《中國-東盟服務貿易協(xié)議》第二批承諾的貿易效應評估

甘志捷 王 娟 李 燕

一、引言與文獻綜述

隨著服務型經濟的擴張，各國參與國際競爭的重心正從貨物貿易轉向服務貿易，中國與東盟主要國家逐漸轉型為制造和服務類經濟體，服務貿易將成為其新的增長點?；诖?，中國與東盟國家簽署了《服務貿易協(xié)議》，采取正面清單方式，達成了一攬子服務市場具體開放承諾（簡稱“第一批承諾”），以降低服務貿易壁壘，為雙邊服務貿易發(fā)展提供制度保障，推動了該地區(qū)服務貿易自由化進程，但第一批承諾的貿易效應并不顯著（李凌和匡增杰，2018）。中國與東盟國家在2011年進一步達成了“第二批具體承諾的議定書”（簡稱“第二批承諾”），更大程度地削減服務貿易壁壘，中國-東盟的雙邊服務貿易迅速增長，2019 年雙邊服務貿易總量達到679.24億美元，貿易創(chuàng)造效應明顯，但總量仍相對較低。

大量理論研究和實證分析表明，服務貿易自由化會帶來靜態(tài)和動態(tài)的多重收益，但目前學界對中國與東盟區(qū)域服務貿易協(xié)議的貿易效應是否存在、大小如何還持有懷疑態(tài)度，部分學者認為該協(xié)議不一定是有益的?；诖耍疚奶接懥恕吨袊?東盟服務貿易協(xié)議》第一批承諾和第二批承諾開放度的差異，借助合成控制法評估第二批承諾的貿易效應，研究其對中國與東盟雙邊服務貿易發(fā)展的影響，為雙方優(yōu)化服務貿易政策提供理論和實證方面的支持，增強該地區(qū)服務貿易進一步自由化的信心，推進雙方服務貿易多維度、深層次的合作。

區(qū)域服務貿易協(xié)定的效應主要表現為壁壘削減、貿易成本下降和貿易量增長，Deardorff（1985）將服務貿易兩大特征作為理論模型的基礎，證明了比較優(yōu)勢理論適用于服務貿易，服務自由化可以增加貿易國比較優(yōu)勢部門的貿易量，抵消其劣勢部門的損失，從而產生了服務貿易自由化的貿易效應。區(qū)域服務貿易協(xié)定削減了貿易壁壘，實現區(qū)域服務貿易自由化，使貿易國受益，與貨物貿易自由化的邏輯基本相同（Sapir 和Winter，1994），其最大區(qū)別在于跨境貿易和國際投資兩個方面，它們既是服務貿易的基本面，也可能影響貨物貿易（Copeland，2002）。

一些研究運用傳統(tǒng)貿易理論解釋貿易效應。Hirsch（1989）對H-O-S 理論進行修正，發(fā)現服務密度與貨物貿易的要素密度相似，服務貿易自由化增加了服務密度豐裕國家的服務出口。Francois（1990）將專業(yè)化分工理論引入生產者服務和專業(yè)化投入研究，認為專業(yè)化的服務分工促進了雙邊或多邊服務貿易。Marrewijk 等（1997）擴展了H-O 理論和壟斷競爭理論，提出服務貿易也具有規(guī)模經濟，能促進服務出口，形成貿易效應。另外一些研究則從服務貿易自由化的影響因素進行解釋。Miroudot 等（2012）測算了區(qū)域服務貿易協(xié)定的貿易成本，發(fā)現貿易成本降低10%，將提高國內服務業(yè)生產率約0.5%，因而服務貿易自由化有利于服務業(yè)的發(fā)展。Borchert 等（2014）分析了服務貿易協(xié)定的開放承諾，認為許多情況下某些承諾并非實際政策，市場準入是外國服務供應商最不可預測的限制，也是貿易效應的決定因素之一。Shingal 等（2018）以亞洲國家為樣本研究服務貿易協(xié)定的效果發(fā)現，服務貿易自由化提高了生產的服務化程度，降低了監(jiān)管發(fā)生率和異質性引起的服務投入成本。Egger 和Shingal（2021）發(fā)現，服務貿易自由化還在一定程度上有利于貨物貿易破除“單邊限制”，促進服務和貨物的出口。

