擴大內需與服務進口貿易
——基于跨國面板數據空間計量分析

王紫綺,孔群喜,2

(南京財經大學 產業發展研究院,南京 210046;2.南京大學 工程管理學院,南京 210093)

理論經濟研究

擴大內需與服務進口貿易
——基于跨國面板數據空間計量分析

王紫綺1,孔群喜1,2

(南京財經大學 產業發展研究院,南京 210046;2.南京大學 工程管理學院,南京 210093)

借鑒拓展的引力模型,采用包括中國在內的24個國家2000～2012年的服務進口貿易數據,通過混合最小二乘法(POLS)、兩步系統GMM等方法,就國內市場需求規模與服務進口貿易的關系在實證層面做出探討。然后,以經濟地理距離作為空間權重矩陣,采用空間計量模型進一步探討了一國服務進口貿易的空間效應。實證結果表明,首先,國內市場需求規模的擴張顯著促進一國服務進口貿易的發生;其次,滯后一期的服務業進口額對當期的服務業進口存在不可忽視的促進作用,表現了服務業進口的“慣性”;最后,服務進口國家之間存在著與時間正相關的空間溢出效應。

引力模型;國內市場需求;服務進口;空間溢出效應

一、引言

上世紀中葉,發達國家開始提供高質量的生產性和生活性服務,逐步進入服務經濟社會。占據著全球價值鏈的頂端的國家為其他國家提供高質量的生產性服務無一例外地成為區域性服務中心[1]。在經濟開放的環境下,國際服務貿易成長飛速,服務貿易的增速在過去十五年中位居世界貿易第一。中國服務貿易起步較晚,雖然整體水平落后于發達國家,但是改革開放以來特別是加入WTO之后的服務貿易規模和增長速度都得到迅猛發展。1982年中國服務貿易進出口額僅有44億美元,其中出口額為25億美元,進口額為19億美元。截止到2015年,服務貿易總額達到7 130億美元,同比增長17.98%,占世界服務進出口額比重的7.7%。其中服務出口2 882億美元,服務進口4 248億美元,分別居世界第二和第五。

然而,隨著中國服務貿易逆差趨勢的加大,服務進口問題日趨嚴重。在中國經濟轉型升級的關鍵時期,正確處理服務進口對保持經濟持續增長具有重大意義:中國的服務貿易的技術溢出效應較為顯著[2-3],國外一些先進技術和制度等因素會隨著服務進口流入國內,而中國龐大的內需市場能夠有效發揮“虹吸效應”(也就是滾雪球效應,一旦獲得了起始的優勢,雪球就會越滾越大,優勢會越來越明顯),通過吸收國外高級生產要素,使得企業從參與全球價值鏈到能夠融入全球創新價值鏈,促進中國的經濟增長[4-5]。因此,厘清一國服務業進口的影響因素及作用路徑意義重大。

近年來,隨著“人口紅利”的逐漸消失,繼續利用基于比較優勢理論提出的廉價勞動力市場的觀點來解釋中國服務貿易快速發展已經不合時宜了。為此,很多學者開始尋找其他解釋動因——本土市場效應。本土市場效應也叫本地市場效應,是指在一個存在報酬遞增和貿易成本的世界中,那些擁有相對較大國內市場需求的國家將成為凈出口國。已有研究發現,貨物貿易與服務貿易都存在本土市場效應,那么若將服務進口從服務貿易中抽離出來,是否還有本土市場效應存在?而本地市場效應又是空間經濟模型的核心特征之一,假如服務進口存在本地市場效應,那么服務進口國家或地區之間是否同時存在空間溢出效應?這是本文需要解決的關鍵問題[6]。

二、文獻綜述

Krugman率先證明了本地市場效應的存在性,之后基于此,很多學者將模型中所涉及到的假設條件一一放松,由此擴展了本地市場效應模型[7-8]。目前,關于本地市場效應的研究集中在貨物貿易方面,對服務貿易的研究相對較少。而對本土市場效應是否是服務進口規模變化的重要影響因素的研究更是寥寥無幾。但是目前關于制造業中本土市場效應與服務貿易中本土市場效應存在性的研究為上述問題提供了間接認識。

