扩大服务业对外开放能产生“制度红利”吗？——以北京市为例

王佃凯

(首都经济贸易大学 经济学院，北京 100070)

一、问题提出

以开放促改革释放制度红利从而推动经济高质量发展，是中国新一轮高水平对外开放的主要目标。党的十九大报告指出，“要大幅度放宽市场准入，扩大服务业对外开放”。2013年以来随着上海、天津、广东等18个自由贸易试验区(简称自贸区)相继成立，扩大服务业对外开放成为自贸区建设的重要内容，如上海自贸区积极探索金融业对外开放、天津自贸区着力发展融资租赁业以及广东自贸区大力推动粤港澳服务贸易自由化等。2015年5月，《北京市服务业扩大开放综合试点总体方案》(简称总体方案)获得通过，国务院批准北京进行为期三年的服务业扩大开放试点。2017年国务院批复《深化改革推动北京市服务业扩大开放综合试点方案》(简称深化方案)，同意北京在更大范围和力度上进一步扩大服务业开放。另外，国务院先后在2016年和2018年批准了天津、上海、陕西等15个省级区域开展服务贸易创新发展试点，中国扩大服务业对外开放的格局正在逐步形成。这一系列对外开放的举措是否产生了制度红利呢？在现有的开放试点地区中，北京是目前国内唯一进行服务业扩大开放综合试点的城市。与其他地区相比，服务业扩大开放综合试点政策适用于北京全域，地理范围远高于自贸区的区域设置，而且北京服务业对外开放的水平更高，拥有多项全国独有的开放政策，因此北京服务业扩大开放综合试点具有一定的代表性。本文通过评估北京服务业扩大开放综合试点的表现，来观察扩大服务业对外开放产生的制度红利情况。

根据总体方案和深化方案的设计，北京服务业扩大开放综合试点的宗旨是通过体制机制创新，加快完善市场机制和形成优良的营商环境，促进服务要素、服务产品的流动和重组，持续增强服务业发展动能，有效推动北京市经济发展，同时为全国提供可复制、推广的经验，促进中国建立开放型经济新体制。目前这一轮的服务业扩大开放综合试点已经结束。根据北京市商务局的资料，总体方案和深化方案提出的226项任务已经完成，累计形成了全国首创或效果领先的68项开放创新成果(1)参见北京市商务局网站，http://sw.bejing.gov.cn/sy/nsjg/flkbtjc/zwxx/201905/t20190506_93806.html。。那么服务业扩大开放综合试点是否产生制度红利从而促进北京经济发展，这是本文拟回答的问题。

