服務業(yè)FDI管制的差異能否引起雙邊貿易
——基于引力模型的研究

李小帆

0 引言

現代制造業(yè)的一個典型特征就是服務要素成為其生產過程中的重要中間投入。根據OECD 增加值貿易數據庫，各國制造業(yè)產品中平均40%的增加值來自服務業(yè)?；诜找氐闹匾?，Francois and Hoekman(2010)指出，各國制造業(yè)的競爭力部分地取決于制造業(yè)生產者能否獲得具有競爭優(yōu)勢的生產性服務要素。

圖1反映了主要國家在1997年和2014年對服務業(yè)和制造業(yè)FDI的管制程度。雖然所有國家都不同程度地放松了對FDI的管制，但是各國對服務業(yè)FDI的管制程度仍明顯高于制造業(yè)。其中，中國是FDI管制程度最高的國家，且服務業(yè)FDI管制是制造業(yè)FDI管制的兩倍。比較各國對服務業(yè)FDI管制的放松程度，韓國、馬來西亞、越南、印度、中國等國由于在初始年份對服務業(yè)FDI的管制遠多于其他國家，所以它們服務業(yè)FDI去管制的程度也顯著大于其他國家。盡管如此，這些國家對服務業(yè)FDI的管制仍明顯多于其他國家。

圖2反映了1997年至2014年間中國FDI管制程度與世界主要國家FDI管制的平均程度。如圖2所示，中國與世界主要國家平均的FDI管制程度都在逐年下降。但是中國FDI管制仍明顯高于世界平均水平，服務業(yè)尤其顯著。從圖1和圖2可以看出，雖然中國對服務業(yè)FDI的管制有所減少，但是仍遠多于其他國家。

圖1 各國制造業(yè)與服務業(yè)FDI管制：1997，2014

圖2 中國FDI管制程度與世界主要國家平均FDI管制程度

由于受到高度管制，中國服務業(yè)發(fā)展相對滯后。雖然近年來，中國服務業(yè)GDP占比超過制造業(yè)GDP占比，但其仍明顯低于世界平均水平。具體而言，中國服務業(yè)GDP占比僅為50%左右，但世界主要國家服務業(yè)GDP占比在60%以上，美日德等發(fā)達國家更是高達70%以上。此外，在中國，作為生產投入要素的服務業(yè)對制造業(yè)生產的支持作用也沒有充分發(fā)揮。制造業(yè)服務化水平不高是中國處于全球價值鏈低端的重要原因(劉斌等，2016)。隨著生產成本的上升以及其他新興經濟體的競爭，中國制造業(yè)出口正面臨多重壓力。基于本文的研究，中國目前迫切需要放松對服務業(yè)的管制，尤其是對服務業(yè)FDI的管制，以保持和加強中國制造業(yè)出口的競爭優(yōu)勢。

對服務業(yè)的管制首先會阻礙服務業(yè)自身的發(fā)展(Van der Marel, 2012)，從而促使制造業(yè)生產者使用國外具有競爭優(yōu)勢的服務業(yè)中間品。但是與制造業(yè)產品不同，服務業(yè)的貿易成本相對較高 (Gervais and Jensen, 2013; Anderson et al., 2014)，直接的服務要素跨境貿易難度較大。不僅如此，服務業(yè)產品的跨境貿易通常只能夠通過服務業(yè)FDI來實現，服務業(yè)FDI是最重要的服務產品貿易方式[注]根據服務的提供方式，WTO服務業(yè)關貿總協(xié)定(GATS)將服務貿易分為四種方式： (1)跨境貿易；(2)境外消費；(3)商業(yè)存在或FDI；(4)生產者自然人流動。其中服務業(yè)FDI(方式3)是最主要的服務貿易方式。1995到2005年，服務業(yè)FDI占服務業(yè)貿易總量的比重增長了一倍(Miroudot et al.，2009)。2011年，服務業(yè)FDI約占服務貿易總量近60%，是跨境貿易量的兩倍(Lanz and Andreas，2015)。。同時服務業(yè)FDI與其他服務業(yè)貿易方式存在互補性(Fillat-Castejn et al., 2009; Francois and Hoekman, 2010)，所以對服務業(yè)FDI的管制將進一步抑制服務產品的直接貿易。

