中国双边服务贸易出口潜力及贸易壁垒研究

黄满盈 邓晓虹

大力发展服务贸易是推动我国对外贸易转型和应对国际贸易保护主义及建设贸易强国的迫切要求。近年来，中国服务贸易的发展取得了长足进步，服务贸易额由2005 年的1683 亿美元增长到2018 年的7594 亿美元，年均增长率为12.3%，超过了同期货物贸易的增长速率(10.1%)。不过，中国服务贸易的发展仍存在以下问题：(1)中国服务贸易出口占世界市场的份额仍比较小，2020 年占世界服务贸易出口的比例仅为5.7%。(2)中国服务贸易结构长期处于失衡状态。自1998 年以来，特别是自2010 年以来，服务贸易逆差还呈现快速增长的态势，2010 年逆差为151 亿美元，2018 年高达2922 亿美元，8 年间增长了18 倍。(3)服务贸易内部结构发展不均衡。以金融、保险、通讯为代表的新兴服务业在我国服务贸易中的占比仍较低。以2018 年为例，金融、保险和通讯三个部门占我国服务贸易出口的比例只有20.9%，而同期这三个部门占英国服务贸易出口的比例高达36.8%。

目前，还少有学者从改善中国服务贸易出口地区结构的视角展开分析。近些年中国服务贸易出口的市场多元化趋势虽然有所加强，但根据《2020 年中国国际收支报告》，2020 年中国对中国的香港特别行政区、美国、日本、新加坡、德国、英国等前十大服务贸易伙伴的贸易规模为4607 亿美元，占中国服务贸易总规模的比例仍高达75%。中国服务贸易出口地区结构现状提示，为促进服务贸易发展，我们应在巩固与主要贸易伙伴贸易往来的基础上，积极开拓双边服务贸易流量小的地区市场。

一、引力模型述评

引力模型自20 世纪60 年代提出以来，一方面由于其具有坚实的理论基础，另一方面由于其原理简单、适用于数据的处理(Walsh，2006)，已成为测算贸易潜力、鉴别贸易集团效果、分析贸易模式以及估计贸易壁垒边界成本的重要工具(盛斌和廖明中，2004)。

自Francois(2001)首次将引力模型运用到服务贸易领域以来，国外学者的相关研究主要集中在以下几个方面。其一，引力模型在服务贸易领域的适用性研究。Grünfeld和Moxnes(2003)从服务贸易的3 个特性以及Melchior(2002)从扩展的产业内贸易模型论证了引力模型的适用性；Park(2002)、Kimura 和Lee(2006)则从实证角度证明了引力模型对服务贸易同样具有很强的解释力。其二，修正和扩展原始引力模型的解释变量。修正的解释变量主要是距离变量，比如Mayer 和Zignago(2011)将简单距离调整为基于双方城市水平数据的加权距离(用人口进行加权)；McCallum(1995)、Kimura 和Lee(2006)、Brandicourt 等(2008)则将简单距离调整为相对距离来修正。新增的解释变量主要包括价格变量(Anderson 和Wincoop，2003)、贸易壁垒变量(Kox 和Lejour，2005)以及各种虚拟变量(Kimura 和Lee，2006)。其三，改进服务贸易引力模型的估计方法。Baldwin 和Taglioni(2006)指出对于因遗漏解释变量导致的估计偏误问题，可以通过在模型中加入国家虚拟变量或国家组合虚拟变量来解决。对于因数据测量偏误导致的问题，Kimura 和Lee(2006)则对数据进行分段，然后用平均数据进行估计，还同时使用出口数据和进口数据来检验估计结果的稳健性。对于解释变量的内生性问题，Walsh(2006)首次在服务贸易引力模型中使用了HTM(Hausman-Taylor Model)估计方法，并在对一系列估计方法进行比较后认为，该方法可以消除因异方差导致的随机效应模型(REM)估计偏差。

目前，国内学者的研究主要集中在以下方面。其一，运用引力模型研究区域贸易安排(RTA)(周念利，2012)、制度质量及距离(陈丽丽和龚静，2014)、信息通讯技术(黄建锋和陈宪，2005)等一些特定因素对服务贸易的影响。其二，运用引力模型对服务贸易总体的流量决定(卢现祥和马凌远，2009；周念利，2010)和一些具体服务部门的流量决定(黄满盈，2015)进行研究。其三，引进国外不同引力模型的估计方法，主要包括动态面板估计方法(周念利，2012)、两阶段估计方法(许统生和黄静，2010)、HTM 估计方法(刘正凯，2012)、泊松伪极大似然估计(PPML)(张应武和朱亭瑜，2015)等。

