甘志捷 王 娟 李 燕

一、引言與文獻綜述

隨著服務(wù)型經(jīng)濟的擴張，各國參與國際競爭的重心正從貨物貿(mào)易轉(zhuǎn)向服務(wù)貿(mào)易，中國與東盟主要國家逐漸轉(zhuǎn)型為制造和服務(wù)類經(jīng)濟體，服務(wù)貿(mào)易將成為其新的增長點?；诖耍袊c東盟國家簽署了《服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》，采取正面清單方式，達成了一攬子服務(wù)市場具體開放承諾（簡稱“第一批承諾”），以降低服務(wù)貿(mào)易壁壘，為雙邊服務(wù)貿(mào)易發(fā)展提供制度保障，推動了該地區(qū)服務(wù)貿(mào)易自由化進程，但第一批承諾的貿(mào)易效應(yīng)并不顯著（李凌和匡增杰，2018）。中國與東盟國家在2011年進一步達成了“第二批具體承諾的議定書”（簡稱“第二批承諾”），更大程度地削減服務(wù)貿(mào)易壁壘，中國-東盟的雙邊服務(wù)貿(mào)易迅速增長，2019 年雙邊服務(wù)貿(mào)易總量達到679.24億美元，貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)明顯，但總量仍相對較低。

大量理論研究和實證分析表明，服務(wù)貿(mào)易自由化會帶來靜態(tài)和動態(tài)的多重收益，但目前學(xué)界對中國與東盟區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)議的貿(mào)易效應(yīng)是否存在、大小如何還持有懷疑態(tài)度，部分學(xué)者認為該協(xié)議不一定是有益的。基于此，本文探討了《中國-東盟服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》第一批承諾和第二批承諾開放度的差異，借助合成控制法評估第二批承諾的貿(mào)易效應(yīng)，研究其對中國與東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的影響，為雙方優(yōu)化服務(wù)貿(mào)易政策提供理論和實證方面的支持，增強該地區(qū)服務(wù)貿(mào)易進一步自由化的信心，推進雙方服務(wù)貿(mào)易多維度、深層次的合作。

區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的效應(yīng)主要表現(xiàn)為壁壘削減、貿(mào)易成本下降和貿(mào)易量增長，Deardorff（1985）將服務(wù)貿(mào)易兩大特征作為理論模型的基礎(chǔ)，證明了比較優(yōu)勢理論適用于服務(wù)貿(mào)易，服務(wù)自由化可以增加貿(mào)易國比較優(yōu)勢部門的貿(mào)易量，抵消其劣勢部門的損失，從而產(chǎn)生了服務(wù)貿(mào)易自由化的貿(mào)易效應(yīng)。區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定削減了貿(mào)易壁壘，實現(xiàn)區(qū)域服務(wù)貿(mào)易自由化，使貿(mào)易國受益，與貨物貿(mào)易自由化的邏輯基本相同（Sapir 和Winter，1994），其最大區(qū)別在于跨境貿(mào)易和國際投資兩個方面，它們既是服務(wù)貿(mào)易的基本面，也可能影響貨物貿(mào)易（Copeland，2002）。

一些研究運用傳統(tǒng)貿(mào)易理論解釋貿(mào)易效應(yīng)。Hirsch（1989）對H-O-S 理論進行修正，發(fā)現(xiàn)服務(wù)密度與貨物貿(mào)易的要素密度相似，服務(wù)貿(mào)易自由化增加了服務(wù)密度豐裕國家的服務(wù)出口。Francois（1990）將專業(yè)化分工理論引入生產(chǎn)者服務(wù)和專業(yè)化投入研究，認為專業(yè)化的服務(wù)分工促進了雙邊或多邊服務(wù)貿(mào)易。Marrewijk 等（1997）擴展了H-O 理論和壟斷競爭理論，提出服務(wù)貿(mào)易也具有規(guī)模經(jīng)濟，能促進服務(wù)出口，形成貿(mào)易效應(yīng)。另外一些研究則從服務(wù)貿(mào)易自由化的影響因素進行解釋。Miroudot 等（2012）測算了區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的貿(mào)易成本，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易成本降低10%，將提高國內(nèi)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率約0.5%，因而服務(wù)貿(mào)易自由化有利于服務(wù)業(yè)的發(fā)展。Borchert 等（2014）分析了服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的開放承諾，認為許多情況下某些承諾并非實際政策，市場準(zhǔn)入是外國服務(wù)供應(yīng)商最不可預(yù)測的限制，也是貿(mào)易效應(yīng)的決定因素之一。Shingal 等（2018）以亞洲國家為樣本研究服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的效果發(fā)現(xiàn)，服務(wù)貿(mào)易自由化提高了生產(chǎn)的服務(wù)化程度，降低了監(jiān)管發(fā)生率和異質(zhì)性引起的服務(wù)投入成本。Egger 和Shingal（2021）發(fā)現(xiàn)，服務(wù)貿(mào)易自由化還在一定程度上有利于貨物貿(mào)易破除“單邊限制”，促進服務(wù)和貨物的出口。