因此，在其他條件相同的情況下，如果兩國間服務業(yè)FDI管制程度相差越大，兩國服務業(yè)生產率的差距就越大。又因為服務要素上的差距難以通過服務要素的跨境貿易來消除，所以這會導致以服務要素為中間投入的制造業(yè)在競爭力上的差距加大，并由此導致各國制造業(yè)的貿易，且這種影響對服務要素依賴程度越高的制造業(yè)越明顯。

本文通過引力方程模型證實兩國在服務業(yè)FDI管制上的差距越大，FDI管制少的國家對管制多的國家出口越多的制造業(yè)產品。并且，本文將國家層面的貿易拓展到行業(yè)層面，發(fā)現上述影響對服務要素依賴度較高的制造業(yè)更明顯。

此外，本文通過多種引力方程模型保證了上述結論的穩(wěn)健性。具體而言，本文首先利用固定效應控制了個體不隨時間變化的因素(Feenstra,2002)。其次，本文利用國家-時間固定效應以及PPML方法分別解決了多邊阻力(Baldwin and Taglioni, 2006)和零貿易問題(Silva and Tenreyro, 2006)。再次，依據Beverelli et al.(2017)的辦法，本文構建了工具變量解決內生性問題。最后，由于服務業(yè)FDI管制可能與其他服務業(yè)管制共同產生影響，本文在穩(wěn)健性檢驗中控制了各國在服務業(yè)上的總體管制，服務業(yè)FDI管制的影響依然顯著。

大量文獻指出對服務業(yè)FDI的管制會抑制服務業(yè)自身以及制造業(yè)的發(fā)展，這為本文要研究的問題提供了證據。首先，已有文獻發(fā)現服務業(yè)管制對服務業(yè)發(fā)展具有消極影響。通過對發(fā)展中國家電信行業(yè)的研究，Fink et al.(2003)指出電信行業(yè)的私有化以及競爭機制的建立能夠促進其勞動生產率的提升。Inklaar et al.(2008)同樣認為降低準入門檻能夠提高電信行業(yè)的生產率。更為廣泛地，Nicoletti and Scarpetta(2003)發(fā)現對服務業(yè)準入的管制會對服務業(yè)生產率造成消極影響。Van der Marel(2012)通過服務業(yè)企業(yè)數據證實對服務業(yè)的管制會抑制服務業(yè)企業(yè)的生產率。Nord?s et al.(2015)指出對服務業(yè)貿易和FDI的管制會抑制服務業(yè)本身以及制造業(yè)的發(fā)展和出口。

此外，大量文獻也討論了服務業(yè)管制(或改革)對于制造業(yè)生產率的影響。Arnold et al.(2011)指出捷克的服務業(yè)改革和服務業(yè)FDI提高了制造業(yè)企業(yè)生產率。Arnold et al.(2016)通過構建印度的服務業(yè)改革指數發(fā)現，印度服務業(yè)改革促進了1991年之后印度制造業(yè)的發(fā)展。服務業(yè)管制(或改革)對制造業(yè)生產率的影響也在其他國家得到證實。例如，Fernandes and Paunov(2012)對智利的研究、Duggan et al. (2013)對印度尼西亞的研究、張艷等(2013)對中國的研究。從跨國數據看，Bourlès et al.(2013)指出對服務業(yè)的管制會抑制下游制造業(yè)生產率的提高。Beverelli et al. (2017) 進一步發(fā)現，服務業(yè)貿易的限制對制造業(yè)生產率的不利影響和國家的制度質量(比如控制腐敗)相關。部分文獻也關注了服務業(yè)發(fā)展對于制造業(yè)出口的影響。Bas(2014) 發(fā)現印度的服務業(yè)改革促使企業(yè)選擇出口并提高出口量。Barone and Cingano(2011)指出減少服務業(yè)管制可以增加其生產的增加值總量和出口，并提高生產率。Hoekman and Shepherd(2017)發(fā)現服務業(yè)生產率的提高可以促進制造業(yè)的出口。上述研究中，Arnold et al.(2011)、Beverelli et al(2017)以及Hoekman and Shepherd(2017)都發(fā)現服務業(yè)FDI管制對于制造業(yè)的影響最為顯著。

