基于高水平开放推动中国服务贸易自由化研究

于荣光 王宏伟

摘 要：推进高水平开放是提升中国服务贸易竞争力的必由之路。考察中国已实施的区域贸易协定是否显著提升了中国服务贸易水平，基于中国服务贸易协定文本构建了行业层面的市场准入指标，以解决以往研究不区分行业开放差异导致的测度偏误问题，并且利用OECD-TIVA数据库行业贸易数据检验了市场准入、协定深度对中国与贸易伙伴国双边服务贸易的影响。结果表明：市场准入及区域服务贸易协定深度对服务贸易具有正向促进作用。异质性方面，区域服务贸易协定的阶段效应逐步显现随后减弱，显著促进了中国向发达经济体的服务贸易进口以及中国向发展中经济体服务贸易出口，对开放水平大幅提升的行业促进作用更显著。

关键词：区域服务贸易协定；区域服务贸易协定深度；服务贸易限制指数；市场准入

文章编号：2095-5960（2023）05-0001-11；中图分类号：F740；文献标识码：A

一、引言与文献综述

科技革命与产业革命的蓬勃发展推动生产型制造向服务型制造转型，服务贸易进入新发展期。1970～2017年间，全球服务贸易占比由9%上升到20%，预计2040年将提升到30%以上。［1］一国服务贸易自由化程度与其竞争力密切相关，运输、通信的发展可以降低生产成本与风险，为制造业提供稳定的服务供给，金融服务水平提升则可以提高资金的配置效率［2，3］，相关研究也表明从事服务出口的企业比非出口企业生产率更高。［4，5］因此，高水平开放是提升我国服务贸易竞争力的必由之路。

党的十八大以来，中国加快建立开放型经济新体制，深入推进服务业改革开放。党的二十大报告中进一步提出促进高水平对外开放，稳步扩大规则、规制、管理、标准等制度型开放。当前，中国服务贸易在制度、标准开放方面与发达经济体的高标准存在哪些差距？区域服务贸易协定在推动中国服务贸易自由化方面是否起到了显著成效？对此展开研究并提出相应的政策建议对中国改革开放具有一定现实指导意义。

全球范围内，尽管WTO框架下达成的服务贸易总协定（GATS）（1995）奠定了服务贸易的基本准则，但此后多边贸易体系并没有在推進服务贸易自由化上取得实质性进展。区域服务贸易协定（RTAs）满足了成员国多样化需求且易于达成，成为推动全球服务贸易自由化的主要方式。边境管控措施、文化、制度异质性产生的成本是阻碍服务贸易的主要因素［6，7］，RTAs通过协调成员国政策推动服务贸易自由化。RTAs的现实效果如何？一些学者对此展开了实证研究，根据实证研究中是否对RTAs开放水平或标准高低的区分将其分为同质性及异质性研究，同质性研究仅通过虚拟变量（0～1）检验RTAs的经济效应，不区分RTAs的差异，异质性研究则考察RTAs市场准入差异及协定深度问题。

同质性研究结论普遍支持了经济规模及经济发展水平与服务贸易正相关，RTAs促进效应的显著性因样本而异。如Grünfeld 和Moxnes对22个OECD成员国服务贸易方式与决定因素的研究表明服务贸易主要通过国外分支机构进行，富国呈现比较优势，RTAs促进作用不显著。［8］Walsh采用27个OECD经济体与贸易伙伴1997～2001年贸易数据的研究表明国家财富和共同语言是服务贸易最重要的决定因素，RTAs效应不显著。［9］周念利基于2004～2006年中国双边服务贸易数据对服务贸易决定因素的研究以及Shingal对35个OECD经济体与贸易伙伴RTAs效应的研究结果均表明贸易协定的促进效应不显著。［10，11］RTAs贸易自由化效应显著的有，陈丽丽和龚静研究了35个OECD 经济体和14 个非OECD 经济体RTAs的促进效应，平均促进效应为577%～977%。［12］Ceglowski利用28个OECD经济体1999～2000年服务贸易数据的研究表明RTAs贸易自由化效应显著，作者认为货物贸易增加对服务贸易产生了促进作用。［13］齐俊妍基于2014～2018年42个OECD经济体面板数据研究了服务贸易限制指数对服务贸易的影响，服务贸易限制程度、RTAs对服务贸易的促进作用均高度显著。［14］