隨著越來越多區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的生效，對其貿(mào)易效應(yīng)的實證分析逐漸增多。Adlung 和Roy（2005）發(fā)現(xiàn)GATS 對許多國家和服務(wù)部門存在歧視，貿(mào)易效應(yīng)并不顯著。Copeland 和Mattoo（2008）認為區(qū)域服務(wù)貿(mào)易協(xié)定的效應(yīng)體現(xiàn)在服務(wù)部門的產(chǎn)品多樣性上，發(fā)展中國家進口金融資本，發(fā)達國家進口人力資本，促進服務(wù)要素的流動，增加了不同國家間的服務(wù)貿(mào)易。服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易之間的關(guān)系研究也取得進展，F(xiàn)rancois和Wooton（2010）采用標(biāo)準(zhǔn)引力模型研究OECD國家的雙邊服務(wù)貿(mào)易，發(fā)現(xiàn)服務(wù)自由化可以促進國內(nèi)服務(wù)業(yè)集聚，還可能促進國際貨物貿(mào)易發(fā)展。周念利（2012）采用面板引力模型研究服務(wù)貿(mào)易自由化對服務(wù)出口的影響，結(jié)果顯示兩者存在顯著的正向關(guān)系。Miroudot 和Cadestin（2017）從全球價值鏈角度實證分析了服務(wù)貿(mào)易專業(yè)化分工的收益，結(jié)果表明限制服務(wù)貿(mào)易會對服務(wù)增值和雙邊貿(mào)易流量增長產(chǎn)生負向影響。

總體上，《中國-東盟服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》兩批承諾均促進了雙邊服務(wù)貿(mào)易總量的增長，許多學(xué)者從不同角度對此展開研究。例如：具體條款解讀（曾文革和余元玲，2011）、高等教育、旅游服務(wù)、服務(wù)開放度（鄒春萌和林珊，2012；蒙英華和林藝宇，2014）。李凌和匡增杰（2018）評估第一批承諾的貿(mào)易效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，第一批承諾對雙邊服務(wù)貿(mào)易總量增長的促進作用并不顯著，在服務(wù)部門上的正負效應(yīng)也不盡相同。第一批承諾促進了中國自東盟國家的版稅和許可服務(wù)以及個人、文化和休閑服務(wù)的進口，但對建筑服務(wù)的進出口以及保險服務(wù)的出口卻產(chǎn)生了負面作用。王娟（2011）構(gòu)建理論模型分析了第二批承諾生效后雙邊服務(wù)貿(mào)易不同模式和部門的發(fā)展趨勢。蒙英華和林藝宇（2014）量化分析第二批承諾的開放度發(fā)現(xiàn)，中國和老東盟五國的開放度均顯著高于第一批承諾，并且開放度與部門所占比重、部門的比較優(yōu)勢之間未呈現(xiàn)明顯對稱關(guān)系，更多是基于“部門對等互惠”意義上的“討價還價”，結(jié)論表明第二批承諾以相互讓利形式的開放無法形成持續(xù)增長的長期動力。

通過回顧現(xiàn)有文獻，發(fā)現(xiàn)關(guān)于第二批承諾貿(mào)易效應(yīng)的實證研究仍有待深入，這對本文開展的研究工作具有重要啟發(fā)作用。本文的創(chuàng)新之處可能體現(xiàn)在：第一，在測算服務(wù)貿(mào)易壁壘水平變化的基礎(chǔ)上，運用合成控制法和雙重差分法排除了時間趨勢對效應(yīng)估計的影響，彌補了相關(guān)研究的不足。第二，從各國服務(wù)貿(mào)易的總量、結(jié)構(gòu)和壁壘特征出發(fā)，創(chuàng)新性地從各國經(jīng)濟、文化以及制度等方面討論了造成服務(wù)貿(mào)易發(fā)展差異和貿(mào)易效應(yīng)異質(zhì)性的內(nèi)在因素。第三，以服務(wù)貿(mào)易的模式、國家和部門的準(zhǔn)入壁壘為視角進行了較為豐富的異質(zhì)性分析。

