目的國服務貿易限制政策是否阻礙了中國企業出口規模擴張？

齊俊妍 高 明

(1.天津財經大學，天津 300202；2.山東管理學院，山東 濟南 250357)

一、引言

當前，服務業作為制造業關鍵的中間投入品，會通過投入產出聯系的方式對全球經濟增長做出重要貢獻(Francois et al.,2010)，服務業市場改革對制造業企業績效的影響已成為理解發展中國家經濟增長微觀決定因素的關鍵(Bas et al.,2013)。已有文獻證實了服務貿易開放通過降低生產成本方式提高制造業生產率(Arnold et al.,2011；Fernandes et al.,2012；張艷 等,2013)，而且服務貿易開放同樣會對制造業企業出口績效產生積極影響(孫浦陽 等,2018；李小帆 等,2019)。然而，現有文獻多是考察本國服務貿易開放對企業出口的影響，而忽視了對目的國服務貿易開放的影響進行研究，本文主要研究目的國服務貿易限制政策反向衡量的服務貿易開放對中國企業出口的影響機制和影響效應。

一般而言，貨物貿易壁壘多是以關稅、配額為主的邊境措施，服務貿易壁壘則更多是股權比例、資格條件、法律形式等邊境內措施要求。同時，當前國際經貿規則重構的焦點也逐漸由邊境措施向邊境內措施延伸。近年來，經濟合作與發展組織(Organization for Economic Co-operation and Development)，簡稱經合組織(OECD)開始關注各國服務貿易限制政策的內容，并于2014年開始調查統計各國制定的影響服務貿易限制的邊境內政策。OECD統計的服務貿易限制政策反映了各國服務貿易在開放、自由、競爭、非歧視、透明等方面的具體要求，從而為本文研究服務貿易限制提供了客觀事實依據。本文通過量化服務貿易限制政策，定量比較各國服務貿易限制指數，發現不同國家在服務貿易限制方面存在較大差距。以美國和俄羅斯為例，美國服務貿易限制指數為0.211，俄羅斯服務貿易限制指數為0.437。根據指數構建過程可知，服務貿易限制指數介于[0,1]之間，越接近于1，代表服務貿易限制政策越嚴格，由此可知俄羅斯國內的服務貿易限制程度遠高于美國。各國服務貿易限制政策勢必會對其開放水平產生直接影響，進而影響服務要素供給質量和成本。考慮到出口企業進入目的國市場往往依賴各種服務要素投入(孫浦陽 等，2018)，因此，本文預期目的國服務貿易限制政策會影響中國企業對其的出口規模。

另外，國際跨境服務貿易的興起與數字技術的快速發展緊密相關(Freund et al.,2004)。隨著移動支付、大數據、云計算、人工智能等數字化技術的創新發展，數字化技術使得服務貿易的跨境交易更加便利，從根本上改變了傳統服務業低效率和不可貿易的性質，數字化轉型的加速對服務貿易產生了深遠影響(江小涓 等,2019)。數字化服務貿易使得傳統需要與客戶緊密聯系的服務現在可以進行遠距離交易，從而使企業能夠以較低的成本進入全球市場。然而，數字化服務貿易的好處可能會因和現有新興的貿易存在壁壘而脫軌，這些壁壘可能會阻礙創新，并對數字化服務貿易發展制造障礙。鑒于此，本文進一步分析目的國數字化服務貿易的影響。

與現有文獻相比，本文研究的邊際貢獻主要體現在以下幾個方面：第一，在研究視角方面，本文將從目的國服務貿易限制政策角度出發，著重探討服務貿易開放影響微觀企業出口的作用機制和途徑。雖然現有文獻已取得諸多有益的研究成果，但研究視角大多聚焦于本國服務貿易開放的影響，而從目的國服務貿易開放視角進行的研究則較少，本文對此研究領域進行了有益補充。第二，在實證研究方面，本文不僅檢驗了目的國服務貿易限制政策對不同貿易類型、不同規模企業出口影響的差異性，還檢驗了目的國服務貿易限制政策對企業出口的影響渠道，并將簽署區域服務貿易協定和數字化服務貿易納入檢驗過程，豐富和拓展了影響企業出口因素方面的實證研究。