异质性研究结论多支持了开放水平较高的服务贸易协定贸易自由化效应更显著。刘洪愧对服务贸易协定中清单模式的实证研究表明开放程度更高的负面清单模式对服务贸易增加值促进作用更显著。［15］杨继军和艾玮炜基于2001～2014年43个国家区域贸易数据检验了国民待遇、自然人流动、审议等条款对服务贸易增加值的影响，研究表明条款增加对增加值贸易具有显著的促进作用，并且经济发展水平相似的国家可以获得更高的增加值贸易关联水平。［16］Andreas 等基于最惠国待遇、国民待遇、非本地存在提供服务、自然人流动、审议条款构建RTAs深度指标并进行实证检验，研究表明仅有深度RTAs对服务贸易自由化的促进作用显著。［17］王霞采用OECD62个经济体2005～2018年服务贸易数据对深度RTAs贸易效应的实证研究表明RTAs深度提升仅对发达经济体最终产品增加值出口以及发达经济体与发展中经济体中间产品增加值出口具有显著促进作用，对发展中经济体增加值出口没有显著影响。［18］

现有研究实现了同质到异质的突破，但并没有考虑行业开放时间差异或服务贸易与货物贸易开放时间差异。如中国-东盟、中国-巴基斯坦区域贸易协定中货物贸易开放时间早于服务贸易，中国-东盟RTAs分两阶段实施，金融保险等行业在第二阶段开放。分阶段开放使得服务贸易自由化效应逐步显现可能导致协定生效年份在统计上不显著。此外，现有研究对中国参与的RTAs经济效应的究较少，周念利针对中国RTAs的研究样本数据时间为2004～2006年且以区域贸易协定生效时间为准［10］，而中国与其他国家签订的贸易协定生效时间均晚于2007年，因此有必要开展进一步研究。本文可能的贡献有：一是文章构建了具体到行业层面的市场准入指标，解决以往研究中不区分行业市场准入时间导致的测度偏误问题；二是文章实证检验了RTAs对中国服务贸易自由化的影响，丰富了自贸区实证研究；三是文章基于研究发现提出推动高水平开放的政策建议，对中国改革开放具有一定现实指导意义。

二、中国服务贸易的特征性事实

（一）中国在东亚制造生产网络处于核心地位，在全球服务贸易网络中处于附属地位

表1分别给出了2001、2017年中国大陆、美国、欧盟在东亚生产网络主要经济体所占服务贸易与制造业贸易份额。制造业方面，2001～2017年中国大陆在中国台湾以及韩国、东盟、新西兰、澳大利亚的贸易占比提升了20%左右，占中国台湾以及韩国的贸易份额超30%。美国、欧盟在各个经济体的贸易份额下降到2017年的10%左右，中国在东亚区域生产网络的核心地位日渐凸显。服务业方面，美国、欧盟在各个经济体的贸易份额略有下降，但依然是东亚经济体最大的服务贸易伙伴（15%～20%），中国大陆在各经济体中的服务贸易份额提升到10%以上，但处于价值链低端环节，处于全球服务贸易附属地位。

（二）中国在服务贸易中缺乏比较优势，突出体现在知识技术密集型行业

发达经济体是中国最主要的服务贸易伙伴且发达经济体具备较强的比较优势。表2左侧部分为2017年发达经济体及发展中经济体在全球服务贸易进出口中所占份额，发达经济体所占全球进出口份额分别为657%、748%，中国内地、新加坡、韩国、中国香港、印度占发展中经济体服务贸易总额的一半以上，且贸易伙伴为主要发达经济体。发达经济体的比较优势突出体现在知识密集型服务贸易行业，表2右侧部分为相关经济体在该行业的贸易份额。发达经济体占全球出口份额高于进口份额17个百分点，其中，欧盟、美国、日本占全球出口份额的84%，中国在该行业所占的全球进出口份额分别为7%、0%。中国在大多数服务贸易行业均呈现比较劣势，处于比较优势的行业主要为劳动密集型及资源密集型服务行业。［19，20］中国服务贸易生产性服务投入偏低，参与垂直专业化国际分工水平较低。［21］