綜上，本文的貢獻主要有兩個方面。第一，本文拓展了關于服務業(yè)如何影響制造業(yè)的研究,指出兩國在服務業(yè)FDI管制上的差距將增加兩國在制造業(yè)上的貿易。第二，本文拓展了引力方程的研究，在Eaton and Kortum(2002)模型的基礎上增加了對不可貿易的中間品部門的管制，并通過引力方程證實了理論模型的結論。

本文后續(xù)安排如下： 第1部分為本文的理論模型。第2部分是本文的實證模型。第3部分是實證研究使用的數據以及相關變量的介紹。第4部是實證結果及解釋。最后，第5部分是本文的結論。

1 理論模型

本文在Eaton and Kortum(2002)模型的基礎上加入服務要素以及服務業(yè)FDI管制，并推導出兩國貿易與兩國服務業(yè)FDI管制差距的關系。

生產方面，假設制造業(yè)生產者利用服務業(yè)中間品(S)以及非服務業(yè)中間品(NS)生產連續(xù)的消費產品yk,k∈(0,1)。i國k行業(yè)生產函數為：

(1)

假設中間品S和NS由勞動力進行生產，且i國NS的單位成本為i國單位勞動力的工資wi，S的單位成本為wi×vi，其中vi反映i國對服務業(yè)FDI管制的程度。vi越大，表明i國對服務業(yè)FDI的管制越多。Ai k表示i國的生產效率，且Ai k服從Fréchet分布的隨機變量，即Ai k～F(A)=e-TiA-θ，其中Ti反映i國整體的平均生產效率。

以ci k表示消費者對于k產品的消費，其效用函數假設為：

(2)

首先，求解每種消費產品k的價格。假設每種消費產品市場內部為完全競爭市場，那么k消費品的價格就等于其生產成本。因為產品k的生產函數為常數替代彈性(CES)形式,根據中間品NS和S的單位成本可知，消費產品k的價格為：

pi k=ci/Ai k

(3)

本文假設僅消費產品k可以參與國際貿易。i國出口產品到n國的“冰山”貿易成本為dn i(dn i>1)，即i國如果出口1單位產品到n國，實際運輸中只能將1/dn i單位送達n國。所以dn i越大，i國出口產品到n國的貿易成本越高。

根據Eaton and Kortum(2002),在均衡的情況下，i國出口到n的產品占n國總消費的比重為：

(4)

以πn n表示n國總消費中由n國自己生產的產品所占的比重。將式(4)左右兩邊除以πn n，即

(5)

(6)

因為該模型為靜態(tài)模型，所以均衡的情況下一國的總產出等于其總消費，那么πn i×GDPn表示i國出口到n國的商品總額(記為expn i)。將vi=λn ivn帶入式(5)，并在等式左邊分子分母乘上n國的GDP,則有：

(7)

(8)

上式為我們后文的回歸模型提供了依據。g(λn i)與i、n兩國FDI管制差距(regulationi-regulationn)是正相關關系，由于θ/(1-ρ)小于0，所以預期下文引力方程回歸中出口國FDI管制程度與進口國FDI管制程度之差的系數小于0。

在具體的回歸中，我們利用n國GDP與n國的總進口來間接控制n國提供給n國自己的消費品總額expn n，利用兩國的人均GDP來間接衡量兩國的工資，利用地理距離、語言等變量來控制兩國的貿易成本，最后利用貿易兩國間固定效應控制兩國生產率水平的差異，或者將其作為回歸中的誤差項。

2 實證模型

根據理論模型的結果，本文利用經典的引力方程研究各國服務業(yè)FDI管制程度的差異是否引起制造業(yè)的貿易。以i國為出口國，j國為進口國[注]第1部分模型中，為了和EK模型保持一致，我們以expn i表示i國到n國的出口。但是在實證部分，為了和傳統(tǒng)引力方程文獻一致，我們以exportij表示i國向j國的出口。，基本的實證模型如下：

(9)

