一、引言
鉴于WTO 主导的多边服务自由化谈判进展缓慢和新区域主义浪潮的兴起，缔结区域服务贸易协定逐步成为各国推进区域服务自由化的重要方式( Gootiiz ＆ Mattoo， 2009) 。近10 余年来，各国在缔结和执行区域服务贸易协定的数量上都呈现出快速增长的态势。同时，相关缔约国也不再仅局限于原先以美国和欧盟为主的发达经济体，印度和墨西哥等新兴经济体也热衷于通过缔结和执行区域服务贸易协定来拓展本国的服务发展空间、获取更多的市场份额，从而提升国际竞争力和全球产业链分工地位( Park ＆ Park， 2011) 。反观中国现状，截至2011 年底，中国缔结的区域服务贸易协定仅有9 件，数量相对偏少，同时缔约国别也比较单一，以发展中国家居多。这使得相关协定对带动中国服务出口和深度参与全球价值链分工的作用较为有限。为促进中国服务贸易的持续健康发展，2015 年国务院颁布了《关于加快发展服务贸易的若干意见》。《意见》着重指出，要进一步优化服务贸易行业结构，积极开拓服务贸易新领域，稳步提升高附加值服务在服务进出口中的占比，同时积极参与区域服务贸易谈判，逐步实现高水平对内对外开放。目前中国正处于新旧动能接续转换、经济转型升级的关键时期，通过区域服务贸易协定扩大服务业开放、发展服务贸易，不仅是中国主动参与制定国际经贸新规则的需要，而且有助于中国深度参与全球价值链分工以提升国内要素的利用效率，对增强服务国际竞争力、优化贸易和经济结构，以及促进经济持续稳定增长具有重大意义。
服务贸易主流文献目前为止还较少关注区域服务贸易协定的服务贸易效应问题。虽然研究起步较晚，但是国内外文献采用不同国家和时间样本的实证研究，均得到较为一致的结论，即区域服务贸易协定能有效促进服务贸易( Marchetti，2011; 周念利，2012; Guillin，2013) 。但是上述文献都没有考虑到价值链分工和增加值贸易的问题。目前为止，国际贸易领域研究增加值贸易的实证文献中，大部分主要通过采用世界投入产出数据库并运用投入产出分析技术( Johnson ＆ Noguera，2012; Koopman et al．，2012; Wang et al．，2013) 来测算各国出口产品中的不同增加值含量，并进行跨国对比分析( Amador et al．，2015; 程大中，2015; Nagengast ＆ Stehrer，2016) 。服务增加值贸易领域文献中与本文主题最相关的是裴长洪等( 2014) 和刘洪愧( 2016) 的研究。裴长洪等( 2014) 采用WWZ( 2013) 方法测算了24 个国家服务出口中蕴含的外国增加值，并探讨了负面清单模式的区域服务贸易协定对缔约国服务外国增加值出口的影响。刘洪愧( 2016) 研究发现区域服务贸易协定对缔约国服务外国增加值出口有显著的促进作用，进一步扩展了裴长洪等( 2014) 的研究结论。综上所述，上述学者从不同角度为我们进一步分析区域服务贸易协定的服务贸易促进效应提供了有益的启示。首先，现有文献普遍采用WWZ 方法来测算一国出口中蕴含的不同增加值水平，为本文测算服务增加值贸易数据提供了方法论依据; 其次，现有文献一般基于引力模型分析框架，并将其运用到服务贸易和增加值贸易的经验分析中，为本文计量模型构建和实证分析奠定了文献基础。但是现有文献也存在一些不足: ( 1) 较多地关注制造业的全球分工和货物贸易的增加值问题; ( 2)研究主要集中在服务贸易总值层面，少有全面分析各国间垂直专业化生产和参与全球价值链分工的问题; ( 3) 普遍采用0—1 虚拟变量方法来刻画区域服务贸易协定的影响，较少考虑不同协定服务开放的差异化程度。
本研究拟从增加值贸易的视角来研究区域服务贸易协定的服务贸易促进效应。具体来说，本文利用欧盟资助的12 个机构联合构建的世界投入产出数据库( world input-output database，WIOD)中1995—2011 年40 个经济体的服务出口数据和经WWZ 方法测算的服务增加值贸易数据，以及基于WTO 区域贸易协定信息系统( regional trade agreements information system，ＲTA-IS) 中的区域服务贸易协定相关数据构造的服务行业覆盖率衡量指标，运用Anderson ＆ van Wincoop( 2003) 引力模型分析框架和泊松拟极大似然( Poisson pseudo-maximum-likelihood，PPML) 估计技术，对比研究区域服务贸易协定对服务总值、国内增加值和外国增加值出口的差异化影响。