二、文獻綜述

本文研究主題與以下三方面文獻密切相關。考慮到研究對象是目的國服務貿易限制政策，因此，第一方面文獻是聚焦于企業出口受目的國影響的主要因素。現有文獻主要分析目的國的正式制度和非正式制度對企業出口的影響。制度的優劣是決定一國比較優勢的重要方面，良好的制度環境會對外貿出口產生積極影響(Nunn,2007；邵朝對 等,2020)。目的國正式制度環境作為企業執行合約的保障，能夠降低市場交易成本；同時，較高質量的制度可以減少契約摩擦，降低企業出口風險，并能激勵企業增加出口(余淼杰 等,2016)。另外，以社會信任代表的目的國非正式制度同樣能夠降低交易成本，擴大契約密集型產品的出口比較優勢(Cingano et al.,2016)；以普遍道德水平衡量的目的國非正式制度改善，能夠降低出口企業預期的違約風險及產品被侵權風險，提高企業出口產品質量(祝樹金 等,2019)。由此可見，目的國正式或非正式制度均能夠通過直接影響企業出口的交易成本方式作用于企業出口。本文研究目的國服務貿易限制政策對企業出口的影響，這是對現有文獻的有益補充。

接下來，本文的第二方面文獻是關于服務貿易限制政策對企業出口的影響機制研究。現有文獻證實了服務要素通過增加制造業中間品種類和提高中間品質量(Langhammer,2007)以及促進技術溢出、激勵創新和減少生產成本(劉斌 等，2016；許和連 等，2017)等渠道顯著提升制造業生產效率。而對于大多企業而言，其生產率越高，進入國際市場的可能性越大(Melitz,2003)，因此，服務要素投入有助于促進制造業企業出口。現有文獻多是考察企業生產環節的本國服務投入對其出口的影響，而忽視了企業出口過程的目的國服務投入影響。企業出口過程存在諸多類型的貿易成本，例如，出口交貨所涉及的海關、保險和運輸成本，到達目的國市場的信息搜尋、分銷渠道建立以及融資活動等成本(Anderson et al.,2004)。引起上述貿易成本的活動離不開各種服務投入，其中，信息搜尋需要通訊服務、貨物運輸需要運輸服務、銷售渠道建立需要分銷服務、融資活動需要金融服務等(孫浦陽 等，2018)。目的國服務要素的有效供給與其自身的服務貿易開放程度密切相關(Bas et al.,2013)，服務貿易開放能夠通過加劇服務市場競爭(張艷 等，2013)、優化服務要素配置(劉斌 等，2020)等渠道降低服務供給成本和提高服務供給質量，從而增加企業出口額(孫浦陽 等，2018)，提升制成品出口技術復雜度(戴翔，2016)。以銀行提供的金融服務為例，銀行業放松管制能夠通過提高金融配置效率方式促進企業出口(何歡浪 等，2020)。本文研究的目的國服務貿易限制政策是影響服務貿易開放的直接因素，因此，目的國服務貿易限制政策會通過作用于企業出口環節的服務投入而影響企業出口規模。

當前，數字化服務貿易可以更加有效解決服務貿易在時間和空間的分離問題，為中間品服務貿易提供更靈活的選擇，從而極大降低了服務貿易成本。本文第三方面文獻是分析數字化服務貿易對企業出口的影響。本文依據Ferencz(2019)對數字化服務貿易限制措施的分類，主要從基礎設施連通性、電子交易、知識產權保護等方面出發，分析數字化服務貿易的影響。基礎設施連通性是信息通信技術支持服務活動數字化的基礎，連通性的完善能夠幫助企業更好地利用信息化資本，進而改善一國企業的出口績效(李坤望 等，2015)；另外，信息設施連通能夠通過降低出口企業獲取信息、建立分銷渠道、投放廣告及其它交易成本等方式降低企業出口的貿易成本(Liu et al.,2012)；電子交易能夠依托互聯網及信息技術的發展，突破地理空間的限制，實現買方與賣方零距離的交易(Kim et al.,2017)，從而降低了合同成本，促進企業出口(馬述忠 等，2019)；目的國知識產權保護程度加強時，會緩解外國出口企業在目的國所面臨的契約執行成本和法律監管成本，進而增強外國企業出口意愿(Talor,1993)，提高目的國進口產品質量(魏浩 等，2019)，優化進口商品結構(施炳展 等，2020)。由此可知，信息基礎設施連通性、電子交易、知識產權保護等領域的數字化服務貿易能夠緩解服務貿易限制對企業出口的不利影響。

