服务业具有本土市场效应吗——基于分位数面板模型的研究

宋大强，朱帆

（南京财经大学产业发展研究院，江苏，南京 210023）

服务业具有本土市场效应吗
——基于分位数面板模型的研究

宋大强，朱帆①

（南京财经大学产业发展研究院，江苏，南京 210023）

服务业出口是否随着需求规模的扩大而增加？内需与外需对出口服务贸易的贡献孰大？服务业是否具有本土市场效应？针对以上问题，本文首先构建了一个包含需求在内的三维影响因素模型，从需求维度出发研究服务业出口影响因素的作用机制。其次，利用包括中国在内的24个国家2000—2012年的双边贸易面板数据并采取分位数回归方法进行实证检验，结果显示：（1）整体来看，服务业不存在本土市场效应；（2）在服务业出口初期，即在服务业出口量较小的时期，服务业具有本土市场效应；（3）在服务业出口中后期，即在服务业出口量较大的时期，服务业不具有本土市场效应。因此，适时地实施扩大内需政策有助于挖掘国内市场潜力，带动服务业的进一步出口，发挥服务业的本土市场效应。

需求；服务业；本土市场效应；分位数回归

一、引言

2008年以来，房地产泡沫的破裂带来了世界范围内的金融危机，这给国际贸易带来了新的挑战。一些国家为了保护本国市场，防止贸易逆差的进一步扩大，不断调整进出口贸易政策，出口企业生产的商品一直积压在国内。在这种情况下，出口国不得不制定相应政策来消耗本国过剩产能进而缓解出口企业的压力。扩大内需政策无疑是一剂良药，它可以使得无法出口国外的产品在国内这个巨大的市场上得以消耗，这在国内外理论界也得到了证实（刘志彪，2012；Amiti,1980）。

“十三五”规划纲要明确强调，我国要建设一个处于世界领先水平的内需市场。然而，内需政策的制定并不意味着闭关锁国。在经济全球化的今天，一国的发展离不开世界，只有把内需市场与经济全球化趋势结合起来，利用好国内和国外两个市场，才能更好地服务于中国的现代化建设。一方面，国际上有相当多的高级创新要素，通过参与经济全球化进程，中国可以最大限度地吸收之；另一方面，中国正处经济转型时期，亟需高级创新要素驱动从而加速产业的升级。值得注意的是，产业升级使得经济发展的重心逐渐转移到服务业上来，这引起了政府相关部门的高度重视。2008年国务院办公厅发布了《关于加快发展服务业若干政策的实施意见》，对加快服务业的发展、推进产业升级提出了具体要求。2014年国务院出台了《关于加快科技服务业发展的若干意见》，要求各级政府部门加大研发的投入力度，着重推进科技服务业的发展。由此可见，国家提出的扩大内需战略无疑是明智之举，这为服务业的发展指明了方向，即依靠国内市场、大力挖掘国内需求来促进服务业的发展。

那么，在内需驱动的战略下，一国服务业出口能力能否因为国内需求市场的扩张而得到提升呢？从理论上说，这种可能性是存在的。众所周知，服务业最初是为了满足本国市场需求而产生的，是经济发展迈向高级阶段的产物。比如，在经济发展初期，一国以农业为主，农业是一国的经济命脉；工业化时期，一国经济的发展主要靠农业与工业，且工业占据整个经济的50%以上；进入现代社会，服务业迎来了发展的机遇，比如生产性服务业为工业技术的进步、产业升级和生产效率的提高提供了保障。而且，Markusen（1989）研究表明，服务业本身具有规模报酬递增的特点，按照“本土市场效应”（Home Market Effect）理论①“本土市场效应”一词最早在1980年由美国经济学家克鲁格曼（Krugman）提出，他认为在规模经济和报酬递增的假设下，出口国内需市场的扩大可以增加出口量。，国内市场的扩大能够带来一大批生产差异化产品企业的出现，差异化产品的竞争会伴随着国内市场的扩大越来越激烈，这不仅使得出口产品在种类与创新上具有优势，而且价格相对他国同类产品也容易被消费者接受，最终实现出口的增加。基于此，在出口国实施内需驱动战略的背景下，对服务业出口是否具有“本土市场效应”以及服务业出口受到哪些因素的影响的研究，可以为一国政策的设计提供理论参考。

