双边贸易壁垒对服务业进出口的影响机制研究
——以非OECD国家为例

陈欣亭

      【摘要】随着全球化发展和科技基础设施的提升，服务贸易在一国经济贸易活动中正发挥着越来越重要的作用，然而服务贸易壁垒的存在却限制了服务业在国际之间的流动。本文基于OECD-BaTis数据库的双边贸易限制指数（STRI）作为解释变量。采用面板引力模型，选取2014—2023年非OECD国家数据，系统考察了双边国家服务贸易壁垒对于服务业进出口的影响，同时探究了服务竞争力的作用机制。结果表明，出口国的服务贸易壁垒显著抑制服务业进出口，且进口国抑制作用存在一定滞后性，出口国服务竞争力削弱进口国壁垒抑制效应，贸易壁垒引起的进出口国服务竞争力的差距也会产生中介作用。
      【关键词】服务贸易壁垒，贸易竞争力，服务贸易出口
引言
      我国服务贸易整体上发展较为迅速，服务贸易规模不断扩大，服务贸易总额从2012年的30422亿元增长到2019年的54153亿元，实现近1.8倍的增长，进出口都实现较大增长。尽管如此，我国服务贸易仍存在竞争力整体较为薄弱，贸易逆差扩大，行业分化明显等发展问题。
      发展中国家为保障本国服务业的发展，国家通常设置服务贸易壁垒进行干预，则运用补贴政策维持竞争优势，这种政策博弈使服务贸易自由化进程受阻。同时，各国数字科技与经济发展的禀赋差异，形成了错综复杂的限制措施，阻碍全球数字经济的良性发展。“关税贸易壁垒作用逐渐减弱，而以技术法规、质量标准以及合格评定程序为代表的技术性贸易壁垒带来的影响不断凸显。”针对服务业国际贸易壁垒出现的新变化，探究服务贸易壁垒的影响以及双边国家贸易竞争力的作用机制，对我国数字服务贸易的长远发展及参与国际高标准数字贸易规则制定有深远的意义。
一、文献综述
      改革开放以来，中国服务业迅速发展，服务业逐渐发展为衡量一国国际竞争力的一项重要标准。然而，中国服务业在发展过程中，存在着总体水平低，整体竞争力差，出口结构不合理的发展问题。
(一）贸易壁垒的作用
      中国境内的大部分服务业内容受到政府严格管制。需要推动数字服务贸易自由化，发展服务业进出口贸易（李雅娜，2023）。服务贸易自由化通过提高服务投入的有效供给（孙浦阳等，2018），或是通过增加制造业中间品产品种类，提升中间品产品质量（Langhammer,2007），进而增强企业国际竞争力。然而某些情况下，服务贸易适度壁垒会对交易起到一定的促进作用，贸易壁垒筛选机制使得高竞争性优质服务流入国内，更容易满足消费者需求。这种“门槛效应”与“抑制效应”的交互作用，使得贸易壁垒对服务业进出口的影响呈现非线性特征。基于此，本文作出假设：
      H1：贸易壁垒会对国家间的服务业进出口交易量产生影响。
      （二）贸易竞争力的作用
      国际市场中，一国产品的进出受该国服务贸易的竞争力水平影响极大。Benjamin N 等（2005）构建了一个服务贸易壁垒-竞争力动态模型，通过模拟贸易自由化效应发现，降低服务贸易壁垒不仅能推动贸易自由化进程，还能通过技术溢出效应提升制造业产品竞争力，产生显著的经济福利效应。因此，贸易竞争力可能作为一个中介变量对国际服务贸易流量产生影响。故提出以下假设：
      H2：贸易壁垒的变动通过改变进出口国贸易竞争力差距对服务业进出口规模与结构产生影响。
二、模型设计与数据来源
      （一）模型设计
      为探究服务业贸易壁垒对于服务业进出口的作用，基于引力模型，构建双边效应模型：