本土市場效應是否存在的檢驗主要有兩類:一是直接考察需求與產出的關系,該方法是基于Davis與Weinstein提出的“超額需求”指標,但檢驗結果并不支持本地市場效應。但在引入市場準入影響因素后,Davis與Weinstein證實了OECD國家本地市場效應的存在。此外,Domeque等以西班牙制造業為例,驗證了本地市場效應的存在[9]。同樣從中國的市場來看,張帆等、顏銀根、馮偉等也都得出部分產業存在著本土市場效應的結論[10-12]。二是基于引力模型,將產業的相對出口及相對市場彈性規模進行對比分析,若彈性為正則證明存在著本地市場效應。如Kimura和Lee認為引力模型能夠很好地預測分析服務貿易,并發現OECD國家服務業本地市場效應比較顯著[13]。

上述關于本地市場效應的研究大都以制造業為主,但近年來,關于服務貿易中本土市場效應研究的文獻逐漸出現,其中代表性研究研究發現日本的服務貿易的本地市場效也同樣存在[14]。通過借鑒貿易引力模型,劉志中檢驗了中美服務貿易部門的本土市場效應,得出中美教育、金融、計算機和信息、旅游等服務部門出口的本地市場效應明顯[15]。此外,關于中國服務貿易本地市場的研究也得出了類似的結論[16-19]。涂遠芬認為傳統比較優勢中,勞動力要素稟賦仍是中國服務貿易出口的主要因素,但是中國服務貿易整體的本土市場效應并不明顯[19]。

總體來說,目前關于服務貿易本地市場效應存在性的研究越來越多,但仍然存在不足之處:第一,目前涉及服務進口的研究十分缺乏。第二,現有文獻已經實證檢驗了服務貿易具有技術溢出的特點[2],那么服務貿易進口國家之間是否也存在空間關聯性還有待證實。鑒于此,與以往研究相比,本文的貢獻在于:(1)本文在擴展的貿易模型基礎上提出服務進口國家之間存在空間溢出效應的假設,進而嘗試從實證層面檢驗服務進口國家之間空間溢出效應的存在與否;(2)將服務進口從服務貿易中抽離出來,單獨考察中國與23個OECD國家服務進口是否也存在本地市場效應,以此彌補現有研究的空白。

三、理論模型

新經濟地理學認為,在不考慮其他條件時,為了充分利用和發揮規模經濟和降低運輸成本的優勢,一國會將產品集中在擁有較大需求規模的市場附近進行生產,從而使該國成為凈出口國[7],即該國存在“本地市場效應”。然而新古典比較優勢理論則認為具有極大國內市場規模的國家將成為該種產品的凈進口國。本部分將從新經濟地理學理論出發,引用Krugman的理論模型對這一問題進行闡述[7]。其內在機理為:企業→貿易成本→差異化產品→規模經濟→大國生產。

(一)Krugman框架——兩國模型

Krugman從大國出發構建“本地市場效應”模型。他在模型中假設:存在兩個國家,并且存在兩個部門,他們在生產過程中都使用同一種生產要素。其中,一個部門生產差異化產品,其生產環境中存在冰山成本(π>1),且該部門具有規模經濟和壟斷競爭等特性(IRS-MC);另一部門生產同質化產品,其生產環境中的運輸成本為零,且該部門具有規模報酬不變和完全競爭等特性(CRS-PC)。模型假定每個企業規模很小且生產一種產品,因此,每個企業的行為只對自身產生影響,而不會影響其競爭對手行為。根據以上假定的初步模型如下:

(1)

(2)

(3)

當λ=1時,μ=1,即當國內外市場需求規模相同時,國內外生產的產品數量相同,此時貿易處于均衡狀態。當λ>1時,μ>1,即當本國國內較之國外具有更大的市場需求規模時,國內生產的產品數量也將高于國外生產的產品數量。此時,本國生產部門為IRS-MC部門,且公式(2)中B>0,這也就是所謂的“母市場效應”。為了更直觀的觀察出相對需求規模和相對產品數據之間的關系,對公式(3)進行求導,公式如下:

(4)

(二)Berhrens框架——多國模型

針對“本地市場效應”的理論模型,多數文獻假定兩國情況以簡化分析,具體假設為兩國存在CRS-PC產業部門,且貿易自由,以確保完全競爭和兩國工資率相同。同時假定當部門吸收差異化產品時,將會導致貿易不平衡。為了使模型結論更具一般性,將貿易國由兩國推廣到多國來驗證“本地市場效應”的存在性很有必要。針對這一問題,Behrens進行了研究探討。