接下来的第二部分是对一国内需与服务业出相关研究的一个简要回顾；第三部分从一国内需的角度提出有待计量检验的两个理论假说；第四部分对数据和变量进行说明；第五部分通过计量模型，实证检验一国服务业出口是否具有本土市场效应；第六部分是对假说2的实证检验；最后一部分是结论及政策含义。

（一）文献综述

关于服务贸易的研究由来已久。其中，Deardorff（1985）第一次把服务部门引入到国际贸易理论的分析框架，研究了比较优势理论是否可以应用到服务贸易的研究领域。在此之后，一部分学者研究了服务贸易对一国经济的贡献大小，如Rosa Perez-Esteve和Luder Schuknecht（1999）选取国际贸易中的电子商务行业作为代表，运用投入产出法对其进行深入探索。结果表明，在OECD国家中，以电子商务行业为代表的服务业对各成员国的经济贡献较大，其中，英国的电子商务行业以及相关服务行业的服务业增加值占其自身GDP的比重达到了25%。而且，Francois（2001）将服务进口额表示成服务输入国的人均GDP与人口的函数，对服务贸易领域进行研究，发现服务进口额与本国经济规模之间存在正相关关系，这也说明了服务贸易对一国经济具有正向促进作用。另外一部分学者探讨了服务贸易与一国技术水平之间的关系。如Keller（2002）在研究OECD国家的生产性服务贸易时指出，成员国之间的贸易使得彼此国家的技术水平提高了，就连经济水平排名第一的美国，其一半以上的技术效率提升也得益于服务贸易，这一点也得到了Eaton和Kortum（1996）的认同。可见，服务贸易有利于提高一国的经济与技术水平，那么一国的经济规模（以国内需求来代表）能否促进服务贸易的发展呢，服务贸易是否存在本土市场效应呢？

大部分国外学者通过构建模型对本土市场效应进行了研究，得到的结论不尽相同。如Davis和 Weinstein（1996）基于超常需求模型将本土市场效应与比较优势进行了区分，第一次通过实证方法检验了本土市场效应。Hanson和Xiang（2004）采用倍差引力模型分别对高、低运输成本的两组国家进行实证检验，发现本土市场效应较容易发生在高运输成本的国家，低运输成本的国家的本土市场效应不明显。虽然以上研究都集中在制造业领域，但是其研究逻辑对于服务业同样适用。Duranton和Puga（2001）运用本土市场效应的思路，研究发现市场规模较小的国家倾向于出口基本消费服务，而市场规模较大的国家更多地出口高端消费服务。Kimura和Lee（2006）运用引力模型研究了1999-2000年10个OECD国家服务贸易的影响因素，实证结果显示，样本中所取的10个OECD国家的服务业都具有本土市场效应。然而，Chen和Zeng（2014）研究了大国的出口贸易后发现，如果贸易成本不同，那么大国可能不具有本土市场效应，甚至会出现出口减少的情况。可见，贸易成本、国内市场规模都是影响服务业出口的重要因素，决定着一国服务业的本土市场效应是否明显。

近年来，国内学者对服务业的本土市场效应也进行了一些探索，仍然没有得出一致的结论。如毛艳华、李敬子（2015）运用2000-2013年中国和41个国家（地区）的双边服务贸易面板数据，实证研究了中国服务业的本土市场效应，结果发现，在分类型的服务业中，资本密集型服务业的本土市场效应最小，生产性服务业的本土市场效应最大，技术和知识密集型服务业的本土市场效应介于二者之间。与此相反的是，陈启斐、王晶晶、岳中刚（2014）认为，一国国内需求的扩大对其服务业出口的影响小于对其服务业进口的影响，故一国的服务业出口不存在本土市场效应。而且，张帆、潘佐红（2006）研究了中国19个产业生产、需求等数据，发现至少有10个产业的本土市场效应不明显。此外，Ceglowski（2006）指出，有关本土市场效应的研究多集中在制造业领域，涉及服务贸易的相对不多，所以，对服务业本土市场效应的研究难免会存在一些争议。

综上所述，有关服务业本土市场效应的研究是一个比较热的话题，上述文献为本文的研究提供了一些有益的参考，但是相关主题的探讨仍然存在进一步深挖的可能。通过对国内外相关文献的研究，本文发现，国内外学者大多采用面板数据模型对服务业的本土市场效应进行分析。虽然这种方法可以从总体上研究自变量对因变量的影响，但是存在一定的局限性，原因在于该方法忽略了在条件分布不同位置时自变量影响的差异，使得估计结果出现不准确的情况。因此，本文尝试在以下两个方面进行创新：第一，利用包括需求在内的三维理论模型，从理论上探讨需求拉动服务贸易增长的机制；第二，使用最近发展起来的分位数回归方法，对包括中国在内的24个国家的双边服务贸易情况进行研究，以期发现本土市场效应的存在条件。