研究结果表明，在利用固定效应控制出口国层面的供给冲击、进口国层面的需求冲击以及双边服务贸易成本后，执行区域服务贸易协定对服务总值和增加值出口均有显著的促进作用，且对于开放水平越高的协定，这种正面效应越强。同时，协定对外国增加值出口的影响程度显著大于国内增加值出口。在考虑了多种稳健性检验后，这种差异化影响依然十分显著。进一步研究发现，从服务产品在进口国的用途划分视角来看，区域服务贸易协定对服务总值和增加值出口的促进效应主要是通过增加中间服务品出口的方式实现的。从服务国内增加值按照价值创造的行业来源分解视角来看，区域服务贸易协定对国内增加值出口的促进效应主要是通过增加国内服务业投入所创造的国内增加值出口的途径实现的。
此外，我们还发现: 第一，经济规模相近的国家缔结区域服务贸易协定可以获得更大的服务贸易促进效应; 第二，双边服务增加值贸易依赖度越高的国家，通过缔结区域服务贸易协定对双边服务总值和增加值出口的促进作用也越大; 第三，区域服务贸易协定对缔约国服务出口的正面影响会因双方制度环境的改善而得到加强。其中，缔约出口国国内制度环境的改善对协定的外国增加值出口边际促进效应具有更强的正面影响，而缔约进口国国内制度环境的改善对协定的国内增加值出口边际促进效应具有更大的正面效果; 第四，缔结区域服务贸易协定的时点和国别选择对缔约国而言是至关重要的，只有尽可能快和多的同其他国家缔结并执行区域服务贸易协定，出口国才可以充分利用协定在缔约进口国建立的竞争优势和市场地位来抑制他国的服务产品竞争和保护本国在进口国的市场份额。
本文的贡献主要有三点: 首先，将测算增加值贸易的WWZ 方法引入服务贸易领域，测算了双边服务贸易的增加值水平，并从服务产品的出口用途和国内增加值的行业差异两个维度进行了结构分解; 其次，从增加值贸易的视角，来考察区域服务贸易协定对服务贸易的影响问题; 再次，从不同角度探讨了区域服务贸易协定对服务贸易的影响机制和传导路径。本文不仅在理论上拓展了区域服务贸易协定的贸易效应和增加值贸易两方面的研究，也为中国通过积极推进区域服务一体化进程来有效参与服务贸易全球价值链分工提供了实证基础和政策参考。
二、模型设定、变量构建和数据来源
(一) 服务出口增加值的测算
服务出口增加值的测算依赖于跨国投入－ 产出表的构建和投入－ 产出分解方法的使用。在综合考虑样本期间长度和连贯性、国别类型和地理分布多样化，以及行业可分性之后，我们最终选择了包含40 个经济体、35 个行业、①跨度17 年( 1995—2011 年) 的世界投入－ 产出( WIO) 数据库。
对增加值贸易进行测算和研究的文献最早可以追溯到Hummels et al． ( HIY，2001) 。HIY 最先注意到了国际产业链分工的既定事实，并对跨国垂直专业化进行了研究。之后， Johnson ＆ Noguera( JN，2012) 进一步提出了增加值出口的概念和测算方法。Koopman et al． ( KWW，2012) 在HIY 和JN 研究的基础上，构建了一个将总值出口分解成不同增加值来源的统一框架。在此基础上，Wang et al． ( WWZ，2013) 对上述方法进行了整合，提供了一个将双边行业水平总值贸易分解成不同增加值来源的新的增加值测算方法。因此，本文以WWZ( 2013) 的分析方法为基础，通过下面的步骤测算一国的服务增加值出口。
假设世界由M 个国家( 地区) 构成( 用上标表示) 。每个国家有2 个行业———服务业S 和制造业G( 用下标表示) 。在全球价值链分工的生产体系下，各国生产的产品将不仅使用本国其他行业的中间投入，还需要从世界M － 1 个国家进口相关的中间投入以确保生产的连贯性和可持续性。我们可以用式( 1) 的矩阵关系式来描述各国的跨国投入－ 产出关系:
其中， 是国家k 的2 × 1 维总产出向量。其中， 表示在国家k 生产并在国家m( m = 1，2，…，M) 被吸收( absorbed) 的总产出。 是国家k 的2 × 1 维最终产品的使用向量，其中， 表示在国家k 生产并在国家m 被消费的最终产品。 为2 × 2 维的单位产出中间投入系数矩阵。
