毛艳华、李敬子： 中国服务业出口的本地市场效应研究中国服务政出口的本地聿场故启研尧＊毛艳华 李敬子内容提要： 近十年来中国服务贸易的出口规模与行业结构呈现出快速扩张和优化发展态势的动力机制是什么？ 本文对中国服务业出口在服务全球化背景下寻求构建新型比较优势提出了全新的解释维度， 即本地市场效应。 通过引入服务企业异质性假设， 本文在产业垂直关联下构建了两国框架的服务企业贸易模型， 从理论上证明了本地市场效应的存在及条件， 同时采用2 0 0 0—2 0 1 3 年中国与 4 1 个国家或地区的双边服务贸易面板数据进行经验检验。 结果发现， 中国整体服务业出口存在本地市场效应， 且比较优势对服务业出口的促进作用大于本地市场效应； 分类型服务业中， 生产性服务业具有本地市场效应，技术与知识密集型服务业的本地市场效应强于资本密集型服务业； 在分部门中运输、建筑、通讯、 金融、 保险、计算机信息和政府服务存在本地市场效应。 扩大高收入群体数量、提高服务贸易开放水平和技术水平有利于促进整体服务业出口， 相对需求结构、贸易自由化程度与技术差异对分部门服务业出口的作用存在差异。 本文有关服务业本地市场效应的研究为中国服务贸易战略提供了新思路， 对实施扩大内需、 加快服务业市场开放和推进服务业与服务贸易的结构调整等具有重要的政策含义。关键词： 服务贸易 本地市场效应 异质性服务贸易模型 引力模型一、 引 言服务全球化是近十余年来经济全球化进程中最鲜明的阶段特征， 影响广泛深刻， 与就业、增长、分工体系、结构平衡、 全球治理、 可持续发展等全球经济发展中的重大议题密切相关（ Ｂｒｙｓｏｎ＆Ｄａｎｉｅｌｓ，1 998； 江小涓，2 0 0 8； 裴长洪，2 0 1 4）。 根据ＷＴＯ国际贸易统计数据库，2 0 0 0—2 0 1 3 年国际服务贸易的年均增长率为8 ．9 1 ％， 比同期货物贸易高0． 4 6 个百分点， 服务贸易在全球贸易总额中的比重从2 0．8 4 ％提高到2 1 ． 8 9％。 服务业跨国投资在全球投资总额中的比例也由2 0 0 0 年的5 2．9 5 ％上升到2 0 1 2 年的7 0．4 0 ％。 这些都表明， 服务全球化已经成为全球化的主导力量和重要内容。 在这一过程中， 科技创新、服务业ＦＤＩ 和制度变革对服务业发展走向全球化起到了主要的推动作用（ 裴长洪、杨志远，2 0 1 2） ， 尤其是缔结“区域服务贸易安排”等措施带来的区域服务贸易自由化， 已成为全球服务贸易快速增长的重要加速器（ 周念利，2 0 1 2）。 目前， 受区域服务贸易规则及相关承诺约束的服务贸易已占世界服务贸易总量的8 0 ％以上。服务业与服务贸易的发达程度是一国经济社会发展水平的基本标志（ 王恕立、胡宗彪，2 0 1 2）。＊毛艳华， 中山大学港澳珠江三角洲研究中心， 港澳与内地合作发展协同创新中心， 中山大学自贸区综合研究院， 邮政编码： 5 1 0 2 7 5 ， 电子信箱： ｍｎｓｍｙｈ？ｍａｉｌ．ｓｙｓｕ．ｅｄｕ． ｅｎ； 李敬子， 中山大学管理学院， 邮政编码： 5 1 0 2 7 5 ， 电子信箱：ｊｉｎｇｚｉ2 0 0 8 2 0 0 8 ＠1 6 3．ｃｏｍ。 作者感谢教育部人文社会科学重点研究基地重大项目（ 批准号1 ＵＪＤ8 1 0 0 1 0 ） 、 打造“理论粤军”重大现实问题招标课题（ 批准号ＬＬＹＪ1 3 0 6）、 国家社会科学基金重点项目（ 批准号1 2 ＡＺＤ0 2 5） 以及中山大学“中央高校基本科研业务费专项资金”的资助。 感谢上海大学经济学院陈强远博士和中山大学岭南学院林建浩博士提供的帮助， 同时感谢匿名评审专家提出的宝贵意见和建议。