隨著越來越多區(qū)域服務貿易協(xié)定的生效，對其貿易效應的實證分析逐漸增多。Adlung 和Roy（2005）發(fā)現GATS 對許多國家和服務部門存在歧視，貿易效應并不顯著。Copeland 和Mattoo（2008）認為區(qū)域服務貿易協(xié)定的效應體現在服務部門的產品多樣性上，發(fā)展中國家進口金融資本，發(fā)達國家進口人力資本，促進服務要素的流動，增加了不同國家間的服務貿易。服務貿易和貨物貿易之間的關系研究也取得進展，Francois和Wooton（2010）采用標準引力模型研究OECD國家的雙邊服務貿易，發(fā)現服務自由化可以促進國內服務業(yè)集聚，還可能促進國際貨物貿易發(fā)展。周念利（2012）采用面板引力模型研究服務貿易自由化對服務出口的影響，結果顯示兩者存在顯著的正向關系。Miroudot 和Cadestin（2017）從全球價值鏈角度實證分析了服務貿易專業(yè)化分工的收益，結果表明限制服務貿易會對服務增值和雙邊貿易流量增長產生負向影響。

總體上，《中國-東盟服務貿易協(xié)議》兩批承諾均促進了雙邊服務貿易總量的增長，許多學者從不同角度對此展開研究。例如：具體條款解讀（曾文革和余元玲，2011）、高等教育、旅游服務、服務開放度（鄒春萌和林珊，2012；蒙英華和林藝宇，2014）。李凌和匡增杰（2018）評估第一批承諾的貿易效應發(fā)現，第一批承諾對雙邊服務貿易總量增長的促進作用并不顯著，在服務部門上的正負效應也不盡相同。第一批承諾促進了中國自東盟國家的版稅和許可服務以及個人、文化和休閑服務的進口，但對建筑服務的進出口以及保險服務的出口卻產生了負面作用。王娟（2011）構建理論模型分析了第二批承諾生效后雙邊服務貿易不同模式和部門的發(fā)展趨勢。蒙英華和林藝宇（2014）量化分析第二批承諾的開放度發(fā)現，中國和老東盟五國的開放度均顯著高于第一批承諾，并且開放度與部門所占比重、部門的比較優(yōu)勢之間未呈現明顯對稱關系，更多是基于“部門對等互惠”意義上的“討價還價”，結論表明第二批承諾以相互讓利形式的開放無法形成持續(xù)增長的長期動力。

通過回顧現有文獻，發(fā)現關于第二批承諾貿易效應的實證研究仍有待深入，這對本文開展的研究工作具有重要啟發(fā)作用。本文的創(chuàng)新之處可能體現在：第一，在測算服務貿易壁壘水平變化的基礎上，運用合成控制法和雙重差分法排除了時間趨勢對效應估計的影響，彌補了相關研究的不足。第二，從各國服務貿易的總量、結構和壁壘特征出發(fā)，創(chuàng)新性地從各國經濟、文化以及制度等方面討論了造成服務貿易發(fā)展差異和貿易效應異質性的內在因素。第三，以服務貿易的模式、國家和部門的準入壁壘為視角進行了較為豐富的異質性分析。

二、《中國-東盟服務貿易協(xié)議》兩批承諾的開放度比較

《中國-東盟服務貿易協(xié)議》兩批承諾減讓表，按照市場準入和國民待遇兩大類別在聯(lián)合國中心產品分類系統(tǒng)（簡稱“CPC”）基礎上劃分服務部門，對四種服務貿易模式（即跨境交付、境外消費、商業(yè)存在、自然人流動）的商務、旅游、運輸等11個服務部門給予具體承諾。

為更好地描述壁壘變化情況，本文選取泰國、新加坡、菲律賓、馬來西亞、印度尼西亞等5 個東盟國家為代表，這些國家的服務貿易具有規(guī)模大、部門齊全、結構均衡等特點。盛斌（2002）分析中國加入世貿承諾時提出，“沒有限制”的服務數量占部門或者總服務的比例（簡稱“No Restriction”指數）最能代表服務貿易自由化的水平，蒙英華和林藝宇（2014）按照此思路測算了第二批承諾實施后中國與東盟5 國服務開放度的變化。參照他們的做法，本文“沒有限制”（No Restriction）指數的計算公式為：