二、理论模型和基本假说

（一）理论模型

通过对国内外相关文献研究总结，可以将影响服务业出口的因素归总为需求、技术和贸易成本这三大主要方面。本文将三个方面的影响置于同一维度内进行分析，通过建立三维影响因素模型，在较为完整的服务业出口影响因素框架体系内对包括中国在内的24个贸易伙伴国之间的服务贸易增长机制进行研究。服务业出口影响因素理论模型框架如图1所示。

图1 服务业出口影响因素三维模型图

1．需求维度，这是本文重点的研究维度。此维度主要从需求层面描述了影响服务业出口的因素，该维度包括了影响服务业出口总量的各个要素，如国内需求（可用国内GDP代替）、国外需求（可用国外GDP代替）、世界总需求（可用世界GDP总量代替）等多个变量。

2．技术维度。此维度主要是从技术层面描述了影响服务业出口的因素，该维度主要包括创新要素和生产率要素。前文提到，国家之间的贸易使得彼此国家的技术水平提高了，这一方面是因为贸易带来了专业化分工，贸易出口国更有效率地生产出口商品，另一方面是因为贸易引进了高级创新要素，贸易进口国通过消化、吸收进口商品中的高级创新要素继而将其应用到本国出口商品中。可见，技术水平有助于贸易的进行。

3．贸易成本维度。此维度主要是从贸易成本层面描述了影响服务业出口的因素，该维度主要包括区域一体化、贸易壁垒和运输成本。②Grunfeld和Moxnes（2003）指出，如果贸易国双方同处一个自由贸易区（FTA），那么服务贸易的开展会变得更便利，这是因为自贸区的存在降低了服务贸易壁垒。比如，前面谈到，贸易成本是服务贸易的一个重要影响因素，本土市场效应较易发生在高运输成本的国家。

三个维度之间均存在着一定的关联。对于服务业出口贸易，国内需求会对一国的服务业出口贸易总量产生最直接的影响，比如说，国内需求是服务业发展的根本动力，当服务业在国内发展到一定程度后，其不仅能够满足国内需求，而且还能出口国外进而开拓国外市场。而技术因素是服务业出口贸易的重要推动力，国内技术水平越高，生产率也就越高，不断出现含有创新要素的新产品，进而形成自己的出口竞争力。同样地，贸易成本因素是服务业出口贸易的又一推动力量，区域一体化使得成员国共享贸易优惠政策，降低贸易壁垒，这显然有利于服务业的出口。本文重点研究三维模型中的需求维度，在分析国内外需求与服务业出口之间关系的基础上，探寻出服务业满足本土市场效应的条件。

（二）基本假说

本文根据以上理论模型，总结出了影响服务业出口贸易的三大关键因素：需求综合因素、技术综合因素与成本综合因素。本文旨在研究服务业的本土市场效应，故重点分析需求因素与服务业出口之间的关系。为了便于研究，本文提出如下基本假说。

假说1：从整体上看，服务业不具有本土市场效应。本土市场效应首先要求国内存在较大的需求，服务业只有在满足国内市场需求之后，才能利用规模经济带来的好处进一步出口到国外以满足国外需求。在研究本土市场效应时，国外学者青睐于选取大国作为研究对象，认为在大国更容易产生本土市场效应。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）认为，与中等规模国家相比，本土市场效应对大国和小国更重要。当今世界上小国居多，其内需市场的形成和规模的扩大必定要经历一个坎坷的过程，产生本土市场效应也需要一个过程。这就产生了如下结果：数量上不占优势的大国具有明显的本土市场效应，大多数小国却产生不了明显的本土市场效应。因此，本文假设在其他因素不变的情况下，从整体上来看，服务业不具有本土市场效应。

假说2：在服务业出口量较小阶段，扩大内需可以在较大程度上促进服务业出口，具有本土市场效应。如果把各个国家的服务业出口数据按照从小到大排序，在服务业出口各个区间内部考察国内需求对服务业出口的影响，那么会不会出现不同于假说 1的结论呢？Grossman（1993）认为，在服务业出口初期，出口量相对较小，国内需求的增加会大幅度增加服务业的出口。因此，本文假定在服务业出口量较小的阶段，服务业具有明显的本土市场效应。

