摘 要：基于區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的迅猛發(fā)展且越來越重視對服務(wù)問題的談判，本文從理論和實證兩個方面探討了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對離岸服務(wù)外包增加值的影響。本研究認為，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度主要通過削減服務(wù)外包交付成本、改善契約制度環(huán)境以及提高服務(wù)外包生產(chǎn)率等途徑提升離岸服務(wù)外包增加值。實證結(jié)果表明：（1）區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定將促使離岸服務(wù)外包增加值平均提升27.00%，而每增加1 個部門的開放，將會使得增加值平均提高11.91%；（2）從多期動態(tài)效應(yīng)上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對服務(wù)外包增加值的影響持久深遠。即使在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定實施后的15 年左右，仍具有顯著的促進效應(yīng)；（3）從承諾異質(zhì)性效應(yīng)上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定“GATS+”特征和“完全承諾”深度有利于促進離岸服務(wù)外包增加值。本研究為中國通過積極參與區(qū)域經(jīng)濟一體化建設(shè)來推動服務(wù)外包產(chǎn)品、技術(shù)、品牌和標準等“走出去”提供了經(jīng)驗分析和政策參考。

關(guān)鍵詞：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定；承諾深度；服務(wù)外包增加值；“GATS+”

一、引言及文獻綜述

由于2001 年多哈回合在服務(wù)、知識產(chǎn)權(quán)以及爭端解決等多邊貿(mào)易談判的屢屢受挫，以及新貿(mào)易保護主義的抬頭，特別是美國特朗普政府對WTO 爭端解決機制的公然挑戰(zhàn)，世界各國對WTO多邊貿(mào)易體制的信心逐漸減弱，紛紛轉(zhuǎn)向區(qū)域經(jīng)濟一體化形式的合作，并通過締結(jié)區(qū)域貿(mào)易協(xié)定（Regional Trade Agreement，簡稱RTA）以爭取實現(xiàn)對外經(jīng)濟利益的最大化。自21 世紀以來，世界各國締結(jié)的RTA 數(shù)量激增，且越來越重視對服務(wù)問題的談判。截至2022 年初，向WTO 備案生效的區(qū)域貿(mào)易協(xié)定有354 個，而其中包含服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的RTA 超過半數(shù)，共有186 個。中國作為貿(mào)易大國，也在積極加強自貿(mào)區(qū)建設(shè)，且特別注重對服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的談判，基本所有的自貿(mào)區(qū)均涵蓋服務(wù)貿(mào)易內(nèi)容。當前，新冠肺炎疫情持續(xù)大流行以及俄烏沖突進一步加劇了全球供應(yīng)鏈的不穩(wěn)定性（周玲玲和張恪渝，2020），而區(qū)域性制度安排為疫后各國經(jīng)濟復(fù)蘇以及全球供應(yīng)鏈重塑提供了契機，并更加堅定了中國推進高水平和制度性開放的決心。在新發(fā)展格局背景下，中國先后申請加入《全面與進步跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定》（CPTPP）和《數(shù)字經(jīng)濟伙伴關(guān)系協(xié)議》（DEPA），為推動中國服務(wù)部門高水平開放以及國際服務(wù)貿(mào)易自由化注入了動力。

隨著區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的不斷涌現(xiàn)，探討其貿(mào)易效應(yīng)的研究引起了學界的廣泛關(guān)注。在實證研究中，已有文獻普遍使用引力模型來評估區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的貿(mào)易效應(yīng)①，且大量的文獻側(cè)重于分析區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對貨物貿(mào)易的影響（Rose，2000；Baier 和Bergstrand，2007；Egger 等，2011；Sheng 等，2014）。比較而言，已有文獻對服務(wù)貿(mào)易的研究雖然日漸增多，但相對滯后。從研究內(nèi)容上看，已有文獻既有研究服務(wù)貿(mào)易整體（Grunfeld 和Moxnes，2003；Kimura 和Lee，2006；周念利，2012；Guillin，2013；林僖，2021），也有專門聚焦于某一服務(wù)部門或服務(wù)模式（Winston 和Yan，2015；Lee 和Cho，2017；苗翠芬等，2021），研究結(jié)論也一致認為區(qū)域貿(mào)易協(xié)定顯著促進了服務(wù)貿(mào)易或服務(wù)外包?？紤]到區(qū)域貿(mào)易協(xié)定條款的異質(zhì)性，部分文獻不再局限于“0、1”虛擬變量設(shè)定，進一步探究了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度的服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)。Zhou 和Whalley（2014）研究認為做出比GATS 更高承諾或一致承諾的服務(wù)貿(mào)易協(xié)定有利于服務(wù)貿(mào)易出口。苗翠芬等（2021）研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度與服務(wù)外包承接額顯著正相關(guān)。

伴隨著全球價值鏈分工的發(fā)展，已有學者開始從增加值度角度探究區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的貿(mào)易效應(yīng)。Noguera（2012）運用引力模型分析了區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對貨物和服務(wù)貿(mào)易增加值的影響，其研究發(fā)現(xiàn)，締結(jié)區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對貿(mào)易總額的彈性約是增加值貿(mào)易的1.5 倍。劉洪愧（2016）采用中間產(chǎn)品引力模型驗證了締結(jié)區(qū)域貿(mào)易協(xié)定對服務(wù)業(yè)增加值貿(mào)易關(guān)聯(lián)的促進效應(yīng)。張平南等（2018）研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化提高了企業(yè)出口國內(nèi)附加值。針對服務(wù)貿(mào)易協(xié)定而言，少數(shù)文獻探討了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾條款異質(zhì)性對增加值的影響。裴長洪等（2014）利用雙重差分法（DID）評估了負面清單式的區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對一國服務(wù)行業(yè)增加值的影響，其研究發(fā)現(xiàn)負面清單管理模式提高了一國服務(wù)出口中外國增加值的比重。林僖和鮑曉華（2018）運用引力模型考察了服務(wù)貿(mào)易條款開放度對服務(wù)出口中國內(nèi)外增加值的影響，也得到了肯定性的結(jié)論。童偉偉（2019）研究認為服務(wù)貿(mào)易條款雖然深度抑制了中國服務(wù)業(yè)出口中的國內(nèi)增加值，但擴大了服務(wù)貿(mào)易出口中來自于RTA 伙伴國的國外增加值。王霞（2020）研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定條款深度僅顯著促進了中間品國內(nèi)增加值的服務(wù)出口。