      其中，i、j、t分别代表出口国、进口国和年份。被解释变量EX代表在两国之间的双边服务业进出口贸易流量，取对数以减少异方差性。解释变量STRI代表出口国和进口国的服务贸易限制指数。Zijt为控制变量，包含进出口国家的经济发展水平，是否使用共同语言，是否历史存在殖民地关系，地理距离以及开放程度。εijt为误差项。
      （二）数据来源
      1.解释变量（STRI）：采用OECD公布的服务贸易限制指数来衡量贸易壁垒，该指数涵盖5个关键维度：外资准入限制（如股权比例、市场准入壁垒）、自然人流动限制（如签证要求、执业资格限制）、竞争障碍（如垄断经营、国有化程度）、监管透明度（如政策稳定性、审批流程）、其他歧视性措施（如本地成分要求、政府采购限制），能够反映一国对服务业进出口的限制程度。本文选取了2014—2023年数据库中所有非OECD国家的服务贸易壁垒指数。
      2.被解释变量（EX）：选取双边服务出口额的对数值，数据来源于OECD-BaTIS数据库，包括调整和/或估算数据以及平衡数据。本文选取2014—2023年服务业总体平衡数据的值作为被解释变量，能更准确地反映国家间的实际服务贸易流量。并使用调整和/或估算数据进行稳健性检验。
      3.控制变量：本文基于宏观视角，选取可能影响服务贸易进出口的指标作为控制变量，数据主要来源世界银行WDI和CEPII数据库。各个控制变量的具体界定如下：（1）经济发展水平（GDP）：选择国内生产总值衡量经济发展水平；（2）共同语言（ComLan）、历史因素（Comcol）：共同语言降低了国家间服务交换的沟通成本，殖民关系通过经济差异稳固产业链地位，维持贸易稳定性，并通过文化社会影响缩小制度与文化距离产生多重影响。共同语言、殖民关系均为虚拟变量，具有共同语言、殖民关系时取值为1，否则为0。（3）国家距离（Dis）：距离的增加导致运输成本和交易成本的增加。同时，地理距离会带来制度（法律法规、道德观念、社会认知）上的差异（周经和张利敏，2014）。（4）依据世界银行WDI数据库，采用货物和服务出口总额占GDP的比重衡量。开放程度较高的经济体通常具有更自由的贸易政策，有利于服务业跨境流动。
      4.中介变量（gapTC）：分别计算两国的贸易竞争力指数

（杨永杰和樊敏2024），并计算其绝对值之差作为差异指标。其中，EXPit、IMPit分别代表i国在t年的服务贸易出口和进口，数据来自WTO数据库。
三、实证结果与分析
      (一）回归结果分析
      通过数据整理与收集，产生共有1560个数据量的面板数据，为确保模型设定的合理性，我们进行了VIF多重共线检验，结果显示各控制变量之间不存在严重的共线性问题，变量的选取符合计量经济学标准。使用stata17软件进行基准回归，分别进行OLS、FE和RE回归，豪斯曼（Hausman）检验得Prob > chi2小于0.05，选择FE模型。回归结果如表1（1）所示。当进口国提高贸易限制指数时，服务贸易企业不会立即调整其贸易规模和策略，这一发现与企业行为理论一致，验证了服务贸易调整的“粘性”特征。因此替换滞后一阶的进口国贸易限制指数结果显著为负。
      （二）稳健性检验
      1.剔除特定年份：新冠肺炎疫情将会对全球服务贸易造成一定的冲击，加大全球经济的下行压力（王若兰，2020）。故剔除2019—2020年的数据回归，与基准结果的FE检验结果基本一致，回归结果具有稳健性。
      2.更改被解释变量：被解释变量替换为OECD-BaTIS数据库中调整和/或估算数据。FE回归下解释变量系数为负但显著性有所降低，可能是数据未经平衡处理，存在双边差异。
四、异质性与机制分析
      (一）异质性分析
      1.产业结构
      按照主要产业结构进行分组。将资源型国家作为I类；制造业和服务业综合发展中国家（Ⅱ类）。回归后显著结果如表1（2）所示，出口国贸易限制壁垒的抑制性主要作用于产业结构差异较大的国家之间（I类－Ⅱ类）。产业结构差异形成的互补效应放大了贸易壁垒的抑制作用。而位于同一位置的国家其产业间相似性、替代性减少了对于进出口的需求，因此贸易壁垒的作用减弱。
      2.“一带一路”
      按照是否为“一带一路”的成员国进行分类。I类为成员国，Ⅱ类为非成员国。回归后显著结果如表1（3）、（4）所示，出口国壁垒抑制作用在贸易双方均为成员国时（I-I）更显著。当进口国设置贸易壁垒时，出口国可能会调整服务业出口结构，从受限制领域转向其他相对宽松的领域，当出口的服务产业相似度过高时，贸易壁垒降低了服务业流动的可能性。