假说3：在服务业出口量较大阶段，扩大内需对服务业出口的拉动作用减弱，不具有本土市场效应。由假说2，本文可以推出，在服务业出口中后期，出口量相对较大，国内外市场近于饱和，进一步扩大内需对该服务业出口的刺激作用不大。因此，本文假定在服务业出口量较大的阶段，服务业不具有本土市场效应。

三、变量及数据说明

（一）数据

我们采用的7 176份样本数据主要来自国际经合组织数据库（OECD Statistics），其中有效样本5 960个，样本年份为2000年到2012年。该数据库包含有国家的双边服务贸易数据、国民生产总值等。

被选取的24个国家中，中国是发展中国家，其余23个OECD国家是发达国家。④本文所选取的23个OECD国家分别是：澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、捷克、丹麦、芬兰、法国、德国、希腊、匈牙利、爱尔兰、意大利、日本、韩国、荷兰、挪威、波兰、葡萄牙、西班牙、瑞典、英国和美国。在5 960个有效样本中，中国对发达国家的样本数为279个，发达国家之间及发达国家对中国的样本数为5 681个。有效样本数占总样本数的比重为83.1%。样本国家主要分布在欧洲，共18个，占样本国家的78.3%。按国土面积分，样本国家中大国比较少，一共只有3个，分别是澳大利亚、加拿大和美国；其他20个国家均属于小国家。从国民生产总值规模来看，2000年-2012年平均在万亿美元以下的国家有12个，介于万亿和十万亿之间的国家有11个，十万亿以上的国家有1个。24个国家中仅有澳大利亚位于南半球，是南半球经济最发达的国家；其他23个国家均位于全球经济比较发达的北半球，其中2个位于北美洲，1个位于南美洲，3个位于亚洲，剩下的17个国家位于欧洲。因此，样本国家之间极易发生双边贸易。

（二）变量

1．被解释变量。本文采取双边服务贸易出口（EX）作为被解释变量，数据来源于OECD数据库。该数据库中含有23个OECD国家与中国的双边服务贸易数据。所以，文中主要选取23个OECD国家与中国服务业出口值以及这些国家的双边出口数据。

2．解释变量。（1）需求规模。我们运用一国国民生产总值（GDP）来衡量一国的市场需求规模。数据来自世界银行统计数据库（The World Bank Statistics）。此外，还包括全球整体GDP。（2）距离变量（DIS）。⑤数据来源可参见www.timeanddate.com网站。国际贸易活动中，不可避免地会发生运输成本，一般而言，距离越近，双边出口额越大。该变量用国家首都之间的距离来衡量。（3）法律结构和产权保护（Legal Structure and Security of Property Right, SPR）。该数据由审判独立性、公正的法院、产权保护、军事干预法制和政治进程、独立的司法体系、依法执行的合同数和对财产转让的规模显著数目等6个方面组成，用来描述一国司法体系的完备程度。该数据来源于加拿大弗雷泽研究所全球经济自由化指数数据库（Economic Freedom of the World, EFW Index）。

3．控制变量。为了增加结果的稳健性，不忽略可能影响样本国出口的其他因素，本文将引入两类控制变量：一类是区域特征控制变量，另一类是语言特征控制变量。

首先是区域的特征变量：（1）共同边界。国家之间相邻与否可能对一国的出口产生影响，在这里我们运用国家间的边界值（BOR）来衡量。⑥该变量是一个哑变量。如果两国有共同边界，那么该变量的值为1，否则为0。（2）贸易组织（EC，NAFTA，APEC）。⑦这也是一个哑变量。如果两个国家同处于一个贸易区则记为1，否则记为0。第二次世界大战之后，为了快速发展经济，西方各国纷纷加入区域性贸易组织。具有代表性的贸易组织有，欧盟（EC）、北美自由贸易区（NAFTA）、亚太经济区（APEC）。在贸易组织内部，贸易国可以获得政策优惠，贸易壁垒得以降低，从而便于组织内部国家之间贸易的进行。

其次是语言特征变量：官方语言（LAN）。⑧该指标是一个哑变量。如果两国拥有相同的官方语言，则记为1，否则记为0。在国际贸易中，可以想象，如果两个国家的官方语言不同，在进行贸易时没有使用统一的语言，那么贸易难以实现。因此，贸易国之间采用相同的语言可以方便贸易的进行。所有变量的统计性描述见表1。

