基于引力模型的中俄服務業產業內貿易分析

馮曉玲，付明松

(大連海事大學 交通運輸管理學院，遼寧 大連 116026)

近幾年，服務貿易發展迅速，對經濟發展的促進作用越來越顯著，產業內貿易作為服務貿易發展的新特征，勢必成為推動經濟增長的有效動力［1］。中俄兩國淵源甚深，均屬于金磚國家的行列，在經貿發展方面存在很大的相似性。2012年中俄服務貿易總額36.79 億美元，占雙邊貿易總額的4.00%，其中，中國對俄出口21.49 億美元，自俄進口15.30 億美元，中俄貿易往來日益密切。2012年8月，俄羅斯正式成為WTO 第156個成員國，并承諾對金融、保險、銀行等服務領域陸續開放［2］，這對中俄兩國而言是難得的契機。抓住機遇，促進兩國服務業產業內貿易更深更廣的交流合作，對加強兩國經貿往來意義重大。

目前，國內學者關于服務業產業內貿易的研究大體可以歸納為兩個方面:部分學者如王文石(2010)、陳秀蓮(2011)、陳麗麗等(2012)從總體的角度測度了中國服務業產業內貿易的發展水平及影響因素［3－5］;另一部分學者如閆克遠等(2011)、楊玲(2012)、趙放等(2013)則具體分析了中國與某個國家或地區間服務業產業內貿易的發展情況［6－8］。國內學者關于中俄服務貿易方面所做的研究，基本集中在中俄服務貿易發展現狀及競爭力比較分析上，如馮玥等(2009)、陳梁(2010)、張葉紅(2012)、聶明珠(2012)［9－12］，少有學者涉及中俄服務業產業內貿易發展方面的內容。本文在以往研究的基礎上，基于GL、MIIT、HIIT 與VIIT 指數及引力模型，對中俄服務業產業內貿易的發展現狀及影響因素進行實證分析，以進一步豐富中俄服務貿易研究領域的內容，為促進中國對外貿易的長遠發展提供參考。

一、中俄服務貿易發展現狀

隨著貿易自由化程度的加深，服務貿易進入快速發展時期。如表1所示，中俄服務貿易發展迅速，貿易總額逐步擴大，由2002年的11.26 億美元升至2012年的36.79 億美元，年均增速12.56%。

表1 中俄服務貿易發展情況 億美元

從發展趨勢來看，中國自俄進口呈平穩上升態勢，由2002年的3.58 億美元增至2012年的15.30億美元，年均增速15.63%;對俄出口方面，2002年出口額為7.68 億美元，到2012年增至21.49 億美元，年均增速10.84%，慢于自俄進口。

從貿易差額來看，2002年到2012年，貿易差額一直表現為中方順差俄方逆差的形勢，并呈現出上下波動的變化形態，由2002年的4.10 億美元增至2012年的6.19 億美元，年均增幅4.21%，貿易差額存在擴大的趨勢，但變化幅度并不顯著。

從貿易結構來看，中俄服務貿易主要集中在旅游、運輸、建筑和其他商業服務領域，2012年占中俄服務貿易總額的比重分別為53.08%、15.17%、14.50%和10.60%。其中，旅游和建筑服務方面中國表現為順差，運輸服務領域則表現為逆差，其他商業服務領域以2007年為分界點，由逆差轉為順差，并呈現出順差遞增的趨勢。

二、中俄服務業產業內貿易發展現狀

(一)靜態水平分析

1.靜態衡量指標選取

1975年Grubel 與Lloyd 提出的GL 指數是衡量產業內貿易靜態水平運用最為廣泛且最具權威性的指標［13］，公式表述如下:

式中:GLi與GLw分別指i 部門產業內貿易指數與整個產業的總產業內貿易指數，GLw以各部門貿易額占服務貿易總額的比重為權數加權平均得出;Xi與Mi分別代表i 部門在一定時期內的出口額與進口額，該指數取值范圍在0 ～1 之間。產業內貿易水平劃分標準如表2所示，取值為0 代表完全的產業間貿易，取值為1 代表完全的產業內貿易。