該公式計算一國服務部門“沒有限制”的服務數量占總服務的比例。其中，i為x服務部門的第i種服務，j為i服務下第j種服務貿易模式；bij表示該國在i服務部門的j服務貿易模式是否作出了“沒有限制”的承諾，是則賦值為1，否則為0；N表示每種服務貿易模式的服務數量。市場準入是服務部門開放的主要限制因素，考察市場準入能更好反映壁壘和服務貿易的關系，因而本文從總體和部門兩方面測算市場準入的No Restriction指數，表1報告了詳細的測算結果。

表1 中國-東盟國家第一、二批承諾的No Restriction指數 單位：%

表2 GATS服務貿易自由化指標的國家類型劃分 單位：%

（一）總體開放度

表1、2 表明，第二批承諾的No Restriction指數明顯高于第一批，總體服務開放度提高，體現在：第一，市場準入壁壘進一步下降，由低到高分別為：新加坡、中國、馬來西亞、泰國、菲律賓、印度尼西亞。第二，“沒有限制”的服務數量顯著增多。中國的增幅最大，“沒有限制”的服務數量比重由6.3%升至21.3%；其次為泰國、新加坡、菲律賓、馬來西亞、印度尼西亞，各國“沒有限制”的服務數量增長均超過一倍。

以GATS服務貿易自由化指標為標準，第一批承諾下開放度最高的新加坡僅達到發(fā)展中大國的開放水平；第二批承諾下新加坡達到了高收入國家的開放水平，中國、馬來西亞、泰國、菲律賓達到了發(fā)展中大國的開放水平。

（二）部門開放度

從開放廣度看（表3），第二批承諾下服務部門的開放領域更多，市場準入壁壘更低。新加坡承諾開放全部的11個服務部門，中國、泰國承諾開放健康部門以外的10個服務部門；馬來西亞、菲律賓、印度尼西亞承諾開放的部門相對較少。新增以下開放部門：新加坡的建筑部門；中國的通信、分銷、教育、金融、旅游部門；泰國的通信、建筑、分銷、環(huán)境、金融、娛樂部門；馬來西亞的健康和娛樂部門；菲律賓的分銷、金融和運輸部門；印度尼西亞的建筑、金融、旅游、運輸部門?？偟膩碚f，第二批承諾新增開放金融、運輸部門，并且對金融、分銷、通信等敏感部門作了有限制的開放。各國的No Restriction指數均上升，開放部門分布更廣，一些國家完全開放某些部門，如新加坡的建筑部門、中國的環(huán)境部門、馬來西亞的旅游部門等。

從開放深度來看，第二批承諾的側重點不同。對金融、電信、運輸等壟斷性質較強的部門，開放數量大大增加，實現有限制的開放；對建筑、旅游、專業(yè)服務等壟斷競爭性的部門，各國開放度差異較大，但基本是傾向于提高本國比較優(yōu)勢部門的開放水平，例如新加坡的建筑部門、泰國和馬來西亞的旅游部門。部分國家的環(huán)境、健康、教育等部門因國內產業(yè)技術欠缺，需要引進外國技術，因此，也降低了市場準入限制。

簡而言之，第二批承諾總體上顯著削減了市場準入壁壘，部門開放的廣度和深度進一步提升，提高了中國-東盟服務貿易自由化水平。

三、實證分析

（一）研究設計

合成控制法（Synthetic Control Methods，SCM）由Abadie 和Gardeazabal（2003）提出，基本思路為：利用干預組與參照組之間的相似特征進行加權平均，構造一個未受政策影響的虛擬干預組（合成的干預組），干預組與合成干預組系數估計之差即為實施干預的政策效應。

假設i= 1為受第二批承諾影響的干預組，則

（二）第二批承諾的貿易效應估計

1.數據來源及變量說明

本文研究的干預組為中國，參照組的選取需要考慮其個體特征是否與中國相似。綜合考慮經濟、人口、收入和對外貿易等因素，選取2019年經濟總量世界排名前19的國家作為參照組，分別為美國、日本、德國、英國、印度、法國、意大利、巴西、加拿大、韓國、澳大利亞、俄羅斯、西班牙、墨西哥、土耳其、荷蘭、瑞士（中國作為干預組，印度尼西亞屬于CAFTA 成員國，故將二者剔除出參照組。），得到2005—2019 年的平衡面板數據。數據來源于世界銀行、UNComtrade和World Development Indicator數據庫。