表1 各变量的统计性描述

四、模型设定与实证检验

（一）模型设定

1966年，Linnemann尝试用人口因素解释贸易流量。具体表示如下：

其中，ijX表示两国贸易总额，iY表示i国的GDP，jY表示j国的GDP，表示i国人口，jP表示j国人口，ijD表示两国地理距离，ijP表示两国之间的优惠贸易关系。

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.也通过对引力方程进行拓展的方式来验证本土市场效应：

其中， Xij表示i国出口到j国商品的出口总额，和分别表示两国的GDP，表示两国间的距离， CONTij表示两国间的地理邻近程度， LANGij表示两国间的语言障碍， FTAij表示两国间的优惠贸易安排，T EMij表示两国间的j国距离i国的偏僻程度。εij表示随机扰动项，β0、β1、β2、 β3、 β4、 β5、 β6和 β7等表示外生变量参数。当 β1＞ β2时，本土市场效应存在，反之则不存在。

根据上一部分的数据和变量，再结合式（1）和式（2）的处理方法，我们建立如下实证模型：

其中，εij表示随机扰动项；i为服务出口国；j表示服务进口国。0β、1β、2β、3β、4β、5β、6β、7β、8β、9β和10β 表示外生变量参数。当1β＞2β时，本土市场效应存在；否则不存在。

（二）回归结果

由模型1到模型5，通过不断地加入变量，可以观察到R2值越来越大，这说明随着变量的加入，模型估计的精度在提高。模型6是稳健性检验结果，模型6和模型5大体上是一致的，这说明模型5是稳健的。所以使用模型5作为估计结果。6个方程都通过Wald检验，可见，整体计量效果较好。

根据表2以及前文对变量的说明，我们可以得出以下结论：

（1）整体来看，一国服务贸易的出口不存在本土市场效应。因为实证结果显示，0.788＜0.958，即1β＜2β。具体来说，本国市场需求规模增加1%，能够带动本国服务业出口增加约0.788%；贸易伙伴国的市场需求规模增加1%，能够带动本国服务业出口0.958%，然而，0.788%＜0.958%，这说明一国服务贸易的出口在整体上不存在本土市场效应，这验证了本文假说1的正确性。

（2）一国服务业出口与其国内市场需求规模正相关。表2显示，市场需求规模增加1%，能够带动本国服务业出口增加约0.788%。这充分地说明，一国的扩大内需战略可以促进出口。

（3）服务贸易出口呈现出区域化特征，即在两个国家距离较近或者边界相邻的情况下，彼此之间的贸易开展起来会更便利。贸易伙伴国之间的距离每缩短1%，出口国的服务贸易出口额就会上升0.842%。当两国拥有共同边界时，本国的服务业出口会增加0.095%。由此可知，服务贸易出口与两国距离之间存在负相关的关系。

（4）良好的法律制度体系能够显著促进一国服务贸易的出口。制度指数每增加1，一国服务贸易的出口额就会上升0.13个百分点。原因可能在于，出口贸易条约的有效执行依赖于良好的司法制度体系，一国法律制度体系的完善能够保障贸易双方的合法权益，从而方便贸易的进行。

（5）加入经济一体化组织会对一国服务贸易的出口产生显著影响，但影响大小和方向是不同的。具体来看，OECD与APEC的系数显著为正，即两国同为OECD或APEC的成员国会使本国的服务业出口额分别提高0.761%和0.488%。而两个贸易伙伴国同时加入NAFTA会使本国的服务业出口额降低2.594%。

总体上讲，计量结果的结论比较稳健：服务出口国GDP与服务进口国GDP各自对于服务出口国的出口额影响十分显著——LNGDPi、LNGDPj在 1%水平上显著，模型的拟合效果较好[Adj-R2=0.766 3，见回归（5）]，进而比较LNGDPi和LNGDPj的系数大小，发现0.788＜0.958，即β1＜β2。因此，我们的计量模型验证了假说1，即一国的服务业出口在整体上不存在本土市场效应。

表2 实证回归结果

五、进一步的实证检验

为了对回归结果进行比较分析，我们首先对面板数据进行最小二乘法（OLS）估计，然后在10%、20%、30%、50%、70%、90%六个分位点上进行分位数估计，广义最小二乘估计与分位数回归估计的结果见表3。