二、文献综述与理论分析

(一)文献综述

有关服务业开放对经济发展的影响研究。从目前的研究来看，大多数学者们都认为服务业开放能够促进经济发展，并且主要是通过三方面的机制产生影响：首先通过投资增加效应直接促进经济增长。服务业开放能吸引外资的进入，不仅可以增加国内的投资，提高物质资本积累，而且外资的进入还会带来新的需求从而拉动经济增长。从整体层面看，服务业外商直接投资显著促进了服务业国内资本的形成，对服务业国内资本增加具有促进效应[1]。生产性服务业外资企业可以为本国企业提供重要支撑，而且还促进国内专业人力资本的积累[2]。来有为和陈丽娜(2017)提出服务业扩大开放是提高服务业发展质量和国际竞争力的战略举措[3]。其次，服务业开放有助于提高各行业的生产率。服务业开放能带来技术含量更高、质量更好的服务产品，促进其他行业技术水平提高。李宏亮和谢建国(2018)提出服务贸易自由化可以明显地增强企业创新强度，持续推进服务贸易自由化是促进企业自主创新和技术升级的有效途径[4]。陈启斐和张为付(2017)认为，服务业扩大开放能促进本国企业的技术创新，有利于缩小与发达国家的技术差距[5]。服务业开放还通过上下游的产业关联促进制造业生产效率的提高,巴斯和考萨(Bas & Causa 2013)利用中国公司数据分析了处于上游的服务行业开放对下游行业生产率的促进作用，提出了市场开放可以提高技术先进型制造业的收益[6]。孙湘湘和周小亮(2018)的研究表明，服务业开放带来的知识、技术等在提高制造业价值链攀升效率和推动经济高质量发展上发挥了关键作用[7]。 费纳德斯(Fernandes,2012)、阿诺德等(Arnold et al.,2016)分别利用智利和印度的数据证明了服务业开放可以解释制造业全要素生产率的提高[8-9]。张艳等(2013)认为通过外包效应、重组效应和技术促进效应，国际服务外包也会影响制造业的生产率[10]。另外，通过资源再配置效应、示范效应、学习效应和集聚效应，外资服务企业能够促进国内服务企业的管理模式和生产技术创新，从而提高国内服务业的生产率[11]。第三，服务业开放可以促进产业结构升级，提高本国在国际价值链中的地位。姚战琪(2019)研究发现,中国服务业对外开放有助于产业结构升级,促进产业结构高级化[12]。通过发挥产业集聚、技术创新和垂直专业化作用，服务业开放可以提高中国出口品的国内附加值[13]。陈明和魏作磊(2018)的研究表明，通过技术外溢和逆向技术外溢以及资源再配置，服务业开放可以帮助制造业打破低端锁定[14]。服务业对外开放会加快国内放松管制，进而促进服务业的发展[15]。服务业市场的开放可以进一步优化出口市场结构、提高制造业出口绩效[16]。

有关中国开放政策的效果评估研究。目前学者们主要针对上海自贸区等所产生的经济效应进行了评估。在研究中，学者们常采用以下三种方法：一是双重差分法。项后军和何康(2016)将设立自贸区视同准自然实验，利用双重差分方法分析了上海自贸区设立对资本流动的影响，发现自贸区对于资本流动有明显的正向促进[17]。叶修群(2018)利用双重差分法检验了上海自贸区对经济增长的作用, 研究发现设立自贸区显著提高了地区GDP增长率,自贸区的经济增长促进效应存在明显滞后[18]。二是合成控制法。刘秉廉和吕程(2018)运用合成控制法对上海、天津、福建、广东四个自贸区建立的经济影响进行评估，研究结果表明自贸区设立均对地区经济运行产生了显著的正向影响，且不同自贸区的经济影响存在明显的差异化特征[19]。王利辉和刘志红(2017)的研究表明上海自贸区对上海市人均GDP、固定资产投资及进出口总额均具有显著的正向影响[20]。三是基于面板数据的回归合成评估方法。谭娜等(2015)运用该方法发现上海自贸区成立对上海市工业增加值和进出口总额的增长具有显著且稳健的促进作用[21]。殷华和高维和(2017)也利用该评估方法检验了上海自贸区的开放政策效果，结果表明上海自贸区的建立产生了积极的经济效应[22]。

从现有研究来看，大多数学者们认可服务业开放能够带来积极的经济效应，而且通过使用不同的估计方法，学者们对于自贸区的开放政策效果都给予了充分肯定。已有的研究为本文准备了坚实的理论基础，但是也存在不足。首先，现有研究主要是从全国范围内来进行的，基于区域的研究集中于对上海自贸区等的研究，关于北京服务业开放的研究较少。其次，关于服务业对外开放的政策效果的研究不足。目前对政策效果的分析都是围绕上海等自贸区来展开的，尽管建立自贸区是中国主动扩大开放的新方式，但是现有自贸区并不只是专门针对服务业开放而设立的，因此针对上海自贸区等的研究并不能完全反映出服务业对外开放带来的影响。

(二)理论分析

在服务业扩大开放综合试点的过程中，北京市不仅先后公布了一批服务业市场开放措施，大幅度降低了市场准入条件，而且进行了包括促进服务贸易便利化、外籍高层次人才激励保障机制、市场准入管理体制、法律保障体系等十个方面的管理体制、机制的改革和创新，这大大增强了对外资的吸引力，改善了营商环境。