Baier 和Bergstrand（2009）等利用雙邊貿易總量數據和引力模型分析區(qū)域貿易協(xié)定的實際效果，表明把中國與東盟雙邊服務貿易總量定義為結果變量是合理的。Abadie 等（2010）提出選擇預測變量需要考慮其是否能解釋或影響結果變量。經濟規(guī)模很大程度上影響雙邊服務貿易總量，人均GDP 對服務出口有正向效應，服務業(yè)與人均消費能力相關，人均GDP 可以作為消費力的代理變量。服務貿易和貨物貿易之間存在互補性，二者是高度相關的。另外，服務貿易增加值代表了一國服務貿易在區(qū)域內價值鏈深度和參與專業(yè)化分工程度（林僖和鮑曉華，2019），將其加入模型中以增強合成控制結果的擬合度和穩(wěn)健性。

綜上，選取中國與東盟雙邊服務貿易總量（Sev）作為結果變量，選取GDP、人均GDP（PGDP）、GDP年增長率（GDPgrowth）、貨物貿易總量（GOODS）、服務貿易增加值（Sev_added）作為預測變量，取對數后得到lnSev、lnGDP、lnPGDP、lnGDPgrowth、lnGOODS、lnSev_added。變量的描述性統(tǒng)計如表4所示。

表4 變量描述性統(tǒng)計

2.實證結果

參照組內國家的合成權重系數。除美國（0.073）、日本（0.346）、印度（0.581）外，其余國家的權重系數均為零。因此可以用這三個國家來合成未受第二批承諾影響的結果變量。表5 顯示預測變量的合成程度，與真實值十分接近，表明合成中國可以很大程度模擬真實中國的經濟特征。

表5 預測變量的合成情況

圖1 報告了合成控制的結果。即垂直虛線表示第二批承諾實施的年份，虛線左側表示實施前，合成的中國-東盟雙邊服務貿易總量與真實值之間具有平行趨勢，二者擬合效果較好，合成值有效地模擬真實的變化情況。虛線右側表示實施后，二者的差異逐漸變大，這一差異是本文希望研究的貿易效應，真實值始終高于合成值表明第二批承諾對中國與東盟雙邊服務貿易增長有正向的貿易效應。第二批承諾實施前，真實的中國-東盟雙邊服務貿易總量與合成值在2007—2011 年出現了細微差異，呈“N”形波動，原因可能是2007 年實施了第一批承諾，但其貿易效應較小，所以差異不顯著。此外，服務貿易市場對第二批承諾產生了正向的“預期”，使貿易效應在2011 年前開始顯現。2011 年后貿易效應逐漸凸顯，2014 年達到最大值，在2015 年后開始趨向水平值，表明第二批承諾對中國-東盟雙邊服務貿易的促進作用存在“邊際遞減”。

圖1 中國與東盟雙邊服務貿易的合成控制結果

圖2 顯示了第二批承諾貿易效應估計值。即第一批承諾的貿易效應估計值約為0.15，對雙邊服務貿易增長的促進作用有限，反映出第一批承諾的開放度不高；第二批承諾的貿易效應估計值約為0.45，穩(wěn)定在0.25水平值，可見第二批承諾開放度更高，促貿作用更大。但是這種效應持續(xù)時間不長，后期開始下降，其原因可能除了服務貿易壁壘外，還有其他重要因素制約著中國與東盟國家雙邊服務貿易的發(fā)展，比如東盟國家的制度、地理和文化距離、基礎設施建設和居民消費水平等因素（余淼杰和高愷琳，2018）。

圖2 中國與東盟雙邊服務貿易的貿易效應估計值

總體而言，第二批承諾提高了服務開放水平，擴大了雙邊服務貿易規(guī)模，并且貿易效應估計值是在真實的中國-東盟雙邊服務貿易總量與合成值擬合度很高的情況下估計得到，因而解釋力度也較強。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為排除其他因素造成的估計偏誤，本文借鑒Abadie 和Gardeazabal（2003）、Abadie 等（2010）及劉甲炎和范子英（2013）的做法進行以下穩(wěn)健性檢驗，確保貿易效應估計值的可信度。