同傳統(tǒng)的引力方程相同，本文控制了兩國的國內生產總值，因為體量越大的兩個國家，貿易量往往越大。tradecostij為i、j兩國間的貿易成本。依據Rose(2004),本文以兩國間的地理距離、兩國是否接壤、兩國是否擁有相同語言、兩國是否有殖民歷史、兩國中內陸國數量和島嶼國數量來衡量兩國間的貿易成本。X表示其他控制變量。本文控制了各國制造業(yè)FDI管制程度，因為它會影響各國制造業(yè)的競爭力。本文也在回歸方程中加入了人均GDP的差異，以控制兩國發(fā)展水平的差異。最后，本文還控制了出口國i對所有國家的總出口以及進口國j對所有國家的總進口，因為這一對結果變量可以反映影響出口國出口和進口國進口的一般因素。γi、γj分別表示出口國和進口國的固定效應，控制兩國不隨時間變化的所有因素。γt表示每一年內影響所有國家間貿易的一般因素。

本文也通過在回歸方程中加入其他的固定效應來檢驗回歸結果的穩(wěn)健性。具體地，本文利用國家間固定效應(γij)控制兩國間不隨時間變化的所有因素，尤其是不可觀測的價格因素(Feenstra,2002)。并且，本文也通過國家—年份固定效應(γi t和γjt)控制每一年影響貿易兩國的普遍因素，同時控制不可觀測的多邊阻力(Baldwin and Taglioni,2006)。

此外，本文還將國家層面的貿易拓展到國家—行業(yè)層面，進一步探討服務業(yè)FDI管制差異對于制造業(yè)貿易的異質影響。具體模型如下：

(10)

本文也通過工具變量來解決各國服務業(yè)FDI管制差異的內生性，因為兩國制造業(yè)的貿易可能受到某些與服務業(yè)FDI管制相關的其他不可觀測因素的影響。最后，對服務業(yè)FDI的管制可能與對服務業(yè)的其他管制相關，而后者也可能影響制造業(yè)貿易。所以在穩(wěn)健性檢驗中，本文在回歸模型中控制了反映每個服務業(yè)整體管制的變量。

3 數據

3.1 被解釋變量

本文的被解釋變量為出口國對進口國制造業(yè)出口的對數值。國家間制造業(yè)貿易的數據來自OECD STAN雙邊貿易數據庫。該數據庫提供了1990至2015年間國家之間總的制造業(yè)貿易數據以及16個細分制造業(yè)的貿易數據。由于關鍵解釋變量只有部分年份和部分國家的數據，所以最終在實證檢驗中僅使用了40個國家1998、2004、2007、2011至2015年樣本。

3.2 關鍵解釋變量

本文的關鍵解釋變量為貿易雙方在服務業(yè)FDI管制程度上的差異，即出口國服務業(yè)FDI管制程度減去進口國服務業(yè)FDI管制程度。各國在服務業(yè)FDI上的管制程度由OECD數據庫中的FDI管制指數衡量。該數據庫提供了1997、2003、2006、2010至2014年服務業(yè)FDI管制指數。本文重點關注了與生產密切相關的四種生產性服務業(yè)，包括金融、電信、批發(fā)零售與商業(yè)服務業(yè)(如會計服務、法律服務等)[注]本文關注的服務業(yè)沒有包括交通運輸業(yè)。根據理論模型，如果一國交通運輸業(yè)的發(fā)展由于管制而受到阻礙，那么該國制造業(yè)將因為缺乏運輸成本優(yōu)勢而增加進口。但是，交通運輸發(fā)展滯后本身又會抑制該國的進口能力，從而減少進口。事實上，如下文表4所示，本文關注的4個服務業(yè)FDI管制都對制造業(yè)貿易存在顯著影響，但交通運輸業(yè)FDI管制的影響不顯著。?？傮w來看，各國對批發(fā)零售行業(yè)FDI管制最少，對電信行業(yè)FDI管制最多。就放松FDI管制的程度而言，電信行業(yè)和金融行業(yè)FDI去管制最為明顯，商業(yè)服務FDI去管制程度較小。

該指數從股權限制、審查核準(如初始投資必須超過1億美元)、關鍵人員限制、其他限制(如土地使用，分公司建立等)四個方面全面測量了FDI管制的情況。FDI管制指數介于0到1之間，數值越大表明管制程度越高。Kalinova et al.(2010)詳細介紹該指數的構建方法。本文以兩國在服務業(yè)FDI管制程度上的差距(記為RGEsgapij)為核心解釋變量。如果出口國i的服務業(yè)FDI管制程度低于進口國j, RGEsgapij小于零，并且兩國差距越大，RGEsgapij越小。