現有文獻為研究目的國服務貿易限制政策對企業出口的影響提供了重要的參考，但仍存在進一步需要拓展的空間，具體表現在以下方面：(1)盡管諸多文獻理論分析和實證研究了目的國制度或非制度因素對中國企業出口的影響，但是這些研究大多沒有考慮服務貿易限制政策的影響，而在當前服務業與制造業不斷深度融合的背景下，服務貿易限制政策對服務要素跨境流動的作用會直接影響制造業投入服務化方式作用于制造業企業的出口。(2)更為重要的是，現有文獻主要研究本國服務貿易開放對制造業生產環節服務投入的影響，而較少涉及目的國服務貿易開放對企業出口環節服務投入的影響。有鑒于此，本文將利用中國海關企業出口數據，分析目的國服務貿易限制政策反向衡量的服務貿易開放對企業出口的影響，這一研究對企業出口目的國選擇和擴大出口規模具有重要意義。

三、數據來源及說明

本文數據來源包括OECD統計的服務貿易限制政策(STRI)數據庫、數字化服務貿易限制(DSTRI)數據庫以及中國海關統計的企業出口數據庫和CEPII的引力模型數據庫。

(一)目的國服務貿易限制政策數據

本文借鑒齊俊妍等(2018)的研究，梳理得到評估服務貿易限制政策的四級框架(見圖1)，并介紹衡量服務貿易限制指標STRI的具體步驟。

圖1 服務貿易限制政策的四級評估框架

依據服務貿易限制政策四級評估框架，齊俊妍等(2018)給出了測度STRI指標的步驟：首先，對具體措施i進行賦分，即對某國某行業某政策領域下的單項具體措施i進行賦分；其次，根據具體措施i得分，按各政策領域下單項具體措施i權重對具體措施的得分加權，得到單項具體措施i的STRI值；最后，根據四級政策評估框架，依次對 “政策條款”、“政策領域”、“服務行業”層級所包含的單項具體措施STRI值進行加總，得到行業層面的STRI值。單項服務貿易限制措施i的STRI值計算公式如下：

(1)

其中,STRIisk代表“服務行業k”涵蓋的“政策領域s”(s∈j，j={1,2,3,4,5})；1代表“外資進入”領域，2代表“自然人流動”，3代表“其它歧視”，4代表“競爭障礙”，5代表“監管透明”領域；k代表服務行業，k={1,2,…,22}；scorei代表具體措施i分值。由于在OECD統計的政策措施數據庫中，同一服務行業下不同政策領域所包含的具體措施數量存在差異，為糾正此差異對各政策領域所分配權重產生的影響，OECD會根據不同政策領域下涵蓋的具體措施數量對不同政策領域的權重進行調整。而具體調整方法，即對服務行業k政策領域s單項具體措施i重新分配的權重公式具體如下：

(2)

其中，wisk代表服務行業k政策領域s涵蓋的具體措施i的權重；wsk代表OECD專家組分配給行業k下政策領域s的權重，s∈j；wjk代表服務行業k政策領域j的權重；nj代表政策領域j涵蓋的具體措施數量n。

如何衡量服務業和制造業之間的關系是本文研究的關鍵。為準確構造服務貿易限制對不同類型制造業企業的影響指標，本文借鑒孫浦陽等(2018)的研究，統一使用2014年中國投入產出數據，計算制造業對主要服務行業的依賴程度，即服務業對于制造業影響的滲透率。由于投入產出表的行業與國民經濟行業的口徑不一致，對此，本文進行數據匹配過程大致如下：首先，將HS6位海關編碼匹配到SITC(Standard International Trade Classification，簡稱為國際貿易標準分類)三位編碼下；其次，再按照行業名稱，將STIC3分位編碼與ISIC(International Standard Industry Code，簡稱為國際標準產業分類)二位編碼匹配；最后，得到海關企業數據與制造業匹配的數據。采用以下公式計算服務貿易限制影響制造業的滲透率指標：

(3)

其中，STRI_penetrationds代表制造業d中服務業s貿易限制滲透率指標；αds代表依據投入-產出關系，服務業s對制造業d的滲透率；STRIs代表服務業s開放貿易限制指標。