国内外学者利用引力模型对服务贸易的研究虽然已经取得了丰富的成果，但在如下方面可能还存在不足。(1)国内很多文献研究了某些特定因素对服务贸易的影响，而忽略了多因素的综合分析，比如重要的相对距离、贸易管制等因素，因此我们无法判断这些因素对中国服务贸易的影响，另外也容易产生遗漏变量偏差。(2)受多种因素制约，国内外学者主要是对服务贸易总体进行研究，并且研究的对象主要是OECD 等发达国家，细分到具体部门的研究还比较少。(3)在服务贸易壁垒的常见度量方法中，数量工具能比频度工具和价格工具提供更丰富的信息量(俞灵燕，2005)，然而国内外学者运用引力模型对中国不同部门服务贸易面临的非关税壁垒进行数量研究的还非常少见。有鉴于此，本文尝试运用WTO 的双边服务贸易数据，对中国双边服务贸易及不同部门服务贸易的出口潜力及贸易壁垒等问题进行经验研究。

二、估计模型、样本和数据

（一）扩展的引力模型

引力模型最早出现在实证文献中是由Tinbergen(1962)和Pöyhönen(1963)引入的。他们认为两国之间的贸易量与 GDP 成正比，与距离成反比。Anderson 和Wincoop(2003)指出，两个国家间的贸易量不但取决于它们的规模和距离，还取决于它们的相对距离，如果一个国家同主要贸易伙伴的相对距离越远，这两个国家间的贸易量就会越大。因此，标准引力模型可以被扩展为：

其中，T是两个国家间的贸易量(出口或进口)，G和G分别表示两个国家的经济规模，D是两个国家间的距离，R和R分别表示两个国家的相对距离，E是误差项。

服务贸易壁垒对服务贸易的影响受到了学者们的广泛关注，Grünfeld 和Moxnes(2003)在引力模型中加入了澳大利亚生产力委员会(APC)编制的贸易限制指数(Trade Restrictiveness Index，TRI)来衡量一国对于服务进口的保护水平，但该指数并没有提供贸易限制对价格、成本、收益等影响的信息。另外，由于APC 只编制了55 个国家TRI的截面数据，因此不能反映一国TRI 随时间的变动情况。Lejour 和Verheijden(2004)、Kox 和Lejour(2005)等在引力方程中引入OECD 的产品市场规制指标(Product Market Regulation，PMR)作为解释变量，该指标自1998 年以来每5 年编制一次，其中2018 年的数据由于统计方法发生了较大变化而与之前的数据不具有可比性，而OECD 自2014 年编制的服务贸易限制指数主要提供了OECD 及个别非OECD 国家的数据，而大量发展中国家的数据则没有包含在内。因此，本文将采用另一个指数，即加拿大菲莎研究所(Fraser Institute of Canada，FI)编制的经济自由度指数(Economic Freedom of the World Index，EFW)来反映一国的贸易限制水平对双边服务贸易流量的影响。

本文利用WTO 2010—2016 年的双边服务贸易流量数据估计引力模型，对于面板数据式(1)可进一步写为：

迟恒全明白了，赌输了的魏昌龙要孤注一掷，制造溃堤，丢卒保车。事情到了这一步，他懊悔不迭地恨自己不该侥幸、轻信，但魏昌龙并未怎样哄他，是他自己迷惑在道听途说得来的感觉里，追着他绕了进去。他又气又急，上前阻止：“不行！老魏，你绝对没有这个权力，人命关天！报市委，赶快报告市委！”

其中，EXPORT表示t 期国家(或地区)i 对国家(或地区)j 的服务贸易出口规模，GDP和GDP分别表示t 期两个国家(或地区)的GDP，DISTANCE表示两个国家(或地区)之间的距离，REMOTENESS和REMOTENESS分别表示t 期两个国家(或地区)的相对距离，EFW和EFW分别表示t 期两个国家(或地区)的经济自由度，、和分别表示出口国(或地区)(i)固定效应、进口国(或地区)(j)固定效应和国家(或地区)组合(ij)固定效应，表示时间固定效应，是随机误差项。