进一步地，我们定义 为国家k 的1 × 2 维直接增加值系数向量。将1 × 2 维的直接增加值系数向量转换成2 × 2 维的直接增加值系数对角矩阵 ，我们可以得到2M × 2M 维的增加值系数矩阵 。同时，B = ( I － A) － 1是2M × 2M 维的投入－ 产出里昂惕夫逆矩阵，其中I 为单位矩阵。此外，定义 为2M × 2M 维的出口系数矩阵，其子矩阵 代表国家m 对国家k 生产的产品的总需求。在M 国2 行业的假设下，各国间的增加值贸易可以进行如下分解:
借鉴WWZ(2013) 的做法，我们定义国家k 向国家m 的服务国内增加值出口( domestic valueadded，DVA) 为国家k 向国家m 出口的服务产品中所含的本国生产要素创造的增加值之和，它是国内服务业和制造业投入所共同创造的服务价值增值，可用公式具体表示为:  。国内增加值是一国参与国际贸易获得的直接利润源泉。另一方面，我们定义国家k 向国家m 的服务外国增加值出口( foreign value-added，FVA)②为国家k 向国家m 出口的服务产品中由除国家k 之外的其他国家提供的中间产品投入所创造的增加值之和，可用公式具体表示为: 。外国增加值是一国融入全球价值链深度和参与国际分工程度的重要标志。
(二) 实证模型构建
本文在Anderson ＆ van Wincoop( 2003) 引力模型分析框架的基础上，探讨执行区域服务贸易协定对缔约国双边服务出口的影响机制。具体模型如下:
其中，SEXij为国家i 向国家j 出口的服务贸易额。Yi和Yj分别表示国家i 和国家j 的总收入， 为世界总收入。σ ＞ 1 为服务产品间的替代弹性。Anderson ＆ van Wincoop( 2003) 指出，国家间的双边贸易成本不仅取决于双边直接贸易成本tij，还受到多边阻力项Πi和Ρj的影响。在既有文献中，双边直接服务贸易成本tij一般被设定为如下形式:
其中，SＲTAs 是国家i 和国家j 之间区域服务贸易协定服务开放程度的代理变量。lnDist 表示两国间的双边对数距离。Contig、Comlang、Colony 和Smctry 分别表示两国是否共享边界、是否共享某种官方语言、是否曾为殖民与被殖民关系，以及是否曾经隶属于同一国家或者地区。
通过将式( 4) 双边直接贸易成本代入式( 3) 中，并引入随机误差项，我们即完成了实证引力模型的构建工作。进一步地，为了获得无偏且一致的参数估计结果，我们还需解决如下4 个问题:①服务贸易数据中普遍存在的异方差问题; ②服务贸易零值; ③区域服务贸易协定的内生性问题;④引力模型可能存在的遗漏变量偏误。
首先，在服务贸易数据出现异方差问题和贸易零值的情况下，Santos Silva ＆ Tenreyro( 2006) 建议使用泊松拟极大似然( PPML) 技术来估计如下乘积形式的引力模型:
其次，正如Baier ＆ Bergstrand( 2007) 强调的，在横截面数据中很难找到一个能够解决区域服务贸易协定内生性问题的可靠工具变量。因此，其建议采用面板数据对引力模型进行估计。基于此，我们将时间维度t 引入式( 5) ，估计如下模型:
再次，式( 6) 中还有诸如基础设施投资、要素禀赋和教育水平等其他可能影响双边服务贸易流量的时变因素未加以控制。有鉴于此，我们借鉴Baier et al． ( 2014) 的做法，通过加入出口国和进口国时变固定效应( γit和γjt) 对这些可测和不可测国别异质性加以控制。此外，上述文献还建议进一步引入国别配对恒定固定效应( γij) ，对各国之间可测和不可测的政治经济因素及文化历史联系加以控制:
最后，随着经济全球化的深入发展和国际分工格局的转型重组，一国出口的服务产品不再是完全的“国产货”，而是由从国外进口的中间产品和本国要素投入共同生产的“混合品”。一国的服务出口总值由国内增加值和外国增加值两部分所共同组成。区域服务贸易协定对缔约国服务增加值出口的影响主要是通过如下两个渠道实现的: ①成本渠道: 区域服务贸易协定在削减双边服务贸易壁垒的同时，还能够提升服务企业出口的确定性预期，并为双边服务贸易体制提供可信的制度保证( 周念利，2012) ，从而降低了缔约国服务出口的固定成本和可变成本。