東盟國家服務貿易促進經濟增長實證分析

□文/余甜甜（Tiantira Sinpoonlap） 曾衛鋒

（1.集美大學海外教育學院；2.集美大學財經學院福建·廈門）

［提要］除文萊之外，服務業是當前東盟各國總產出中的最大行業。本文利用除文萊之外東盟9個國家2011～2017年樣本實證分析服務貿易促進經濟增長的影響效應及其作用機制，結果表明：東盟樣本國家服務貿易能夠顯著促進各國經濟增長。具體作用機制是服務貿易通過顯著提高各國的資本存量和單位勞動力的資本存量而促進經濟增長，但樣本國家的服務貿易對勞動就業、產出結構和外商直接投資不會產生顯著的影響。根據這些結論，本文提出促進東盟國家服務貿易發展與實現更好更快經濟增長的參考建議。

東盟國家服務業占GDP的比重2005年已經達到了46.6%，2018年該比重超過了50%，遠遠高于第一和第二產業所占比重；除文萊之外，服務業是當前東盟各國總產出中的最大行業。東盟服務進出口總額由2001年的1，575.9億美元上升到2018年的8，085.0億美元，年均增長率達到10.1%。近年來，東盟國家服務貿易保持了較高的順差。2018年東盟10國的GDP總額超過3.0萬億美元，東盟已經成為世界第五大經濟體。

Frankel與Romer（1999）研究了國際貿易對經濟增長的影響效應，這篇經典性的文獻利用貿易國之間的貿易份額作為權重計算了貿易國間的雙邊地理距離，以此作為工具變量估計了國際貿易對經濟增長的影響效應，得出了國際貿易能夠促進經濟增長的結論。但是，該文獻是將貨物貿易與服務貿易合并在一起來估計國際貿易對經濟增長的影響效應的，而沒有分別估計貨物貿易與服務貿易對貿易國經濟增長的影響效應。隨后出現了一些分析服務貿易影響經濟增長的文獻。Marrewijk等（1996）通過CGE模型進行的理論分析表明，服務市場開放會提高國際市場對生產性服務的需求，如果一國的生產性服務市場規模較大就會選擇出口生產性服務，由此可以提高該國的經濟發展水平；生產性服務無論是通過傳統貿易方式還是以對外直接投資方式（FDI）占領國際市場，服務市場開放都會對貿易國經濟發展產生積極影響。石海燕（2013）的研究表明，服務貿易會通過促進資本積累、加快技術進步和調整需求結構這三個途徑影響產業結構，服務貿易能夠通過優化資源配置促進三次產業之間的協調發展。郭舸韜（2016）選取中國1982～2014年間的樣本實證分析了服務貿易進出口對經濟增長的影響，結果表明：中國服務貿易進出口能夠促進中國的經濟增長，并且服務貿易發展能提供更多就業機會，能夠提高就業者的收入水平。吳鑫（2016）實證檢驗了金融服務貿易促進經濟增長的作用機制，結果表明：金融服務進口對資本積累和就業具有正向影響，從而對經濟增長會產生正向影響，說明金融服務進口能通過擴大生產要素規模推動經濟增長。

由于各國國情不同，服務貿易促進經濟增長的影響效應與影響機制在各國之間可能存在一定的差異。當前研究東盟國家服務貿易與經濟增長之間關系的文獻較少，本文試圖在這方面進行一些探索。鑒于文萊是一個只有大約42萬人口的小國，其經濟運行可能不符合一般市場經濟規律，因此本文利用除文萊外的東盟9個國家2011～2017年數據，通過建立跨國面板數據模型估計服務貿易對經濟增長的影響及其具體的作用機制，為相關國家制定與服務貿易有關的經濟政策提供參考依據。

一、研究設計

首先，本文使用人均國內生產總值（人均GDP）的自然對數lnpgdp度量東盟國家的經濟增長狀況，使用服務貿易進出口總額占GDP的比重strade衡量各國服務貿易的發展水平，使用以下模型（1）式估計東盟樣本國家服務貿易對經濟增長的影響效應：