由于我们的数据仅包括7 个年份，还有一些重要的解释变量是不随时间变化的，在此，我们借鉴Kimura 和Lee(2006)的做法，仅保留时间固定效应，其他固定效应假定为常数，即=++，所以，本文最终估计的引力方程为：

其中，ADJACENCY表示两个国家(或地区)是否相邻虚拟变量，RTA表示两个国家(或地区)是否有自由贸易协定虚拟变量，LANGUAGE表示两个国家(或地区)是否有共同语言虚拟变量，COLONY表示两个国家(或地区)是否有殖民联系虚拟变量，式(3)中其他变量的含义同式(2)。

（二）样本

在服务贸易的相关统计中，OECD 在2002 年首次提供了双边服务贸易的进出口数据，目前WTO 在OECD、IMF、Eurostat 统计的基础上，也报告了国家地区之间关于服务贸易总体及分部门服务贸易的数据。结合报告经济体的双边服务贸易额(一般不低于100 万美元)及提供数据年份的情况(一般不少于4 年)，本文选择的报告经济体共有29 个：澳大利亚、奥地利、比利时、保加利亚、加拿大、捷克、丹麦、法国、德国、希腊、中国的香港特别行政区、爱尔兰、意大利、日本、韩国、新西兰、卢森堡、荷兰、西班牙、葡萄牙、瑞士、俄罗斯、新加坡、斯洛文尼亚、瑞典、英国、美国、中国和印度。其中，WTO 并没有直接提供中国、印度、卢森堡、荷兰、西班牙和瑞士这6 个国家的双边服务出口数据，但由于这6 个国家是世界重要的服务贸易出口国，因此我们用其他经济体从他们的进口数据来代替。

本文选择的贸易伙伴共有52 个，除了上述29 个经济体外，还包括：阿根廷、巴西、智利、乌拉圭、墨西哥、埃及、南非、摩洛哥、尼日利亚、爱沙尼亚、芬兰、匈牙利、冰岛、波兰、斯洛伐克、挪威、土耳其、以色列、印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、泰国和中国的台湾地区。从29 个报告经济体选择的伙伴经济体数量不等，其中从俄罗斯选取的伙伴经济体数量最多，有51 个；从韩国选取的伙伴经济体数量最少，只有3 个；从29 个报告经济体选择的样本数量共计1067 个。

（三）数据来源及说明

本文选择的29 个报告经济体的双边服务贸易数据来自WTO 数据库。样本经济体的GDP 数据大多来自世界银行的世界发展指标数据库(WDI Online Database)。DISTANCE、LANGUAGE、COLONY、RTA 和ADJACENCY 数据均来自法国的CEPII 数据库。

经济自由度数据来自于菲莎研究所2017 年编制的各国以2000 年为基期的面板数据，该数据在计算时在任何一年都有固定的EFW 指数得分，这可以为研究者提供可比的时间序列或纵向数据。

三、估计结果及稳健性检验

（一）引力模型的估计结果

基于引力模型的经验研究，一般采用引力模型的对数形式，对数形式不仅可以使模型线性化，减少数据中的异常点，还可以避免数据残差的非正态分布和异方差现象。因此，本文在估计的时候，对式(3)中除了虚拟变量之后的其他变量都取对数，估计结果如附表2 所示。

从附表2 可以发现，不管是在服务贸易总体还是在分部门服务贸易的估计中，GDP、DISTANCE、EFW、LANGUAGE 等变量基本都显著，其中LANGUAGE 变量只在双边建筑服务贸易的估计中不显著，EFW 变量只在双边旅游服务贸易和双边建筑服务贸易的估计中不显著。REMOTENESS、ADJACENCY、RTA、COLONY 等变量则在不同部门间存在差异，以RTA 为例，其在双边服务贸易总体、双边旅游服务贸易、双边建筑服务贸易、双边保险服务贸易和双边通讯服务贸易的估计中是显著的，但在其他服务部门的估计中就是不显著的。