首先，服务业扩大开放综合试点有利于吸引外资的进入。在试点过程中，北京市推出了有关外方持股比例、从业资格等共21条市场减入措施，这些准入条件的降低有利于吸引外资的进入。实际上从2015年起，已经有一大批国际知名的外资服务业公司在北京申请注册，如全国首家外资控股的飞机维修公司、标普、惠誉和穆迪三大评级机构陆续落户北京。

其次，服务业扩大开放综合试点有利于促进交易成本的降低。在总体方案和深化方案中，除了有21条涉及扩大市场准入内容，其余都是有关体制、机制改革创新的内容，通过这些体制、机制的改革和创新，北京市的营商环境得到了优化。在世界银行营商环境评价中，北京营商便利度分数由2016年的62.87上升到了2019年的73.59(2)参见世界银行网站，https://www.doingbusiness.org/en/data。。随着营商环境的改善，交易成本大幅降低，促进服务产品和服务要素的自由流动，从而有利于经济增长。另外服务业扩大开放还有利于引进新的管理模式，消除投资行业中的灰色领域，形成透明规范的投资管理体系，强化市场机制对经济活动的调节作用[23]。

再次，服务业扩大开放综合试点有利于产业结构升级。作为全国政治、文化、科技创新中心和国际交流中心，北京需要不断推动产业升级形成高精尖产业结构。服务业扩大开放综合试点有助于吸引国外高端服务业的进入，能够优化北京的产业结构，同时通过进口技术复杂度较高的生产性服务，可以促进北京高端制造业生产率的提高。

因此，从理论上讲，服务业扩大开放综合试点能够释放制度红利，从而促进北京经济发展。但是北京市统计局的数据却显示了另外一个结果：2015年北京市的GDP增长率为6.9%，此后逐年走低，2018年下降到了6.6%，与全国GDP增长率平均水平大体相当；另外，北京服务业的增长速度落后于全国平均水平：2015—2018年北京市的第三产业(服务业)的增长率分别为8.1%、7%、7.3%和7.3%，同期全国第三产业(服务业)的增长率为8.2%、7.7%、7.9%和7.6%(3)参见国家统计局网站，http://data.stats.gov.cn/。。由此看来，服务业扩大对外开放对北京经济的促进效应似乎并不明显。那么，北京服务业扩大开放综合试点是否产生了制度红利？为了回答这个问题，需要对北京服务业扩大开放综合试点所产生的经济效应进行客观评价。这既有利于进一步推动制度改革和创新，又有利于推广综合试点过程中形成的经验，加快形成中国服务业全方位开放的格局。

三、估计方法和数据说明

(一)估计方法说明

目前对开放政策效果进行评估主要采用“反事实”分析。在现有常用的评估方法中，双重差分法要求干预组和控制组的选择必须是随机的，两组需受共同因素的影响且受影响的程度必须相同，即具有平行趋势，然而在现实中很难满足。合成控制法是通过将控制组个体进行加权平均后，构成一个合成控制组用来拟合干预组，使得合成控制组能够作为干预组的“反事实”结果，再比较合成控制组和干预组的事后结果差异，就可以得到政策干预的效果。但是合成控制法要求对控制组进行加权平均时的权重必须在0～1之间。如果干预组与控制组的差异较大，则无法找到合适的权重来拟合干预组个体。为了克服上述缺陷，萧等人(Hsiao et al.，2012)提出了基于面板数据的回归合成评估方法。该方法认为地区间的经济发展是相互联系的，通常受到经济周期和技术进步等共同因素的影响，尽管所受到的影响程度不同，但彼此具有一定的相关性[24]。因此可以通过政策发生前干预组和控制组相关关系的估计，预测政策发生后干预组的“反事实”结果，再与干预组的真实情况进行对比就可以得出政策的效果。这种处理方法一方面放松了双重差分法所必需的随机性假设，另一方面此方法基于面板数据，可以计算出受干预个体的政策效应，从而避免了遗漏变量、内生性等问题，而且还允许权重为负值，可以解决干预组和控制组个体差异较大的问题。

