(wù)業(yè)全球價(jià)值鏈影響的分析》[J]. 《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》，2014 年第12 期，第5-16 頁。

[12] 盛斌：《中國加入WTO 服務(wù)貿(mào)易自由化的評(píng)估與分析》[J]. 《世界經(jīng)濟(jì)》，2002 年第8 期，第10-18 頁。

[13] 童偉偉：《服務(wù)貿(mào)易條款深度如何影響我國出口增加值》[J]. 《當(dāng)代財(cái)經(jīng)》，2019 年第8 期，第91-103 頁。

[14] 王霞：《增加值視角下區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對(duì)全球服務(wù)貿(mào)易自由化進(jìn)程的影響》[J]. 《世界經(jīng)濟(jì)研究》，2020 年第8 期，第42-55 頁。

[15] 張皞：《中國區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定開放度的特征事實(shí)——基于頻度指數(shù)的方法》[J]. 《國際經(jīng)貿(mào)探索》，2017 年第7 期，第19-32 頁。

[16] 周玲玲、張恪渝：新冠肺炎疫情對(duì)中國貿(mào)易增加值的影響效應(yīng)[J]. 《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評(píng)論》，2020 年第3 期，第5-15 頁。

[17] 周念利：《締結(jié)“區(qū)域貿(mào)易安排”能否有效促進(jìn)發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的服務(wù)出口》[J]. 《世界經(jīng)濟(jì)》，2012 年第11期，第88-111 頁。

[18] 張平南、直銀蘋、董斯靜：貿(mào)易自由化、最低工資與企業(yè)出口國內(nèi)附加值[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2018 年第4 期，第70-90 頁。

[19] Antras， P.， E. Helpman， “Contractual Frictions and Global Sourcing”， NEBR Working Paper， 2006.

[20] Baier， S. L.， J. H. Bergstrand， “Do Free Trade Agreements Actually Increase Members International Trade？”， Journalof International Economics， 2007， 71（1）， 72-95.

[21] Baier， S. L.， J. H. Bergstrand， “Estimating The Effects of Free Trade Agreements on International Trade Flows UsingMatching Econometrics”， Journal of International Economics， 2009， 77（1）， 0-76.

[22] Beck， T.， R. Levine， and A. Levkov， “Big Bad Banks？ The Winners and Losers from Bank Deregulation in the UnitedStatess”， The Journal of Finance， 2010， 65（5）， 1637-1667.

[23] Bellows， J.， E. Miguel， “War and Local Collective Action in Sierra Leone”， Journal of Public Economics， 2009， 93（11-12）， 1144-1157.

[24] Caliendo， L.， P. Fernando， “Estimates of the Trade and Welfare Effects of NAFTA”， Review of Economic Studies， 2015，82（1）， 1-44.

[25] Chen， M. X.， S. Joshi， “Third-country Effects on the Formation of Free Trade Agreements”， Journal of InternationalEconomics， 2010， 82（2）， 238-248.

[26] Egger， P.， M. Larch， and K. E. Staub， “The Trade Effects of Endogenous Preferential Trade Agreements”， AmericanEconomic Journal： Economic Policy， 2011， 3（3）， 113-143.

[27] Eicher， T. S.， C. Henn， and C. Papageorgiou， “Trade Creation and Diversion Revisited： Accounting for ModelUncertainty and Natural Trading Partner Effects”， Journal of Applied Econometrics， 2012， 27（2）， 296-321.

[28] Freentra， R. C.， “Advanced International Trade： Theory and Evidence”， Princeton University Press， 2004.

[29] Ghosh， S.， S. Yamarik， “Are Regional Trading Arrangements Trade Creating？： An Application of Extreme BoundsAnalysis”， Journal of International Economics， 2004， 63（2）， 369-395.

[30] Grossman， G. M.， E. Helpman， “Outsourcing in a Global Economy”， Review of Economic Studies， 2005， 72（1），135-159.

[31] Grunfeld， L. A.， A. Moxnes， “The Intangible Globalization： Explaining The Patterns of International Trade in Services”，Norwegian Institute of International Affairs Discussion Paper， 2003.

[32] Guillin， A.， “Trade in Services and Regional Trade Agreements： Do Negotiations on Services Have to be Specific？”，The World Economy， 2013， 36（11）， 1406-1423.

[33] Jafari， Y.， D. G. Tarr， “Estimates of Ad Valorem Equivalents of Barriers Against Foreign Suppliers of Services in ElevenServices Sectors and 103 Countries”， Policy Research Working Paper， 2014.

[34] Kimura， F.， H. H. Lee， “The Gravity Equation in International Trade in Services”， Review of World Economics， 2006，142（1）， 92-121.

[35] Koopman， R.， Z. Wang， and S. J. Wei， “Tracing Value-Added and Double Counting in Gross Exports”， AmericanEconomic Review， 2014， 104（2）， 459-494.

[36] Kox， H.， A. Lejour， “Regulatory Heterogeneity as Obstacle for International Services Trade”， CPB Discussion Paper，2005.

[37] Lee， J. S.， H. Cho， “Free Trade Agreement and Transport Service Trade”， The World Economy， 2017， 40（7）， 1494-1512.

[38] Liu， Y.， J. Mao， “Do Tax Incentive Affect Investment Productivity？ Firm-Level Evidence from China”， AmericanEconomic Journal： Economic Policy， 2019， 11（3）， 261-291.

[39] Mansfield， E. D.， H. V. Milner， and B. P. Rosendorfe， “Why Democracies Cooperate More： Electoral Control andInternational Trade Agreements？”， International Organization， 2002， （56）， 477-514.

[40] Miroudot， S.， J. Sauvage， and M. Sudreau， “Multilateralising Regionalism： How Preferential are ServicesCommitments in Regional Trade Agreements？”， OECD Trade Policy Paper， 2002.

[41] Noguera， G.， “Trade Cost and Gravity for Gross and Value Added Trade”， UC Berkeley and Columbia University： JobMarket Paper， 2012.

[42] Peter， S. E.， “Service Offshoring and Firm Employment”， Journal of International Economics， 2019， 117， 209-228.

[43] Rose， A. K.， “One Money One Market： The Effect of Common Currencies on Trade”， Economic Policy， 2000， 30，9-45.

[44] Sheng， Y.， H. C. Tang， and X. P. Xu， “The Impact of the ACFTA on ASEAN-PRC Trade： Estimates Based on AnExtended Gravity Model for Component Trade”， Applied Economics， 2014， 46（19）， 2251-2263.

[45] Tan， L.， L. D. Qiu， “Beyond Trade Creation： Free Trade Agreements and Trade Disputes”， ERIA Discussion Paper，2015.

[46] Wang， Z.， S. J. Wei， and K. F. Zhu， “Quantifying International Production Sharing at the Bilateral and Sector Levels”，NBER Working Paper， 2013.

[47] Winston， C.， J. Yan， “Open Skies： Estimating Travelers Benefits from Free Trade in Airline Services”， AmericanEconomic Journal： Economic Policy， 2015， 7（2）， 370-414.

[48] Zhou， N. L.， J. Whalley， “How Do the GATS- Plus and GATS- Minus Characteristics of Regional Service AgreementsAffect Trade in Services”， NBER Working Paper， 2014.