二、《中國-東盟服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》兩批承諾的開放度比較

《中國-東盟服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》兩批承諾減讓表，按照市場準(zhǔn)入和國民待遇兩大類別在聯(lián)合國中心產(chǎn)品分類系統(tǒng)（簡稱“CPC”）基礎(chǔ)上劃分服務(wù)部門，對四種服務(wù)貿(mào)易模式（即跨境交付、境外消費、商業(yè)存在、自然人流動）的商務(wù)、旅游、運輸?shù)?1個服務(wù)部門給予具體承諾。

為更好地描述壁壘變化情況，本文選取泰國、新加坡、菲律賓、馬來西亞、印度尼西亞等5 個東盟國家為代表，這些國家的服務(wù)貿(mào)易具有規(guī)模大、部門齊全、結(jié)構(gòu)均衡等特點。盛斌（2002）分析中國加入世貿(mào)承諾時提出，“沒有限制”的服務(wù)數(shù)量占部門或者總服務(wù)的比例（簡稱“No Restriction”指數(shù)）最能代表服務(wù)貿(mào)易自由化的水平，蒙英華和林藝宇（2014）按照此思路測算了第二批承諾實施后中國與東盟5 國服務(wù)開放度的變化。參照他們的做法，本文“沒有限制”（No Restriction）指數(shù)的計算公式為：

該公式計算一國服務(wù)部門“沒有限制”的服務(wù)數(shù)量占總服務(wù)的比例。其中，i為x服務(wù)部門的第i種服務(wù)，j為i服務(wù)下第j種服務(wù)貿(mào)易模式；bij表示該國在i服務(wù)部門的j服務(wù)貿(mào)易模式是否作出了“沒有限制”的承諾，是則賦值為1，否則為0；N表示每種服務(wù)貿(mào)易模式的服務(wù)數(shù)量。市場準(zhǔn)入是服務(wù)部門開放的主要限制因素，考察市場準(zhǔn)入能更好反映壁壘和服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系，因而本文從總體和部門兩方面測算市場準(zhǔn)入的No Restriction指數(shù)，表1報告了詳細的測算結(jié)果。

表1 中國-東盟國家第一、二批承諾的No Restriction指數(shù) 單位：%

表2 GATS服務(wù)貿(mào)易自由化指標(biāo)的國家類型劃分 單位：%

（一）總體開放度

表1、2 表明，第二批承諾的No Restriction指數(shù)明顯高于第一批，總體服務(wù)開放度提高，體現(xiàn)在：第一，市場準(zhǔn)入壁壘進一步下降，由低到高分別為：新加坡、中國、馬來西亞、泰國、菲律賓、印度尼西亞。第二，“沒有限制”的服務(wù)數(shù)量顯著增多。中國的增幅最大，“沒有限制”的服務(wù)數(shù)量比重由6.3%升至21.3%；其次為泰國、新加坡、菲律賓、馬來西亞、印度尼西亞，各國“沒有限制”的服務(wù)數(shù)量增長均超過一倍。

以GATS服務(wù)貿(mào)易自由化指標(biāo)為標(biāo)準(zhǔn)，第一批承諾下開放度最高的新加坡僅達到發(fā)展中大國的開放水平；第二批承諾下新加坡達到了高收入國家的開放水平，中國、馬來西亞、泰國、菲律賓達到了發(fā)展中大國的開放水平。

（二）部門開放度

從開放廣度看（表3），第二批承諾下服務(wù)部門的開放領(lǐng)域更多，市場準(zhǔn)入壁壘更低。新加坡承諾開放全部的11個服務(wù)部門，中國、泰國承諾開放健康部門以外的10個服務(wù)部門；馬來西亞、菲律賓、印度尼西亞承諾開放的部門相對較少。新增以下開放部門：新加坡的建筑部門；中國的通信、分銷、教育、金融、旅游部門；泰國的通信、建筑、分銷、環(huán)境、金融、娛樂部門；馬來西亞的健康和娛樂部門；菲律賓的分銷、金融和運輸部門；印度尼西亞的建筑、金融、旅游、運輸部門?？偟膩碚f，第二批承諾新增開放金融、運輸部門，并且對金融、分銷、通信等敏感部門作了有限制的開放。各國的No Restriction指數(shù)均上升，開放部門分布更廣，一些國家完全開放某些部門，如新加坡的建筑部門、中國的環(huán)境部門、馬來西亞的旅游部門等。