綜上所述，利用引力模型來評估區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)的文獻很豐富，既有從貿(mào)易總額上的研究，也有基于增加值貿(mào)易視角的研究。但本文認為在服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域仍有進一步的研究空間。首先，從研究內(nèi)容上看，相比于旅游、交通運輸?shù)葌鹘y(tǒng)服務(wù)貿(mào)易，離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)是一種定制化的特定服務(wù)需求，買賣雙方需要業(yè)務(wù)上的精確匹配，這就使得跨國交付和契約環(huán)境對其尤為重要。因此，國家間的制度安排對離岸服務(wù)外包的影響可能存在異質(zhì)性，而專門聚焦區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定與離岸服務(wù)外包增加值的研究還比較匱乏。其次，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定作為一項政策沖擊，其對服務(wù)貿(mào)易或者服務(wù)外包的影響時長能持續(xù)多久，有待進行動態(tài)效應(yīng)分析。再次，已有文獻關(guān)于區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)的特定影響機制的分析，還有待完善和補充?；诖耍疚膹睦碚摵蛯嵶C層面深入探討并檢驗了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對離岸服務(wù)外包增加值的影響。

離岸服務(wù)外包作為生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的主要實現(xiàn)途徑，并日漸成為各國優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟以及實現(xiàn)創(chuàng)新增長的重要引擎。2020 年1 月，中國商務(wù)部等8 部門發(fā)布了《關(guān)于推動服務(wù)外包加快轉(zhuǎn)型升級的指導意見》，以加快服務(wù)外包向高技術(shù)、高附加值、高品質(zhì)、高效益轉(zhuǎn)型升級，全面提升“中國服務(wù)”和“中國制造”品牌影響力和國際競爭力。2021 年4 月，商務(wù)部發(fā)布的《“十四五”商業(yè)發(fā)展規(guī)劃》進一步明確，中國將積極支持企業(yè)參與全球產(chǎn)業(yè)鏈，促進國內(nèi)外產(chǎn)業(yè)協(xié)同，推動中國產(chǎn)品、服務(wù)、技術(shù)、品牌和標準等“走出去”。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深化從國家間制度層面進一步降低了離岸服務(wù)外包發(fā)展的貿(mào)易壁壘和制度約束，對推動中國服務(wù)外包標準、技術(shù)和品牌“走出去”意義重大。因此，本文不僅在理論上拓展了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾__深度對離岸服務(wù)外包增加值方面的研究，也為中國通過積極參與區(qū)域經(jīng)濟一體化建設(shè)來推動服務(wù)外包產(chǎn)品、技術(shù)、品牌和標準等“走出去”提供了經(jīng)驗分析和政策參考。

相較于已有文獻，本文的邊際貢獻主要表現(xiàn)在以下三個方面：第一，研究內(nèi)容新穎。本文基于增加值視角，分析了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對離岸服務(wù)外包的承接效應(yīng)，并首次評估了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對離岸服務(wù)外包增加值的多期動態(tài)效應(yīng)，進一步豐富了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定與離岸服務(wù)外包關(guān)系文獻。第二，考慮到區(qū)域服務(wù)貿(mào)易承諾條款的異質(zhì)性，本文在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定度量上并未局限于“0、1”虛擬變量，同時借鑒Miroudot 等（2010）改進后的頻度計算方法，構(gòu)建了服務(wù)外包行業(yè)層面的承諾深度指標，并對比分析了虛擬變量設(shè)定和承諾深度的異質(zhì)性效應(yīng)。此外，本文將涉及到的162 份區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾減讓表與成員國在GATS 項下的承諾情況進行文本對比分析，進而捕捉了“GATS+”“GATS-”“GATS=”特征的異質(zhì)性效應(yīng)。第三，本文基于離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)特性，并結(jié)合服務(wù)貿(mào)易協(xié)定文本條款和承諾減讓情況，深入探討了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對離岸服務(wù)外包增加值的影響機制，進一步完善了兩者之間的理論邏輯關(guān)系。

本文余下結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論分析與研究假說；第三部分是計量模型與數(shù)據(jù)說明；第四部分是實證結(jié)果分析，包括基準回歸結(jié)果、穩(wěn)健性檢驗、內(nèi)生性討論、機制檢驗、服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾異質(zhì)性的探討；第五部分進一步考察了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的多期動態(tài)效應(yīng)；第六部分是結(jié)論及政策建議。

二、理論分析與研究假說

（一）理論機制分析

區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定作為一項推進服務(wù)貿(mào)易自由化的制度性安排，一方面削減了服務(wù)貿(mào)易面臨的交易壁壘，另一方面還對國內(nèi)規(guī)制、監(jiān)管政策一致性、競爭政策、知識產(chǎn)權(quán)保護、爭端解決機制等邊境內(nèi)規(guī)則進行約束，是一項保障政策透明度、可預(yù)測性和一致性的承諾機制（劉洪槐，2016）。無論是雙邊還是諸邊的區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定，服務(wù)減讓承諾和推進邊境內(nèi)制度改善的承諾均將對離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)產(chǎn)生深刻影響。本研究認為，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定可通過降低服務(wù)外包交付成本、改善契約制度環(huán)境、提高服務(wù)外包生產(chǎn)率等機制提升離岸服務(wù)外包增加值。

（1）服務(wù)外包交付成本。已有文獻普遍認為，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定可通過降低貿(mào)易成本促進締約方之間的服務(wù)貿(mào)易或增加值貿(mào)易關(guān)聯(lián)（劉洪槐，2016；林僖，2018；林僖，2021；苗翠芬等，2021）。一方面，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定項下的服務(wù)部門開放承諾，減少了服務(wù)外包提供商面臨的市場準入、國民待遇以及“當?shù)卮嬖凇币蟮确矫娴南拗菩源胧ǚ艑挿?wù)業(yè)務(wù)種類和地域限制、降低經(jīng)營許可以及相關(guān)資質(zhì)要求、取消服務(wù)企業(yè)合資以及外資比例要求等，進而降低了離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)過程存在的搜尋匹配、資質(zhì)要求、跨境傳輸?shù)确矫娴目勺兂杀竞凸潭ǔ杀?；另一方面，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定加強了對國內(nèi)規(guī)制和監(jiān)管政策一致性的承諾安排，有助于彌合締約方之間監(jiān)管標準的國別特點，使得服務(wù)外包提供商在面臨多個出口市場時，無需進行“多重認證”（Kox 和Lejour，2005；苗翠芬等，2020），進而降低國家間監(jiān)管政策差異導致的額外成本。服務(wù)外包交付成本的下降會誘發(fā)更多的制造企業(yè)或服務(wù)企業(yè)采用離岸服務(wù)外包方式采購所需的中間服務(wù)品，進而擴大承接方的服務(wù)外包增加值。同時，在全球價值鏈背景下，中間服務(wù)品交付成本的不斷降低，也會帶動其下游中間品的價格下降，這將推動中間品進出國界次數(shù)的增加和跨國生產(chǎn)鏈條的延長，進而提高價值鏈貿(mào)易（Koopman 等，2014；劉洪愧，2016）。理論而言，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾開放度越高，其對服務(wù)外包交易成本的削減程度也就越大，進而對離岸服務(wù)外包增加值產(chǎn)生更大的規(guī)模效應(yīng)。