由于北京市被选为服务业扩大开放综合试点城市并不是随机的，而且作为首都，北京市经济运行的影响因素与其他省级区域也并不相同。因此双重差分法和合成控制法的使用条件不能满足。鉴于此，本文采用萧等(Hsiao et al.，2012)[24]提出的基于面板数据的回归合成评估方法，利用地区间经济发展的相关性构造北京市的“反事实”经济绩效，通过对比服务业扩大开放综合试点后北京市的真实经济绩效与构造的“反事实”经济绩效，估计出服务业扩大开放产生的经济效应。具体方法如下：

Yit=bift+αi+εiti=1,…,N;t=1,…,T

(1)

其中Yit(t=1,…，T)表示地区i的经济效应，bi是随地区变动的系数；ft是共同因素；αi是地区固定效应；εit是随机扰动项，满足E(εit)=0。

(2)

处理效应：

(3)

(4)

(二)数据说明

由于GDP能比较全面地反映一个地区的经济状况，因此在很多学者的研究中，GDP会被当作是反映经济绩效的综合指标之一。本文采用GDP增长率作为代理变量来反映服务业开放带来的经济效应。

本文选取了31个省级区域(不含港澳台地区)的季度GDP增长率数据，样本期为2008年1季度—2018年4季度，共44个季度；北京市获准进行服务业扩大开放综合试点是在2015年5月，因此本文将2008年1季度—2015年2季度设为开放试点前的阶段，即T1=30期；2015年3季度—2018年4季度为开放试点后的阶段，即T1+1至T期，共14期；干预组为北京，将天津、河北、山西、辽宁、吉林、黑龙江、江苏、上海、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、海南、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、重庆、广西、内蒙古、西藏、宁夏以及新疆作为控制组。数据来源于国家统计局。

四、经济效应的估计与分析

(一)实证结果

为了构建北京“反事实”GDP增长率，本文首先采用逐步回归法对解释变量进行筛选。在逐步回归过程中，采用向前筛选法，选取t为5%的显著水平，并在AICC准则下选取的最优控制组为山东、海南、黑龙江、河北、云南和新疆。本文用这些地区的GDP增长率来构建了北京市“反事实”GDP增长率，表1报告了北京市服务业开放综合试点以前的GDP增长率的回归结果。从结果可以看出，所有解释变量的系数均显著，拟合优度较好(0.973)。需要说明的是，这些系数并不表明北京市的GDP增长与控制组之间不具备因果关系，只是说明在共同因子作用下各地区的经济增长率具有的相关性。其次，利用最优控制组回归方程得到的参数，构建服务业扩大开放综合试点以后北京市GDP的“反事实”GDP增长率(见图1)。从图1可以看出，2015第3季度—2018年第4季度，北京市GDP增长率的实际值基本高于“反事实”值。

表1 最优控制组(2008Q1—2015Q2)

系数标准差t值山东1.104∗∗∗0.07614.48海南0.087∗∗∗0.0312.83黑龙江-0.560∗∗∗0.097-5.79河北0.222∗∗0.0622.25云南0.262∗∗∗0.0624.25新疆-0.278∗∗∗0.050-5.49常数-0.0100.006-1.64R20.973AICC-248.45

注：***、**依次表示1%、5%显著性水平。

图1 试点前后GDP增长率情况(2008Q1-2018Q4)