Behrens在模型中假定:有I個國家進行貿易往來,國家i擁有li的人口總數,且每個國家均存在兩個產業部門,一個產業部門為IRS-MC,該產業部門定義為D部門,D部門中的每個廠商均只生產一種產品,這種產品即為差異化產品,且存在冰山運輸成本;另一個產業部門與之相反,不存在運輸成本,即CRS-PC,將該部門定義為H部門,其生產的產品為同質化產品。假定各國在進行生產時均采用單一生產要素,且國家i的生產函數定義如下:

fi+cixi=li.

(5)

(6)

其中,dji(ω)為國家i向國家j進口產品ω的數量,其中i,j=1,2…I。Ω為國家j所生產的差異化產品的數量。同時,求出國家i對國家j差異化產品的出口數量為:

(7)

其中,Yj表示國家j的總收入,pj表示國家j的產品價格指數,pij表示國家i向國家j出口的產品的價格,qi表示國家i內單個廠商生產的差異化產品的產量。因此有:

(8)

(9)

(10)

對于任意國家i而言,當貿易達到均衡時,其差異化產品的總產量為該產品的國內外消費總量,即國內消費量和國外出口量。因此有:

(11)

Berhrens在進行“本地市場效應”模型探討時著眼點依然為一國差異化產品的產量和需求量的關系,因此,將公式(11)進行變形后如下:

λ*=[diag(φ-1A-σ1)φAσ]-1θ .

(12)

其中,λ*、θ分別為一國的產量份額和需求份額,diag、φ、A、1分別為對角矩陣、I維方陣、I維列向量和I維行向量。其中,φ中的元素為產業D在國家間的運輸成本;A中元素為國家的比較優勢,即各國家投入在產業D上的相對生產力;1中元素全為1。由公式(12)可知,λ*、θ之間存在線性關系,但是,兩者之間的線性關系還取決于互通貿易往來的國家間的技術比較與運輸成本。在進行“本地市場效應”存在性驗證時,Behrens發現,由于貿易往來國家間存在技術比較優勢和運輸成本差異等原因,多國模型中“本地市場效應”并不存在。若要使“本地市場效應”出現則必須有嚴格的假定要求,如所有貿易國家必須具有相同的技術稟賦。同時,每個國家對各國的運輸成本都必須相同。因此,由于國家間的運輸成本和技術稟賦的差別的存在,在多國模型中通常不存在“本地市場效應”。

四、樣本數據與計量模型

(一)數據來源與處理

本文基于國際經合組織數據庫(OECD Statistics),選取24個OECD成員國(中國、澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、荷蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、西班牙、瑞典、英國和美國;其中,中國屬于發展中國家,其他23個國家均是發達國家)2000～2012年的雙邊服務進口貿易數據,并從世界銀行統計數據庫(The World Bank Statistics)選取了這些國家2000～2012年的GDP數據。衡量兩國之間的距離使用國家首都之間的地理距離來表示,數據來源于www.geobytes.com中的距離搜索工具。一國司法體系的完善程度的衡量可以選擇法律結構(法律結構和產權保護數據由審判獨立性、公正的法院、產權保護、軍事干預法制和政治進程,獨立的司法體系、依法執行的合同數和對財產轉讓的規模顯著數據這6個方面組成)和產權保護這兩個數據,數據來源于加拿大弗雷澤研究所全球經濟自由化指數數據庫(Economic Freedom of the World,EFW index)。此外,本文還選取共同貿易區變量來研究服務貿易的區域特征,若貿易雙方同屬于一個貿易區則記為1,否則記為0。

(二)引力模型的設定

1.基礎貿易引力模型

眾所周知,萬有引力定律是:由于物體自身具有質量,在物體之間能夠產生一種相互作用力,這種力量的大小與物體的質量和這兩個物體之間的直線距離有關。其公式為:F=GM1M2/R2,其中F表示萬有引力,G為萬有引力常量,其數值為6.67×10-11N·m2/kg2,M1和M2分別為兩個物體的質量,R是兩個物體之間的直線距離。上述公式意味著作用力與兩個物體的質量成正比,與物體間的直線距離成反比。