一方面，成员国间交易成本的降低带来了服务中间品贸易的增加和跨国生产链条的延长，进而推动了外国增加值出口的增长( 裴长洪等， 2014) 。另一方面，区域服务贸易协定增加了缔约国的服务产品在伙伴国市场的准入机会( Ｒeimer，2006) ，带动了本国资源利用效率的提升和服务要素就业的增加，从而促进了服务国内增加值的出口;②学习渠道: 区域服务贸易协定引致服务中间品进口的增加在弥补一国国内服务要素供给不足，提升资源利用效率的同时，还将通过“知识外溢”效应和干中学效应提升本国服务产品的生产能力和国际竞争力，从而实现国内增加值出口的增长( Noguera，2012) 。为此，我们进一步设定如下两个增加值贸易实证引力模型，以探讨区域服务贸易协定对服务增加值贸易的差异化影响:
(三) 核心解释变量
本文实证模型的核心解释变量是衡量样本期内各国开始执行的区域服务贸易协定服务开放度的行业覆盖率指标SＲTAsijt。借鉴Miroudot et al． ( 2010) 的做法，本文以WTO 秘书处在“乌拉圭回合”谈判中制定的12 个一级服务行业分类法为基准，③如果缔约国在区域服务贸易协定服务承诺列表中关于“市场准入”和“国民待遇”在某一行业模式1 至模式3④ 上有做出自由化承诺，则该行业取值为1，否则取值为0。最后将所有行业的赋值加总除以12，以此构造行业覆盖率作为区域服务贸易协定服务开放度的衡量指标，取值范围在0 到1 之间。SＲTAs 的数值越大，表明该国在区域服务贸易协定中向缔约伙伴国承诺的服务开放程度越高。
此外，考虑到区域服务贸易协定服务自由化条款的实施是一个缓慢实现的过程，既有文献普遍采取对样本期间进行多期划分的方法来处理上述问题，具体的期间选择有以3 年为界( Trefler，1993) 、4 年为界( Anderson ＆ Yotov，2016) 和5 年为界( Baier ＆ Bergstrand，2007) 三种划分方法。结合本文的样本特征，同时为了最大限度的利用样本信息，我们选择以3 年为界的样本划分方法，将全样本划分为6 个区间( 1995—1996、1997—1999、2000—2002、2003—2005、2006—2008 和2009—2011) ，以便更精确地刻画区域服务贸易协定的服务出口促进效应。
三、区域服务贸易协定对服务总值出口和增加值出口的影响
(一) 基本回归结果
表2 第( 1) —( 3) 列的估计结果显示，首先，执行区域服务贸易协定对服务总值、国内增加值和外国增加值出口均起到了显著的促进作用。缔约国一方面通过国内增加值出口可以增加国内要素收入、提升生产要素的利用效率、推动要素积累和技术进步。另一方面，外国增加值投入可以弥补本国服务生产中稀缺要素的不足，有利于一国更深地融入全球价值链分工体系，充分利用全球产业链分工来提高自身的服务生产能力和服务产品的国际竞争力; 其次，区域服务贸易协定对缔约国外国增加值出口的影响程度显著大于国内增加值出口。进一步分析发现，第( 1) 列SＲTAs 的估计系数小于第( 3) 列的SＲTAs 估计系数，这意味着执行区域服务贸易协定将提升缔约国服务出口产品中的外国增加值含量。我们认为可能的原因是，执行区域服务贸易协定带来了缔约伙伴国服务壁垒降低和开放水平提升，进而引致缔约伙伴间中间品贸易的增加和跨国生产链条的延长，从而推动了缔约国外国增加值出口的增加( 刘洪愧， 2016) 。此外，一国的要素禀赋和技术水准决定了一定时期内一国的服务生产总量和出口规模，这在短期内难以做出充分的调整( Cheng ＆ Wall，2005) 。国外中间要素进口带来的“知识外溢”效应和干中学效应需要进口国一定时间的消化吸收才能转化为国内服务竞争力和增加值生产能力。因此，区域服务贸易协定执行导致的缔约国服务生产和出口的增加在短期内只能通过较多的依靠投入外国增加值的方式来进行。最后，区域服务贸易协定的服务贸易促进效应随着缔约国执行的区域服务贸易协定中承诺开放的服务行业数目的增加而递增。当区域服务贸易协定的服务行业覆盖率等于1 时，其服务贸易促进效果达到最大。
（二) 稳健性检验
1. 核心解释变量度量