表2 GDP增长率的处理效应(2015Q3—2018Q4) 单位：%

根据真实值和“反事实”值，本文计算了处理效应(结果见表2)。结果显示，自北京市进行服务业扩大开放综合试点以来，北京市“反事实”GDP增长率的均值为6.25%，低于GDP的真实增长率(6.76%)，处理效应的均值为0.51%，这表明服务业扩大开放可以为北京市GDP的增长带来0.51%的增幅。为了加快服务业扩大开放的步伐，国务院2017年6月份批准《深化改革推进北京市服务业扩大开放综合试点工作方案》(简称深化方案)，在科技服务业、金融服务、文化教育等行业进一步推出了11项市场开放措施。因此，本文将服务业扩大综合开放试点按照此时点分成两部分，即2015年3季度—2017年2季度为深化方案出台前阶段，2017年3季度—2018年4季度为深化方案出台后阶段。经计算，前一阶段的处理效应为0.4%，后一阶段的处理效应为0.67%，后者明显高于前者，这说明随着开放力度的不断加大，综合试点对经济增长的促进作用是在不断提高的。

为检验服务业扩大开放综合试点对北京经济的影响是否具有长期效应，采用ARMA模型对处理效应进行建模。经过ADF检验和DF-GLS检验，在滞后2期的情况下处理效应是平稳的。因此，本文建立含有两阶滞后项的AR(2)模型：

(5)

(0.010) (0.345) (0.271)

其中括号里为标准差，经Box-Ljung-Pierce检验，AR(2)模型的残差为白噪声，说明模型具有合理性,长期效应为0.006(0.005/(1-0.803+0.6))。因此，从长期来看，服务业扩大开放综合试点能够带来比较明显的经济增长效应。

(二)稳健性检验

从前述的分析结果来可以看出，服务业扩大开放综合试点促进了北京市GDP的增长，但是这些经济效应究竟是来自服务业扩大开放释放的制度红利，还是偶然现象或者是自身发展的趋势使然？为了检验估计结果的稳健性，本文首先采用安慰剂检验(Placebo Test)进行稳健性检验，即随机选取服务业扩大开放综合试点前的一个时点，如果在随机的时间段上，真实值也明显地超过“反事实”值，则前面得出的结论就不一定成立。反之，则意味着评估结果稳健。其次是改变控制组的选择范围重新进行估计，如果真实值仍超过“反事实”值，则表明估计结果稳健。

1.安慰剂稳健性检验

本文假设开放试点提前了一年，即2014年3季度开始，则实施试点前的时间段为2008年1季度—2014年2季度，实施试点后的时间段为2014年3季度—2018年4季度。采用上述分析的方法，可以得到最优控制组为山东、海南、青海、黑龙江四个省级区域(结果见表3)。从表3可以看出，最优控制组的拟合效果较好，拟合优度达到0.961。利用回归结果进行预测构建“反事实”值以及计算处理效应(结果见图2)。从处理效应可以看出，2014第3季度—2015年第3季度，真实值并不稳定大于“反事实”值。而从2015年第3季度之后，真实值不仅稳定地超过了“反事实”值，而且超过的幅度在加大。这表明是在综合试点真正开始之后，服务业扩大开放才不断释放制度红利促进经济增长的，这也证明了前面得出的结果是稳健的。

表3 安慰剂稳健性检验结果

系数标准差t值山东0.984∗∗∗0.07912.02海南0.193∗∗∗0.0277.14青海-0.228∗∗∗0.063-3.65黑龙江-0.145∗∗0.059-2.45常数0.0040.0050.78R20.961AICC-207.63

注：***、**依次表示1%、5%显著性水平。

图2 安慰剂稳健性检验的处理效应

2.改变控制组检验

为了检验估计结果的稳健性，将之前的控制组剔除，在剩下的省级区域中重新筛选控制组。采用逐步回归的方法，选取5%的显著水平，得到了最优控制组为上海、江苏、青海、内蒙古四个省级区域(结果见表4)，再将所得到的拟合方程进行样本外预测得到“反事实”值，并将真实值与“反事实”值进行比较分析(见图3)。从图4可以看出，虽然改变了控制组的选择范围，但是得到的结果拟合程度较好。2015年3季度以前，北京和拟合的GDP增长率的路径一致，拟合优度达到了0.958。2015年3季度以后，北京GDP增长率的真实值明显高于“反事实”值，且两者之间的差距不断扩大。这说明上述评估结果具有稳健性，服务业扩大开放综合试点的确对经济增长起到了促进作用。