從開放深度來看，第二批承諾的側(cè)重點不同。對金融、電信、運輸?shù)葔艛嘈再|(zhì)較強的部門，開放數(shù)量大大增加，實現(xiàn)有限制的開放；對建筑、旅游、專業(yè)服務(wù)等壟斷競爭性的部門，各國開放度差異較大，但基本是傾向于提高本國比較優(yōu)勢部門的開放水平，例如新加坡的建筑部門、泰國和馬來西亞的旅游部門。部分國家的環(huán)境、健康、教育等部門因國內(nèi)產(chǎn)業(yè)技術(shù)欠缺，需要引進外國技術(shù)，因此，也降低了市場準(zhǔn)入限制。

簡而言之，第二批承諾總體上顯著削減了市場準(zhǔn)入壁壘，部門開放的廣度和深度進一步提升，提高了中國-東盟服務(wù)貿(mào)易自由化水平。

三、實證分析

（一）研究設(shè)計

合成控制法（Synthetic Control Methods，SCM）由Abadie 和Gardeazabal（2003）提出，基本思路為：利用干預(yù)組與參照組之間的相似特征進行加權(quán)平均，構(gòu)造一個未受政策影響的虛擬干預(yù)組（合成的干預(yù)組），干預(yù)組與合成干預(yù)組系數(shù)估計之差即為實施干預(yù)的政策效應(yīng)。

假設(shè)i= 1為受第二批承諾影響的干預(yù)組，則

（二）第二批承諾的貿(mào)易效應(yīng)估計

1.數(shù)據(jù)來源及變量說明

本文研究的干預(yù)組為中國，參照組的選取需要考慮其個體特征是否與中國相似。綜合考慮經(jīng)濟、人口、收入和對外貿(mào)易等因素，選取2019年經(jīng)濟總量世界排名前19的國家作為參照組，分別為美國、日本、德國、英國、印度、法國、意大利、巴西、加拿大、韓國、澳大利亞、俄羅斯、西班牙、墨西哥、土耳其、荷蘭、瑞士（中國作為干預(yù)組，印度尼西亞屬于CAFTA 成員國，故將二者剔除出參照組。），得到2005—2019 年的平衡面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于世界銀行、UNComtrade和World Development Indicator數(shù)據(jù)庫。

Baier 和Bergstrand（2009）等利用雙邊貿(mào)易總量數(shù)據(jù)和引力模型分析區(qū)域貿(mào)易協(xié)定的實際效果，表明把中國與東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易總量定義為結(jié)果變量是合理的。Abadie 等（2010）提出選擇預(yù)測變量需要考慮其是否能解釋或影響結(jié)果變量。經(jīng)濟規(guī)模很大程度上影響雙邊服務(wù)貿(mào)易總量，人均GDP 對服務(wù)出口有正向效應(yīng)，服務(wù)業(yè)與人均消費能力相關(guān)，人均GDP 可以作為消費力的代理變量。服務(wù)貿(mào)易和貨物貿(mào)易之間存在互補性，二者是高度相關(guān)的。另外，服務(wù)貿(mào)易增加值代表了一國服務(wù)貿(mào)易在區(qū)域內(nèi)價值鏈深度和參與專業(yè)化分工程度（林僖和鮑曉華，2019），將其加入模型中以增強合成控制結(jié)果的擬合度和穩(wěn)健性。

綜上，選取中國與東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易總量（Sev）作為結(jié)果變量，選取GDP、人均GDP（PGDP）、GDP年增長率（GDPgrowth）、貨物貿(mào)易總量（GOODS）、服務(wù)貿(mào)易增加值（Sev_added）作為預(yù)測變量，取對數(shù)后得到lnSev、lnGDP、lnPGDP、lnGDPgrowth、lnGOODS、lnSev_added。變量的描述性統(tǒng)計如表4所示。

表4 變量描述性統(tǒng)計

2.實證結(jié)果

參照組內(nèi)國家的合成權(quán)重系數(shù)。除美國（0.073）、日本（0.346）、印度（0.581）外，其余國家的權(quán)重系數(shù)均為零。因此可以用這三個國家來合成未受第二批承諾影響的結(jié)果變量。表5 顯示預(yù)測變量的合成程度，與真實值十分接近，表明合成中國可以很大程度模擬真實中國的經(jīng)濟特征。