國際貿易理論研究表明,因為貿易雙方的地理距離越近,所以兩國貿易會往來更加頻繁。因此,基于萬有引力模型,可將其在國際貿易問題中進行研究。按照經濟學的研究范式,通常用TRADEijt來指代t時期(一般指某一年,下同)貿易雙方之間的貿易總額,用SSit、SSjt替代M1、M2分別表示t時期i國和j國的經濟規模(Economic Scale),用DSijt(Distance)代替R表示貿易雙方間的地理距離,用C代替G表示貿易引力常數,則基礎的貿易引力模型可表示成:

(Ⅰ)

需要注意,與自然物理中的引力相比,貿易引力具有其獨特性。通常,自然物理學中把天體當作一個質點進行處理,但是貿易引力模型中不能將兩國的規模忽略,必須充分考慮貿易雙方的經濟規模特征。

2.本文引力模型

借鑒Feenstra[5]和Lee等[20]的拓展的引力模型,本文建立如下模型:

LNIMij=β0+β1LNGDPi+β2LNWGDP+β3LNW*IMij+β4OECD+β5SPRit+

β6LNDISij+εij.

(Ⅱ)

其中,i為服務進口國;j表示服務出口國;t表示年份,i和j的取值范圍均為1,2,3…24;t的取值范圍為1,2,3…,12,13。因變量LNIMij表示國家i從國家j進口額的自然對數值。關鍵解釋變量LNGDPi表示一國的國內市場規模,其值用進口國國內生產總值取對數表示[4,5]。LNWGDP表示世界生產總值的自然對數值。LNW*IMij表示地理權重的自然對數值與國家i從國家j服務進口額的乘積。為了減輕模型可能存在的內生性問題,本文加入了滯后一期的世界生產總值和進口國國內產總值,分別用LLNWGDP和LLNGDPi來表示。LNDISij表示服務貿易國之間的距離對數,雙邊出口額隨著距離的減小而變大。此外,我們還在模型(II)中加入了如下控制變量:OECD代表共同貿易區變量,SPRit代表法律結構和產權。(II)式中的β0、β1、β2、β3、β4、β5和β6代表外生變量參數,εij表示隨機擾動項。

五、檢驗結果分析

(一)單位根檢驗

為了防止偽回歸現象的產生,同時為了確保實證結果真實有效,本文首先使用LLC、HT和IPS方法來進行單位根檢驗。單位根檢驗的原理為:給定一個置信區間水平α,如果LLC(或HT、IPS)值大于臨界值,則說明單位根不存在,反之則存在一個單位根。根據表1的單位根檢驗結果,可見LNIM在1%水平上顯著,即證實了雙邊服務進口貿易數據的平穩性。

表1 單位根檢驗

注:面板數據單位根檢驗結果由Stata13.0計算得出,① 、② 和③ 分別表示10%、5%和1%的顯著性水平;圓括號內顯示的是穩健的P值,下同。

(二)穩健性檢驗

我們采用一般的POLS方法得到了初步的估計結果,結果與我們的預期基本一致。與此同時,我們加入滯后變量來解決模型中的內生性問題,結果仍存在下述問題:第一,(6)式中可能并未考慮到各國服務進口影響因素中未被觀察到的異質性因素(例如本國消費者消費能力和偏好等)。這些因素或許能夠解釋各國服務業進口的差異。本文的樣本數據為面板數據,為了能夠更加有效地利用其所提供的信息,并考慮(6)式中可能遺漏的部分與異質性相關的因素變量,我們將隨機誤差項進一步分解為與時間無關的異質性誤差項和其余的誤差項。但在此框架下,POLS回歸方法估計的結果不再是一致有效的。第二,各國的服務業進口在一般情況下具有連續性,因此,有必要在(6)式中加入服務業進口的滯后項?？墒?一國服務業進口的滯后項對于一國GDP、世界GDP等變量的向量自回歸方法,可能會引起序列相關性和內生性問題。在此框架下,POLS回歸方法估計的結果不再是有效的,需要引入另一種估計方法來解決這些問題。