3.3 其他解釋變量

各國的GDP和人均GDP來自世界銀行UNCTAD數據庫。本文以出口國與進口國人均GDP的差(lngdpi-lngdpj)表示兩國在發(fā)展水平上的差距。衡量兩國間貿易成本的變量來自Rose(2004),具體包括兩國間的地理距離、兩國是否接壤、兩國是否擁有相同語言、兩國是否曾經有殖民關系、兩國中內陸國數量和島嶼國數量。各國對制造業(yè)FDI的管制程度同樣來自于OECD數據庫中的FDI管制指數。出口國的總出口以及進口國的總進口則為OECD雙邊貿易數據在國家層面的加總。

根據Beverelli et al.(2017)，本文構建了貿易兩國服務業(yè)FDI管制差距的工具變量。首先，我們利用其他國家對服務業(yè)FDI管制的信息來預測貿易雙方各自的服務業(yè)FDI管制程度。以出口國i為例，

(11)

(12)

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計。因為本文的實證分析包括國家層面和行業(yè)層面的討論，因此表1中將國家層面和行業(yè)層面實證研究中相同名稱的變量單獨列為兩欄。其他變量則在國家層面和行業(yè)層面是相同的。

表1 描述性統(tǒng)計

4 實證結果

4.1 基準回歸

首先，我們從國家層面討論兩國在服務業(yè)FDI管制程度上的差距是否影響兩國制造業(yè)貿易。如表2第1列所示，兩國服務業(yè)FDI管制程度差距的系數顯著為負。這表明服務業(yè)FDI管制少的國家向服務業(yè)FDI管制多的國家出口更多制造業(yè)產品。其他變量的系數基本與已有文獻一致。兩國GDP對于兩國的貿易存在正向影響，且彈性接近1。此外，如果兩國的地理距離越小，兩國貿易則越多。如果兩國在地域上接壤、或者擁有共同的語言、或者歷史上有過殖民關系，那么兩國貿易更多。兩國中內陸國的數量越多，則貿易越少。但兩國中島嶼國家的數量沒有顯著影響。

表2 國家層面基準回歸

續(xù)表

注： 括號內為t值。***、**、*分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。穩(wěn)健標準誤在貿易兩國間聚類調整。

關鍵解釋變量兩國服務業(yè)FDI管制差距的標準化系數表明兩國服務業(yè)FDI管制差距擴大一個標準差單位，出口國將增加0.04個標準差單位的出口到進口國。本文以中國為例，進一步從經濟學意義上理解該回歸系數的大小。如果將中國對服務業(yè)FDI的管制(管制指數為1.89)降低到和美國相同的水平(管制指數為0.15)，那么中國的制造業(yè)出口將平均增加22%左右。由此，進一步開放服務業(yè)是中國保持制造業(yè)出口優(yōu)勢的重要途徑。

第2列，我們控制了出口國固定效應和進口國固定效應，以控制兩國不隨時間變化的因素。并且，通過控制出口國和進口國固定效應可以一定程度地解決由多邊阻力帶來的偏誤(Baldwin and Taglioni, 2006)。在控制了國家固定效應之后，兩國服務業(yè)FDI管制差距的系數依然為負，但是聚類調整之后的標準誤過大使得該系數不顯著。除了兩國是否接壤的啞變量不再顯著，其他變量的結果與前兩列相似。實際上兩國是否接壤一部分地包含在兩國地理距離中，如果方程中不包括兩國地理距離，那么兩國是否接壤的啞變量系數將顯著為正。

因為不同發(fā)展階段的國家可能對服務業(yè)FDI的政策不同。在不控制發(fā)展水平的情況下，兩國服務業(yè)FDI管制程度的差距可能包含了兩國發(fā)展水平的差距，從而產生估計偏誤。所以在第3列，我們加入了兩國人均GDP的差，以此控制兩國發(fā)展水平的差距。結果顯示，兩國服務業(yè)FDI管制差距的系數在控制了人均GDP之差后仍然為負并開始在10%的水平上顯著。人均GDP差異的系數顯著為正，表明發(fā)展水平高的國家向發(fā)展水平低的國家出口更多的制造業(yè)產品。此時出口國GDP的系數變?yōu)樨摂档伙@著，這可能是因為人均GDP與國家GDP存在較強的相關性。