在（1）式中，下標i代表國家，下標t代表年份。模型的控制變量Zk包括兩個變量：一是東盟樣本國家貨物進出口總額占GDP的比重gtrade，它同服務貿易相關，同時也是影響經濟增長的重要因素；二是東盟國家的人口密度（人口數量/國土面積）的自然對數lnpopland，以它作為國內貿易影響經濟增長的代理變量。λ1i代表第i個國家不隨時間變化的個體特征，θ1t代表不隨國家變化而隨時間變化的其他各種影響因素；α0、α1和α2k為模型的待估回歸系數；u1it是模型的隨機擾動項。

然后，使用以下模型（2）、（3）式估計東盟國家服務貿易影響經濟增長的機制：

在以上模型（2）式中，被解釋變量lnDV分別為樣本國家總的資本存量（K）、勞動就業量（L）、單位勞動力的資本存量（k）和實際利用外商直接投資存量（FDI）的自然對數；核心解釋變量lnts為樣本國家服務貿易進出口總額的自然對數，控制變量lntg為樣本國家貨物進出口總額的自然對數；其他變量和符號的含義同模型（1）式。在模型（3）式中，被解釋變量service代表樣本國家的產出結構，使用服務業占GDP的比重度量，其他變量和符號的含義同模型（1）式。

二、模型的估計及其結果分析

（一）數據來源與變量的描述性統計結果。上述模型（1）～（3）式各變量的數據來源與描述性統計結果如表1所示。（表1）

表1 各變量的數據來源、度量單位和描述性統計結果一覽表

（二）估計服務貿易的經濟增長效應

1、模型的基本回歸結果。模型（1）式的最小二乘法（OLS）估計結果如表2的結果（1）、（2）、（3）所示。由于模型（1）式可能存在核心解釋變量與被解釋變量之間的雙向因果關系，可能遺漏解釋變量和存在變量的測量誤差，因此模型（1）式可能存在內生性問題，在表2的估計結果（3）中核心解釋變量（strade）的系數估計值可能是有偏估計。接下來處理模型的內生性問題。

2、模型的內生性處理及其結果分析。鑒于東盟大多數國家的服務貿易缺乏具體的分國別進出口數據，因此本文無法像Frankel與Romer（1999）那樣計算出按照進出口國別數據進行加權的地理距離作為核心解釋變量的工具變量。本文使用核心解釋變量strade的滯后1期值作為其工具變量對模型（1）式進行二階段最小二乘法（2SLS）估計，估計結果如表2結果（4）所示。由于本文所使用的工具變量數據為核心解釋變量（strade）在2010～2016年的數值，樣本期間為2011～2017年，這樣并沒有減少樣本觀測值的數量，因此得到模型估計結果（4）時總的樣本容量N仍然為63個（后面的模型估計在工具變量方面同樣如此）。對模型內生性的hausman檢驗結果表明χ2（1）統計量為6.02，p值為1.41%，小于10%的顯著性水平，因此可以認為核心解釋變量（strade）是內生變量，其中KP-Wald F表明本文所選擇的工具變量不是弱工具變量。從表2結果（4）可見，核心解釋變量（strade）的系數估計值大于零，并且通過了1%顯著水平的z檢驗，說明東盟樣本國家服務貿易發展會顯著促進它們的經濟增長，東盟樣本國家服務貿易總額占GDP的比重（strade）每增加1%，人均GDP的增長率會平均提高1.343%。本文模型（1）式的估計結果同Frankel與Romer（1999）的估計結果是基本一致的，該文獻的OLS估計結果是樣本國家貨物與服務貿易總額占GDP的比重每增加1%，人均GDP的增長率會平均提高0.85%（150個樣本國家）或0.82%（98個樣本國家），當利用工具變量進行2SLS估計時，樣本國家貨物與服務貿易總額占GDP的比重每增加1%，人均GDP的增長率會平均提高1.97%（樣本國家為150個）或2.96%（樣本國家為98個）。（表2；注釋：（1）小括號內的數值為經穩健標準誤調整的t值或z值，上標星號*、**和***分別表示通過了10%、5%和1%的t檢驗或z檢驗；（2）KP-LM表示Kleibergen-Paap rk LM統計量；（3）KP-Wald F表示Kleibergen-Paap rk Wald F統計量，即第一階段回歸的弱工具變量檢驗F值，其Stock-Yogo弱工具變量識別檢驗在10%顯著性水平的臨界值為16.38，下同）