（三）中国服务贸易限制程度较高，尤其是安全风险较高的行业

基于OECD-STRI数据库计算2017年OECD成员国、非成员国、中国服务贸易行业STRI指数。结果显示：一是中国STRI指数总体高于OECD国家与其他非成员国。中国在除建筑设计、工程外的其余16个行业限制指数均大幅高于OECD成员国平均水平，在会计、电信服务、视听服务（电影、广播、录音）行业的STRI指数甚至超过05，居全球之首。二是外资准入限制是阻碍中国服务贸易自由化的主要障碍，中国与其他经济体STRI指数差异主要体现在外资准入方面。三是中国对电信服务、银行保险服务、视听服务等涉及网络安全、信息安全、金融安全的行业设置了较高的市场准入限制。

三、指标体系构建

（一）市场准入指标体系构建

基于世界贸易组织《服务贸易总协定》服务部门分类（GNS/W/120）标准建立一级指标，按照联合国中央产品分类（CPC）标准建立二级指标与三级指标，如图1所示：

基于以上分类标准采用中国自由贸易区服务网给出的贸易协定文本计算了中国2020年之前生效的RTAs市场准入承诺水平。行业市场准入承诺水平采用贸易协定中列出的CPC代码与该行业CPC代码总数的比值表示①①如商业服务部门下的专业服务，共包含十二项（CPC861-CPC863三项、CPC8671-CPC8674四项、CPC9311-CPC9312两项、CPC8921-CPC8923三项），中国对东盟国家第二阶段的市场准入承诺包含其中九项，市场准入水平为75%。，按照CPC代码数量等权重计算的市场准入水平无法反映贸易额权重，但可以较为直观地比较市场准入差异。表3为中国向成员国所作的市场准入承诺水平，呈现如下特点：一是中国均采用正面清单模式，市场准入水平低于发达经济体主要采用的负面清单模式。二是中国对发展中经济体的市场准入承诺水平低于对发达经济体的承诺水平，如中国对东盟第一阶段的开放以及对智利、哥斯达黎加的开放并没有包含金融服务等行业。三是中国对涉及网络隐私安全、科技安全、金融安全的研发服务、视听服务、银行及其他服务行业作出的市场准入承诺水平较低。

（二）贸易协定深度指标体系构建

Andreas等构建的DESTA数据库为本文量化RTAs协定深度提供了便利。［17］本文将服务贸易维度包含的条款区分为七项一般性条款及多项涉及具体服务贸易行业的条款。七项一般性条款的具体描述及赋值如表4所示，以七项条款之和表示RTAs深度，相应地取值为0～7。具体服务贸易行业条款是针对特定行业的说明，包括商业服务、通信、建筑业、分销、教育、能源、环境、金融、健康、旅游、运输。每个特定行业均可以通过对三个问题的回答进行量化。例如，商业服务对应的三个问题为：协定是否包含商业服务的特定条款？是否包含针对商业服务的一组条款？商业服务的规定是否独立于服务章节之外？显然，对商业服务的说明由包含特定条款到一组条款或独立于服务章节之外意味着对特定行业的重视程度提升。变量赋值方法与表4相同，每个行业深度由三个虚拟变量取值之和测度，将一般性条款及所有具体行业条款取值之和反映的协定深度作为稳健性检验的替换变量。

四、理论假说及模型设定

（一）理论机制与研究假说

成员国边境后管控措施、文化、制度异质性产生的信息与交易成本是阻碍服务贸易的重要因素。［6，7］市场准入水平的提升放松了对商业存在形式贸易限制，促进了外资企业在成员国境内设立分支机构提供服务。［22］RTAs通过提升市场准入水平以及更多领域政策、标准的协调来降低贸易成本。Nordàs和Kox的估计结果表明所有国家通过政策协调将政策异质性成本降低到双边最低水平时商业存在形式的服务贸易将增加13%～30%。［23］Nordàs的研究表明政策异质性每降低005个百分点全球服务贸易出口平均增加25个百分点［24］，由此得到假说1。