表2 產業內貿易指數劃分標準

2.靜態衡量結果分析

(1)服務業總體產業內貿易水平分析。如表3所示，從總體加權GL 指數來看，2002—2005年中俄服務貿易GLw指數小于0.50，服務業產業內貿易處于較低水平階段;2006—2012年則維持在0.50 ～0.75之間，產業內貿易進入較高水平階段，2012年GLw指數為0.68。

(2)服務業各部門產業內貿易水平分析。如表3所示，中俄產業內貿易發展無明顯趨勢，GL 指數變動跨越0 到1 的所有階段，各部門產業內貿易發展存在一定的不穩定性。

表3 2002—2012年中俄服務業產業內貿易GL 指數

(二)動態水平分析

1.動態衡量指標選取

為進一步研究中俄服務業各部門產業內貿易水平的變化情況，本文引入邊際產業內貿易指數MIIT進行動態分析，公式表述如下:

式中:MIITi和MIITw分別表示i 部門和服務業總體邊際產業內貿易指數，取值在0 ～1 之間，值越大，表示新增貿易額中產業內貿易份額越大，大于0.50 則表示產業內貿易為該產業貿易的主導形式，其中ΔXi= Xit－Xit－1與ΔMi= Mit－Mit－1分別表示某產業部門兩時期的出口和進口變化量。

2.動態衡量結果分析

如表4所示，從服務業總體水平來看，2002年以來，MIITw指數一直處于波動狀態，且總體數值較小，除2005—2006年、2010—2011年MIITw指數大于0.50 以外，其余各年均在0.50 以下，中俄新增貿易額中產業內貿易份額較小。

從各細分部門來看，絕大多數部門邊際產業內貿易指數波動較大:通信服務業靜態上處于高產業內貿易水平階段，但從動態水平來看，發展并不穩定，2002—2003年與2008—2009年貿易增量完全由產業間貿易引起;個人文化娛樂服務業從2005—2006年至今，貿易增量完全由產業間貿易引起;金融服務業10年的貿易增量僅2006—2007年主要由產業內貿易引起，受金融危機影響，2008—2009年至今，貿易量的增長完全由產業間貿易引起;建筑、保險、旅游和專有權利使用與特許費服務業10年的貿易增量有3年主要由產業內貿易引起;運輸、計算機與信息服務業10年的貿易增量有4年主要由產業內貿易引起;其他商業服務業方面，10年的貿易增量有6年主要由產業內貿易引起。由此可見，產業內貿易對中俄雙邊服務貿易量增長的貢獻度不高且存在不穩定性。

表4 2002—2012年中俄服務業產業內貿易MIIT 指數

(三)分類水平分析

1.結構衡量指數選取

服務業產業內貿易分為水平型(服務范圍差異)與垂直型(服務質量差異)兩種［14］。本文引入水平與垂直邊際產業內貿易指數HIIT 與VIIT 來測度中俄服務業產業內貿易類型。VIIT 指數為總邊際產業內貿易指數Aj減去HIIT 指數(即MIITw)。Aj衡量的是整個產業的產業內貿易情況，包含水平型和垂直型產業內貿易。計算公式如下:

2.分類衡量結果分析

如表5所示，2002—2012年，中俄服務貿易總體是以產業內貿易模式發展的，2012年總邊際產業內貿易指數為0.98，產業內貿易水平很高，但這期間經歷了上升、波動下降又緩慢回升的過程，存在一定的不穩定性;在水平型產業內貿易指數與垂直型產業內貿易指數比較方面，除2004—2005年和2011—2012年外，其余各年均表現為水平指數大于或等于垂直指數，這說明中俄服務貿易額的擴大主要是由水平型產業內貿易引起的，兩國之間服務貿易上的差異更多地體現在服務范圍不同上，服務質量上的差距在不斷縮減。

表5 2002—2012年中俄服務業邊際水平型與垂直型產業內貿易指數

三、基于引力模型的中俄服務業產業內貿易影響因素分析

(一)解釋變量指標選取

根據以往學者對產業內貿易的研究，其影響因素主要包括人均收入差異、需求偏好、市場規模、研發支出、要素稟賦、FDI、對外開放程度、貿易不平衡程度、貿易政策等。本文結合服務貿易自身的特點及數據的可獲得性，選取市場規模、貿易開放度、貿易不均衡度、市場結構差異、外國直接投資及貿易政策作為分析中俄服務業產業內貿易的主要因素。數據來源于世界銀行、國家統計局、聯合國服務貿易數據庫、經濟自由度指數報告(詳見http://www.heritage.org)。