表5 預(yù)測變量的合成情況

圖1 報告了合成控制的結(jié)果。即垂直虛線表示第二批承諾實施的年份，虛線左側(cè)表示實施前，合成的中國-東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易總量與真實值之間具有平行趨勢，二者擬合效果較好，合成值有效地模擬真實的變化情況。虛線右側(cè)表示實施后，二者的差異逐漸變大，這一差異是本文希望研究的貿(mào)易效應(yīng)，真實值始終高于合成值表明第二批承諾對中國與東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易增長有正向的貿(mào)易效應(yīng)。第二批承諾實施前，真實的中國-東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易總量與合成值在2007—2011 年出現(xiàn)了細微差異，呈“N”形波動，原因可能是2007 年實施了第一批承諾，但其貿(mào)易效應(yīng)較小，所以差異不顯著。此外，服務(wù)貿(mào)易市場對第二批承諾產(chǎn)生了正向的“預(yù)期”，使貿(mào)易效應(yīng)在2011 年前開始顯現(xiàn)。2011 年后貿(mào)易效應(yīng)逐漸凸顯，2014 年達到最大值，在2015 年后開始趨向水平值，表明第二批承諾對中國-東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易的促進作用存在“邊際遞減”。

圖1 中國與東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易的合成控制結(jié)果

圖2 顯示了第二批承諾貿(mào)易效應(yīng)估計值。即第一批承諾的貿(mào)易效應(yīng)估計值約為0.15，對雙邊服務(wù)貿(mào)易增長的促進作用有限，反映出第一批承諾的開放度不高；第二批承諾的貿(mào)易效應(yīng)估計值約為0.45，穩(wěn)定在0.25水平值，可見第二批承諾開放度更高，促貿(mào)作用更大。但是這種效應(yīng)持續(xù)時間不長，后期開始下降，其原因可能除了服務(wù)貿(mào)易壁壘外，還有其他重要因素制約著中國與東盟國家雙邊服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，比如東盟國家的制度、地理和文化距離、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和居民消費水平等因素（余淼杰和高愷琳，2018）。

圖2 中國與東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易的貿(mào)易效應(yīng)估計值

總體而言，第二批承諾提高了服務(wù)開放水平，擴大了雙邊服務(wù)貿(mào)易規(guī)模，并且貿(mào)易效應(yīng)估計值是在真實的中國-東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易總量與合成值擬合度很高的情況下估計得到，因而解釋力度也較強。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為排除其他因素造成的估計偏誤，本文借鑒Abadie 和Gardeazabal（2003）、Abadie 等（2010）及劉甲炎和范子英（2013）的做法進行以下穩(wěn)健性檢驗，確保貿(mào)易效應(yīng)估計值的可信度。

1.雙重差分法

使用雙重差分法估計第二批承諾的貿(mào)易效應(yīng)，并將估計結(jié)果與合成控制法進行比較。雙重差分法的模型設(shè)定為：

lnsevit=β0+β1CA_SERVICEit+γXit+αi+θt+εit，CA_SERVICEit=SEVit*Postt

其中，lnsevit為中國-東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易總量；SEVit為處理組虛擬變量，表示服務(wù)貿(mào)易出口國是否為CAFTA 國家，是則為1，否則為0；Postt為政策干預(yù)時點的虛擬變量，將2011年及之后年份的Postt設(shè)定為1，2011 年之前的年份設(shè)定為0；CA_SERVICEit為處理組虛擬變量和時期虛擬變量的交互項，也是模型的核心解釋變量；Xit是隨時間變化的國別特征變量，此處作為控制變量，其包含：（a）出口目的國的經(jīng)濟規(guī)模，用lnGDP表示；（b）出口目的國市場消費能力，用lnPGDP表示人均收入水平；（c）一國貨物貿(mào)易，用lnGOODS表示；（d）出口目的國市場開放度lnOPEN，用對外貿(mào)易依存度表示。αi為國家固定效應(yīng)，θt為年份固定效應(yīng)，εit為隨機誤差項，選取亞洲國家2005—2019年數(shù)據(jù)。關(guān)注核心解釋變量的系數(shù)β1，其經(jīng)濟含義可解釋為第二批承諾對中國與東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易增長的影響。

表6 報告了雙重差分法的結(jié)果。即在加入所有控制變量并控制時間和國家后，第二批承諾對雙邊服務(wù)貿(mào)易的效應(yīng)估計值符號和大小與合成控制法的結(jié)果一致，平行趨勢檢驗顯著通過，證實了合成控制法估計結(jié)果的穩(wěn)健性。但是，雙重差分法的貿(mào)易效應(yīng)存在低估，原因可能是東盟各國的經(jīng)濟和服務(wù)業(yè)市場環(huán)境差異很大，不同國家對服務(wù)開放的反應(yīng)各異，使估計的平均效應(yīng)較低。

表6 雙重差分法的貿(mào)易效應(yīng)估計

2.替換干預(yù)組

借鑒Abadie 和Gardeazabal（2003）的安慰劑檢驗法，選擇一個未受第二批承諾干預(yù)的國家（非CAFTA成員國）進行合成控制法分析，如果該國和東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易的真實值與合成值擬合度很高，并且在研究期內(nèi)二者之差沒有顯著差異，則表示第二批承諾未對非CAFTA 國家產(chǎn)生明顯的貿(mào)易效應(yīng)，從而證明合成控制法的估計結(jié)果有效。