假说1：RTAs提高市场准入水平与协定深度有利于促進服务贸易流量增加。

RTAs的促进作用受成员国在贸易分工网络中地位、比较优势、服务贸易限制程度的影响。中国与发达经济体之间的服务贸易呈现比较劣势［19，20］，部分知识、技术密集型行业的进口完全依赖发达经济体。RTAs对服务贸易促进作用的方向与分工格局决定的贸易方向一致。此外，发达经济体的服务贸易限制指数总体低于发展中经济体，中国与发达经济体签订RTAs将更为显著地降低中国服务贸易进口壁垒，由此得到假说2。

假说2：市场准入及协定深度对中国服务贸易的促进作用可能与成员国经济发展水平相关，影响贸易流向及显著程度。

服务贸易市场准入水平、限制程度的行业差异将对RTAs的促进效应产生影响。由于市场准入及限制程度的行业差异，RTAs能够显著降低贸易壁垒的行业促进作用将更为显著。此外，中国现有贸易体系主要适用于货物贸易，RTAs中数字规则议题较少，与发达经济体主导的数字规则标准差距较大［25］，本文构建的指标尚未体现数字规则的差异，中国在此方面的滞后将同样制约数字服务贸易自由化效应，由此得到假说3。

假说3：通过RTAs大幅提高开放水平的行业贸易自由化效应将更为显著。

（二）模型构建

需求同样是决定服务贸易的基本因素，借鉴Anderson对引力模型的推导［26］，假定K国用于所有产品的总支出为MK，将SIK份额的收入GI（·）用于购买I国产品，决定GI（·）的主要因素是I国生产的产品种类NI以及产品的质量UI，两者均是GI（·）的增函数。DIK表示的I、K两国间贸易壁垒是GI（·）的减函数，SIK表示为：

等式（1）中分母代表用于购买不同国家产品支出之和MK。Bergstrand假定消费者偏好服从CES函数，产品质量相等且为1。当产品为I国生产时，产品在当地市场销售的价格低于产品出口到K国的价格，以“冰山成本”表示。PI为I国生产并在当地销售的价格，PIK为产品在K国销售的价格，PIK=PI（DIK）δ。I国生产的产品种类与I国总收入成正比，企业同质且每个企业的产出为q，I国生产的产品种类NI=MI/q，GI（·）表示为：

等式（3）为引力模型的形式，K国向I国的进口总值FIK与两国的总收入MI和MK正相关，与贸易成本负相关。RK被称作多边阻力项（multilateral resistance）［27］反映了相对贸易成本。

综合引力模型以及影响服务贸易的基本因素，本文采用单国模式的引力模型方法（中国与贸易伙伴的贸易），分别讨论中国市场准入承诺对中国服务进口的影响以及成员国市场准入承诺对中国服务出口的影响：

LnImportcjkt=β0+β1RTAsckt+β2Zcjt+λt+μcj+εcjt（4a）

LnExportcjkt=β0+β1RTAsjkt+β2Zcjt+λt+μcj+εcjt（4b）

下标c、j、k、t分别表示中国、贸易伙伴国、行业、年份，lnImportcjkt、lnExportcjkt分别为中国向j国在t年k行业的服务贸易进口、出口对数；RTAsckt和RTAsJkt为解释变量，为市场准入承诺（虚拟变量）或者协定深度；Zcjt为控制变量，包括市场规模、人均收入差距、成员国是否为发达经济体、互联网使用率、特定年份外部冲击；μcj为中国与J国的双边固定效应，解决距离、是否接壤等非时变因素遗漏问题；λt为行业固定效应，εcjt为随机扰动项。