（二）估计结果的稳健性检验

1. 更换样本组之后的估计。WTO 并没有直接提供中国、印度、卢森堡、荷兰、西班牙和瑞士这6 个国家的双边服务出口数据，考虑到这6 个国家是世界重要的服务贸易出口国，因此在对式(3)的估计中我们用其他经济体从他们的进口数据来代替。但是在现实中，这两个数据可能存在较大差异，比如按照中国的统计数据，2016 年中国对美国的服务贸易出口为312 亿美元，而按照美国的数据，2016 年美国从中国的服务贸易进口为159 亿美元，二者相差了一半。因此，我们使用剔除这6 个国家之后的样本数据重新估计，具体结果见附表3 的第(1)栏。

估计结果发现，不管是在服务贸易总体还是在分部门服务贸易的估计中，GDP、DISTANCE、LANGUAGE、EFW 等变量仍然基本显著，并且系数的估计值变化很小。REMOTENESS、ADJACENCY、RTA、COLONY 等变量的估计结果则不稳定，在不同部门间存在一定差异。

2.使用分段样本平均数据进行估计。对于样本中出现的零贸易现象问题，如果处理不当会导致有偏估计(Heckman，1979)。在本文双边服务贸易总体的出口数据中，共有385 个样本不可观测，占总样本的5%。在研究分部门服务贸易的时候，同样面临不可观测样本问题，比如在双边运输服务贸易的出口数据中，有787 个样本不可观测，占总样本的11%。关于不可观测样本问题，本文借鉴Helpman 等(2008)、邓晓虹和黄满盈(2014)等的做法，把整个样本期分为两个阶段：2010—2013 年和2014—2016 年，然后用这两个阶段的平均数据再进行估计。

使用分段样本平均数据的估计结果见附表3 的第(2)栏。其估计结果显示，不管是在服务贸易总体还是在分部门服务贸易的估计中，GDP、EFW、LANGUAGE 等变量仍然基本都显著，而DISTANCE 变量虽然仍显著，但在很多部门的估计中变成了非常小的正值，经济上不再显著，且符号也与预期不符。

3.使用出口国固定效应模型进行估计。在此本文借鉴 Grünfeld 和 Moxnes(2003)、Kimura 和Lee(2006)等的做法，变换式(3)重新进行估计：

其 中，TGDP= GDP+ GDP，TREMOTENESS= REMOTENESS+REMOTENESS，TEFW=EFW+EFW，γ表示出口国固定效应。使用式(4)进行估计的好处是它考虑了出口国固定效应，不好的一点是我们不能分别估计出口国和伙伴国的GDP、REMOTENESS 和EFW 等变量的系数。

对式(4)的估计结果见附表3 的第(3)栏。从其中可以发现，该估计结果和式(3)的估计结果基本是一致的，不管是在服务贸易总体还是在分部门服务贸易的估计中，GDP、DISTANCE、LANGUAGE、EFW 等变量仍然基本都显著。另外，变量REMOTENESS 在大多服务部门(除了其他商业服务)的估计中都变得显著。

4.使用动态面板引力模型进行估计。考虑到服务贸易出口流量具有高度持续性(Zarzoso 等，2009)，即前一期的出口流量往往会对后一期产生一定影响，以及GDP、REMOTENESS 和EFW 等变量可能存在的内生性问题，我们将在上述静态面板引力方程(3)中引入双边服务贸易出口的滞后项，得到动态面板引力模型为：

其中，EXPOT表示双边服务贸易出口的一阶滞后项。动态面板主要有两类估计方法：差分GMM 和系统GMM，相对而言，系统GMM 的估计结果更有效，应用也更广泛(周念利，2012)。本文采用系统GMM 对式(5)进行估计，估计的时候采用被解释变量的3 个滞后值及GDP、REMOTENESS、EFW 等变量的两个滞后值作为差分方程的工具变量进行估计。采用GMM 估计的前提条件是残差项不存在序列相关，回归后检验发现，不管是在服务贸易总体还是在分部门服务贸易的估计中，残差项都只存在一阶序列相关性而无二阶序列相关性，因而系统GMM 估计的前提条件成立。

附表3 第(4)栏给出了式(5)的系统GMM 估计结果。从其中可以发现，不管是在服务贸易总体还是在分部门服务贸易的估计中，EXPORT变量都是显著的，说明出口滞后效应是存在的；GDP、LANGUAGE 等变量仍基本显著；DISTANCE 变量的系数会变得小一些，并且显著性也会下降，甚至在运输、旅游、建筑等部门变得不显著；变量EFW，特别是其中的EFW，在一些服务部门变得不显著，且符号也跟预期相反。