（2）契約制度環(huán)境。從不完全契約理論的視角，離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)主要以跨境或跨國交付方式提供。相比于在岸業(yè)務(wù)，離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)在空間上的分離使得契約制度環(huán)境對其更為重要。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定有助于提高締約方契約制度環(huán)境，主要表現(xiàn)在以下兩個方面：一是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定文本條款加強了對政策透明度、行政程序優(yōu)化、監(jiān)管一致性等方面的國內(nèi)規(guī)制要求，有助于提高服務(wù)外包政策的可預(yù)測性；二是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定通常還涉及針對競爭政策、知識產(chǎn)權(quán)保護、爭端解決等方面的承諾，這將促使締約方加緊完善國內(nèi)相關(guān)的法律法規(guī)，進而推動市場環(huán)境、合同執(zhí)行力、產(chǎn)權(quán)保障等契約制度環(huán)境方面的改善。Antras 和Helpman（2006）通過構(gòu)建不完全契約模型證實，契約制度的改善擴大了發(fā)包企業(yè)對中間服務(wù)品的需求，而承接方契約制度的改善有利于擴大其離岸服務(wù)外包承接規(guī)模。從理論邏輯上講，良好的契約制度環(huán)境提高了服務(wù)外包契約合同的執(zhí)行效率和國際爭端解決能力，這不僅會吸引更多的發(fā)包企業(yè)將服務(wù)中間品外包給契約制度環(huán)境完善的地區(qū)，也會增強承接企業(yè)主動開拓離岸服務(wù)外包市場的信心，進而提高離岸服務(wù)外包增加值。隨著承諾程度的深化，締約方對國內(nèi)契約制度環(huán)境的改革力度越大，更完善的契約制度環(huán)境將對離岸服務(wù)外包增加值帶來更大的促進效應(yīng)。

（3）服務(wù)外包生產(chǎn)率。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對市場準入和國民待遇等方面的限制性措施的削減，不僅擴大了本國服務(wù)外包提供者進入國際市場的機會，也吸引了他國的服務(wù)外包提供商進入本國市場。他國高質(zhì)量服務(wù)中間品的輸入，一方面加劇了本國服務(wù)外包提供商之間的競爭，這會倒逼國內(nèi)企業(yè)主動加強技術(shù)創(chuàng)新，提升服務(wù)外包行業(yè)整體生產(chǎn)率；另一方面，國外高質(zhì)量服務(wù)中間品存在正向的技術(shù)外溢效應(yīng)，有利于國內(nèi)企業(yè)通過學習、模仿和創(chuàng)新等手段提高自身服務(wù)外包生產(chǎn)率（林僖和鮑曉華，2018）。Grossman 和Helpman（2005）通過構(gòu)建兩個國家的一般均衡模型證實，偏向承接國的生產(chǎn)率改進增加了承接國服務(wù)外包提供商的數(shù)量，并導致更多的服務(wù)外包活動從發(fā)包國轉(zhuǎn)移到承接國。由此可知，承接方服務(wù)外包行業(yè)生產(chǎn)率的提升通過增加承接企業(yè)數(shù)量和發(fā)包方的中間品服務(wù)需求量，進而提高承接方的離岸服務(wù)外包增加值。從理論上講，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的承諾開放度越大，其帶來的技術(shù)外溢效應(yīng)和競爭效應(yīng)越大，由此引發(fā)的服務(wù)外包行業(yè)技術(shù)革新將對承接方服務(wù)外包增加值產(chǎn)生更大的規(guī)模效應(yīng)。綜上，本文提出以下研究假說。

研究假說1：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度有利于提高承接方服務(wù)外包增加值。

研究假說2：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定主要通過降低服務(wù)外包成本、改善契約制度環(huán)境、提高服務(wù)外包生產(chǎn)率等機制提升離岸服務(wù)外包增加值。

（二）區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾異質(zhì)性的擴展

為強化因果關(guān)系推斷，本文從區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾異質(zhì)性等方面展開進一步探討。從區(qū)域貿(mào)易協(xié)定承諾水平上看，可以將區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定與締約國在WTO《服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定》（GATS）項下的服務(wù)承諾情況進行對比，以評估區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的優(yōu)惠程度，包括“GATS+”“GATS-”。其中，“GATS+”表示某一服務(wù)子部門在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中做出了比GATS 更高的開放承諾?！癎ATS-”表示某一服務(wù)子部門在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中做出了比GATS 更加嚴格的承諾，或追加了更多的限制性措施。由此可知，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“GATS+”特征越明顯，則締約國在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中的承諾程度越大，反之，“GATS-”特征越明顯，則締約國在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中的承諾程度越小。從理論機制分析可知，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾程度越大，則對離岸服務(wù)外包增加值的促進效應(yīng)越明顯，因此區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾的改進情況越多，越有利于雙邊離岸服務(wù)外包增加值的提升，而區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾的倒退情況越多，則越不利于雙邊的離岸服務(wù)外包發(fā)展?；诖?，本文提出以下研究假說。

研究假說3：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“GATS+”特征有助于提高承接方的離岸服務(wù)外包增加值，而“GATS-”特征對離岸服務(wù)外包增加值具有不利的影響。

根據(jù)服務(wù)貿(mào)易協(xié)定具體承諾情況，承諾情況可區(qū)分為“完全承諾”和“不做承諾”。其中，“完全承諾”代表締約國對某一服務(wù)子部門沒有設(shè)置任何市場準入或國民待遇方面的限制性措施，而“不做承諾”表示締約國對某一服務(wù)子部門不做任何開放承諾。從承諾程度上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中的“完全承諾”情況越多，則該區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的開放程度越大，而區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中的“不做承諾”比例越高，則代表區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的承諾水平越低。由于離岸服務(wù)外包增加值隨著區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾程度的深化而擴大，因此，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中“完全承諾”情況越多，越有利于離岸服務(wù)外包增加值的提升。反之，“不做承諾”情況越多，越不利于離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)的開展。基于此，本文提出以下研究假說。