区域贸易协定的阶段效应可能是非单调的［18］，将模型（4a）（4b）引入核心解释变量的二阶、四阶滞后项检验贸易自由化的阶段性影响：

（三）变量说明及数据来源

被解释变量：LnImport、LnExport为服务贸易流量，采用OECD-TIVA数据库STAN（Structural Analysis Database）2001～2018年行業及服务贸易数据①该数据库包含了65个经济体，中国与东盟签订的贸易协定视为中国与东盟10国分别签订贸易协定。新加坡分别以独立身份及东盟成员国身份与中国签订区域服务贸易协定，两个贸易协定市场准入承诺水平及开放时间不同，故新加坡的开放呈现多个阶段。 。基于CPC编码可匹配性及数据取对数的考虑，选取批发零售业（D45T56）、运输服务与存储（D49T53）、视听服务及出版（D58T60）、电信（D61）、计算机与其他信息服务（D62T63）、金融与保险服务（D64T66）、其他商业服务（D69T82）、教育（D85）、建筑（D41T43）九个行业，以及服务贸易总额（D41T98）②②未选择的行业一方面是由于中国与经济体量较小的国家细分行业贸易额多取值为零，另一方面是该数据库对行业的分类与表3中不一致，无法匹配。中国建筑服务的出口贸易数据多为零，仅检验进口贸易。取对数时加1保证非负②。

解释变量：RTAs、Depth为是否允许市场准入的虚拟变量和协定深度指标。采用贸易总额时协定生效后RTAs取值为1，反之为零。采用行业贸易数据时表3中市场准入水平为空时RTAs取值为零，反之为1③等权重CPC编码反映的市场准入水平与实际贸易权重不一致，因此采用虚拟变量FTA反映是否允许市场准入。 。参考王霞对Depth的赋值［18］，以协定包含的七项一般性条款之和表示，稳健性检验时采用七项一般性条款与具体条款之和表示。协定生效时间在10月及10月之前视为当年，之后视为下一年。

控制变量：Size表示市场规模，以两国GDP之和对数表示，Sizet=ln（GDPct+GDPjt）；DperGDP为要素禀赋差异，以人均GDP之差绝对值对数表示DperGDPt= ln|perGDPjt-perGDPct|；Develop为成员国是否为发达经济体的虚拟变量①①采用IMF定义的39个发达经济体标准。 ；Net表示互联网使用率，包括中国（Netct）、成员国（Netjt）互联网使用率；引入2009、2015～2018年的时间虚拟变量反映金融危机及全球化逆流冲击；以及进出口国双边固定效应、行业固定效应。GDP及人均GDP数据均采用UNCTAD数据库中现价美元，互联网使用率数据来自World Bank。

五、实证分析结果

（一）变量描述性统计

表5为RTAs、Depth描述性统计结果。表中进口、出口分别对应中国、成员国市场准入承诺及协定深度，具体到行业层面时均采用行业生效时间。表中均值及标准差的差异体现在具体行业与服务贸易总额之间、不同行业之间、同一行业进出口方向上。其中，视听服务、通讯、金融服务均值在进出口以及与服务贸易总额方面的差异最为明显②②差异形成的原因来自两个方面：其一是东盟与中国两阶段开放过程中不同行业市场准入时间存在差异，如东盟主要经济体及中国分别在第一阶段、第二阶段向对方开放批发零售服务，新加坡与中国分别在2007、2009年向对方开放通信服务。其二是部分经济体与中国的开放存在不对称问题，如中国统一向东盟国家开放相应行业，但东盟成员国向中国的开放并不统一，印度尼西亚开放的行业明显少于其他成员国；智利向中国开放通信服务，中国未向其开放；中国向智利、冰岛开放教育服务，冰岛、智利未向中国开放；中国向除智利之外的所有经济体开放视听服务，除新西兰、新加坡、中国香港、东盟的第二阶段对中国内地开放视听服务外，其他经济体均未向中国开放。 。采用七项一般性条款测度的Depth最大值与最小值分别为7、0，取值为零代表没有签订RTAs。采用七项一般性条款与具体条款之和测度的Depth最大值与最小值分别为19、0，标准差及协定深度差异相比七项一般性条款有所扩大。