(1)市場規模(SI)。市場規模越大，消費者對差別化產品的需求越多，企業獲得的市場空間越廣泛，對雙邊產業內貿易的發展越有利。本文以中俄兩國的GDP 均值表示市場規模。

(2)貿易開放度(OP)。貿易開放可以促進一國的經濟增長，經濟增長又會反過來促進貿易的發展，所以貿易開放度的增大在長期內會對貿易的發展產生促進作用。本文以中俄兩國的服務貿易總額占兩國GDP 總和的比重表示貿易開放度。

(3)貿易不均衡度(TB)。由產業內水平指數(GL 指數)公式可以發現，兩國間的貿易差額越大，產業內指數越低。本文選取中俄兩國貿易差額與貿易總額的比重來表示貿易不均衡度。

(4)市場結構差異(DS)。一國GDP 中服務業產值所占的比重越大，服務貿易的規模越大，進而對服務業產業內貿易發展的影響就越大。本文采用中俄兩國服務業產值占國內生產總值比重的差額來表示產業結構差異。

(5)外國直接投資(FDI)。考慮到投資效應具有滯后性，本文的外國直接投資以中國實際使用的俄羅斯外商直接投資額的滯后一期項來表示，即使用2001—2011年的FDI 數據來反映2002—2012年貿易受投資影響的具體情況。

(6)貿易政策(RFTP)。國家對貿易部門的放松管制程度影響貿易發展的方向，本文用經濟自由度指數中的貿易自由度分項指數來衡量兩國貿易部門的放松管制程度。各解釋變量的符號預期及理論說明如表6所示。

表6 各解釋變量的符號預期及理論說明

(二)構建引力模型

通過前文對產業內貿易水平的測度發現:中俄服務業產業內貿易的發展水平有限，且存在不穩定性;此外，考慮到數據可獲得時限較短的現實情況，本文將分別以中國對俄的服務貿易進口額、出口額及產業內貿易水平作為被解釋變量進行實證分析。實證分析的目的是找出影響產業內貿易發展的主要因素，而貿易引力模型在因素分析方面具有較高的有效性，是貿易領域實證研究的重要手段［15］，因此本文引入貿易引力模型對影響中俄服務業產業內貿易的因素進行實證研究。

引力模型源于物理學，用于分析質量和距離對兩天體之間引力大小的影響。貿易領域對該模型的應 用，源 于 Tinbergen (1962 )［16］和 Poyhonen(1963)［17］對貿易流量的計量分析，認為雙邊貿易額與規模經濟呈正向關系，這是最初的貿易引力模型;20世紀80 到90年代，Bergstran(1985)［18］和Deardorf(1998)［19］在貿易理論的基礎上成功建立了貿易引力模型，將引力模型與貿易理論有機地聯系在一起，完善了貿易引力模型的理論基礎;進入21世紀，Evenett 等(2002)［20］和Anderson 等(2003)［21］對貿易引力模型進行了深入研究，進一步論證了引力模型在服務貿易領域的適用性。基于以上研究，本文構建如下引力模型:

(1)進口引力模型方程:

(2)出口引力模型方程:

(3)產業內貿易引力模型方程:

式中:μi、νi、ωi為隨機誤差項;SI、OP、TB、DS、FDI 和RFTP 分別表示市場規模、貿易開放度、貿易不均衡度、市場結構差異、外國直接投資和貿易政策。

(三)模型估計與檢驗

1.進口引力模型分析

如表7中方程(1)所示，首次回歸后發現:市場規模(SI)、貿易開放度(OP)、貿易不均衡度(TB)、市場結構差異(DS)、外國直接投資(FDI)、貿易政策(RFTP)都未通過顯著性水平為5%的t 檢驗，但方程擬合優度R2為0.9811，說明方程有很強的解釋力，且方程整體通過顯著性水平為5%的F 檢驗，由此推測，各變量間可能存在多重共線性。