(二)制造業企業出口數據

中國制造業企業對各國出口產品層面的數據來自于中國海關統計的數據庫。考慮到服務貿易限制政策是OECD自2014年方才開始統計的，通過比較近五年數據發現，服務貿易限制政策變化并不大。為與2014年的目的國服務貿易限制數據相匹配，本文只采用2014年的企業出口數據。圖1表明目的國服務貿易限制(STRI)與中國對其出口總額呈明顯的負相關關系。

(三)其他數據

圖2 目的國服務貿易限制與中國對其出口總額的關系

(1)地理距離變量采用中國與貿易伙伴國之間的地理距離衡量，并取自然對數。地理距離作為衡量貿易成本的指標，一般情況下，雙邊貿易距離越大，表示相應的貿易成本越高，因此預期符號為負。數據來源于CEPII的Gravity數據庫。

(2)領土是否接壤變量采用虛擬變量0、1來衡量，若貿易伙伴國與中國接壤，取值為1，反之取值為0。若貿易雙方領土接壤，則面臨的貿易成本越小，雙邊貿易規模將越大，因此，預期符號為正。數據來源于CEPII的Gravity數據庫。

(3)國內生產總值變量，根據貿易引力模型可知，目的國國內生產總值越高，進口能力越強，預期符號為正。數據來自世界銀行統計的世界發展指數。

(4)是否屬于內陸國家變量，如果內陸國家沒有海岸線，會面臨較高的貿易成本，不利于開展國際貿易，因此預期符號為負。數據來源于CEPII的Gravity數據庫。

(5)數字化服務貿易變量是來源于OECD統計的數字化服務貿易限制指標DSTRI，該指標數值介于[0,1]之間，DSTRI值越接近于1，表明數字化服務貿易程度越高，反之越低。

(6)區域服務貿易協定變量是本文依據WTO統計的I-TIP Services數據庫，本文采用Hoekman 頻度法測度具體承諾表中“無限制”承諾指標，以衡量中國已簽署區域服務貿易協定的開放程度。

四、計量模型和實證回歸結果

為了檢驗目的國服務貿易限制政策對中國企業出口的影響，本文借鑒施炳展(2016)構建計量模型的做法，沿用引力模型的實證方法。計量模型具體設定如式(4)所示：

(4)

其中，i、j、p分別代表出口企業、目的國、產品；被解釋變量ln vijp為中國企業i對貿易伙伴j出口產品p的價值量；STRIj代表目的國j服務貿易限制指標；λip是企業-產品層面的二維虛擬變量，在截面數據中，該虛擬變量控制了所有企業特征，如生產效率、生產規模等；εijp代表隨機擾動項。本文選取的控制變量Xj,m代表目的國j的第m個控制變量，包括地理距離、領土是否接壤、目的國經濟規模、是否屬于內陸國家等。

進一步地，為檢驗數字化服務貿易對服務貿易限制作用的調節效應，計量模型具體設定如式(5)：

(5)

式(5)中，DSTRIj是衡量目的國j數字化服務貿易限制指標；STRIj×DSTRIj為目的國j服務貿易限制與數字化服務貿易限制指標交互項，用以檢驗數字化服務貿易對服務貿易限制形成影響的調節作用。

(一)基準回歸結果

本文采用2014年截面數據進行最小二乘回歸估計。在基準回歸中，借鑒施炳展(2016)的檢驗方法，在所有回歸中均加入企業-產品二維固定效應，這一方法可以控制所有企業特征。

表1基準回歸結果表明，在控制企業特征、目的國多方面特征后，核心解釋變量STRI回歸系數均顯著為負，表明目的國服務貿易限制政策確實阻礙了中國企業出口，并具有顯著的統計和經濟意義。另外，控制變量是否接壤顯著為正、內陸國顯著為負、地理距離顯著為負、經濟規模顯著為正，這與傳統引力模型回歸結果一致。

表1 目的國服務貿易限制政策對中國企業出口的影響

(二)影響差異性

為了考察目的國服務貿易限制政策對企業出口影響的差異性，表2列出了不同貿易形態和類型企業的回歸結果。其中，第(1)和(2)列按照國際貿易形態將樣本分為一般貿易企業和加工貿易企業；第(3)、(4)、(5)列將出口企業分為小型企業、中型企業、大型企業。本文參考Fontagne et al.(2016)對企業規模分類標準，將企業出口至目的國的貿易總額作為衡量企業規模的替代指標。我們劃分企業類型的原則是：出口規模分布在25%以下的被歸類為小型企業，出口規模分布的在75%以上的被歸類為大型企業，出口規模介于中間分布的被歸類為中型企業。