我们采用既有文献常用的虚拟变量( 0—1) 方法对区域服务贸易协定进行度量，⑤以检验不同的区域服务贸易协定衡量方法是否对估计结果产生实质性影响。同表2 第( 1) —( 3) 列的结果相比较，表2 第( 4) —( 6) 列的回归结果与其基本一致。需要特别指出的是，表2 第( 1) —( 3) 列估计结果的回归系数均大于第( 4) —( 6) 列的估计结果。原因在于第( 4) —( 6) 列采用虚拟变量度量方法仅能识别贸易伙伴间是否存在区域服务贸易协定，回归得到的估计系数是样本期间内区域服务贸易协定的服务贸易促进效应的平均值。而采用服务行业覆盖率的方法则可以有效避免上述问题，其对不同区域服务贸易协定异质性的刻画程度较之既有文献单纯采用0—1 虚拟变量方法更加精确。
2. 样本期间划分问题
本文采用三种不同的样本区间划分方法对样本进行重新回归: 第一，对跨度为1997—2011 年的样本期间，采用3 年为一期等分区间方法。从表3 第( 1) —( 3) 列估计结果可见，SＲTAs 的系数符号仍然显著为正; 第二，进一步借鉴Anderson ＆ Yotov( 2016) 的做法，以4 年为界，将1996—2011 年样本期间等分为4 个时间段⑥进行回归，表3 第( 4) —( 6) 列估计系数显著为正，表明前文的估计结果是稳健的，区域服务贸易协定的服务出口促进效应基本不会受到样本期间划分方法的影响; 第三，采用一年样本划分方法，对原始样本数据进行计量回归，估计结果如表3 第( 7) —( 9) 列所示:区域服务贸易协定对服务出口的影响不显著，这印证了Cheng ＆ Wall( 2005) 的结论，即服务贸易数据无法在短时间内对区域服务贸易协定的执行做出充分的调整，1年期划分方法无法充分识别协定执行对服务出口的促进效应。
3. 内生性问题
首先，现实世界中几乎所有影响国家间缔结区域贸易协定的经济和政治因素都会同时对双边贸易流量产生影响( Baier ＆ Bergstrand，2004) ，从而使得在采用引力模型进行区域贸易协定的实证研究中，遗漏变量偏误成为导致内生性问题的最重要原因。我们进一步在式( 7) —( 9) 中引入区域货物贸易协定( GＲTAs) 变量，估计结果如表4 第( 1) —( 3) 列所示。可见，同表2 第( 1) —( 3) 列相比，SＲTAs 的估计系数没有发生实质性改变。⑦
进一步，我们从两个方面来考虑联立性问题如何影响区域服务贸易协定估计系数的精确性。首先，双边服务贸易规模可能会影响双边区域服务贸易协定的缔结和执行，但不太可能会对多边区域服务贸易协定的缔结和执行产生实质性的影响( Tan ＆ Qiu，2015) 。为此，剔除了样本期间所有存在双边区域服务贸易协定的国家间服务贸易数据，对基准模型进行重新回归。表4 第( 4) —( 6)列的估计结果显示，SＲTAs 的估计系数仍然显著为正。其次，借鉴Baier ＆ Bergstrand( 2007) 和Baieret al． ( 2014) 的做法，在式( 7) —( 9) 中加入前置一期的FSＲTAs 变量。如果SＲTAs 严格外生于双边服务贸易流量的变化，则前置一期的FSＲTAs 应与当期服务贸易流量无关。从表4 第( 7) —( 9) 列的估计结果可见，SＲTAs 的估计系数显著为正，FSＲTAs 的估计系数很小且统计不显著，说明联立性问题对本文的估计结论没有显著影响。⑧
四、区域服务贸易协定影响的异质性分析
(一) 服务出口异质性的差异化影响
1. 服务产品的出口用途
一国出口的服务产品按照在进口国的用途可以划分为中间服务品和最终服务品两类。被进口国作为中间投入，用以生产其他中间产品或最终产品以供本国使用或出口到其他国家的服务产品称为中间服务品，而被进口国用于直接消费的服务产品称为最终服务品。
表5 第( 1) —( 6) 列报告了区域服务贸易协定对中间服务品和最终服务品出口影响的估计结果。第( 1) —( 3) 列中间品SＲTAs 的估计系数均为正且统计显著，说明区域服务贸易协定对中间服务品总值和增加值出口均有显著的正面效应，且对于开放水平越高的协定，其对中间服务品总值和增加值出口的正面效应越强。与之不同，第( 4) —( 6) 列最终品SＲTAs 的估计系数均为正但统计不显著，这意味着前文区域服务贸易协定对服务出口的促进效应主要是通过促进中间服务品出口的方式实现的。我们认为可能的原因是中间品贸易是各国参与全球价值链分工的主要方式，其生产过程中有着更强的技术溢出效应( Javorcik，2004) ，中间服务品作为中间投入在弥补进口国国内要素不足的同时，亦不至于过度提升进口国国内最终服务品市场的竞争压力，因此缔约国之间更愿意开放中间服务品市场。