通過相關系數矩陣發現，貿易開放度(OP)與貿易政策(RFTP)，外國直接投資(FDI)與市場規模(SI)、市場結構差異(DS)及貿易開放度(OP)之間存在較大的相關性。為剔除多重共線性影響，本文借助逐步回歸法，對各解釋變量進行逐一回歸，最終剔除貿易不均衡度(TB)、市場結構差異(DS)、外國直接投資(FDI)與貿易政策(RFTP)4個因素，得到方程(4)，變量SI 與OP 都通過了顯著性檢驗，符號與預期符號相符，D_W 值為1.9117，在2 附近，方程不存在一元自相關，R2為0.9403，自變量對因變量具有94.03%的有效解釋。

最終獲得進口引力方程如下:

2.出口引力模型分析

如表7中方程(2)所示，出口引力模型檢驗結果與進口模型結果相似，各自變量t 檢驗均不顯著，F檢驗顯著，R2為0.9875。通過逐步回歸法對方程進行調整，最終消除多重共線性，得到出口引力模型(5)。市場規模(SI)、貿易不均衡度(TB)與貿易政策(RFTP)通過了顯著性檢驗，方程(4)的調整后的R2(0.9659)高于方程(2)的調整后R2(0.9437)，顯著性水平為0.9772，方程解釋能力很強。

最終獲得出口引力方程如下:

表7 引力模型檢驗結果匯總

4.估計結果分析

從模型擬合結果及變量由大到小的影響權重來看:中國自俄羅斯進口方面，貿易開放度(OP)與市場規模(SI)具有顯著影響，且影響力為正;中國對俄羅斯出口方面，貿易不均衡度(TB)、市場規模(SI)和貿易政策(RFTP)為主要影響因素，其中SI 與RFTP 為正向影響，TB 為反向影響;產業內貿易水平方面的影響因素有市場規模(SI)和貿易不均衡度(TB)，其中SI 具有正向促進作用，TB 具有反向抑制作用。進一步分析如下:

(1)市場規模(SI)分析。與理論預測結果相同，市場規模(SI)與進出口及產業內貿易指數(GL)的回歸系數依次為0.8254、0.3026 及0.4627，說明市場規模的不斷擴大有利于中俄兩國進出口供給能力的提升，對兩國服務業產業內貿易的發展具有正向的推動作用。

(2)貿易不均衡度(TB)分析。與理論預期相同，在出口和產業內貿易引力模型中的貿易不均衡度(TB)的回歸系數依次為－0.3453 與－0.2493，這說明TB 對中國服務產品出口到俄羅斯，以及中俄兩國服務業產業內貿易水平均存在反向作用，而對中國自俄羅斯進口影響不顯著。

(3)貿易開放度(OP)分析。由模型結果可知，貿易開放度(OP)對中國自俄羅斯進口具有正向作用，回歸系數為1.9113，影響力很大;對中國出口到俄羅斯及兩國服務業產業內貿易水平作用不顯著。這是因為兩國服務貿易市場開放度的提升主要是由于中國的市場開放引起的，中國服務貿易發展在世界排名第3 位，俄羅斯為第15 位，俄羅斯在服務貿易方面的發展較中國而言相對落后。由此看見，中國應敦促俄羅斯進一步加大服務市場對外開放力度，這對中國服務產品出口俄羅斯及兩國服務業產業內貿易的發展均具有巨大的推動作用。

(4)貿易政策(RFTP)分析。俄羅斯加入WTO的時間較晚，對外貿易政策也相對保守，高保護是其對外貿易政策的顯著特點，這對中俄雙邊貿易的發展具有不利影響。由模型可知，貿易政策(RFTP)對中國服務貿易出口俄羅斯具有正向影響，回歸系數為0.2311，符號與理論預期相符。隨著俄羅斯貿易自由化程度的加深，相應的貿易壁壘會逐步削弱，對服務貿易的管制也將逐步放寬，中俄服務貿易往來將日益密切，這對兩國服務業產業內貿易的發展十分有利。