1.雙重差分法

使用雙重差分法估計第二批承諾的貿易效應，并將估計結果與合成控制法進行比較。雙重差分法的模型設定為：

lnsevit=β0+β1CA_SERVICEit+γXit+αi+θt+εit，CA_SERVICEit=SEVit*Postt

其中，lnsevit為中國-東盟雙邊服務貿易總量；SEVit為處理組虛擬變量，表示服務貿易出口國是否為CAFTA 國家，是則為1，否則為0；Postt為政策干預時點的虛擬變量，將2011年及之后年份的Postt設定為1，2011 年之前的年份設定為0；CA_SERVICEit為處理組虛擬變量和時期虛擬變量的交互項，也是模型的核心解釋變量；Xit是隨時間變化的國別特征變量，此處作為控制變量，其包含：（a）出口目的國的經濟規(guī)模，用lnGDP表示；（b）出口目的國市場消費能力，用lnPGDP表示人均收入水平；（c）一國貨物貿易，用lnGOODS表示；（d）出口目的國市場開放度lnOPEN，用對外貿易依存度表示。αi為國家固定效應，θt為年份固定效應，εit為隨機誤差項，選取亞洲國家2005—2019年數據。關注核心解釋變量的系數β1，其經濟含義可解釋為第二批承諾對中國與東盟雙邊服務貿易增長的影響。

表6 報告了雙重差分法的結果。即在加入所有控制變量并控制時間和國家后，第二批承諾對雙邊服務貿易的效應估計值符號和大小與合成控制法的結果一致，平行趨勢檢驗顯著通過，證實了合成控制法估計結果的穩(wěn)健性。但是，雙重差分法的貿易效應存在低估，原因可能是東盟各國的經濟和服務業(yè)市場環(huán)境差異很大，不同國家對服務開放的反應各異，使估計的平均效應較低。

表6 雙重差分法的貿易效應估計

2.替換干預組

借鑒Abadie 和Gardeazabal（2003）的安慰劑檢驗法，選擇一個未受第二批承諾干預的國家（非CAFTA成員國）進行合成控制法分析，如果該國和東盟雙邊服務貿易的真實值與合成值擬合度很高，并且在研究期內二者之差沒有顯著差異，則表示第二批承諾未對非CAFTA 國家產生明顯的貿易效應，從而證明合成控制法的估計結果有效。

參考劉甲炎和范子英（2013）的做法，選取在合成中國過程中權重最大的國家：印度，權重最大說明印度與中國的個體特征最為接近；選取權重為0 的國家：德國，說明德國與中國的個體特征相差甚遠。干預組變?yōu)橛《群偷聡?，兩國屬于不同地理區(qū)域和經濟發(fā)展水平的非CAFTA 成員國，若第二批承諾對這兩個與中國最相似以及最不相似的國家均未產生顯著的貿易效應，則可以更加確保估計結果的穩(wěn)健性。

圖3 報告了印度與合成印度、德國與合成德國的貿易效應估計結果。即在第二批承諾實施前后，兩個國家的真實值始終與合成值高度擬合，雖然出現細微波動，但是幅度遠小于中國的情形（圖1），表明合成值較大程度地還原了兩個國家與東盟服務貿易的情形，擬合效果在第二批承諾實施前后并未出現變異，也未出現顯著的貿易效應。由此可見，第二批承諾的貿易效應并非其他偶然因素引起，證實了第二批承諾對中國與東盟雙邊服務貿易發(fā)展具有正向的貿易促進作用，而對其他國家并無顯著貿易效應。

圖3 印度和德國的合成控制結果

3.排序檢驗

排序檢驗是Abadie 等（2010）提出的另一種穩(wěn)健性檢驗方法，即考慮參照組中是否還有其他國家出現與中國相似的貿易效應估計值，如果出現的話，其概率是多少，相當于檢驗貿易效應估計值在統(tǒng)計上是否顯著。具體步驟為：首先假定參照組內的所有國家均受到第二批承諾影響，然后依次把每個國家作為干預組進行合成控制，再將它們的貿易效應估計值與中國進行對比，若二者差距很大，則說明第二批承諾只對中國具有貿易效應，反之亦然。以合成中國為基準，利用合成控制法過程中計算的均方預測誤差（RMSPE），通過倍數逐步剔除RMSPE較大的國家。