2. 国内增加值的行业分解
我们在前文式( 8) 的基础上，将服务出口产品中蕴含的国内增加值按照价值创造的行业来源进一步分解为由国内服务业投入所创造的国内增加值( DVA_S) 和由国内制造业投入所创造的国内增加值( DVA_G) 两种类型，并探讨一国国内增加值中蕴含的不同行业增加值出口对执行区域服务贸易协定的异质性反应。
从表5 第( 7) 列和第( 8) 列的估计结果可以发现，首先，SＲTAs 的估计系数均为正，这表明区域服务贸易协定对缔约国国内服务和货物投入所创造的国内增加值出口均有推动作用; 其次，第( 7) 列SＲTAs 的估计系数显著为正，而第( 8) 列SＲTAs 的估计系数统计不显著，说明区域服务贸易协定对缔约国国内增加值出口的促进效应主要是通过增加国内服务业投入所创造的国内增加值出口的途径实现的。我们认为这主要是由于服务业生产所需的资源和要素相对特殊，其专用性较强，因此在服务产品的生产过程中除了进口外国中间产品外，只能更多的使用本国服务要素投入，制造业要素投入仅起辅助作用。
(二) 缔约环境异质性的差异化影响
1. 经济贸易联系
我们从缔约国间双边经济差异程度和服务价值链贸易关联度两个方面探讨缔约国间经贸联系程度如何影响区域服务贸易协定的服务出口促进效应。第一，缔约国间的经济差异程度可以通过以下两个指标来衡量: ①缔约伙伴国对数人均GDP( lnyj) ; ②缔约伙伴国对数人均GDP 与双边对数人均GDP 之差绝对值的交叉项( lnyj * lnGAP) 。为此，我们将上述两个指标同SＲTAs 的交叉项引入式( 7) —( 9) ，考察缔约国间的经济差异程度如何影响区域服务贸易协定的服务出口促进效果; 第二，遵循潘文卿等( 2015) 的做法，构造了如下双边服务价值链贸易关联度的衡量指标: ，其中 表示国家i( j) 出口的服务产品中含有的来自国家j( i) 的增加值量，X 和M 分别表示国家i( j) 的服务出口额和进口额， 是用于标准化双边服务增加值贸易的权重。
首先，我们考察区域服务贸易协定缔约国间的经济差异水平对服务出口的异质性影响。比较表6 第( 1) —( 3) 列可以看到，SＲTAs* lnyj的估计系数不显著，SＲTAs* lnyj * lnGAP 的估计系数显著为负。⑨ 缔约伙伴国经济规模对区域服务贸易协定的出口促进作用没有显著的影响，而在给定缔约伙伴国的经济发展状况时，缔约国与伙伴国之间的经济差距越小，越有利于提高服务总值和增加值的出口。这一结果印证了需求偏好理论。Linder( 1961) 需求偏好理论认为，人均收入水平是影响一国需求结构的最主要因素，当两国之间收入水平越接近，需求结构越相似，贸易往来则越密切。因此，经济发展水平相近的国家之间缔结区域服务贸易协定对双边服务贸易的发展更为有利。
其次，我们考察区域服务贸易协定缔约国间的服务增加值贸易关联度对服务出口的异质性影响。从表6 第( 4) 列可以看出，SＲTAs* VAT 的估计系数显著为正，表明双边服务增加值贸易依赖度越高的国家，缔结区域服务贸易协定对双边服务出口的促进作用也越大。进一步对比第( 5) 和( 6) 列可见，SＲTAs* VAT 的估计系数均显著为正，但是前者大于后者。这说明服务价值链贸易关联度的提高对区域服务贸易协定的服务增加值出口促进效应有显著的影响。同时，其对缔约国国内增加值出口的正面影响程度大于外国增加值出口。
2. 制度约束
由于服务贸易的特殊性，即其生产和消费的同时性，使得明晰的产权界定和风险划分标准变得十分重要，因此服务贸易比货物贸易对贸易国家间的国内制度环境有着更高的要求。我们采用世界银行WGI 数据库提供的法律规则指标( rule of law，ＲOL) 作为一国制度环境的代理变量，该指标体现了一国对合约执行和产权保护的力度，以及司法体系的运行效率。我们将其取对数后同SＲTAs 交乘并引入式( 7) —( 9) 中。