第4列，我們在回歸方程中加入了貿易雙方在制造業(yè)FDI上的管制程度。結果顯示，兩國服務業(yè)FDI管制差距的系數在1%的水平上顯著為負，且絕對值增大。出口國制造業(yè)FDI管制沒有顯著影響，但進口國制造業(yè)系數顯著為負，表明進口國制造業(yè)FDI管制降低會顯著增加其進口。可能的原因是制造業(yè)FDI管制放松后，更多的外資企業(yè)進入。外資企業(yè)有更高的進口傾向，所以導致進口增加。更一般地，隨著制造業(yè)FDI管制放松，一國卷入全球化的程度也隨之加深，從而更廣泛地參與全球生產并進口更多的制造業(yè)產品。

第5列，我們在回歸方程中加入了出口國對所有國家的出口以及進口國對所有國家的進口。這樣做的目的是希望通過結果變量來控制影響出口國出口以及進口國進口的一般因素。結果顯示，兩國服務業(yè)FDI管制差距的系數依然顯著為負。但是由于出口國總出口與進口國總進口同時也包含了兩國服務業(yè)FDI管制的信息，所以兩國服務業(yè)FDI管制差距的系數的顯著性降低，絕對值減小。同樣的原因也導致人均GDP差異的系數不再顯著。此處出口國制造業(yè)FDI管制的系數顯著為正。這個結果與我們預期相悖。但是在下文行業(yè)層面的引力方程中，出口國制造業(yè)FDI管制的系數在顯著的情況下都為負數，所以此處的結果并不穩(wěn)健。關于制造業(yè)FDI管制的影響有待于今后繼續(xù)研究。

接下來，我們將引力方程拓展到行業(yè)層面。一方面，因為行業(yè)層面的引力模型可以解決行業(yè)加總帶來的偏誤(Anderson and Yotov,2012);另一方面，行業(yè)層面的研究有助于我們進一步識別兩國服務業(yè)FDI管制差異的影響，即我們能夠驗證兩國服務業(yè)FDI管制的差距是否對更加依賴服務要素的行業(yè)影響更大。

表3的前兩列中，兩國在服務業(yè)FDI管制上的差距的系數均顯著為負。這表明兩國在服務業(yè)FDI管制程度上的差距對于服務要素密集度越高的制造業(yè)影響越大。第3列，我們進一步控制了行業(yè)層面的固定效應以控制每個行業(yè)自身不隨時間變化的因素。結果與第2列基本相似。第4～6列，我們逐步加入兩國人均GDP差異，兩國對不同制造業(yè)FDI的管制以及出口國每個行業(yè)的總出口和進口國每個行業(yè)的總進口。如表中所示，第4～6列中兩國在服務業(yè)FDI管制上的差距的系數始終顯著為負。并且，兩國人均GDP之差的系數始終顯著為正，這表明兩國發(fā)展水平相差越大，發(fā)展水平高的國家對發(fā)展水平低的國家的制造業(yè)出口越多。第5列中兩國對制造業(yè)FDI管制的系數均顯著為負，這與我們的預期相符，即兩國減少FDI管制有利于促進兩國間的貿易。但是這兩項系數在第6列不再顯著，因為行業(yè)層面的總出口與總進口也反映了國家政策方面的信息。

表3 行業(yè)層面基準回歸

續(xù)表

注： 括號內為t值。***、**、*分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。穩(wěn)健標準誤在貿易兩國間聚類調整。所有列均控制了表1中衡量兩國貿易成本的變量(如兩國距離)。

表4中，我們將兩國在每個服務業(yè)FDI上的管制差距(REGsgapijs,t-1*αm s)分別放進回歸模型，并控制與表3第6列相同的其他變量。如表4所示，兩國在電信、批發(fā)零售、金融以及商業(yè)服務FDI管制上的差距均能顯著增加出口國對進口國的出口值。