研究假說4：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“完全承諾”深度有助于提高承接方的離岸服務(wù)外包增加值，而“不做承諾”深度對離岸服務(wù)外包增加值存在不利的影響。

三、計量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型設(shè)定

本文將采用文獻中普遍使用的引力模型來檢驗區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對離岸服務(wù)外包增加值的承接效應(yīng)。除了雙邊 GDP、地理距離、是否接壤、是否有共同語言、是否具有歷史殖民關(guān)系等傳統(tǒng)變量外，本文還控制了影響離岸服務(wù)外包的特有變量，包括工資差距、信息技術(shù)發(fā)展水平（盧峰，2007；霍景東和夏杰長，2013）。此外，考慮到引力方程的多邊阻力項（Freentra，2004），本文在模型中進一步控制住承接國、發(fā)包國、行業(yè)以及時間固定效應(yīng)。結(jié)合以上分析，本文最終確定的計量方程為：

其中，角標中的i 表示承接國，j 代表發(fā)包國，h 代表服務(wù)外包業(yè)務(wù)種類。SOVadijht 表示t 時期i國承接j 國h 類型服務(wù)外包中含有的國內(nèi)增加值，RSTAijt 表示t 時期雙方是否締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定，RSTAdepthijht 表示區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的承諾深度。GDPit 表示t 時期承接國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，GDPjt表示t 時期發(fā)包國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，distij 表示雙方的地理距，wgapijt 表示t 時期雙方的工資差距。cbordij、clangij、colonyij 均是虛擬變量，依次表示是否相鄰、是否有共同語言、是否有歷史殖民關(guān)系。ICTijt 衡量了t 時期承接國和發(fā)包國的信息技術(shù)發(fā)展平均水平。vi 、vj 、vh、vt 依次控制住承接國、發(fā)包國、行業(yè)和年份固定效應(yīng)。

（二）變量定義及數(shù)據(jù)說明

根據(jù)2013 年《全球服務(wù)外包發(fā)展報告》，離岸服務(wù)外包承接地主要分布在亞洲、歐洲和美洲地區(qū)。其中，亞洲地區(qū)的主要承接方為中國、印度、菲律賓，歐洲地區(qū)的主要承接方為愛爾蘭和俄羅斯，美洲地區(qū)的主要承接方為加拿大、墨西哥和巴西，這八個經(jīng)濟體承接的離岸服務(wù)外包規(guī)模占據(jù)全球規(guī)模的80%以上。因此，這些經(jīng)濟體的樣本具有較強的代表性。鑒于WIOD2016 未對菲律賓進行單獨投入產(chǎn)出核算，本文最終以中國、印度、愛爾蘭、俄羅斯、加拿大、墨西哥、巴西等七個主要離岸服務(wù)外包承接國為研究對象，采用服務(wù)外包業(yè)務(wù)行業(yè)層面的增加值數(shù)據(jù)，并以（1）式、（2）式確定的引力模型計量方程來評估區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對離岸服務(wù)外包增加值的影響。

1. 被解釋變量：離岸服務(wù)外包增加值

離岸服務(wù)外包是一國企業(yè)將內(nèi)部某項服務(wù)業(yè)務(wù)外包他國企業(yè)的貿(mào)易行為。按照通用的國際收支服務(wù)貿(mào)易（BOP）統(tǒng)計標準，離岸服務(wù)外包屬于國際服務(wù)貿(mào)易的范疇。借鑒已有文獻（呂延方，2010；Peter，2019；苗翠芬等，2020），本文擬選取與離岸服務(wù)外包密切相關(guān)的信息技術(shù)、通信、金融、保險、建筑以及其他商務(wù)服務(wù)共6 個服務(wù)行業(yè)作為離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)的近似度量。

借鑒Wang 等（2013）雙邊總貿(mào)易流量分解方法，離岸服務(wù)外包承接額可分解為國內(nèi)增加值、國內(nèi)增加值返還、國外增加值和純重復(fù)計算共四部分。其中，國內(nèi)增加值為最終產(chǎn)品中含有的國內(nèi)增加值（DVA_FIN）、中間產(chǎn)品中含有的國內(nèi)增加值（DVA_INT）、跨境兩次以上未返回的國內(nèi)增加值（DVA_INTrex）以及跨境兩次以上又返回的國內(nèi)增加值（RDV）的總和。鑒于國內(nèi)增加值部分主要反映了出口國或承接國的真實利潤增加，因此，本文的增加值主要是指離岸服務(wù)外包承接中含有的國內(nèi)增加值?？紤]到服務(wù)外包行業(yè)適用性、國別多樣性以及樣本區(qū)間的連續(xù)性，本文最終選擇了WIOD2016 年發(fā)布的2000-2014 年43 個國家、56 個部門的全球投入產(chǎn)出表。基于UIBE GVC數(shù)據(jù)庫①，本文分別計算出信息技術(shù)、通訊、金融、保險、建筑以及其他商務(wù)服務(wù)等共6 個服務(wù)外包相關(guān)行業(yè)出口中含有的國內(nèi)增加值②，最終構(gòu)建了2000-2014 年中國、印度、愛爾蘭、加拿大、巴西、墨西哥、俄羅斯共七個主要承接國與其他35 個國家或地區(qū)分行業(yè)的雙邊離岸服務(wù)外包增加值面板數(shù)據(jù)。需要說明的是，由于控制變量存在缺失，故參與回歸的樣本量會有所減少。

2. 核心解釋變量：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定、承諾深度

（1）虛擬變量。本文將七個主要的服務(wù)外包承接國締結(jié)的37 個雙邊或諸邊區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定賦值到雙邊行業(yè)層面。如果承接國與其他發(fā)包國在樣本區(qū)間內(nèi)實施了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定，則RSTA變量賦值為1，否則為0。由于是否締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定屬于國家對層面的變量，因此，同一國家對不同服務(wù)外包行業(yè)的賦值是相同的。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定生效情況以及承諾減讓表均來源于WTO 區(qū)域貿(mào)易協(xié)定信息通報系統(tǒng)（RTA-IS）③。