通过上述各种稳健性检验，本文认为，对式(3)的估计结果是稳健的，即不管是在服务贸易总体还是在分部门服务贸易的估计中，GDP、LANGUAGE、DISTANCE、EFW 等变量基本都是显著的，而REMOTENESS、ADJACENCY、RTA、COLONY 等变量则在不同部门间存在差异。

四、中国双边服务贸易出口潜力分析

（一）中国双边服务贸易出口潜力的决定因素分析

1. 从总体来看，对双边服务贸易出口具有显著性影响的解释变量包括GDP、GDP、DISTANCE、REMOTENESS、EFW、EFW、RTA以及 LANGUAGE和COLONY。除DISTANCE外，其他各变量均对双边服务贸易的出口具有正向影响。从分部门来看，GDP、GDP、DISTANCE、EFW、EFW和LANGUAGE变量对大多数服务部门的出口都有显著影响，而 REMOTENESS、REMOTENESS、RTA、ADJACENCY、COLONY等变量则在不同部门间的影响存在差异，以ADJACENCY为例，其在双边旅游服务贸易和双边建筑服务贸易的估计中是显著的，但在其他服务部门的估计中则是不显著的。

2. 虽然GDP和GDP都会对双边服务贸易的出口产生显著影响，但对进口方的影响要大于对出口方的影响(系数分别为0.77 和0.69)，也就是说在服务贸易的出口中，母市场效应并不存在，这与Kimura 和Lee(2006)在使用进口数据分析时得出的结论一致，但与Grünfeld 和Moxnes(2003)的研究结论相反，后者认为由于服务是高度差异化产品，因而母市场效应应该存在。可能由于通讯、知识产权、其他商业服务等3 个部门的产品差异化程度较高，母市场效应在这3 个部门是存在的。

3. 双边距离不管对服务贸易总体的出口还是对各部门服务贸易的出口都有显著的负向影响，其值在-0.8 左右，这意味着如果双边距离下降50%，双边服务贸易的出口将增加40%左右。关于距离对双边服务贸易的影响，学者们的结论是一致的，比如Brandicourt 等(2008)、Grünfeld 和 Moxnes(2003)、Kimura 和 Lee(2006)、Park(2002)等的研究都得出了相同的结论，这主要是因为距离反映了双方人员流动的成本、通讯的成本及文化差异等。

4. 进出口双方的经济自由度不管对服务贸易总体，还是对各服务部门(除了旅游和建筑)的出口，都具有显著的正向促进作用。其中，出口方经济自由度EFW的影响要明显大于进口方经济自由度EFW的影响(后者大约是前者的1/3)，这一结论与Kimura 和Lee(2006)使用经济自由度估计的结论相似。

5. 关于相对距离对服务贸易的影响，在不同部门间存在较大差异。其中，出口方的相对距离在旅游、通讯、知识产权、其他商业服务、文化娱乐服务部门是显著的，在其他部门不显著；而进口方的相对距离在运输、旅游、建筑、保险、其他商业服务部门是显著的，在其他部门不显著。本文的这一结论与Brandicourt 等(2008)在研究相对距离对分部门服务贸易影响的结论相似，他们也认为相对距离对金融、信息等大多数服务部门的影响不显著，这意味着双边关系在这些服务部门的出口中扮演了更重要的角色，因为随着时间的推移，生产者和消费者会逐渐建立起良好的合作关系。

6. 共同语言不管对服务贸易总体还是对各服务部门(除了建筑)的出口都具有显著的正向促进作用。共同语言的估计值在1 左右，这意味着如果双方具有共同的语言，可使双边服务贸易增长1.7 倍左右。关于共同语言对双边服务贸易的影响，学者们得出的结论是一致的，比如Park(2002)、Brandicourt 等(2008)、Kimura 和Lee(2006)等。