表4 不同服務業(yè)的影響

續(xù)表

注： 括號內為t值。***、**、*分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。穩(wěn)健標準誤在貿易兩國間聚類調整。所有列均控制了表1中衡量兩國貿易成本的變量(如兩國距離)。

4.2 固定效應回歸

表5中，我們通過固定效應回歸來檢驗上述結論的穩(wěn)健性。利用貿易兩國國家對固定效應，我們可以控制兩國間不隨時間變化的所有因素，包括多變阻力因素(Anderson and Wincoop,2003)以及不可觀測的價格因素(Feenstra,2002)。由于國家間固定效應已經包含了兩國間不隨時間變化的所有因素，因此實證模型中不再單獨控制衡量兩國間不隨時間變化的貿易成本的變量。表5第1、2列為國家層面固定效應回歸。兩列中服務業(yè)FDI管制差距的系數都為負數且在1%的水平上顯著。第1列中兩國GDP的系數都顯著為正。但是和表2相似，第2列中出口國GDP系數在加入兩國人均GDP之差后不再顯著。與之前結果一致，表5第2列中兩國人均GDP之差的系數顯著為正。

表5 固定效應回歸

續(xù)表

注： 括號內為t值。***、**、*分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。穩(wěn)健標準誤在貿易兩國間聚類調整。

表5第3、4列為行業(yè)層面的固定效應回歸，即回歸模型中控制了出口國—進口國—行業(yè)的固定效應(γijm)。與表2相似，兩列中服務業(yè)FDI管制差距的系數均顯著為負。在未加入兩國人均GDP之差的情況下，兩國GDP系數均顯著為正。但在加入了兩國人均GDP之差后，出口國GDP系數甚至顯著為負。第4列中人均GDP之差的系數顯著為正。同表2一致，兩國對制造業(yè)FDI的管制的系數顯著為負，表明兩國減少FDI管制有利于促進兩國間貿易。

4.3 兩階段回歸

本文的核心解釋變量是兩國服務業(yè)FDI管制指數之差。該實證模型面臨的一個內生性問題是由不可觀測的因素引起的估計偏誤，即存在某些不可觀測的變量既影響兩國貿易又和兩國對服務業(yè)FDI的管制相關。例如，兩國政府對于貿易開放的態(tài)度(或者由此衍生出的其他貿易政策)會影響兩國間的貿易，同樣也會影響兩國在服務業(yè)FDI上的開放程度。因此如果不能控制這一變量，上述估計將出現偏誤。

Beverelli et al.(2017)在其討論服務業(yè)貿易限制和FDI管制對制造業(yè)生產率的影響的研究中，利用一國所在地區(qū)之外的其他國家對服務業(yè)的管制作為該國服務業(yè)FDI管制的工具變量，且兩國在人均GDP上越接近，則其在構建工具變量的過程中權重越大。我們以同樣的方法，即用區(qū)域外其他國家的FDI管制來分別預測出口國與進口國的FDI管制，并利用預測的出口國與進口國服務業(yè)FDI管制的差距作為兩國服務業(yè)FDI管制差距的工具變量。

表6是國家層面兩階段固定效應回歸的結果。如第1列所示，工具變量的結果依然表明兩國服務業(yè)FDI管制的差距能夠顯著地增加兩國的貿易，且影響大小與表5相似。其他控制變量的系數也與表5基本一致，并且從第1階段的檢驗結果來看，本文構造的工具變量都通過了弱工具變量檢驗。第2列，在控制了兩國人均GDP之差后，上述結果同樣穩(wěn)健，只是兩國服務業(yè)FDI管制差距的系數顯著性減弱。

表6 兩階段固定效應回歸

注： 括號內為t值。***、**、*分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。穩(wěn)健標準誤在貿易兩國間聚類調整。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

首先，我們在行業(yè)層面的引力方程中加入國家-年份固定效應，以控制每一年中影響出口國和進口國的一般因素，尤其是控制每個國家不可觀測的多邊阻力(Baldwin and Taglioni, 2006)。如表7第1列所示，在控制了出口國—年份和進口國—年份固定效應之后，兩國服務業(yè)FDI管制差距的系數依然顯著為負。國家間人均GDP之差雖然顯著為正但不顯著。這可能是因為人均GDP是國家—年份層面的變量，即使回歸中使用的是兩國人均GDP之差，但其所包含的信息同樣被國家—年份固定效應吸收。第2列在第1列的基礎上加入了衡量兩國貿易成本的不隨時間變化的變量，結果和第1列一致。