（二）基準回归

基于模型（4）检验市场准入、深度对服务贸易进口、出口总额、行业贸易额的影响，回归结果见表6。表6（1）～（4）列、（5）～（8）列分别对应进口、出口，（1）（2）列、（5）（6）列为采用服务贸易总进口、出口额的回归结果，其余为行业贸易额回归结果。总进口、出口数据回归结果显示，RTAs及Depth影响均不显著。行业数据回归结果显示，RTAs及Depth对进口、出口贸易的影响均高度显著。其中，RTAs促进中国服务贸易进口、出口分别增加47%、95%，Depth每增加一项条款对进口、出口的促进作用分别为08%、16%。显然，市场准入精确到行业解决了生效时间“一刀切”的测度偏误问题，在提升样本容量的同时减弱了分阶段开放导致贸易总额平滑上升不显著的问题［28］，假说1得到验证。

控制变量方面，市场规模在1%水平上对服务贸易具有正向促进作用。要素禀赋差异、成员国是否为发达经济体的回归系数为正，但进出口方向以及采用总贸易数据及行业贸易数据的显著性差异较大。成员国为发达经济体时，中国进口的回归系数及显著性水平均大幅高于出口，发达经济体是中国服务贸易进口的主要来源国，中国与发达经济体签订的服务贸易协定更为显著地降低了中国服务贸易进口壁垒，假说2得到验证。要素禀赋差异方面，中国经济的快速发展在扩大中国对其他发展中经济体人均收入领先优势的同时缩小了中国与发达经济体人均收入差距，提升了中国服务的竞争力并增加了对服务的进出口需求，对服务贸易进出口总额均有正向促进作用。本文总贸易数据并非行业贸易数据的加总，控制变量对每个行业产生的影响可能不同，因此行业层面不显著时贸易总进出口可能显著。如中国与发达经济体要素禀赋差异缩小并没有减少知识、技术密集型服务的进口，因此采用行业数据时进口方向并不显著。此外，双边互联网使用率提升对数字服务贸易具有正向促进作用，尤其是中国对发达经济体数字服务贸易行业的依赖突出体现在进口方面，行业数据的回归结果在1%水平上显著为正，采用总贸易数据不显著。

为了进一步考察行业数据回归结果的稳健性，分别通过工具变量法、调整样本、更换解释变量的方法进行检验。首先采用工具变量法。市场准入水平及协定深度提高可以扩大成员国服务贸易规模，成员国服务贸易规模较大时更可能签订RTAs或者提高协定深度，互为因果可能导致的内生性问题。采用RTAs、Depth的第t-1期值作为第t期的工具变量，第t期的服务贸易不影响上一期RTAs的签订及协定深度，第t期与第t-1期之间存在较高的相关性且本文选取的工具变量尚没有内生变量之外的其他已知途径影响被解释变量。相关性检验中，Anderson canon统计量值为6235654，在1%水平上拒绝识别不足的原假设，Cragg-Donald F统计量的值为1900，检验结果表明不存在弱工具变量问题。表7中（1）（2）列、（6）（7）列为采用工具变量法回归结果。RTAs、Depth的回归系数分别为0077、0013，均在1%水平上显著。采用Hausman-Wu法对内生性问题的检验拒绝原假设，表明采用工具变量法后回归结果与原有结果的差异在统计意义上显著，因此表7中的回归均采用工具变量法。其次选取2001～2018年间的奇数年份样本，IV估计结果对应表7中的（3）（4）列、（8）（9）列，均在5%水平上显著，且回归系数与全样本回归系数相近。最后采用七项一般性条款与具体条款之和作为深度指标，回归结果见表7第（5）（10）列，均在1%显著性水平上对服务贸易具有正向促进作用。综上所述，提高市场准入水平及贸易协定深度对服务贸易流量具有显著正向的促进作用，检验结果具有稳健性。

（三）异质性分析

首先考察RTAs的阶段效应，基于模型（5）回归结果见表8。RTAs、Depth当期及滞后2期、4期的回归系数均为正，当期与滞后2期均在1%显著性水平上促进服务贸易进口，当期、滞后2期、滞后4期均在5%显著性水平上促进服务贸易出口，不同阶段的回归系数呈现先增大后减小的趋势，贸易促进效应逐步显现随后减弱。