当然， 文责自负。9 8ｔ201 5年第8期作为全球最大的发展中国家， 中国积极主动地选择了服务业开放战略， 通过加入ＷＴＯ和签署双边或区域自由贸易协定推动服务贸易自由化， 实现了服务出口的快速增长和结构调整。 根据联合国贸发会议数据库，2 0 0 0—2 013 年， 中国服务出口额由3 0 4 ＿3 0 亿美元增加到2 0 6 0．1 8 亿美元， 年均增长率达15．8 5％， 远高于同期世界服务出口7 ． 8 8 ％的年均增长率。 同时， 中国服务出口结构也发生了较大变化，2 0 0 0—2 0 1 3 年生产性服务出口年均增长率为2 0．2 5 ％， 远高于消费性服务9 ．3 8 ％的出口年均增长率。 从分部门来看， 旅游、 运输等传统服务出口占比明显下降， 两部门合计下降了2 2．0 3 个百分点， 而建筑、计算机和信息、 保险、 金融等现代服务部门的出口比重则分别上升了3． 2 0，6．3 2，1 ． 5 9 和1．2 9个百分点。 从竞争力来看， 计算机和信息、建筑、金融、保险等生产性服务业的贸易竞争力指数分别从20 00年的0．1 5、－0 ．2 5、－ 0 ．1 1、－ 0 ． 9 2增加到2 0 1 3 年的0．4 4，0 ．4 7、－0 ． 0 7，－0． 6 9。 这种贸易结构的优化反映了中国服务出口已逐步形成了新的竞争优势。基于以上事实， 从国际贸易理论的角度来看， 中国服务贸易的出口规模与行业结构呈现出快速扩张和优化发展态势的动力机制是什么？ 无论是基于产业层面的比较优势理论， 还是基于企业和产品层面的新贸易理论都认为服务业出口竞争力取决于其发展水平。 但是， 目前中国服务业整体发展水平还相对落后， 人力资本和技术要素也并不充裕。 因此， 传统比较优势理论并不足以解释目前中国服务业出口及其行业结构的发展变化。 本文认为， 在服务全球化背景下， 中国服务出口还存在另一种动力机制， 即本地市场效应（ｈｏｍｅｍａｒｋｅｔｅｆｆｅｃｔ）：一国内需市场的稳定和扩大所带来的规模生产和生产率改进能够促进出口（Ｋｒｕｇｍａｎ，1 9 8 0） 。 这一动力机制有别于传统比较优势理论， 后者强调国内消费市场规模较大的国家将成为净进口国。 本文对中国服务业出口的本地市场效应研究， 将为寻求与构建新型比较优势提供一个全新的解释维度和有力的理论支撑。目前， 参与全球化不足是中国服务业发展滞后的一个重要原因。 因此， 中国新一轮对外开放的主攻方向和重点领域是服务业开放。 中共十八届三中全会关于全面深化改革的《决定》中指出，“全面提高开放型经济水平， 创新开放模式， 统筹双边、 多边、 区域次区域开放合作， 加快实施自由贸易区战略。”未来较长一段时期内， 中国服务出口和本地市场需求都将处于不断发展变化的动态环境中。 在推动实施服务贸易开放平衡战略和寻找服务贸易可持续发展路径的背景下， 检验本地市场规模扩大是否对服务出口产生促进作用具有重要的理论和政策意义。 本文试图回答以下问题： 首先， 除比较优势以外， 本地市场规模的持续扩大是否也是形成中国服务出口竞争力的重要因素？ 其次， 随着全球各国收入差距扩大和服务贸易政策环境不断变化， 需求结构差异和贸易自由化会对中国服务出口产生什么影响？ 最后， 在参与区域服务贸易自由化进程中， 具有不同资源禀赋和技术水平异质性服务行业的本地市场效应是否存在着差异？本文的研究内容安排如下： 第二部分为文献综述； 第三部分为理论模型推导； 第四部分为计量模型构建与变量说明； 第五部分为实证分析， 从中国整体服务业、按功能与要素密集度分类的服务业和细分部门服务业出口三个层面检验本地市场效应的存在性； 第六部分为结论与启示。