表7 穩(wěn)健性檢驗1

續(xù)表

注： 括號內為t值。***、**、*分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。穩(wěn)健標準誤在貿易兩國間聚類調整。所有列均為行業(yè)層面回歸，其中第2列控制了表1中衡量兩國貿易成本的變量(如兩國距離)。第3列在第2列的基礎上控制了出口國與進口國的GDP。

Silva and Tenreyro (2006)指出引力方程估計中的“零貿易”問題可能導致估計偏誤，他們建議使用截斷泊松擬似然估計(PPML)方法對引力方程進行估計。表7第3列，我們以PPML方法進行穩(wěn)健性檢驗。結果顯示，兩國服務業(yè)FDI管制差距的系數仍然為負且在10%的水平上顯著。其余變量的結果也與其他方法估計的結果基本一致。

除了對服務業(yè)FDI的管制以外，一國還可能對服務業(yè)存在其他管制，而這些管制同樣可以影響服務業(yè)的發(fā)展。為了進一步檢驗穩(wěn)健性，我們在回歸方程中加入了反映一國在服務業(yè)上的總體管制程度(比如對準入的限制，公共部門壟斷地位，政府對價格的管控等等)的變量。在與FDI管制指數的年份匹配之后，四個行業(yè)總體管制指數的可用年份不同。具體而言，金融指數只在2004年和2007年可用，批發(fā)零售和商業(yè)服務的指數只在2011年和2015年可用，電信行業(yè)則在2004、2007、2011至2015年可用。為了充分利用這些指數，我們按照表4的方法分別研究每個服務業(yè)管制的影響。

結果如表8所示。在控制了兩國對每個服務業(yè)整體管制的差距之后，兩國在每個服務業(yè)FDI管制上的差距的系數依然為負，其中電信、批發(fā)零售、金融對應的系數均在1%的水平上顯著；尤其在電信行業(yè)，兩國整體管制上的差距以及對FDI管制的差距都顯著促進了兩國的制造業(yè)貿易，且后者的影響大于前者。

表8 穩(wěn)健性檢驗2

注： 括號內為t值。***、**、*分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。穩(wěn)健標準誤在貿易兩國間聚類調整。所有列均為行業(yè)層面回歸，且控制了同表2相同的其他變量。表中回歸系數為標準化系數。

5 結論

本文通過引力模型發(fā)現兩國在服務業(yè)FDI管制程度上的差距會導致兩國制造業(yè)的貿易。

具體而言，服務業(yè)FDI管制少的國家出口制造業(yè)產品到服務業(yè)FDI管制多的國家。如果兩國在服務業(yè)FDI管制上的差距進一步擴大，出口國會增加對進口國的出口，反之亦然。并且，這種影響隨著制造業(yè)服務要素密集度的升高而增強。通過多種引力方程模型進行穩(wěn)健性檢驗，利用工具變量解決內生性問題以及控制了服務業(yè)總體管制之后，上述結論依然穩(wěn)健。

本文拓展了以往討論服務業(yè)如何影響制造業(yè)的研究，并為探討兩國貿易的影響因素提供了新的維度。此外，本文的發(fā)現對于中國而言也具有重要意義。如圖1所示，中國仍是世界主要國家中對服務業(yè)FDI管制最多的國家。程大中和程卓(2015)、戴翔(2016)發(fā)現近年來中國制造業(yè)生產中本國服務業(yè)的投入比重下降，他們認為這與中國服務業(yè)缺乏競爭力有關。本文的研究則進一步指出上述現象是在中國服務業(yè)高度管制以及服務要素缺乏競爭優(yōu)勢的情況下，中國從服務業(yè)發(fā)達的國家進口服務要素密集度高的制造業(yè)產品，由此導致本國制造業(yè)生產中本國的服務要素投入比重下降。隨著生產成本的上升，中國制造業(yè)出口的競爭力正在減弱，深化服務業(yè)改革是保持中國制造業(yè)出口競爭力的有效途徑。