四、促進中俄服務業產業內貿易發展的對策建議

由上文可知，靜態上中俄服務貿易中存在一定程度的產業內貿易，但各部門發展水平參差不齊，大多數部門產業內貿易發展存在較大的波動性;動態上服務業產業內貿易對服務貿易增量的促進作用非常有限，中俄服務業產業內貿易的發展存在很大的不穩定性。結合前文實證分析的結論，市場規模、市場開放度、貿易不均衡度和貿易政策對中俄服務業產業內貿易的發展均具有顯著影響。由此可知，雖然中俄兩國服務業產業內貿易發展水平有限，但隨著兩國經濟地位的不斷提升，以及雙邊經貿往來的日益密切，中俄兩國之間的服務業產業內貿易發展前景廣闊。對此，提出如下對策建議:

1.促內需的基礎上優化貿易地理方向

經濟的可持續發展有利于促進貿易規模的擴大［22］。中共“十八大”明確指出，中國應充分重視內需的作用，通過推動國內消費需求尤其服務需求的增加，逐步轉變經濟發展模式;同時，在保持現有發達市場的基礎上，將對外貿易發展重心放在大力拓展俄羅斯、印度、巴西等新興市場上，平衡各方力量在中國對外貿易中的地位，優化對外貿易地理方向，推動對外貿易平衡穩定發展，為保持國內經濟的平穩較快增長提供持續動力，為貿易規模的進一步擴大奠定雄厚的經濟基礎。

2.積極發展對俄直接投資對沖雙邊貿易失衡

長期以來，中俄服務貿易一直以俄方逆差為主要特點。逆差隨貿易規模的擴大不斷增加，這必將阻礙雙邊服務貿易的深入發展。正確引導中俄服務貿易不均衡走向，對雙邊貿易的長遠發展至關重要。中方可以在市場準入方面給予俄方運輸、旅游等優勢服務部門適當優惠政策的同時，轉變思路，支持與引導國內相關服務企業加大對俄直接投資力度，將服務產品“中方制造”轉換成“中方投資，俄方制造”。此種方式不但有助于中國服務企業繞過貿易壁壘，獲得更廣闊的俄方市場，在調整雙邊貿易失衡上也具有顯著作用，對中俄雙邊服務貿易發展而言將是雙贏的局面。

3.加大服務業對外開放力度以開放促發展

中共十八屆三中全會指出，適應經濟全球化新形勢，須加大對外開放力度，以開放促發展。這就要求中國在重視服務業相關企業國際競爭力培養的同時，加強雙邊服務貿易信息系統建設，為企業提供更全面的行業、政策信息，促進兩國服務企業深層次交流合作;此外，俄羅斯加入WTO 后市場開放力度較大，成績顯著，中方應抓住這個機會敦促俄方按照WTO 相關服務貿易協定的規則，調整雙邊服務貿易政策，給予中國企業相應的國民待遇，拓寬市場準入，逐步完善雙邊服務貿易體制建設。

4.進一步加強中俄雙邊合作尤其是經貿合作

中俄之間具有真正的地緣政治和經濟利益，中國無論在加深與中西亞國家之間的聯系，還是在構建絲綢之路經濟帶上，俄羅斯的配合都至關重要［23］。2013年3月國家領導人習近平將俄羅斯作為任職后首個出訪的國家，體現了中國新一屆領導集體對中俄關系的高度重視。目前中俄已互為重要的經濟技術合作伙伴，從長期發展來看，隨著俄羅斯加入WTO 及中俄兩國新領導人的就任，兩國都處于發展振興的重要階段，經貿合作在兩國戰略協作關系中發揮的作用越來越重要，進一步推動雙邊經貿合作的深入發展，特別是服務貿易領域的深層次合作，必將給兩國的發展帶來巨大的收益。

總之，近年來中俄兩國服務貿易雖發展迅速，但規模依舊偏小，基礎不夠雄厚。這不僅不利于中俄服務業產業內貿易的發展，也與兩國戰略協作伙伴關系的地位不相匹配。中國應高度重視俄羅斯作為戰略合作伙伴的地位，充分利用雙邊廣闊的合作平臺，在保持國內經濟平穩較快增長的同時，致力于加大對外開放力度，加強與俄羅斯之間的合作對話，尤其是服務貿易方面的合作，優化雙邊貿易格局，擴展服務貿易合作領域，進一步提高中俄服務業產業內貿易發展水平，最終實現中俄雙邊服務貿易的協同發展。

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