參考劉甲炎和范子英（2013）的做法，選取在合成中國過程中權(quán)重最大的國家：印度，權(quán)重最大說明印度與中國的個體特征最為接近；選取權(quán)重為0 的國家：德國，說明德國與中國的個體特征相差甚遠。干預(yù)組變?yōu)橛《群偷聡?，兩國屬于不同地理區(qū)域和經(jīng)濟發(fā)展水平的非CAFTA 成員國，若第二批承諾對這兩個與中國最相似以及最不相似的國家均未產(chǎn)生顯著的貿(mào)易效應(yīng)，則可以更加確保估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

圖3 報告了印度與合成印度、德國與合成德國的貿(mào)易效應(yīng)估計結(jié)果。即在第二批承諾實施前后，兩個國家的真實值始終與合成值高度擬合，雖然出現(xiàn)細微波動，但是幅度遠小于中國的情形（圖1），表明合成值較大程度地還原了兩個國家與東盟服務(wù)貿(mào)易的情形，擬合效果在第二批承諾實施前后并未出現(xiàn)變異，也未出現(xiàn)顯著的貿(mào)易效應(yīng)。由此可見，第二批承諾的貿(mào)易效應(yīng)并非其他偶然因素引起，證實了第二批承諾對中國與東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易發(fā)展具有正向的貿(mào)易促進作用，而對其他國家并無顯著貿(mào)易效應(yīng)。

圖3 印度和德國的合成控制結(jié)果

3.排序檢驗

排序檢驗是Abadie 等（2010）提出的另一種穩(wěn)健性檢驗方法，即考慮參照組中是否還有其他國家出現(xiàn)與中國相似的貿(mào)易效應(yīng)估計值，如果出現(xiàn)的話，其概率是多少，相當(dāng)于檢驗貿(mào)易效應(yīng)估計值在統(tǒng)計上是否顯著。具體步驟為：首先假定參照組內(nèi)的所有國家均受到第二批承諾影響，然后依次把每個國家作為干預(yù)組進行合成控制，再將它們的貿(mào)易效應(yīng)估計值與中國進行對比，若二者差距很大，則說明第二批承諾只對中國具有貿(mào)易效應(yīng)，反之亦然。以合成中國為基準(zhǔn)，利用合成控制法過程中計算的均方預(yù)測誤差（RMSPE），通過倍數(shù)逐步剔除RMSPE較大的國家。

圖4報告了參照組各國RMSPE的趨勢，紅實線表示合成中國的RMSPE值，部分國家的RMSPE值與中國偏離較大，圖5報告了剔除5倍和10倍RMSPE值的結(jié)果。剔除大于合成中國RMSPE值5倍、10倍的5個國家和3 個國家，剩余國家的估計值均不顯著，即可解釋為統(tǒng)計上的顯著性水平：有一個國家出現(xiàn)與中國相同或相似貿(mào)易效應(yīng)的概率分別為1/13 和1/10，因此“第二批承諾對中國與東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易有正向的貿(mào)易效應(yīng)”這一事件在10%的水平上顯著。

圖4 參照組國家RMSPE值的比較

圖5 剔除5倍和10倍RMSPE值

以上三種穩(wěn)健性檢驗方法證實了本文貿(mào)易效應(yīng)估計值的穩(wěn)健性，第二批承諾確實促進了中國與東盟國家雙邊服務(wù)貿(mào)易增長。從時間趨勢來看，貿(mào)易效應(yīng)在第二批承諾實施后的三年里逐漸增強，促貿(mào)作用較為明顯，在2015年后開始下降，并收斂于平均值。

（四）異質(zhì)性分析

中國與東盟國家在經(jīng)濟水平、服務(wù)貿(mào)易發(fā)展和開放度等方面存在顯著差異，不同國家和服務(wù)部門面對第二批承諾的沖擊必然有較大的異質(zhì)性。例如，新加坡、泰國和馬來西亞是東盟國家中的服務(wù)貿(mào)易大國，自由化水平較高，貿(mào)易增量必然大于服務(wù)貿(mào)易欠發(fā)達的國家。因此，本文認為貿(mào)易效應(yīng)存在較大的國別異質(zhì)性和部門異質(zhì)性，削弱了第二批承諾的整體效果。