圖4報告了參照組各國RMSPE的趨勢，紅實線表示合成中國的RMSPE值，部分國家的RMSPE值與中國偏離較大，圖5報告了剔除5倍和10倍RMSPE值的結果。剔除大于合成中國RMSPE值5倍、10倍的5個國家和3 個國家，剩余國家的估計值均不顯著，即可解釋為統(tǒng)計上的顯著性水平：有一個國家出現與中國相同或相似貿易效應的概率分別為1/13 和1/10，因此“第二批承諾對中國與東盟雙邊服務貿易有正向的貿易效應”這一事件在10%的水平上顯著。

圖4 參照組國家RMSPE值的比較

圖5 剔除5倍和10倍RMSPE值

以上三種穩(wěn)健性檢驗方法證實了本文貿易效應估計值的穩(wěn)健性，第二批承諾確實促進了中國與東盟國家雙邊服務貿易增長。從時間趨勢來看，貿易效應在第二批承諾實施后的三年里逐漸增強，促貿作用較為明顯，在2015年后開始下降，并收斂于平均值。

（四）異質性分析

中國與東盟國家在經濟水平、服務貿易發(fā)展和開放度等方面存在顯著差異，不同國家和服務部門面對第二批承諾的沖擊必然有較大的異質性。例如，新加坡、泰國和馬來西亞是東盟國家中的服務貿易大國，自由化水平較高，貿易增量必然大于服務貿易欠發(fā)達的國家。因此，本文認為貿易效應存在較大的國別異質性和部門異質性，削弱了第二批承諾的整體效果。

1.國別異質性

根據2005—2019 年中國與東盟國家雙邊服務貿易總量大小，將東盟10 國劃分成4 類，第一類為新加坡，第二類為泰國和馬來西亞，第三類為越南、印度尼西亞和菲律賓，第四類為緬甸、文萊、老撾和柬埔寨。國別異質性分析可以考察第二批承諾對哪些國家有利，對哪些國家相對不利。

分別對4類國家進行合成控制，得到圖6的4類國家貿易效應估計值。結果顯示，國別的貿易效應估計值從大到小依次為第四類、第二類、第一類、第三類，貿易效應估計值分別約為0.45、0.3、0.28、0.2。這表明服務貿易總量與貿易效應大致呈負相關，即服務貿易總量較大的國家可能獲得較低的貿易效應。從服務貿易增量的角度來解釋，緬甸、文萊、老撾和柬埔寨屬于迅速增長的市場，第二批承諾的增速作用相對明顯，因此貿易效應較顯著。盡管它們的貿易效應估計值相對較高，但實際上其總量與新加坡、泰國和馬來西亞等服務貿易相對發(fā)達的國家逐漸拉開差距。因此，服務貿易基礎好的國家在第二批承諾中貿易增量大，獲益較多，而服務貿易發(fā)展較差的國家即使增速可觀，但仍處于不利地位。

圖6 貿易效應的國別異質性

2.部門異質性

表7 報告了第一、二批承諾中服務部門的No Restriction指數，以部門開放度高低劃分11 個部門，考察貿易效應的部門異質性。由于CPC 服務分類系統(tǒng)與WTO 數據庫EBOPs 統(tǒng)計分類僅一級類別基本重合，其中分銷、教育、環(huán)境服務歸類于商務服務部門，健康服務歸類于金融、保險及養(yǎng)老金服務部門，因此將數據統(tǒng)計上基本相同的7 大部門進行分類，分別為：建筑、旅游、商務、娛樂、運輸、金融、通信。部門異質性能夠衡量各部門的受益狀況，為各國開放服務部門的政策制定提供實證參考。

表7 第一、二批承諾中服務部門開放度

分別對7個部門進行合成控制，結果如圖7所示，部門之間的效應估計值差異較大，部門開放度與效應估計值之間大致負相關，即開放度較高的服務部門貿易效應反而較低。具體分析原因：建筑和旅游部門的貿易效應均低于平均值，由于二者屬于傳統(tǒng)勞動密集型服務，雖然開放度高、比重大，但東盟國家勞動密集型服務部門已趨近飽和，市場規(guī)模增長過慢，所以開放度雖高，但未能帶來等比例的增長。近年來，東盟國家勞動密集型服務比重下降也部分解釋了該現象。其他部門的效應估計值雖然高于平均值，但基數太小，短時間無法形成較大規(guī)模的增量。