表7 第( 1) 列中SＲTAs 和缔约出口国制度环境的交互项系数为正，同缔约进口国制度环境的交互项系数显著为正。这意味着区域服务贸易协定对缔约国服务出口的正面影响会因双方制度环境的改善而得到加强。其中，进口国的制度环境改善对区域服务贸易协定的服务出口影响效果更加显著。进一步分析发现，第( 2) 列中SＲTAs* lnＲOLi的估计系数不显著，第( 3) 列中SＲTAs*lnＲOLi的估计系数显著为正，同时，第( 2) 列中SＲTAs* lnＲOLj的估计系数大于第( 3) 列中SＲTAs*lnＲOLj的估计系数。表明缔约出口国国内制度环境的改善对区域服务贸易协定的外国增加值出口边际促进效应具有显著的正面影响，而缔约进口国国内制度环境的改善对区域服务贸易协定的国内增加值出口边际促进效应则具有更大的正面效果。只有当缔约伙伴国具有较强的法制观念和良好的法律环境时，缔约出口国才有动力将更多的本国生产要素投入服务出口产品的生产过程中，要素出口的贸易利润才能得到可靠的制度保证。同样地，缔约出口国国内制度环境的改善才能使之获得更广阔的中间投入进口渠道，从而增加外国增加值出口。
3. 区域竞争
对于出口国来说，缔结区域服务贸易协定可以通过“先行者优势”获得的市场地位和成本优势，尽可能地减少进口国之后同其他国家缔结类似协定所带来的竞争冲击，从而在贸易转移中起到自我保护作用，即“保护效应”( shielding effect，SE) 。与此相反，如果出口国在同进口国缔结区域服务贸易协定之前，进口国已经先同其他国家缔结了类似协定，则其他国家在进口国率先建立的市场优势将削弱新协定执行给出口国带来的服务出口促进效应，即“稀释效应”( dilution effect，DE)( Cheong et al．， 2015) 。
为此，我们在式( 7) —( 9) 中引入两个交互项———SＲTAs* DE 和SＲTAs* SE，用以检验“稀释效应”和“保护效应”如何影响区域服务贸易协定的服务出口促进效应。DE 定义为: 国家i 和国家j有正在执行的区域服务贸易协定，如果在该协定执行前的t 年，国家j 同其他国家执行了n 个区域服务贸易协定，则DE 赋值为n，否则DE 为0。SE 定义为: 国家i 和国家j 有正在执行的区域服务贸易协定，如果在该协定执行后的t 年，国家j 同其他国家执行了m 个区域服务贸易协定的区域服务贸易协定，则SE 赋值为m，否则SE 为0。估计结果显示: 首先，表7 第( 4) 列中SＲTAs 的估计系数显著为正，交互项SＲTAs* DE 和SＲTAs* SE 的估计系数均显著为负，但前者的绝对值大于后者，这同Cheong et al． ( 2015) 的预测一致。这意味着执行区域服务贸易协定的时点选择对缔约国而言十分重要，只有尽可能快和多的同其他国家缔结区域服务贸易协定，才可以充分利用区域服务贸易协定建立的竞争优势和市场地位来减少他国的服务产品竞争和保护本国在进口国的市场份额; 其次，第( 5) 列和第( 6) 列中缔约伙伴国执行其他区域服务贸易协定引致的“稀释效应”和“保护效应”对缔约出口国国内增加值和外国增加值服务出口的影响同服务总值类似。但是，其中有一个发现值得注意: 考虑区域服务贸易协定对增加值出口的边际效应: lnDVA /SＲTAs = δ1 + δ2DE +δ3SE 和lnFVA /SＲTAs = 1 + 2DE + 3SE。可见，δ2和δ3的绝对值小于δ2和δ3的绝对值，说明随着缔约伙伴国同其他国家执行区域服务贸易协定数的增加，协定对缔约出口国国内增加值出口的边际效应和外国增加值出口的边际效应的差距将随之缩小。这意味着缔约伙伴国同其他国家执行区域服务贸易协定数的增加会逐渐改变缔约出口国服务出口产品中不同增加值投入的比重，国内增加值出口增速逐渐增加，外国增加值出口增速逐渐下降。
五、结语
本文利用WIO 数据库中1995—2011 年40 个经济体的服务出口数据和经WWZ 方法测算的服务增加值贸易数据，以及基于世贸组织ＲTA-IS 中区域服务贸易协定相关数据构造的衡量协定开放度的服务行业覆盖率指标，运用Anderson ＆ van Wincoop( 2003) 引力模型分析框架和泊松拟极大似然估计技术，对区域服务贸易协定的服务总值和增加值出口促进效应进行了检验。经过详尽的实证分析，本文发现执行区域服务贸易协定对服务总值和增加值出口均有显著的促进作用，且对于开放水平越高的协定，这种正面效应越强。但是，区域服务贸易协定对外国增加值出口的影响程度显著大于国内增加值出口。