表4 改变控制组的稳健性检验结果

系数标准差t值上海0.280∗∗0.1292.18江苏1.333∗∗∗0.2904.58青海-0.230∗∗∗0.053-4.35内蒙-2.55∗∗0.096-2.66常数-0.024∗∗0.012-2.01R20.958AICC-239.77

注：***、**依次表示1%、5%显著性水平。

图3 改变控制组试点前后GDP增长情况

五、结论与建议

(一)结论

本文采用萧等人(2012)[24]提出的基于面板数据的政策效应评估方法，利用相关数据，通过构建北京经济增长率的“反事实”值，并与真实值进行比较，对北京市服务业扩大开放综合试点带来的经济效应进行了评估，回答了扩大服务业对外开放是否能产生制度红利的问题。结果表明：在服务业扩大开放综合试点后，各季度经济增长率的真实值与“反事实”值的平均处理效应为0.51%，这表明服务业扩大开放可以提高季度经济增长率平均为0.51%。本文以国务院新批复的时间为界，将开放试点划分为两个阶段，比较了在两个阶段中服务业开放对经济增长的促进效果，发现后一阶段服务业开放对经济增长的促进效果明显超过前一阶段。这说明对外开放力度越大，综合试点对经济增长的促进作用越大。通过建立ARMA模型，本文发现服务业扩大开放对经济增长有长期促进效应。另外，本文采用安慰剂检验和改变控制组检验两种方法，发现评估结果具有稳健性。

尽管从统计数据上看，北京市的GDP增长率是逐年走低的，但是从“反事实”值来看，如果没有服务业扩大开放综合试点的推行，北京市GDP的增长率会更低。实际上，服务业扩大开放综合试点不仅促进了北京市的经济增长，而且还促进了产业结构的升级。北京市服务业在GDP中所占比重从2015年的79.7%上升至2018年的81%，其中以科技服务、信息服务为代表的现代服务业的比重由2015年的57.8%上升至2018年的62.7%；另外，北京市利用外资规模已由2015年的129.9亿美元上升至2018年的173.1亿美元，年均增速超过10%，远超过全国同期平均水平。2018年北京市服务贸易规模也已经突破了1 609亿美元，在全国服务贸易总额中所占比重超过了20%。基于上述分析，本文认为服务业扩大开放综合试点释放出制度红利，并对北京市产生显著的经济效应。从北京市服务业扩大开放综合试点的表现结果可以看出，扩大服务业对外开放能够加快中国服务业管理体制、机制的改革，从而产生制度红利，推动经济高质量发展。

(二)建议

第一，进一步扩大服务业对外开放要聚焦于关键领域的开放，加快形成经济发展新动能。虽然中国服务业对外开放的水平在不断提高，但是在一些关键领域仍然存在着明显的准入限制。目前中国经济正处于新旧动能转换的关键时期，为了加快形成经济发展新动能，应根据国内产业结构升级的需要和国际环境的变化，进一步加大在金融、科技等关键领域对外开放力度，大幅度降低准入门槛，积极引进国外高端服务业和新业态，为经济发展提供新动能。

第二，要进一步加快制度改革与创新。从北京市服务业扩大开放综合试点可以看出，扩大服务业对外开放产生的经济效应主要来自于制度改革与创新。因此在扩大服务业对外开放过程中，需要鼓励各地区根据实际情况进行服务业管理体制、机制改革和创新，不断释放制度红利以促进经济的高质量发展。

第三，自由贸易试验区、北京市服务业扩大开放综合试点以及服务贸易创新发展试点都是中国新一轮高水平对外开放的重要举措，同时也是中国建设开放型经济新体制的重要探索。在各自的试点过程中已经形成了一些可复制、可推广的经验和做法，应尽快总结并推广到全国其他地区，加快中国服务业扩大开放的进程。