（2）承諾深度?？紤]到RSTA 虛擬變量設(shè)定并不能捕捉到服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾內(nèi)容的異質(zhì)性，因此，本文進一步構(gòu)建了服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度指標。在服務(wù)貿(mào)易協(xié)定條款異質(zhì)性方面，頻度指數(shù)法被普遍用于測量區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的承諾開放度，并廣泛用于分析服務(wù)貿(mào)易開放度方面的研究（盛斌，2002；Miroudot 等，2010；張皞，2017；林僖和鮑曉華，2018；苗翠芬，2021）。借鑒Miroudot等（2010）改進后的頻度計算方法，本文將37 個服務(wù)貿(mào)易協(xié)定涉及到的162 份承諾減讓表、6 個服務(wù)外包行業(yè)的市場準入和國民待遇承諾情況進行行業(yè)層面的承諾深度指標構(gòu)建。服務(wù)外包行業(yè)__承諾深度指標取值范圍在0-100 之間，該值越大，表明該國在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中承諾開放度越高。根據(jù)頻度指數(shù)法構(gòu)建的承諾深度在一定程度上反映了締約國對服務(wù)外包行業(yè)承諾的大體情況，是現(xiàn)有承諾的“近似”，而不是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾內(nèi)容的完美體現(xiàn)。需要說明的是，承諾深度指標僅適用于已簽署服務(wù)貿(mào)易協(xié)定且已生效年份的觀測值。較虛擬變量設(shè)定，承諾深度指標構(gòu)建的樣本量有較大損失。

為了評估區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾的優(yōu)惠程度，本文進一步比較了締約國在RSTA 和GATS 的承諾情況，并構(gòu)建了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“GATS+”“GATS-”“GATS=”承諾深度指標。其中，“GATS+”表示某一服務(wù)子部門在RSTA 中做出了比GATS 更優(yōu)惠的承諾，主要包括以下兩種情況：

（1）某一服務(wù)子部門在GATS 中為“不做承諾”，但在RSTA 做出了“部分承諾”或“完全承諾”。

（2）某一服務(wù)子部門在GATS 中為“部分承諾”，但在RSTA 中做出了更優(yōu)惠的改進承諾或者“完全承諾”?！癎ATS-”表示某一服務(wù)子部門在RSTA 中做出了比GATS 更加嚴格的承諾，或更多的限制性措施?！癎ATS=”則表示某一服務(wù)子部門在RSTA 中做出了與GATS 相同的承諾。

3. 其他控制變量

本文的其他控制變量包括雙邊GDP、地理距離、工資差距、信息技術(shù)（ICT）發(fā)展水平、是否接壤、是否有共同語言、是否具有歷史殖民關(guān)系。其中，GDP、工資差距、信息技術(shù)（ICT）發(fā)展水平的數(shù)據(jù)來源于世界銀行。地理距離等其他控制變量來源于CPEII 數(shù)據(jù)庫。

（三）變量的描述性統(tǒng)計、相關(guān)性分析及樣本均值比較

除了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度、是否接壤、是否有共同語言、是否有歷史殖民關(guān)系、信息技術(shù)發(fā)展水平等變量外，離岸服務(wù)外包增加值、承接方GDP、發(fā)包方GDP、雙邊地理距離、工資差距等變量均取對數(shù)。此外，考慮到服務(wù)外包承接額值存在零值的情況，本文還采用泊松偽最大似然估計（PPML）方法對引力模型中的零貿(mào)易問題進行穩(wěn)健性檢驗。各變量的含義、描述性統(tǒng)計參見表1。

表2 進一步比較了未簽署區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定（RSTA）與簽署了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定（RSTA）的離岸服務(wù)外包增加值的行業(yè)均值，第（3）列為平均差異的t 值。從平均值上可以看出，與未簽署RSTA 的國家相比，締結(jié)RSTA 國家的離岸服務(wù)外包增加值相對較高，且這種差異在1%水平上顯著，說明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定可能提高了承接國的離岸服務(wù)外包增加值。

四、實證回歸分析

（一）基準回歸結(jié)果分析

本文以（1）、（2）式確定的計量方程進行LSDV 估計，同時控制住承接國、發(fā)包國、行業(yè)及年份固定效應(yīng)。表3 基準估計結(jié)果顯示，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度至少在5%水平上顯著地提升了離岸服務(wù)外包增加值。從經(jīng)濟意義上來看，締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定將促使離岸服務(wù)外包增加值分別平均提升27.00%①。同時，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中每增加1 個部門或 15 個子部門的完全自由承諾②，將會使得離岸服務(wù)外包增加值平均提高11.91%，該實證結(jié)果符合理論預(yù)期。首先，承接方承接的服務(wù)外包業(yè)務(wù)代表了發(fā)包方的中間要素需求，且主要承接的是發(fā)包企業(yè)價值鏈中基礎(chǔ)性、重復(fù)性的非核心業(yè)務(wù)，因此，服務(wù)外包的價值創(chuàng)造主要集中在承接方，而較少通過進口國外服務(wù)要素的方式來提供離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)；其次，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度直接降低了離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)的交付成本，這會促使企業(yè)將更多的服務(wù)工序進行外包，而服務(wù)工序的不斷增加無疑延長了服務(wù)要素的價值鏈并誘發(fā)多次跨境，這就使得離岸服務(wù)外包增加值大幅增加；再次，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定大大削減了商品貿(mào)易的關(guān)稅等交易成本，進一步促使生產(chǎn)工序的碎片化和精細化，且無論是最終商品還是中間商品都離不開對服務(wù)要素的需求，這在一定程度上也加大了商品貿(mào)易的價值鏈長度并進一步產(chǎn)生更多的服務(wù)外包增加值（Noguera，2012）。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用多種方法進行穩(wěn)健性檢驗。表4 是對區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定虛擬變量（RSTA）、承諾深度（RSTAdepth）的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。其中，第（1）、（2）列是使用國家對-行業(yè)、年份固定效應(yīng)，第（3）、（4）列是控制發(fā)包國-年份、承接國-年份以及行業(yè)-年份的固定效應(yīng)，第（5）、（6）列是使用核心解釋變量滯后一期，第（7）、（8）列是進一步控制了是否締結(jié)貨物貿(mào)易協(xié)定（RGTA）。從回歸結(jié)果上看，無論是更換固定效應(yīng)類型，還是引入滯后期變量，或者控制住貨物貿(mào)易協(xié)定生效情況，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度仍與離岸服務(wù)外包增加值顯著正相關(guān)，在一定程度上驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