7. 两个经济体是否相邻不管对服务贸易总体还是对各服务部门(除了旅游和建筑)的影响都不显著，这与Park(2002)、Kimura 和Lee(2006)等的研究结论相同，由于本文主要研究的是跨境交付的服务交易，随着网络信息技术的发展，这种交易可以很方便地远距离展开，与两个经济体边界是否相邻也就没有太大关系。两个经济体是否有自由贸易协定对服务贸易总体具有显著的影响，这与Kimura 和Lee(2006)的研究结论一致，这可能是因为自由贸易协定包含了越来越多服务贸易方面的内容。另外，即使货物贸易一体化也会推动服务贸易的出口。

（二）中国双边服务贸易出口潜力的测度

本文运用附表2 的估计结果对中国双边服务贸易的出口潜力进行测度，其具体结果见附表4，并得到如下主要结论。

1. 总体来看，中国服务贸易的出口潜力巨大。在29 个贸易伙伴中，中国只有对中国的香港特别行政区和丹麦呈“贸易过度”的状态，对其他贸易伙伴都呈“贸易不足”的状态。其中，对希腊、日本、奥地利、匈牙利、斯洛伐克、冰岛、保加利亚和斯洛文尼亚等8 个经济体呈严重“贸易不足”的状态，实际出口值还不到模拟值的30%，说明中国对这些市场的出口潜力巨大。另外，在中国主要的服务贸易伙伴中，对德国、新加坡、美国、韩国实现了70%左右的出口潜力，对日本和英国只实现了约30%的出口潜力，说明中国对这些市场也都还有较大的潜力。

2. 不同服务部门的出口潜力存在较大差异。(1)旅游和建筑作为中国有出口优势的部门，对所有的贸易伙伴都呈“贸易不足”的状态，出口潜力巨大。其中，旅游对美国实现了60%的出口潜力，对日本、韩国只实现了不足20%的出口潜力；建筑对德国、法国、美国等发达经济体实现的出口潜力大多不到10%。(2)中国的金融服务和知识产权贸易在所有的贸易伙伴都呈“贸易不足”的状态，出口潜力巨大。其中，在金融服务的21 个贸易伙伴中，只有对美国、中国的香港特别行政区等6 个经济体实现了20%以上的出口潜力，其他15 个经济体实现的出口潜力都不足20%；知识产权贸易的21 个贸易伙伴实现的出口潜力都不足10%，其中对德国、日本、韩国、澳大利亚等11 个贸易伙伴实现的出口潜力甚至不足1%。(3)文化娱乐服务对15 个贸易伙伴全都呈“贸易过度”的状态，对主要市场的出口基本都达到饱和。(4)运输、通讯、保险和其他商业服务4 个部门基本是一半出口市场“贸易过度”，一半出口市场“贸易不足”。以运输服务贸易为例，在31 个贸易伙伴中，对丹麦、法国、德国、中国的香港特别行政区、美国等16 个经济体“贸易过度”，而对韩国、英国、澳大利亚、日本等15 个经济体“贸易不足”。

3. 中国服务贸易对不同市场的出口潜力呈现较大差异。(1)中国的香港特别行政区作为中国最大的服务贸易出口市场，不管是在服务贸易总体，还是在运输、保险、通讯、其他商业服务等部门，都呈现“贸易过度”的状态，说明中国对中国的香港特别行政区的服务贸易出口基本饱和，应进一步降低对其市场的依赖。(2)美国作为中国第二大出口市场，从2010—2016 年，总体实现了65%的出口潜力，其中在旅游、建筑、金融、保险、知识产权等部门都还有较大的潜力可以挖掘。(3)韩国和日本作为中国的近邻，从2010—2016 年，总体分别实现了61.6%和28.6%的出口潜力，其中在运输、旅游、建筑、金融、保险、知识产权等部门都是“贸易不足”，而对日本的“贸易不足”程度更大一些。(4)波兰、匈牙利、保加利亚、冰岛、斯洛伐克、斯洛文尼亚等经济体不管是在服务贸易总体还是在很多服务部门都是“贸易不足”，这些国家都是中国服务贸易出口的“小型”市场。

4. 从时间走势来看，中国服务贸易出口潜力的实现呈不断下降的态势。以美国为例，2010 年中国对其服务贸易的出口实现了79.8%的潜力，但到2016 年也已下降到58%。另外，各个服务部门出口潜力的实现也都呈不断下降的态势，这都说明未来中国服务贸易出口发展的空间越来越大。