充分考慮到本文使用的數據特征,我們引入了兩步系統GMM的估計方法,結果見表2前3個模型。由表2可見,核心解釋變量和各個控制變量的估計結果與POLS回歸的結果一致,這在相當程度上驗證了本文的結論,且從兩步系統GMM方法的估計得到的核心解釋變量的系數在1%水平下都是顯著的。具體來看,在只有國內市場規模的子樣本組中(模型(1)),一國需求規模每增加1%,該國的服務進口額上升0.784%。而在既有國內市場規模又有世界市場總規模的子樣本組中(模型(2)),一國需求規模和世界市場總規模對服務業進口都有促進作用,即一國需求規模和世界需求總規模分別增加1%,該國服務進口額分別上升0.749%和0.732%。此外,在包含國內市場規模、世界需求總規模以及加權的進口額的子樣本組中(模型(3)),服務進口額隨著一國需求規模每提高1%即上升0.749%;但與POLS回歸結果相比,世界需求規模系數的符號發生了明顯的變化,由促進作用變成了阻礙作用。將上述結果與POLS估計結果對比,可以看出本文所關注的核心解釋變量的系數彈性并未有本質變化,保持了穩定性。

為進一步驗證模型中各個滯后項的系數是否具有穩定性,接下來我們使用2SLS模型進行回歸。結果見表2中模型(4)(5)(6),各核心解釋變量系數都在1%的水平下顯著。與POLS估計結果相比,滯后一期的本國需求規模的系數變化不大,但加權進口額的系數大小變化較大,從0.678變動成為0.172。而滯后一期的世界需求總規模額系數仍是由正變負,這可能也源于上述的原因。總體上,各核心解釋變量的系數彈性認為發生本質變化,仍保持了穩定性。

(三)基準回歸結果分析

我們以包括中國在內的24個國家2000～2012年的服務進口貿易數據為樣本,使用一般混合最小二乘法(POLS)估算(2)式,結果見表3前3個模型。在只有國內市場規模的子樣本組中,國內市場規模對一國服務業進口額的影響在1%的水平下顯著為正,這意味著進口國服務業進口額隨著國內市場規模每增加1%而提升0.781%?？梢?國內市場規模是一國服務業進口的重要驅動力量,在新一波全球化浪潮中,一方面我國有必要利用好自身廣大的國內市場優勢,挖掘潛在內部需求,吸引更多的進口導向型企業,逐步推進國內產業的轉型升級[4,21];另一方面,我國需要將服務業進口量和服務業出口量盡量保持平衡狀態,以防服務貿易逆差進一步擴大。

在既有國內市場規模又有世界生產總值的子樣本組中,國內市場規模和世界生產總值對一國服務業進口額的影響均在1%的水平下顯著為正,表明一國服務業進口額隨著國內市場規模每擴大1%,會提高0.729%;同時,當世界生產總值每提高1%時,服務業進口量會提升0.758%,說明世界生產總值的增加可以增加服務業進口量。此外,在包含國內市場規模、世界生產總值以及加權的進口額即LNW*IM的子樣本組中,國內市場規模和加權的進口額均在1%的顯著性水平上促進一國服務業進口,而世界生產總值均為負但不顯著。具體來看,國內市場規模對服務業進口的正向促進作用仍然是最大的,其系數為0.744,而加權的進口額的系數為0.647。由此,可進一步認為,國內市場規模是促進一國服務業進口的最主要因素。因為我國服務業發展速度較慢,國內的服務業已經難以迎合工業化的巨大需求,所以我國需要擴張國內市場規模,這樣我國對于國外服務怕的消費會增加,可見擴大內需戰略在很大程度上增加了服務業的進口,這與譚文君提出的服務需求上升導致我國服務貿易逆差的觀點[22]是一致的。