（三）內(nèi)生性討論

1. 遺漏變量可能帶來的偏誤

在計量方程設(shè)定中，本文不僅控制了雙方GDP、地理距離、是否有共同語言、是否相鄰、是否具有殖民關(guān)系等傳統(tǒng)引力模型變量，也控制了工資差距、信息技術(shù)發(fā)展水平等影響離岸服務(wù)外包的特定變量，還控制了發(fā)包國、承接國、行業(yè)和年份等固定效應(yīng)，在控制變量選擇上比較全面。為進一步檢驗遺漏變量可能導致的回歸偏誤，本文借鑒Bellows 和Miguel（2009）的方法，進一步構(gòu)建了不可觀測變量的選擇性偏誤測量指標。該指標越大，表明潛在的遺漏變量偏誤就越小。在表5 報告的所有測量指標中，其他不可觀測變量的選擇性必須至少是可觀測變量的選擇影響的5 倍，而其他不可觀測因素對離岸服務(wù)外包增加值的影響完全由其他不可觀測因素的驅(qū)動是不可能的，這說明在控制了主要控制變量后，其他遺漏變量引致的估計偏誤可以忽略不計。因此，本文的回歸結(jié)果穩(wěn)健可靠。

2. 反向因果可能引致的偏誤

另一個可能引起內(nèi)生性問題的是反向因果關(guān)系，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度會影響離岸服務(wù)外包增加值，反過來離岸服務(wù)外包增加值也會對區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度產(chǎn)生影響。服務(wù)貿(mào)易水平越低的國家，越傾向于通過締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定或者進一步深化服務(wù)承諾協(xié)議來擴大服務(wù)外包業(yè)務(wù)規(guī)模。針對反向因果引致的偏誤，可以使用工具變量法（IV）來緩解，即需要尋找一個與區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定高度相關(guān)但不直接影響離岸服務(wù)外包規(guī)模的變量。Mansfield 等（2002）的理論和實證模型證實，當政府更加民主時，越傾向于與其他地區(qū)的政府建立合作，則雙方締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的可能性越大。因此，可以選擇相關(guān)的政治指標作為區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的工具變量。Chen 和Joshi（2010）研究認為，第三國區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的存在對兩國之間區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的締結(jié)和執(zhí)行具有一定的解釋力，但兩國之間的貿(mào)易沖突不太可能直接受到成員國與第三國區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定關(guān)系的影響?；诖?，Tan 和Qiu（2015）、林僖和鮑曉華（2018）選擇是否與共同第三國簽訂區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定或締結(jié)數(shù)量作為區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的工具變量。

借鑒以上文獻，本文最終選擇雙方是否與共同的第三國締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定和政治民主度（Democracy）作為區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定（RSTA）的工具變量，并選取雙方共同締結(jié)第三國的承諾深度和政治專治度（Autocracy）①作為服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度（RSTA depth）的工具變量。一方面，政治治理水平越高的國家，其參與區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的機會越大，且與兩國的服務(wù)外包流動無直接關(guān)系；另一方面，第三方區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定關(guān)系對雙方的締結(jié)和承諾深度具有解釋力，但不太可能對雙邊的服務(wù)外包產(chǎn)生直接的影響。

表6 是使用工具變量后的廣義矩（GMM）估計結(jié)果。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度的Kleibergen-Paap rk F 統(tǒng)計值分別是395.26、445.32，均超過了10%水平上的臨界值（Stock-Yogo 關(guān)鍵值為19.93），拒絕了弱工具變量假設(shè)，即本文所選擇的工具變量與區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度高度相關(guān)；Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量P 值均為0，拒絕了識別不足假設(shè)。同時，Hansen J統(tǒng)計量的P 值分別為0.783 7、0.548 2，均大于10%，不拒絕過度識別假設(shè)，這說明工具變量具有一定的外生性。以上分析表明本文工具變量的選取總體上是合理的。從GMM-IV 估計結(jié)果上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對離岸服務(wù)外包增加值具有顯著的正效應(yīng)，在一定程度上證實了本文結(jié)果的可靠性。

（四）影響機制檢驗

從本文理論分析部分可知，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定通過降低服務(wù)外包交付成本、改善契約制度環(huán)境以及提升承接國服務(wù)外包生產(chǎn)率進而促進了承接方的離岸服務(wù)外包增加值。參考Liu 和Mao（2019）、江艇（2022）、劉斌和甄洋（2022）的方法，本文將通過觀測自變量對中介變量的影響進行機制檢驗。服務(wù)外包交付成本、契約制度環(huán)境以及生產(chǎn)率對離岸服務(wù)外包增加值的影響已在理論分析部分進行了探討。

（1）服務(wù)外包交付成本對離岸服務(wù)外包增加值的機制檢驗。借鑒苗翠芬（2021）、劉斌和甄洋（2022）的方法，本文采用服務(wù)外包限制指數(shù)等相關(guān)指標作為反映服務(wù)外包交易成本的代理變量。世界銀行研究組（Jafari 和Tarr， 2014）基于2009-2012 年對多國服務(wù)部門的政策調(diào)研，構(gòu)造了103個國家11 個服務(wù)部門①的限制性指數(shù)和貿(mào)易壁壘的從價等值（百分數(shù)）?？紤]到服務(wù)外包業(yè)務(wù)的獨特性，本文主要選取了與服務(wù)外包密切相關(guān)的銀行、保險、會計、法律、固定及移動線路等服務(wù)部門的貿(mào)易壁壘從價等值進行衡量。服務(wù)貿(mào)易壁壘從價等值指標在一定程度上衡量了離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)交付成本的高低，該數(shù)值越大，表明服務(wù)外包交付成本越高?；诖?，本文采用2009-2012 年的樣本對服務(wù)外包交付成本進行回歸。表7 第（1）、（2）列估計結(jié)果顯示，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度的回歸系數(shù)顯著為負，表明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度有利于降低服務(wù)外包交付成本。研究假說2 中的交付成本機制得到驗證。