此外，我们还得到了如下结论: 区域服务贸易协定对服务总值和增加值的促进作用主要是通过增加中间服务品出口的方式实现的; 区域服务贸易协定对国内增加值出口的促进效应主要是通过增加国内服务业投入所创造的国内增加值出口的途径实现的; 经济规模相近的国家缔结区域服务贸易协定可以获得更大的服务贸易促进效应; 双边服务增加值贸易依赖度越高的国家，通过缔结区域服务贸易协定对双边服务总值和增加值出口的促进作用也越大; 区域服务贸易协定对缔约国服务出口的正面影响会因双方制度环境的改善而得到加强; 只有尽可能快和多的同其他国家缔结并执行区域服务贸易协定，出口国才可以充分利用协定在缔约进口国建立的竞争优势和市场地位来抑制他国的服务产品竞争和保护本国在进口国的市场份额。
本文的结论对中国具有重要的现实和政策意义。我们认为要促进中国服务贸易的健康发展、提升服务产品的国际竞争力和服务行业在全球价值链体系中的分工地位，政府必须严格按照中共十八届三中全会的要求，对内要继续深化市场经济体制改革，逐步放松对服务业的管制力度，降低服务业准入门槛，鼓励市场竞争，对外要进一步扩大服务开放，依托自贸试验区建设，积极通过缔结区域服务贸易协定来拓宽国内服务贸易稳步发展的市场空间。具体来说，第一，政府应该积极参与区域服务贸易自由化进程，通过缔结区域服务贸易协定来带动服务领域扩大开放，提升服务国际竞争力和增加值出口能力。第二，政府要主动缔结服务开放水平较高的区域服务贸易协定，通过给予对方优惠的“市场准入”和“国民待遇”条件来换取缔约伙伴国同样的正面回馈。特别是对于生产过程中有着更强知识外溢效应的中间服务品行业，其扩大开放既能增加国内要素收入和促进技术进步，同时又不至于过度提升国内最终服务品市场的竞争压力。第三，中国政府需要审时度势，优先考虑同经济发展水平相似的国家和增加值贸易关联度较强的贸易伙伴缔结区域服务贸易协定，争取缔约主动性。第四，政府应加快推进法制建设，逐步建立和完善服务贸易各领域法律法规体系，提升司法体系的运作效率，为区域服务贸易协定服务自由化条款的顺利落实提供完善的国内市场和制度环境。
注释：
① 其中前17 个行业为货物生产行业或制造业，后18 个行业为服务业。
②下文中，在不引起歧义的情况下，我们将服务国内增加值简称为国内增加值，将服务外国增加值简称为外国增加值。
③12 个一级服务部门分别为: 商务服务、通讯服务、建筑及工程服务、分销服务、教育服务、环境服务、金融服务、健康和社会服务、旅游服务、文娱和体育服务、运输服务以及其他相关服务。
④由于本文主要研究区域服务贸易协定对服务增加值出口的影响，同服务提供模式4( 自然人流动) 的关系不大，因此在构建区域服务贸易协定服务开放度衡量指标时没有考虑协定在模式4 方面的开放度。
⑤虚拟变量指标的具体设置原则是: 如果样本期内国家i 和国家j 之间有开始执行的区域服务贸易协定，则SＲTAs 取值为1，否则取值为0。
⑥正如引言所述，大多数区域服务贸易协定是在2000 年之后缔结和执行的。因此，我们在选取样本区间时，基于“舍远取近”的原则优先考虑保留较近年份的数据，最终选取4 年分法的样本期间为1996—2011 年。
⑦感谢匿名审稿人关于更好地解决遗漏变量问题的提醒。我们进一步引入进出口国双方是否为世贸组织成员国、是否属于同一货币联盟，以及是否为北约成员国等三个时变国别配对控制变量，用以控制其他可能影响区域服务贸易协定缔结和双边服务贸易流量的时变经济和政治因素。估计结果显示SＲTAs 的估计系数没有发生实质性改变。
⑧此外，我们进一步通过构造工具变量来解决内生性问题。我们尝试了以下两个工具变量: ①采用截止t 期为止的国家i和除国家j 之外的第三国签订的区域服务贸易协数量加上国家j 和除国家i 之外的第三国签订的区域服务贸易协定数量之和的累计值，作为国家i 和国家j 之间签订区域服务贸易协定的工具变量。②借鉴Tan ＆ Qiu( 2015) 的做法，采用国家i 和国家j 之间是否有共同的缔约第三国，作为国家i 和国家j 之间签订区域服务贸易协定的工具变量。2SLS 的估计结果显示，本文的结论没有发生明显改变。感谢匿名审稿人关于内生性问题的提醒，启发作者增加了工具变量方法。
⑨根据匿名审稿人的意见，我们尝试在回归方程中分别控制SＲTAs* lnyj和SＲTAs* lnGAP 进行回归，估计结论没有改变。
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