表2 穩健性檢驗

在上述回歸中,雖然控制了貿易國的區域組織特征、制度特征以及地理距離對一國出口貿易的影響效應,但這并不能有效地消除國內市場規模和進口之間以及世界生產總值與進口之間由于逆向因果關系引起的內生性問題。實際上,一個國家服務業進口越大,這個國家的國內市場規模便會越大(一國進口的服務需要在國內被消費掉,進口量的增加,說明國內消費潛力在逐漸被挖掘出來,即潛在國內市場規模較大),同時提高世界生產總值(一般認為,一國更多時候希望出現貿易順差,即出口量大于進口量,凈出口就有可能增加,這顯然對世界生產總值作出了貢獻)。由此,我們試圖將國內市場規模和世界生產總值變量的滯后一期變量,分別放入(2)式中重新進行回歸,結果見表3模型(4)～(6)。從中可以看出三點:其一,在僅有國內市場規模的子樣本組中,與當期結果相比,滯后1期國內市場規模的系數沒有發生明顯變化(系數從0.781降低到0.743),顯著性也與當期結果相一致,說明,這說明國內市場規模能夠促進服務業進口。其二,從既有國內市場規模又有世界生產總值的子樣本組來看,國內市場規模的系數和顯著性基本沒有發生變化,而世界生產總值變量的系數發生了較大變化,但顯著性沒有變化。滯后1期的國內市場規模的系數為0.713,較當期國內市場規模的系數0.729基本沒變化;相反,滯后1期的世界生產總值的系數較當期的系數降低了(從0.729降為0.466),這也從側面證實了國內市場規模對服務業進口的推動作用要比世界生產總值穩定。其三,在包含國內市場規模、世界生產總值和加權的進口額的子樣本組中,與當期相比,滯后1期的世界生產總值、滯后1期的加權的出口額和滯后1期的世界生產總值的系數和顯著性基本沒有發生改變,無論是在模型(3)中的當期還是在模型(6)中的滯后期,國內市場規模的系數都是最大的,這表明國內市場規模是影響一國服務業進口的諸多因素中的最穩定且最重要的因素。

表3 服務進口貿易普通面板回歸結果

(四)空間計量回歸分析

本文用Moran值檢驗24國的服務進口之間是否存在空間相關性。Moran值檢驗原理為:若Moran值為正,則說明空間相關性為正,反之則為負。同時,空間相關性隨著Moran值的絕對值的增大而增大。具體結果參見表4。

從表4中我們可以看出,2000～2012年的Moran值都是在1%水平下顯著的,其中除2000和2001年的數值顯著為負,其余年份都顯著為正。這說明,2002年之后,24國服務進口之間存在顯著的正的空間相關性,且各國服務出口之間的空間相關性是隨著時間的發展不斷增強的。根據Moran值取值繪制的2000～2012年各國服務出口水平的空間相關趨勢圖中,空間相關性隨著時間不斷增強。此時有必要使用空間計量回歸模型進行進一步分析。

表4 我國和OECD 23國服務進口水平空間相關性檢驗

為了從總體上判斷和度量24個國家服務業出口之間存在哪種類型的空間相關性,我們分別用SEM模型和SAR模型進行空間回歸。由于24國的服務進口存在著空間自相關,OLS的參數估計將不再一致。因此,我們可以使用一般采用廣義矩(GMM)或極大似然(ML)法,估計上述兩類空間模型[23]。本文采用ML估計方法。結果如表5所示。

由表5可知,模型(1)和(3)的λ和ρ的系數都在1%的水平上顯著,取值分別為0.266和0.654,這說明各國的服務進口存在顯著的空間誤差效應和空間溢出效應。比較上述結果,就擬合優度和顯著性而言,SEM模型都優于SAR模型。因此,我們認為使用SEM模型更為合理,進一步地,上述結果說明各國服務進口存在顯著的空間相關性。下面對SEM模型的實證結果進行具體分析。從各解釋變量的系數來看,除了控制變量是否在共同的貿易區因素以外,各變量的系數均達到了1%的顯著水平,并且與預期的方向完全一致。本國需求規模、世界需求總規模、是否在共同的貿易區的系數都顯著為正,距離因素的系數則顯著為負。從影響程度的排序來看,本國需求規模的影響最大,其系數值為0.788,即本國的需求規模每擴大1%,服務進口上升0.788%,由此可以判斷本國需求規模對服務進口的影響十分重要。世界需求總規模的系數為0.561,這說明世界需求總規模確實是影響服務出口的重要因素。各變量均通過顯著水平檢驗,并且與理論預期一致,表明對各解釋變量的選取是合宜且有效的。