（2）契約制度環(huán)境對離岸服務(wù)外包增加值的機制檢驗。契約制度環(huán)境反映了一國市場競爭環(huán)境和合同執(zhí)行力方面的情況，可使用營商環(huán)境相關(guān)指標進行衡量。世界銀行針對全球190 個經(jīng)濟體發(fā)布了2004-2020 年《營商環(huán)境報告》，主要對跨境貿(mào)易、執(zhí)行合同、破產(chǎn)清算、創(chuàng)辦企業(yè)等十多個領(lǐng)域的營商環(huán)境便利度進行評分和排名。其中，營商環(huán)境便利度評分介于1-100 之間?；诖耍疚氖褂脿I商環(huán)境便利度分數(shù)的行業(yè)平均值作為承接方契約制度環(huán)境的代理指標，該指標越大，表明承接方的契約制度環(huán)境越完善。表7 第（3）、（4）列估計結(jié)果顯示，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度的回歸系數(shù)顯著為正，表明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度有利于改善承接方的契約制度環(huán)境。研究假說2 中的契約制度機制得到驗證。

（3）服務(wù)外包生產(chǎn)率對離岸服務(wù)外包增加值的機制檢驗。對于技術(shù)外溢引致的生產(chǎn)率提升效應(yīng)，可使用服務(wù)外包行業(yè)勞動生產(chǎn)率進行刻畫。世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫（WIOD2016）發(fā)布了2000-2014年多國行業(yè)層面的社會經(jīng)濟賬戶數(shù)據(jù)，包括就業(yè)、總產(chǎn)出、增加值、資本存量等指標?；诖耍疚氖褂贸薪臃降男袠I(yè)總產(chǎn)出與就業(yè)數(shù)量的比值來衡量服務(wù)外包勞動生產(chǎn)率。該指標越大，表明生產(chǎn)率水平越高。表7 第（5）、（6）列估計結(jié)果顯示，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度的回歸系數(shù)顯著為正，表明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度有利于提高承接方服務(wù)外包生產(chǎn)率。研究假說3 中的生產(chǎn)率機制得到驗證。

（五）區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾異質(zhì)性分析

1. 區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“GATS”特征

為驗證研究假說3，本文將區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定“GATS+”和“GATS-”特征對離岸服務(wù)外包增加值進行回歸檢驗。表8 估計結(jié)果顯示，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的“GATS+”特征與離岸服務(wù)外包增加值呈正比，而“GATS-”特征與離岸服務(wù)外包增加值呈反比，這意味著區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾的改進情況越多，越有利于雙邊離岸服務(wù)外包增加值的提升，而區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾的倒退情況越多，則越不利于雙邊的離岸服務(wù)外包發(fā)展，研究假說3 得到驗證。該項實證結(jié)果也在一定程度上印證了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度與離岸服務(wù)外包增加值之間存在的正向促進關(guān)系?！癎ATS+”特征越明顯，意味著區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾開放程度越高，越能有效發(fā)揮交付成本削減效應(yīng)、契約制度完善效應(yīng)以及技術(shù)溢出效應(yīng)，進而提高承接方的國內(nèi)增加值。

2. 區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾類型異質(zhì)性

為驗證研究假說4，本文將區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定“完全承諾”深度和“不做承諾”深度對離岸服務(wù)外包增加值進行回歸檢驗。表9 估計結(jié)果顯示，“完全承諾”深度與離岸服務(wù)外包增加值顯著正相關(guān)，“不做承諾”深度與離岸服務(wù)外包增加值顯著負相關(guān)，這表明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中完全承諾的情況越多，越有利于提高離岸服務(wù)外包增加值，而不做承諾的情況越多，越不利于離岸服務(wù)外包增加值的提升。研究假說4 得到驗證。此外，該項實證結(jié)果也有助于加強區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾深度對離岸服務(wù)外包增加值產(chǎn)生的正向促進效應(yīng)。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中存在的“完全承諾”情況越多，意味著區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾開放程度也越高，同時，離岸服務(wù)外包業(yè)務(wù)將面臨更少的限制性措施。而限制性措施的大幅度下降將帶來更大的交付成本削減效應(yīng)和更強的技術(shù)溢出效應(yīng)，進而促進離岸服務(wù)外包增加值的提升。

五、進一步分析：區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的多期動態(tài)效應(yīng)

接下來，本文在計量方程（1）式中引入一系列虛擬變量，以追蹤締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對離岸服務(wù)外包增加值的動態(tài)效應(yīng)。動態(tài)效應(yīng)方程設(shè)置如下：

其中，基準期是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)年份，Cijht 為本文的控制變量集合，RSTAijt 為處理變量，當承接國i 與發(fā)包國j 締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定之后為1，其他任何情況下都為0。RSTAijt 的上標表示區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)的提前項和滯后項，如RSTA-1ijt 表示在雙方締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定前1 年取1，其他年份均取0；RSTA+5ijt 表示雙方締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定后第5 年時取1，其他年份均取0。RSTA-10ijt 到RSTA-1ijt 是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)的提前項，刻畫了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)前第n 年的服務(wù)外包效應(yīng)，如果RSTA-15=RSTA-14=…= RSTA-1=0，則說明區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定實施前處理組和控制組的離岸服務(wù)外包承接額沒有顯著差異，平行趨勢假設(shè)得到滿足（Beck 等，2010）。RSTA+1ijt 到RSTA+15ijt 是區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)的滯后項，刻畫了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)后第n 年的服務(wù)外包效應(yīng)。

圖1 展示了去除平行趨勢后RSTA-10ijt 到RSTA+15ijt 的系數(shù)估計結(jié)果，空心點值表示均值，虛線代表95%的置信區(qū)間，橫軸上的t 代表區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定締結(jié)年份，正、負值分別表示政策實施后、實施前的相對時長。從圖上可以看出，RSTA-10ijt 到RSTA-1ij 系數(shù)基本都在0 值附近，且置信區(qū)間基本都包括0，即RSTA-10ijt 到RSTA-1ij 的系數(shù)與0 相差不顯著，平行趨勢假設(shè)得到滿足。締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定后，離岸服務(wù)外包增加值開始擴大，且RSTA+1ijt 到RSTA+15ijt 的系數(shù)均顯著大于0，這表明締結(jié)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對增加值具有長期深遠的促進效應(yīng)，即使在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定實施后的15 年左右，仍具有正向的促進效應(yīng)。