为了进一步验证假说2，将成员国分为发达经济体与发展中经济体的分类回归结果见表9。进口方面，RTAs对中国向发达经济体、发展中经济体进口的促进作用分别为129%、11% 仅前者显著。出口方面，RTAs对中国向发达经济体、发展中经济体出口的促进作用分别为53%、81%，仅后者显著。协定深度的回归结果在符号及显著性方面呈现相似性。服务贸易限制程度及比较优势均与经济发展水平相关，中国与发达经济体签订的RTAs更为显著的降低进口壁垒，发达经济体也是中国服务贸易进口主要来源国，中国对其他发展中经济体提供服务出口的能力也日渐增强。

为了验证假说3，基于行业分类的回归结果见表10。首先，RTAs、Depth对电信服务、金融服务、教育服务进出口贸易促进作用均高度显著，得益于较高的市场准入水平（表3）以及区内成员国货物贸易、投资增加对金融、电信等服务产生的需求。［13］其次，RTAs与Depth对计算机服务、批发零售服务的影响在显著性水平上呈现进出口差异，可能与中国的比较优势相关，服务贸易壁垒的削减促进了中国比较劣势行业的进口以及比较优势行业的出口。最后，RTAs与Depth对视听服务、运输服务贸易的影响不显著，与市场准入水平以及中国数字规则标准较低相关，假说3得到验证。建筑服务贸易流量极小，对市场准入的反应并不敏感。

六、结论及政策建议

本文在我国高水平对外开放的背景下研究了RTAs对我国服务贸易自由化的影响。文章从行业层面构建了RTAs市场准入指标，以解决以往实证研究中的指标偏误问题，研究结果表明：采用协定生效时间检验的RTAs贸易自由化效应并不显著，市场准入精确到行业后市场准入水平及协定深度对中国进出口服务贸易均具有正向显著的促进作用。异质性方面，一是贸易协定的阶段效应逐步显现随后减弱；二是促进效应与贸易伙伴经济发展水平相关，显著促进了中国向发达经济体的进口贸易以及中国向发展中经济体的出口贸易；三是促进效应呈现行业差异，对金融服务、電信服务、教育服务进出口贸易促进作用显著，对开放水平较低的行业促进效应不显著。相比以往研究，本文通过构建新的市场准入指标验证了RTAs对提升我国服务贸易自由化的促进作用。为了进一步提高开放水平，稳步扩大规则、规制、管理、标准等制度型开放，本文结合研究结论提出如下政策建议：

一是加快服务业的数字化升级改造，积极利用数字技术升级传统服务业、优化产业结构，将数字技术优势转化为服务贸易竞争优势。二是加快完善服务贸易监管制度体系，高水平的国内治理能力是引领国际规则制定的前提，必须加快完善服务贸易监管制度体系。三是采用渐进方式与国际标准接轨，参与高标准的RTAs，增加数据自由流动、隐私保护、电子签名认证等议题，逐步与国际高标准接轨。四是建立服务贸易政策支持体系，加大对数字服务业发展的支持力度，增加服务附加值，培育战略性数字服务产业，超前布局，形成一批具有国际竞争力的服务企业。

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Research on Promoting Chinas Service Trade Liberalization through High-level Openness

YU Rongguang，WANG Hongwei

（Institute of Quantitative & Technological Economics，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100005，China）

Abstract：Opening-up at a high level is the only way to enhance Chinas competitiveness in service trade. Based on the text of Chinas Regional Service Trade Agreement， this paper constructs an industry-level market access index to solve the problem of measurement bias caused by the lack of differentiation of industry opening differences in previous studies.Then the paper uses the trade data of OECD-TIVA database to examine the impact of market access and the depth of agreement on bilateral service trade between China and its trading partners. The results show that market access and the depth of agreement have positive effects on service trade. In terms of heterogeneity， the phased effect of RTAs gradually emerged and then weakened， significantly promoting Chinas service trade imports to developed economies and Chinas service trade exports to developing economies， and playing a more significant role in promoting industries with a significantly improved level of openness.

Key words：regional service trade agreement；depth of regional service trade agreement；service trade restriction index；market access