圖7 貿易效應的部門異質性

此外，部門的貿易效應波動性較大。建筑、商務和金融服務對自由化的反應強烈，實踐中有其他障礙影響部門增長的穩(wěn)定性；通信服務的貿易效應存在時滯，在后期出現逆跌，原因在于第二批承諾實施后，東盟國家需要一個過渡期來逐漸完善通信設施，而后通信服務的需求上升，形成增長的后發(fā)之勢，同時表明東盟國家的通信服務市場還有較大開發(fā)潛力。

四、結論與政策啟示

（一）研究結論

本文基于中國與東盟國家的雙邊服務貿易數據，使用合成控制法考察《中國-東盟服務貿易協(xié)議》第二批承諾的貿易效應，并運用雙重差分法、替換干預組和排序檢驗三種方法驗證結論穩(wěn)健性。研究發(fā)現：第一，第二批承諾對中國具有較低的正向貿易效應，帶動中國與東盟國家雙邊服務貿易增長近0.25～0.3 個量級，東盟國家經濟、社會、文化和制度等方面的巨大差異限制了貿易效應。第二，貿易效應具有較大的國別異質性和部門異質性。服務貿易總量與貿易效應負相關，與中國雙邊服務貿易總量大的國家貿易效應更低；部門開放度也與部門的貿易效應負相關，開放度較高的服務部門貿易效應反而較低。部門的貿易效應存在時滯和波動，說明部門對第二批承諾更加敏感，部分部門的貿易基礎設施有待完善。第三，第二批承諾的壁壘削減幅度更大，尤其是降低了敏感部門的市場準入限制，貿易促進作用更明顯；但持續(xù)時間不長，后期下降明顯。說明除了壁壘外，還有其他重要因素制約著中國與東盟雙邊服務貿易的發(fā)展。

鑒于EBOPS分類只涵蓋了跨境交付和境外消費兩種模式，部門的貿易效應分析未能體現商業(yè)存在和自然人流動，專利和版權、與制造相關、娛樂等服務部門也由于數據統(tǒng)計口徑不一致而無法獲得，這是本文研究的不足之處。

（二）政策啟示與建議

結合實證結論和現有研究，提出以下政策啟示與建議：

1.中國-東盟服務貿易市場的進一步開放是時之趨勢

區(qū)域內服務貿易開放能形成制造業(yè)和服務業(yè)的互動發(fā)展，獲得貿易投資和專業(yè)化分工的福利，中國與東盟國家應著力推動國內競爭及規(guī)制制度和壟斷產業(yè)的市場化改革，營造公平競爭環(huán)境；試行某些服務業(yè)的集中管理，推行服務標準化，規(guī)范服務質量，提高服務標準。例如，制定區(qū)域性服務行業(yè)標準和行為規(guī)范，構建區(qū)域性信用評價體系，推廣國際標準組織認證體系。

2.中國-東盟國家服務業(yè)開放的制度安排須注重非均衡原則

考慮到成員國在服務貿易的物質基礎、產業(yè)結構、需求偏好、發(fā)展階段和潛力等方面的異質性和多層次階梯狀態(tài)，服務市場的開放應采取“漸進的”和“有管理的”非均衡開放原則。審慎評估不同國家及部門的受益情況，特別是把某一服務部門視為支柱的最不發(fā)達國家，優(yōu)先發(fā)展部分部門，建立行業(yè)合作機制或聯(lián)盟，帶動其他部門的進一步開放。例如，可將一些基礎性服務行業(yè)——金融服務、電信、郵政服務、航空運輸和海運（船運和港口）、旅游服務的改革置于政策優(yōu)先地位；建立統(tǒng)一競爭機制，實行國內補助、公共安全政策等。鼓勵有能力的成員國對其他國家提供技術援助，給予落后國家或落后服務產業(yè)一個開放過渡期，開放和市場培育同步進行。

3.中國-東盟服務貿易下一步開放談判的著力點應是隱形壁壘的消除

實證分析發(fā)現國內管制、文化包容度、制度差異、語言、生活習俗以及歷史因素等諸多隱形壁壘阻礙雙邊服務貿易，國內監(jiān)管不透明形成的無形壁壘提高了服務貿易成本。應規(guī)范各國服務貿易的國內規(guī)制，使政策客觀透明、程序公正簡便。文化心理和認同的差異可以通過建設溝通平臺和相關措施逐步淡化，例如加強各國間的語言學習、文化交流、教育服務、學者交換、體育活動交流等。