本研究認為，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定之所以對服務(wù)外包增加值產(chǎn)生持久且深遠的影響，主要有以下兩個方面原因：一方面，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定降低了服務(wù)外包的交付成本，提高了競爭優(yōu)勢，同時也擴大了商品生產(chǎn)中的服務(wù)要素需求，這都有助于離岸服務(wù)外包承接規(guī)模的提升。隨著越來越多的企業(yè)尋求服務(wù)外包生產(chǎn)方式，以及商品生產(chǎn)的日益碎片化，全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)很難被打破或發(fā)生轉(zhuǎn)移，這使得區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對服務(wù)外包增加值的影響得到持續(xù)鞏固；另一方面，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定承諾措施和國內(nèi)相關(guān)制度的配套改革是一個相互協(xié)調(diào)的過程，隨著雙方對交付環(huán)境的日益熟悉和服務(wù)外包契約關(guān)系的日益增強，使得發(fā)包方不會輕易更換服務(wù)外包供應(yīng)商，且防止面臨較高的置換成本和業(yè)務(wù)中斷風險，這有助于服務(wù)外包競爭優(yōu)勢的持續(xù)提升。

六、結(jié)論及政策建議

基于區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的迅猛發(fā)展且各國越來越重視對服務(wù)問題的談判，本文從理論上探討了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定影響離岸服務(wù)外包增加值的傳導機制。在實證方面，本文選取中國、印度、愛爾蘭等七個主要承接國的服務(wù)外包行業(yè)層面數(shù)據(jù)，并采用引力模型檢驗了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定及其承諾深度對離岸服務(wù)外包增加值的影響。本文研究認為：（1）區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定將促使離岸服務(wù)外包增加值平均提升27.00%，每增加1 個部門的完全自由承諾，將會使得增加值平均提高11.91%；（2）從異質(zhì)性效應(yīng)上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定“GATS+”特征與離岸服務(wù)外包增加值呈正比，“GATS-”特征具有顯著抑制效應(yīng)。而“不做承諾”深度與離岸服務(wù)外包增加值顯著負相關(guān)。（3）從多期動態(tài)效應(yīng)上看，區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定對服務(wù)外包增加值的影響持久深遠，即使在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定實施后的15 年左右，仍具有正向的促進效應(yīng)。

結(jié)合以上研究結(jié)論，中國要充分發(fā)揮區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定在推動服務(wù)外包產(chǎn)品、標準和技術(shù)“走出去”中的重要作用。

首先，政府要加大對已簽署協(xié)定的升級談判。相比于承諾開放度較高的“負面清單”而言，中國在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中普遍采用“正面清單”承諾方式，承諾開放水平偏低，且基本上遵循了WTO 項下GATS 承諾，“GATS+”特征不太明顯，進一步升級談判的空間比較大。在進行升級談判時，對于已開放的服務(wù)部門，政府要進一步降低市場準入、最惠國待遇方面的限制，提高“完全承諾”頻次。對于開放層次很低或未開放的部門，比如教育服務(wù)、文化和體育服務(wù)、健康和社會服務(wù)等，政府要謹慎、有序地推進非敏感服務(wù)業(yè)務(wù)的開放，提高“GATS+”承諾比例。此外，中國承諾在RCEP 生效6 年內(nèi)轉(zhuǎn)變?yōu)椤柏撁媲鍐巍背兄Z方式。當前，政府可結(jié)合海南自貿(mào)港跨境服務(wù)貿(mào)易負面清單、自貿(mào)試驗區(qū)外商投資負面清單，加快制定“負面清單”承諾方式涵蓋的現(xiàn)行和未來不符措施清單，進一步提升中國服務(wù)部門的開放水平，為更好地承接離岸服務(wù)外包提供政策保障。

其次，中國離岸服務(wù)外包承接業(yè)務(wù)主要以信息技術(shù)（ITO）為主，知識流程（KPO）、商務(wù)流程（BPO）等知識密集型的發(fā)展水平偏低，存在價值鏈“低端鎖定”問題。政府一方面可在區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定中加強對會計、法律、管理咨詢、醫(yī)藥研發(fā)、服務(wù)設(shè)計等處于價值鏈中高端服務(wù)部門的開放，鼓勵KPO 和BPO 服務(wù)外包提供商在境外發(fā)展“離岸中心”以及開展對外合作：另一方面可制定優(yōu)化服務(wù)外包業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)和發(fā)展重點領(lǐng)域的指引性文件，積極扶持設(shè)計類、創(chuàng)新類服務(wù)外包產(chǎn)業(yè)，以國家創(chuàng)新基金、民間或社會資本的形式鼓勵領(lǐng)軍企業(yè)、大學以及研究院建立創(chuàng)新設(shè)計中心，并建設(shè)一批國家級服務(wù)設(shè)計示范基地，充分發(fā)揮其帶頭引領(lǐng)作用，進而促進中國服務(wù)外包業(yè)務(wù)的優(yōu)化升級，提升中國在全球價值鏈上的地位。

再次，中國要主動與發(fā)達經(jīng)濟體締結(jié)高水平、高標準的區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定，進一步推進制度性開放。在數(shù)字經(jīng)濟時代，政府要以加入《全面與進步跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定》（CPTPP）、《數(shù)字經(jīng)濟伙伴關(guān)系協(xié)議》（DEPA）以及“一帶一路”建設(shè)為契機，積極參與數(shù)字貿(mào)易、知識產(chǎn)權(quán)保護、監(jiān)管一致性等邊境內(nèi)規(guī)則治理。在數(shù)字貿(mào)易方面，中國應(yīng)在遵循國內(nèi)相關(guān)律法規(guī)的前提下，積極主導電子商務(wù)、數(shù)字貿(mào)易等相關(guān)規(guī)則的制定。在知識產(chǎn)權(quán)方面，中國可借助區(qū)域貿(mào)易協(xié)定中知識產(chǎn)權(quán)相關(guān)條款，積極修訂國內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)制度，特別加強對專利、商標、工業(yè)設(shè)計、集成電路布圖設(shè)計等與服務(wù)外包業(yè)務(wù)緊密相關(guān)的知識產(chǎn)權(quán)保護力度。同時要加強知識產(chǎn)權(quán)領(lǐng)域的國際合作和對話，分享各締約方為防止知識產(chǎn)權(quán)侵權(quán)所采取的必要措施或成功經(jīng)驗，進一步完善本國的知識產(chǎn)權(quán)保護措施。在監(jiān)管一致性方面，政府要注重協(xié)調(diào)國家間的監(jiān)管政策差異，注重與締約方開展會計、商業(yè)服務(wù)等方面的資格互認，加快制定與國際接軌的服務(wù)外包業(yè)務(wù)標準體系?？傮w而言，中國積極參與高標準自貿(mào)協(xié)定，有助于推進服務(wù)外包相關(guān)法律法規(guī)的建設(shè)和完善，進而為中國服務(wù)外包發(fā)展提供公平、競爭有序的制度環(huán)境。

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