表2 不同樣本回歸

從貿易形態看，一般貿易企業和加工貿易企業出口均受到目的國服務貿易限制政策的不利影響，但一般貿易企業系數絕對值更大。其可能原因是：中國加工貿易企業已經與國外有關企業建立貿易聯系，因此，目的國服務貿易限制對其不利影響要小于一般貿易企業。從企業規模大小來看，服務貿易限制政策顯著阻礙了中型企業、大型企業的出口，尤其對大型企業出口阻礙程度更大。其可能原因在于：大型企業出口產品數量和種類更多，對目的國服務投入的依賴程度更大，目的國服務貿易限制政策更不利于大型企業的出口。

(三)影響渠道檢驗

企業一旦出口則會從擴展邊際和集約邊際兩方面進行擴張，即企業出口增長來源于出口的“二元邊際”(王孝松 等，2014)。本文借鑒施炳展(2016)對企業出口擴展邊際與集約邊際的定義，其中，擴展邊際定義為企業對貿易伙伴國出口產品種類，集約邊際定義為企業對貿易伙伴國出口每種產品的平均價值量，擴展邊際與集約邊際乘積為企業出口總價值。在此基礎上，本文實證檢驗目的國服務貿易限制政策對中國企業出口擴展邊際和集約邊際的影響。另外，Hummels et al.(2005)認為，集約邊際可以進一步分解為數量和價格上的變化。借鑒上述分解方法，本文進一步檢驗目的國服務貿易限制政策對企業出口產品數量和價格的影響。

由表3第(1)、(2)列回歸結果可知，目的國服務貿易限制政策顯著阻礙了中國企業出口的擴展邊際和集約邊際，其中，對集約邊際的阻礙作用大于擴展邊際，這意味著，服務貿易限制政策會提高國際貿易固定成本和可變成本，固定成本提高會減少擴展邊際，而可變成本提高會減少集約邊際。第(3)、(4)列回歸結果表明，目的國服務貿易限制政策顯著減少了中國企業對其出口產品的數量，而提高了中國企業向其出口產品的價格。由此可見，目的國服務貿易限制政策是通過減少企業出口產品數量、提升產品價格方式阻礙企業出口規模擴張。

表3 目的國服務貿易限制政策與貿易邊際

(四)穩健性檢驗

考慮到上述回歸結果都是基于引力模型進行的檢驗，被解釋變量是企業出口規模的自然對數，這樣就刪掉了大量零貿易樣本。而Helpman et al.(2008)認為，引力模型不僅要考慮貿易規模，還要考慮貿易對象的零貿易問題，忽視零貿易問題會導致引力模型估計的有偏性。因此，本文進一步借鑒Santos et al.(2006)的做法，保留零貿易樣本，被解釋變量為貿易規模原始值而非自然對數值，采用泊松準似然最大估計方法(Poisson quasi-maximun likelihood estimation method，簡寫為PQML)進行回歸。表4回歸結果顯示，依次加入控制變量后，所有核心解釋變量均顯著為負，說明在考慮零貿易因素后，目的國服務貿易限制政策依然阻礙了中國企業出口規模擴張。

表4 考慮零貿易因素的PPML方法估計結果

(五)內生性檢驗

造成內生性問題的原因有兩個方面：一是遺漏重要的解釋變量，二是雙向因果關系(施炳展，2016)。對于本文而言，最可能被遺漏的變量是中國與目的國是否簽署區域服務貿易協定(RTAs)。林僖等(2019)認為，貿易伙伴簽署區域服務貿易協定能有效促進服務貿易自由化。區別傳統文獻采用非0即1虛擬變量表示是否簽署服務貿易協定的做法，本文采用Hoekman頻度指標測算服務貿易協定具體承諾減讓表中政策限制情況，得到“無限制”承諾占比指標，以此反映區域服務貿易協定的開放水平。表5中第(1)列回歸結果表明，在考慮是否簽署服務貿易協定變量后，目的國服務貿易限制政策對中國企業出口的阻礙作用仍然顯著，并且中國與貿易伙伴國簽署服務貿易協定顯著促進了中國企業對其的出口。本文實證結果也表明了簽署服務貿易協定所達成的政策協調對于制造業企業出口具有重要意義。