（三）中国双边服务贸易出口潜力：经济自由化的一个模拟

本文的实证结果表明，进出口方的经济自由度对中国双边服务贸易出口具有显著的正向促进作用。那么，如果能够提高中国和贸易伙伴的EFW 将会对中国双边服务贸易出口带来多大的影响？基于这一考虑，本文对中国双边服务贸易的出口潜力进行进一步模拟。在这两种情况下，中国双边服务贸易出口增加比例的计算公式为：

首先，根据式(6)的计算结果(如附表5 所示)可以发现，从2010—2016 年，服务贸易总体会有22%左右的增长，知识产权贸易出口增加的比例最大，大概会有70%，其他各服务部门也都会有30%～50%的增长。接下来根据式(7)，中国双边服务贸易出口增加的比例如附表6 所示。

从附表6 可以发现，(1)在中国服务贸易的主要出口市场中，不管是服务贸易总体还是分部门服务贸易，中国对俄罗斯的出口增加比例都是最大的。(2)伙伴国的经济自由度提高时，对不同服务部门出口的影响存在差异。其中，对知识产权贸易出口的影响最大，对各伙伴经济体的出口大概会增长30%；对保险服务出口的影响最小，一般不超过10%。这主要是由于伙伴经济体经济自由度(EFW)的系数在不同部门间的差异所导致的。(3)中国对主要的服务贸易伙伴美国、日本、韩国、德国、英国、法国出口增加的比例都不大。其中，服务贸易总体出口的增加比例都不超过15%，知识产权贸易出口增加的比例是最大的，但也只有30%左右。(4)对于中国服务贸易出口的一些小型市场，比如澳大利亚、奥地利、保加利亚、冰岛、波兰、捷克、希腊、瑞士、匈牙利、斯洛文尼亚、斯洛伐克等，中国对其服务贸易的出口还有一定的潜力可挖。

五、中国双边服务贸易壁垒的关税等价分析

引力模型已成为当前计算服务贸易壁垒关税等价的主流方法，Park(2002)首次运用该方法对服务贸易壁垒的关税等价进行度量(王小梅，2017)。本文也借鉴Park(2002)的方法，如式(8)所示，对服务贸易进口方非关税壁垒的关税等价进行估算。

其中，T-1 是进口经济体的关税等价，EXPORT是基于式(3)计算的经济体i 对j双边服务贸易出口的模拟值，EXPORT是自由贸易情形下服务贸易出口的预测值，这二者比率最大的记为基准比率B/B。为替代弹性，关于的取值，已有文献给出了一个比较宽泛的范围，本文借鉴Walsh(2006)、周念利(2010)的取值，让等于1.95，具体结果见附表7。

从附表7 我们可以发现，(1)不管是服务贸易总体还是分部门服务贸易，俄罗斯对中国服务贸易出口的贸易壁垒水平都是最高的，其中服务贸易总体大致相当于10%的关税水平，是美国、德国、法国等发达国家关税水平的1 倍左右。由于统计数据的缺陷，提供有从中国服务贸易进口数据的经济体以发达经济体为主，另外考虑到发展中国家的经济自由度水平一般较低，我们可以推测，以俄罗斯为代表的发展中国家对中国的服务贸易出口实施了较高的贸易壁垒限制。因此，从改善中国服务贸易出口不足的状况出发，以俄罗斯为代表的发展中经济体应是中国开展削减贸易壁垒谈判的重点对象。(2)从各个部门的贸易壁垒水平来看，不同部门间存在较大差异。知识产权贸易是国外对中国实施贸易壁垒水平最高的部门，即便是美国、德国、法国、瑞士等高度发达国家也都有大概10%的关税水平，因此造成了中国知识产权出口的严重“贸易不足”。另外，通讯服务贸易和其他商业服务贸易也都有较高的关税水平，而以保险、金融、运输服务为代表的资本密集型部门的贸易壁垒水平相对较低，因此从部门谈判角度来看，以知识产权贸易为代表的技术密集型部门应是中国开展削减贸易壁垒谈判的优先对象。(3)在中国服务贸易出口的主要贸易伙伴中，日本对中国的贸易壁垒水平最高，以运输、金融、知识产权部门为例，2016 年其关税壁垒水平分别为11.33%、7.58%和15.16%，从而导致中国这些部门对其出口都呈严重的“贸易不足”。韩国对中国的贸易壁垒水平也较高，仅次于日本，接下来是美国，然后是德国、法国。因此，从经济体谈判角度来看，中国对这些主要出口市场的谈判顺序应该是：日本、韩国→美国→德国、法国→英国等。(4)对于中国服务贸易出口“贸易不足”的一些小型市场，比如澳大利亚、奥地利、保加利亚、冰岛、波兰、捷克、希腊、瑞士、匈牙利、斯洛文尼亚、斯洛伐克等，对中国的贸易壁垒水平相对较高，以冰岛为例，2016 年其对中国服务贸易的关税壁垒水平为8.05%，仅次于俄罗斯。