將滯后一期的服務進口納入到回歸模型后,模型(2)的λ值相較于模型(1)有所下降,但模型(4)與模型(3)的ρ值相比,則有所上升,二者的系數分別為0.122和0.933,都在10%水平上顯著。因此,在一定程度上,各國服務進口的空間誤差效應和空間溢出效應仍然顯著。但需要說明的是,SEM模型和SAR模型的擬合優度都明顯提高了,這一結果進一步驗證了服務貿易進口具有“慣性”。但此時SAR模型更適合進行進一步分析。從各解釋變量的系數來看,除了制度因素和是否在共同貿易區以外,各變量的系數均達到了1%的顯著水平,并且與預期的方向完全一致。其中,滯后一期的服務進口這一變量的系數顯著為正,具體值為0.308,說明服務進口確實具有一定的“慣性”,前一期服務進口額的大小會對后一期產生影響。而本國需求規模的系數為0.508,與模型(1)的結果相比,這一數值下降了很多,但仍對服務進口產生顯著的正向影響。

表5 服務進口貿易空間模型回歸結果

六、結論及啟示

本文對國內市場需求規模與服務業進口的關系進行了實證分析,并嘗試從空間的視角研究一國服務業進口的空間效應,相關結論和啟示如下:

第一,國內市場需求規模是促進一國的服務業進口的重要因素。一國服務業進口隨著國內市場規模每擴大1%而上升0.744%。該結果雖然印證了中國實施內需驅動戰略的合理性(內需的擴大帶來經濟的增長,使得國民有能力消費更多的進口品),但也表明其不利于中國服務業貿易逆差的緩解,故中國在擴大內需以拉動經濟增長的過程中需要將服務業貿易逆差控制在一個合理的水平[22,24]。

第二,服務業進口具有“慣性”特征,表明滯后一期的服務業進口額對當期的服務業進口具有促進作用。滯后一期的服務業進口額能帶動當期服務業進口額增加約0.308%。對于開放水平較高的國家而言,保證進口數額穩定是其制訂貿易政策的一個方向,同樣地,服務業進口企業需根據本國的貿易政策相應調整服務業進口,防止出現進口波動過大的情況。

第三,服務進口國家或地區之間存在空間溢出效應,隨著時間的推移,這種空間相關性不斷增強。換言之,一國在進行服務進口貿易時應更多地考慮到空間因素,如周邊國家的服務進口策略、區域內部互聯網發展狀況和交通運輸條件等[25]。因此,中國在鼓勵服務進口應努力創造有利條件來發揮服務進口的空間正外部性;相反,在控制服務貿易逆差時期,中國需要創造有利于服務出口的區位條件。

第四,國家間距離和一國的司法制度均會影響服務業的進口。具體地,服務業進口會隨著貿易國之間距離的增加而減少,這表明,當本土企業或者消費者從國外進口服務所帶來的成本遠遠大于在當地選擇服務時,后者更受青睞。此外,一國的司法制度是否完善,影響著該國的服務業進口,完備的司法制度會加深一國服務業貿易的逆差程度。對于中國而言,在進行服務業進口的同時,有必要防范出現大幅度的貿易逆差。

此外,一國如果加入自貿區,其服務貿易進口能夠得到有效提升。自由貿易區的貿易壁壘較低,有利于自貿區內部成員國之間的服務業進口貿易。由于服務業的生產和消費具有同時性[26-27],這使得服務業產品必須在較短的時間內被消費掉,故選擇從貿易區域內部成員國進口服務業產品是一個不錯的選擇。作為發展中的大國,中國應當積極與世界發達貿易組織建立貿易聯系,發揮服務業進口的“空間效應”,尋求國內需要的且性價比最高的服務業產品。

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F752.61；F121

A

1672-5956(2017)06-0014-12

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.06.003

2017-07-13

國家自然科學基金資助項目“以知識密集型服務企業為中心的區域創新系統研究——基于空間集聚的研究視角”(71303105);江蘇省科技廳軟科學項目“面向‘雙創’的天使投資與眾創空間結合機制研究”(BR2017054)

王紫綺,1993年生,女,江蘇常熟人,南京財經大學碩士生,研究方向為產業組織與服務經濟,(電子信箱)1012660908@qq.com?？兹合?1981年生,男,江蘇徐州人,南京大學博士后,南京財經大學副教授,研究方向為產業組織與公共政策。

[責任編輯:陳宇涵]