1.國別異質(zhì)性

根據(jù)2005—2019 年中國與東盟國家雙邊服務(wù)貿(mào)易總量大小，將東盟10 國劃分成4 類，第一類為新加坡，第二類為泰國和馬來西亞，第三類為越南、印度尼西亞和菲律賓，第四類為緬甸、文萊、老撾和柬埔寨。國別異質(zhì)性分析可以考察第二批承諾對哪些國家有利，對哪些國家相對不利。

分別對4類國家進行合成控制，得到圖6的4類國家貿(mào)易效應(yīng)估計值。結(jié)果顯示，國別的貿(mào)易效應(yīng)估計值從大到小依次為第四類、第二類、第一類、第三類，貿(mào)易效應(yīng)估計值分別約為0.45、0.3、0.28、0.2。這表明服務(wù)貿(mào)易總量與貿(mào)易效應(yīng)大致呈負相關(guān)，即服務(wù)貿(mào)易總量較大的國家可能獲得較低的貿(mào)易效應(yīng)。從服務(wù)貿(mào)易增量的角度來解釋，緬甸、文萊、老撾和柬埔寨屬于迅速增長的市場，第二批承諾的增速作用相對明顯，因此貿(mào)易效應(yīng)較顯著。盡管它們的貿(mào)易效應(yīng)估計值相對較高，但實際上其總量與新加坡、泰國和馬來西亞等服務(wù)貿(mào)易相對發(fā)達的國家逐漸拉開差距。因此，服務(wù)貿(mào)易基礎(chǔ)好的國家在第二批承諾中貿(mào)易增量大，獲益較多，而服務(wù)貿(mào)易發(fā)展較差的國家即使增速可觀，但仍處于不利地位。

圖6 貿(mào)易效應(yīng)的國別異質(zhì)性

2.部門異質(zhì)性

表7 報告了第一、二批承諾中服務(wù)部門的No Restriction指數(shù)，以部門開放度高低劃分11 個部門，考察貿(mào)易效應(yīng)的部門異質(zhì)性。由于CPC 服務(wù)分類系統(tǒng)與WTO 數(shù)據(jù)庫EBOPs 統(tǒng)計分類僅一級類別基本重合，其中分銷、教育、環(huán)境服務(wù)歸類于商務(wù)服務(wù)部門，健康服務(wù)歸類于金融、保險及養(yǎng)老金服務(wù)部門，因此將數(shù)據(jù)統(tǒng)計上基本相同的7 大部門進行分類，分別為：建筑、旅游、商務(wù)、娛樂、運輸、金融、通信。部門異質(zhì)性能夠衡量各部門的受益狀況，為各國開放服務(wù)部門的政策制定提供實證參考。

表7 第一、二批承諾中服務(wù)部門開放度

分別對7個部門進行合成控制，結(jié)果如圖7所示，部門之間的效應(yīng)估計值差異較大，部門開放度與效應(yīng)估計值之間大致負相關(guān)，即開放度較高的服務(wù)部門貿(mào)易效應(yīng)反而較低。具體分析原因：建筑和旅游部門的貿(mào)易效應(yīng)均低于平均值，由于二者屬于傳統(tǒng)勞動密集型服務(wù)，雖然開放度高、比重大，但東盟國家勞動密集型服務(wù)部門已趨近飽和，市場規(guī)模增長過慢，所以開放度雖高，但未能帶來等比例的增長。近年來，東盟國家勞動密集型服務(wù)比重下降也部分解釋了該現(xiàn)象。其他部門的效應(yīng)估計值雖然高于平均值，但基數(shù)太小，短時間無法形成較大規(guī)模的增量。

圖7 貿(mào)易效應(yīng)的部門異質(zhì)性

此外，部門的貿(mào)易效應(yīng)波動性較大。建筑、商務(wù)和金融服務(wù)對自由化的反應(yīng)強烈，實踐中有其他障礙影響部門增長的穩(wěn)定性；通信服務(wù)的貿(mào)易效應(yīng)存在時滯，在后期出現(xiàn)逆跌，原因在于第二批承諾實施后，東盟國家需要一個過渡期來逐漸完善通信設(shè)施，而后通信服務(wù)的需求上升，形成增長的后發(fā)之勢，同時表明東盟國家的通信服務(wù)市場還有較大開發(fā)潛力。