六、结论、政策启示

本文对中国双边服务贸易的出口潜力及贸易壁垒进行了经验研究，主要结论有以下几方面。(1)进出口双方的GDP、双边距离、进出口双方的经济自由度及是否使用共同语言不管是对服务贸易总体还是对大多数服务部门的出口都有显著的影响。(2)在中国服务贸易的29 个出口市场中，除了中国香港特别行政区和丹麦外，对其他经济体的出口全部“贸易不足”。旅游和建筑作为中国有出口优势的部门，对所有的贸易伙伴都呈“贸易不足”状态，金融服务和知识产权贸易对所有的贸易伙伴也都呈“贸易不足”状态。(3)经济自由化的进一步模拟结果表明，如果中国的经济自由度能够上升到样本经济体的平均水平，从2010—2016 年中国服务贸易总体的出口大概会有22%的增长，知识产权贸易出口增加的比例最大，大概会有70%。(4)在中国服务贸易的主要出口市场中，日本和韩国对中国的贸易壁垒水平最高，其次是美国，然后是德国、法国，最后是英国、新加坡和中国的香港，其中新加坡和中国的香港特别行政区对中国的贸易壁垒水平最低。另外，对于中国服务贸易出口“贸易不足”的一些小型市场，比如澳大利亚、奥地利、保加利亚、冰岛、波兰、捷克、希腊等，它们对中国的贸易壁垒水平相对较高。

根据实证研究的结果，为了促进中国服务贸易出口的发展，我们应该从以下几个方面着手。(1)加强服务贸易的统计工作。目前，中国只提供了个别年份(2015 年、2016年)同个别国家的双边服务贸易统计数据，我们只能使用OECD 和WTO 提供的数据来近似替代，这肯定会影响研究结论的准确性。(2)共同语言对双边服务贸易的发展具有重要作用，因此我们应充分利用语言上的便利，大力开展同中国的香港特别行政区、中国的台湾省以及东南亚等跟中国具有共同语系经济体的服务贸易。此外，我们应加强汉语的国际推广，增强汉语的国际通用性，一方面大力吸引留学生来华学习中国的语言文化，另一方面通过孔子学院孔子课堂加强汉语文化在国外的推广。(3)本文的实证结果发现，进出口双方的经济自由度不管对服务贸易总体还是对大多数服务部门的出口都具有显著的正向促进作用。因此，一方面我们应加大国内经济体制改革的力度，逐渐放开对国内经济的管制，提高我国经济的自由度，这会大力促进我国服务贸易出口的发展。另一方面，中国也有必要在多边或区域层面与以俄罗斯为代表的发展中国家以及日本、韩国、美国、澳大利亚等对中国具有较大贸易壁垒的国家开展相关谈判，以削减这些国家对中国的服务贸易壁垒。(4)根据对不同服务部门出口潜力的测度，从服务贸易的内部发展结构来看，旅游、建筑、金融服务和知识产权应是下一阶段我国服务贸易的重点发展对象，接下来是运输、通讯、保险和其他商业服务中那些“贸易不足”的市场，最后是文化娱乐服务贸易。(5)在中国服务贸易的主要出口市场中，对中国的香港特别行政区的出口基本达到饱和，而对日本和英国只实现了约30%的出口潜力，因此下一步日本和英国应是中国服务贸易的重点开拓市场。另外，中国服务贸易出口的很多“小型”市场，比如波兰、匈牙利、保加利亚、冰岛、斯洛伐克、斯洛文尼亚等，中国对其出口潜力巨大，所以下一阶段这些市场也是中国服务贸易出口的重点发展对象。