表2 模型（1）式的估計結果一覽表

3、模型的穩健性檢驗。本文將總樣本按照人均GDP的大小劃分為兩組分樣本，第一組樣本包括人均GDP較低的柬埔寨、緬甸、老撾、越南和菲律賓等5個國家，第二組樣本包括人均GDP較高的新加坡、馬來西亞、泰國和印度尼西亞等4個國家。使用這兩組樣本分別對模型（1）式按照前面同樣的方法進行估計，得到表3所示的估計結果。從這些結果來看，使用工具變量進行2SLS估計得到的核心解釋變量（strade）系數估計值仍然大于零，并且都至少通過了5%顯著性水平的z檢驗，只是人均GDP較小國家（第一組樣本）的核心解釋變量（strade）系數估計值較大，這些結果表明模型是穩健的。（表3）

表3 模型（1）式的穩健性檢驗一覽表

（三）影響機制的實證分析。運用上述同樣的方法分別對模型（2）、（3）式進行OLS估計和2SLS估計，有關模型內生性的hausman檢驗結果表明，在分別以lnK和lnk為被解釋變量的模型（2）式中核心解釋變量lnts是內生變量，而分別以lnL和lnFDI為被解釋變量的模型（2）式以及以service為被解釋變量的模型（3）式中核心解釋變量lnts或strade是外生變量，最后得到模型（2）、（3）式的估計結果如表4所示。（表4）

表4 模型（2）、（3）式的估計結果一覽表

在表4中，結果（1）表明東盟樣本國家服務貿易進出口總額增長率每提高1%，總的資本存量增長率便會顯著平均提高0.47%，表明服務貿易發展會顯著增加資本存量；結果（2）表明核心解釋變量lnts的系數估計值小于零，但沒有通過10%顯著性水平的t檢驗，說明東盟國家服務貿易不會對各國的勞動就業產生顯著影響，這一結果同當前部分文獻的結論并不一致；結果（3）表明東盟樣本國家服務貿易進出口總額增長率每提高1%，單位勞動力的資本存量k的增長率便會顯著平均提高0.47%，說明東盟樣本國家服務貿易發展會顯著提高單位勞動力的資本存量；結果（4）中的核心解釋變量lnts系數估計值大于零，但也沒有通過10%顯著性水平的t檢驗，說明東盟國家服務貿易發展對外商直接投資也不會產生顯著的影響；結果（5）中的核心解釋變量strade系數估計值小于零，但同樣沒有通過10%顯著性水平的t檢驗，說明東盟樣本國家服務貿易發展對產出結構變化同樣不會產生顯著的影響。

三、結論及對策建議

本文利用除文萊之外東盟9個國家2011～2017年的樣本實證分析了服務貿易促進經濟增長的影響效應及其作用機制，結果表明，東盟樣本國家服務貿易能夠顯著促進各國經濟增長，具體作用機制是服務貿易通過顯著提高各國的資本存量和單位勞動力的資本存量而促進經濟增長，但樣本國家的服務貿易對勞動就業、產出結構和外商直接投資不會產生顯著的影響。

根據上述結論，本文提出以下幾點對策建議供決策參考：（一）當前東盟國家具有比較優勢的服務業是運輸和旅游等傳統服務業，而金融和通訊等新興服務業具有比較劣勢，應采取恰當措施改善服務業內部結構；（二）當前東盟國家仍然以勞動密集型服務業為主，應借鑒中國經驗加強政府在教育和研發方面的投資支出或其他政策支持，提高人力資本水平，促進服務業的轉型升級；（三）東盟國家的服務貿易不會對外商直接投資產生顯著的影響，因此東盟各國應采取多種措施優化營商環境提高對外資的吸引力，以此促進經濟實現更好更快的增長。