表3 实证回归结果⑩

⑩ 其中，分位数回归最早于1978年由柯恩克（Koenker）和巴塞特（Bassett）提出，是一种基于被解释变量y的条件分布来拟合解释变量x的线性函数的回归方法。

1．国内需求与服务业出口的关系

广义最小二乘估计和各分位点上的分位数估计结果都显示，LNGDP的参数估计值均为正，且在1%的显著性水平上显著，这表明一国的国内需求（LNGDPi）对其出口（LNEX）产生了显著的影响。其中，广义最小二乘估计LNGDPi的系数为0.856，即一国国内需求增加1%可带动其服务业出口增长 0.856%，这表明一国的出口对国内需求缺乏弹性。从分位数回归估计结果来看，一国的服务业出口对国内需求的弹性大小与分位点的选择相关。在 10%分位点处，一国的服务业出口对国内需求是富有弹性的，而在20%、30%、50%、70%和90%分位点处一国的服务业出口对国内需求则是缺乏弹性的。图2中左图给出了从0到100%各个分位点的LNGDPi的系数估计值的折线图。从图中折线可以看出，在服务业出口的整个分布区间，LNGDPi的系数估计值呈现出递减趋势，整体而言，50%分位点及50%分位点以前的LNGDPi的系数估计值大于0.8，50%分位点之后的LNGDPi的系数估计值小于0.8。结合系数的95%置信区间，从平均意义上说，低分位点处一国的服务业出口高于高分位点处一国服务业的出口，这说明国内需求变化对服务业出口量低的国家的服务业进一步出口的影响要高于服务业出口量高的国家。

2．国外需求与服务业出口的关系

广义最小二乘估计结果中LNGDPj的系数估计值在0.01的显著性水平下显著，面板分位数的回归结果显示，各分位点处LNGDPj的系数估计值也在0.01的显著性水平下显著。其中，广义最小二乘估计 LNGDPj的系数为 0.880，即一国国内需求增加 1%可带动其服务业出口增长0.88%，这表明一国的出口对国外需求缺乏弹性。面板分位数的回归结果表明，随着分位数的增加，一国服务业的出口对国外需求的弹性逐渐减小。例如，在 10%分位点处，一国服务业出口的国外需求弹性为0.958；在30%分位点处，该弹性降为0.924；在50%分位点处，该弹性进一步降为0.870，这种趋势从图2中也可以看出。图2中右图给出了从0到100%分位点LNGDPj的系数估计值，可以看到，在服务业出口的整个分布区间，LNGDPj的系数估计值呈现递减的趋势。而且，50%分位点左右LNGDPj的系数估计值的置信相对较窄，这说明相对于服务业出口分布区间的两端，中间部分的估计精度较高，也即国外需求变化对服务业出口量中等的国家的服务业进一步出口的影响要高于服务业出口量较低和较高的国家。

图2 各分位点的国内需求（左）与国外需求（右）数估计值

3．分位点与一国服务业出口的本土市场效应

对比国内需求和国外需求对服务业出口的影响关系，可以发现，一国的服务业出口是否具有本土市场效应与分位点的选取有关。首先，广义最小二乘法估计结果显示一国服务业出口不具有本土市场效应，因为LNGDPi的系数估计值（0.856）小于LNGDPj的系数估计值（0.880），即一国服务业出口的国内需求弹性小于国外需求弹性，这也证明了本文假说1是正确的。

其次，面板分位数的估计结果显示，在不同的分位点处，国内需求与国外需求对服务业出口的影响大小是不同的。表3显示，在10%与20%分位点处，服务业出口的国内需求弹性大于国外需求弹性，即LNGDPi的系数估计结果（分别为0.995、0.942）大于LNGDPj的系数估计结果（分别为0.958、0.937）；在30%、50%、70%和90%分位点处，服务业出口的国内需求弹性小于国外需求弹性，即LNGDPi的系数估计结果（分别为0.899、0.836、0.772、0.693）小于LNGDPj的估计结果（分别为0.924、0.870、0.848、0.812）。这说明，在服务业出口区间的左端，即在那些服务业出口量比较小的国家或者在一国服务业出口量比较小的时期，服务业出口具有本土市场效应；在服务业出口区间的中间部分的右端，即在那些服务业出口量较大的国家或者在一国服务业出口量较大的时期，服务业出口不具有本土市场效应，这证明了本文假说2和假说3是正确的。