四、結(jié)論與政策啟示

（一）研究結(jié)論

本文基于中國與東盟國家的雙邊服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)，使用合成控制法考察《中國-東盟服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》第二批承諾的貿(mào)易效應(yīng)，并運用雙重差分法、替換干預(yù)組和排序檢驗三種方法驗證結(jié)論穩(wěn)健性。研究發(fā)現(xiàn)：第一，第二批承諾對中國具有較低的正向貿(mào)易效應(yīng)，帶動中國與東盟國家雙邊服務(wù)貿(mào)易增長近0.25～0.3 個量級，東盟國家經(jīng)濟、社會、文化和制度等方面的巨大差異限制了貿(mào)易效應(yīng)。第二，貿(mào)易效應(yīng)具有較大的國別異質(zhì)性和部門異質(zhì)性。服務(wù)貿(mào)易總量與貿(mào)易效應(yīng)負相關(guān)，與中國雙邊服務(wù)貿(mào)易總量大的國家貿(mào)易效應(yīng)更低；部門開放度也與部門的貿(mào)易效應(yīng)負相關(guān)，開放度較高的服務(wù)部門貿(mào)易效應(yīng)反而較低。部門的貿(mào)易效應(yīng)存在時滯和波動，說明部門對第二批承諾更加敏感，部分部門的貿(mào)易基礎(chǔ)設(shè)施有待完善。第三，第二批承諾的壁壘削減幅度更大，尤其是降低了敏感部門的市場準(zhǔn)入限制，貿(mào)易促進作用更明顯；但持續(xù)時間不長，后期下降明顯。說明除了壁壘外，還有其他重要因素制約著中國與東盟雙邊服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。

鑒于EBOPS分類只涵蓋了跨境交付和境外消費兩種模式，部門的貿(mào)易效應(yīng)分析未能體現(xiàn)商業(yè)存在和自然人流動，專利和版權(quán)、與制造相關(guān)、娛樂等服務(wù)部門也由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑不一致而無法獲得，這是本文研究的不足之處。

（二）政策啟示與建議

結(jié)合實證結(jié)論和現(xiàn)有研究，提出以下政策啟示與建議：

1.中國-東盟服務(wù)貿(mào)易市場的進一步開放是時之趨勢

區(qū)域內(nèi)服務(wù)貿(mào)易開放能形成制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的互動發(fā)展，獲得貿(mào)易投資和專業(yè)化分工的福利，中國與東盟國家應(yīng)著力推動國內(nèi)競爭及規(guī)制制度和壟斷產(chǎn)業(yè)的市場化改革，營造公平競爭環(huán)境；試行某些服務(wù)業(yè)的集中管理，推行服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)化，規(guī)范服務(wù)質(zhì)量，提高服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)。例如，制定區(qū)域性服務(wù)行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)和行為規(guī)范，構(gòu)建區(qū)域性信用評價體系，推廣國際標(biāo)準(zhǔn)組織認證體系。

2.中國-東盟國家服務(wù)業(yè)開放的制度安排須注重非均衡原則

考慮到成員國在服務(wù)貿(mào)易的物質(zhì)基礎(chǔ)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、需求偏好、發(fā)展階段和潛力等方面的異質(zhì)性和多層次階梯狀態(tài)，服務(wù)市場的開放應(yīng)采取“漸進的”和“有管理的”非均衡開放原則。審慎評估不同國家及部門的受益情況，特別是把某一服務(wù)部門視為支柱的最不發(fā)達國家，優(yōu)先發(fā)展部分部門，建立行業(yè)合作機制或聯(lián)盟，帶動其他部門的進一步開放。例如，可將一些基礎(chǔ)性服務(wù)行業(yè)——金融服務(wù)、電信、郵政服務(wù)、航空運輸和海運（船運和港口）、旅游服務(wù)的改革置于政策優(yōu)先地位；建立統(tǒng)一競爭機制，實行國內(nèi)補助、公共安全政策等。鼓勵有能力的成員國對其他國家提供技術(shù)援助，給予落后國家或落后服務(wù)產(chǎn)業(yè)一個開放過渡期，開放和市場培育同步進行。

3.中國-東盟服務(wù)貿(mào)易下一步開放談判的著力點應(yīng)是隱形壁壘的消除

實證分析發(fā)現(xiàn)國內(nèi)管制、文化包容度、制度差異、語言、生活習(xí)俗以及歷史因素等諸多隱形壁壘阻礙雙邊服務(wù)貿(mào)易，國內(nèi)監(jiān)管不透明形成的無形壁壘提高了服務(wù)貿(mào)易成本。應(yīng)規(guī)范各國服務(wù)貿(mào)易的國內(nèi)規(guī)制，使政策客觀透明、程序公正簡便。文化心理和認同的差異可以通過建設(shè)溝通平臺和相關(guān)措施逐步淡化，例如加強各國間的語言學(xué)習(xí)、文化交流、教育服務(wù)、學(xué)者交換、體育活動交流等。