為克服雙向因果關系引起的內生性問題，本文采用世界銀行統計的2013年STRI指標作為服務貿易限制指標的滯后一期變量進行內生性處理，采用該指標既可以檢驗上述回歸結果的穩健性，又可以解決雙向因果關系導致的內生性問題。表5第(2)—(4)列的STRI滯后一期指標回歸系數均顯著為負，這表明，目的國服務貿易限制對中國企業出口規模擴張、出口擴展邊際、出口集約邊際具有顯著的阻礙作用。

表5 增加控制變量和滯后一期核心變量的內生性檢驗

本文除采用上述兩種方法克服內生性問題外，還進一步借鑒吳小康等(2016)內生性檢驗方法，即進口規模越小的國家降低進口貿易成本的意愿越小，因此我們僅保留進口占GDP份額低于中位數水平的國家或者從中國進口占總進口總額低于中位數水平的國家的數據。表6回歸結果表明，無論是否控制企業-產品層面的固定效應，進口占GDP份額小于中位數的國家和從中國進口占總進口份額小于中位數的國家，其服務貿易限制政策對中國企業出口均具有顯著的阻礙作用。

表6 區域不同目的國樣本的內生性檢驗

(六)數字化服務貿易的調節效應檢驗

本文進一步檢驗數字化服務貿易對服務貿易限制影響的調節效應。使用目的國數字化服務貿易限制指數反向衡量目的數字化服務貿易開放程度，即數字化服務貿易限制指數越大，則數字化服務貿易開放程度越低。表7是依次加入數字化服務貿易限制指標DSTRI、服務貿易限制指標STRI以及兩者交互項DSTRI×STRI指標進行回歸的結果。實證結果表明，目的國數字化服務貿易限制顯著阻礙了中國企業出口。另外，數字化服務貿易限制與服務貿易限制交互項指標系數顯著為正，表明數字化服務貿易開放能夠緩解目的國服務貿易限制對中國企業出口的阻礙作用。

表7 數字化服務貿易的調節效應

五、結論及政策建議

本文研究結論如下：第一，目的國服務貿易限制政策阻礙了中國企業出口規模擴張，其作用渠道主要是影響企業出口的擴展邊際和集約邊際，具體途徑而言，目的國服務貿易限制政策降低了中國企業出口產品數量以及提高了出口產品價格；第二，在影響差異性方面，目的國服務貿易限制政策對一般貿易企業出口的阻礙程度高于加工貿易企業，并且目的國服務貿易限制政策對中國大型企業的阻礙程度更高；第三，目的國數字化服務貿易開放能夠緩解服務貿易限制對中國企業出口的阻礙作用。

根據本文研究結論，提出以下政策建議：首先，中國企業在進行出口目的國選擇時，要側重于對服務業開放程度高的國家進行出口，這樣出口企業在進入目的國市場可以獲取高質量、多種類、低成本的服務要素供給，從而降低企業出口過程面臨的運輸服務、信息獲取、融資活動等貿易成本，擴大企業出口規模。受新冠肺炎疫情在全球大流行的影響，中國外貿出口增長疲軟，因而更要重視服務貿易開放對外貿出口“提質增效”的影響。其次，除考慮服務貿易開放外，還要考慮目的國數字化服務貿易開放的調節效應。目的國數字化服務貿易程度越高，企業獲取服務要素越便利，從而極大縮短了服務要素跨境流動的時空距離，這有助于擴大企業出口。當前構建國內國際雙循環新發展格局的本質是，要以國內市場、技術密集型生產要素為基礎，通過借助高質量對外開放方式推進經濟高質量發展。然而實際情況是，中國服務業與制造業之間并不完全融合，因此，雙循環時代高質量對外開放的關鍵是實現服務貿易領域的高質量開放。另外，數字化服務貿易能夠提升服務活動的可貿易性，實現服務要素在全球更加有效的配置，從而促進了服務業與制造業融合，使制造業生產和出口過程能夠投入更高質量服務要素，進而提升制造業企業出口競爭力。最后，中國在實現服務貿易開放新格局中，不僅要放松服務業外資股權比例限制，還要重視縮減法律形式、資格條件、許可證等代表其它的措施，最大程度上破除妨礙高質量服務要素跨境流通的體制機制障礙，形成高效規范、公平競爭市場環境，從而形成充分開放的國內服務市場，以此降低全社會服務要素交易成本，優化服務要素的市場配置，提高制造業企業出口規模和出口競爭力。