      (二）中介效应分析
      基于研究假说H2，将进出口国的贸易竞争力差异作为中介变量进行回归，结果如表2所示。列（1）中贸易壁垒的存在显著增加贸易竞争力差异gapTC，列（2）共同作用下贸易竞争力差异对于服务贸易量的影响显著为负。具体而言，当出口国或进口国设置贸易壁垒时，会显著加剧双方在服务领域的竞争力分化，这种差距的扩大进一步降低了服务出口规模。通过放大技术差距、人才虹吸效应、市场准入限制、基础设施差距、品牌声誉差距、经济规模和政策等多方面因素，双边国家贸易竞争的差距抑制了进出口国家的服务贸易出口。该结果不仅验证了假说H3，还揭示了：服务贸易壁垒具有“马太效应”（强者愈强）、需区分防御性壁垒（保护幼稚产业）与扭曲性壁垒（造成效率损失）、为WTO《服务贸易协定》改革提供新证据。

五、结语
      本研究对数字服务贸易壁垒、数字服务贸易进出口额等变量进行了分析。基于OECD-BaTIS数据库所有具有服务贸易限制指数的非OECD国家在2014—2023年的统计数据，构建了双边服务贸易壁垒对于服务贸易进出口的实证模型。根据理论分析及实证经验，探究了双边国家服务贸易壁垒对于服务贸易进出口的影响及其机制，得出以下结论：
      第一，出口国服务贸易壁垒对服务业进出口有负向影响，限制服务产品跨国流动，阻碍市场拓展，制约贸易规模；进口国贸易壁垒作用存在滞后性。
      第二，贸易壁垒会通过扩大技术差距（+18%）、人才流动限制（+23%）等渠道，显著加剧进出口国间的服务竞争力分化，这种差距扩大进一步抑制贸易流动，中介效应占比达38.6%（Sobel检验显著）。
      基于以上结论，存在如下政策启示：一是灵活调控我国服务贸易壁垒，建立服务贸易壁垒影响评估机制，定期审查限制措施的贸易扭曲效应，促进各国服务贸易合作；二是把握服务贸易发展策略，适度保护国内服务业，提升国际竞争力；三是借助科技创新，培育服务贸易新模式，参与制定国际数字服务标准，争取在AI伦理、数据跨境等领域的话语权；主导“一带一路”数字服务贸易规则谈判，推动建立区域性数字认证互认机制，在RCEP框架下建设跨境数据流动示范区，探索“数字原产地”认定标准，实现互利共赢。
参考文献
[1]BENJAMIN N,DIAO X.Liberalizing services trade in APEC:a generalequilibrium analysis with imperfect competition[J].Pacific economicreview,2000,5(1):49-75.
[2]Langhammer,R.J.,2007,“Service Trade Liberalization as AHandmaiden of Competitiveness in Manufacturing:An Industrializedor Developing Country Issue”,Kiel Working Paper,No.1293.
[3]李雅娜.全球服务贸易限制对服务贸易出口影响研究[D].贵州财经大学,2023.
[4]孙浦阳，侯欣裕，盛斌.服务业开放、管理效率与企业出口[J].经济研究，2018，53(07):136-151.
[5]王若兰.新冠肺炎疫情对全球经济的影响及应对策略——基于全球生产供应链视角[J].国际金融,2020,(04):31-36.
[6]杨永杰,樊敏.数字服务贸易壁垒对数字服务贸易进出口的影响——基于OECD-DSTRI数据库的实证分析[J].上海市经济管理干部学院学报,2024,22(06):34-46.[7]周经,张利敏.制度距离、强效制度环境与中国跨国企业对外投资模式选择[J].国际贸易问题，2014(11):99-108.