综上所述，服务业出口的国内需求弹性大于国外需求弹性时，服务业出口具有本土市场效应，反之，服务业出口的国内需求弹性小于国外需求弹性时，服务业出口不具有本土市场效应。因此，在考察国内需求对服务业出口的影响时，要将服务业出口划分成不同区间来加以衡量（本文正是运用分位数来将服务业出口进行分位的），否则会得出错误的结论。

六、结论及政策建议

本文基于三维模型的需求维度，试图从相对宏观的角度对服务业出口贸易的影响机制进行研究。鉴于此，本文选取了包括中国在内的24个国家作为研究对象，利用2000～2012年的双边服务贸易数据进行了分位数回归分析。通过上述计量模型的处理，本文得出如下结论：

第一，整体来看，一国服务贸易的出口不存在本土市场效应。表2中的实证结果显示，服务业出口的国内需求弹性为 0.788，服务业进口的国外需求弹性为 0.958，显然 0.788＜0.958，即1β＜2β。也就是说，国内市场需求与国外市场需求都能够促进服务业的出口，但是国外市场需求对服务业出口的带动作用更大。这表明，服务业的出口在整体上不存在本土市场效应。

第二，在服务业出口初期，即在服务业出口量较小的时期，服务业具有本土市场效应。表3中的模型（2）显示，在服务业出口量的 10%分位点处，服务业出口的国内需求弹性为 0.995，而服务业出口的国外需求弹性为0.958，显然，0.995＞0.958，即1β＞2β；表3中的模型（3）显示，在服务业出口量的10%分位点处，服务业出口的国内需求弹性为0.942，而服务业出口的国外需求弹性为 0.937，显然，0.942＞0.937，即1β＞2β。也就是说，国内市场需求与国外市场需求都能够拉动服务业的出口，但是国内市场需求对服务业出口的带动作用更大。这表明，在服务业出口量较小的时期，服务业具有本土市场效应。

第三，在服务业出口中后期，即在服务业出口量较大的时期，服务业不具有本土市场效应。表3中的模型（4）显示，在服务业出口量的30%分位点处，服务业出口的国内需求弹性为0.899，而服务业出口的国外需求弹性为0.924，显然，0.899＜0.924，即1β＜2β；表3中的模型（5）显示，在服务业出口量的50%分位点处，服务业出口的国内需求弹性为0.836，而服务业出口的国外需求弹性为0.870，显然，0.836＜0.870，即1β＜2β；同理，服务业出口量的70%分位点和90%分位点处，服务业出口的国内需求弹性（分别为0.772、0.693）也都小于服务业出口的国外需求弹性（分别为0.848、0.812），即1β＜2β。这表明，在服务业出口量较大的时期，服务业不具有本土市场效应。

根据上述实证研究结论可以发现，服务业是否具有本土市场效应要分情况来讨论。虽然从整体上看，服务业不具有本土市场效应，但是在服务业出口量较小的阶段，服务业具有本土市场效应。对此，本文针对性地提出了相应的政策建议：（1）继续以经济建设为中心，相关部门应想方设法提高国内居民的可支配收入水平，进而提高消费者的消费能力；（2）实施扩大内需的战略，引导消费者从传统的消费行业到服务行业尤其是高端服务行业上来；（3）在服务业出口初期，各级政府部门应当鼓励消费者进行服务消费进而带动服务业的出口贸易，如：对服务消费者进行补贴、减免服务消费税、给予服务生产者税收减免等。

[1] 刘志彪.基于内需的经济全球化：中国分享第二波全球化红利的战略选择[J].中国经济转型与发展研究, 2012(2)：51-59.

[2] 毛艳华，李敬子.中国服务业出口的本土市场效应研究[J]. 经济研究, 2015(8): 98-113.

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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

〔执行编辑：韩超〕

2016-9-28

国家社会科学基金“创新驱动下的我国高端服务业国际竞争力提升研究”（13BJL045）、教育部人文社科基金“我国服务业地区协同、区域集聚及产业升级”（11YJA790175）、江苏高校优势学科建设工程项目以及江苏高校“青蓝工程”。

宋大强（1992-），男，南京财经大学产业发展研究院研究生，研究方向为产业组织与服务经济；朱帆（1993-），女，南京财经大学产业发展研究院研究生，研究方向为现代服务业与区域市场分析。