二、 文献综述迄今有关本地市场效应的理论与经验研究大多集中于货物贸易， 涉及服务贸易的相对少（Ｃｅｇｌｏｗｓｋｉ，2 0 0 6） ， 尤其是针对发展中国家服务贸易的研究更少（Ｎａｓｉ ｒ＆Ｋａｌｉｒａｊａｎ，2 0 1 3）0 尽管如此， 本文仍需要从理论与实证研究两个层面对已有的相关研究成果进行简要回顾与评述。长期以来， 在对服务业可贸易性（Ｈｉｌｌ，1 977） 和传统分工理论适用性（Ｂｈａｇｗａｔｉ，1 9 8 4） 的研究过程中，Ｄｅａｒｄｏｒ￡ｆ（1 9 8 5） 首次将服务部门纳入国际贸易理论的传统分析框架， 探讨了比较优势理论能否运用于服务贸易研究。2 0 世纪9 0 年代以来， 服务全球化和国际分工深化在很大程度上改变了服务“不可贸易”的传统定义和相应特征， 许多变化是革命性而不是边际性的。 比如， 从技术创新9 9 毛艳华、李敬子： 中国服务业出口的本地市场效应研究层面来看，ＩＣＴ技术发展和科技创新直接推动了服务业的“可贸易性革命”和劳动力“虚拟跨境流动＂， 生产与服务过程可分离性的一个直接结果是本土和离岸服务外包业务在全球迅猛发展（Ｆｒｅｕｎｄ＆Ｗｅｉ ｎｈｏｌｄ，2 0 0 2； 江小涓，2 0 0 8）。 从服务运营过程来看， 服务部门具有不完全竞争、规模报酬递增和产品差异性等特点（ ＧｅｒＶａｉ Ｓ ＆ｊｅｎｓｅｎ，2 0 1 3） 。 从服务消费角度来看， 服务消费具有收入弹性大、结构趋同和需求多样化等特征。 从制度创新层面来看， 各国扩大服务业开放显著减少了体制障碍， 降低了跨境交易成本， 极大地促进了服务业ＦＤＩ 和全球服务贸易发展（ 裴长洪、杨志远，2 0 1 2）。 因此， 传统贸易理论难以解释服务贸易领域发生的这些深刻变化。2 0 世纪7 0、8 0 年代发展起来的新贸易理论立足规模经济、报酬递增、不完全竞争和产品差异等因素， 提出一国内需市场的稳定和扩大能促进出口， 形成本地市场效应（Ｋｒｕｇｍａｎ，1 9 8 0）。 这一有别于传统贸易理论的新贸易理论， 为上述服务贸易领域的深刻变化提供了新的解释视角。 对本地市场效应存在性的验证， 主要有两条途径。一是基于超常需求， 该方法源自 Ｋｍｇｍａｎ（1 9 8 0） 和Ｈｅｌｐｍａｎ＆Ｋｒｕｇｍａｎ（1 9 8 5），Ｄａｖｉｓ＆Ｗｅｉｎｓｔｅｉｎ（1 9 9 6） 首次把比较优势和本地市场效应分离出来，开创了本地市场效应实证检验的先河。 二是基于引力模型， 比较产业的相对出口与相对市场规模的弹性大小， 如果弹性为正， 表明存在本地市场效应。 Ｋｉｍｕｍ＆Ｌｅｅ（2 0 0 6） 分析了1 9 9 9一2 0 0 0 年10 个ＯＥＣＤ成员国服务贸易和货物贸易的影响因素， 发现引力模型更适用于分析和预测服务贸易，ＯＥＣＤ国家服务业存在本地市场效应。 Ｎａｓｉｒ＆Ｋａｌｉｍｊａｎ（2 0 1 3 ） 对北美、 欧洲、东亚、南亚、东盟计算机信息、专业和通讯服务出口的影响因素研究发现，ＧＤＰ、共同语言、网络使用量等对服务出口具有正向显著影响， 而服务贸易限制性指数不利于服务出口。此外， 现有文献还探讨了相对贸易成本、需求结构、技术水平等因素对服务出口数量与结构的影响。 就服务贸易自由化而言， 市场开放和贸易障碍的削弱意味着更强的“本地市场效应＂（Ｈｅａｄ＆ＲｉｅＳ，2 0 0 1） 。Ｃｈｅｎ＆Ｚｅｎｇ（2 01 4） 使用ＶＥＳ效用函数， 并基于赋值仿真模拟法研究了大国的本地市场效应， 发现当贸易成本不同时， 大国不一定成为企业的集聚地， 也不一定成为出口国， 本地市场效应可能出现或者消失。 对需求结构影响的研究则认为， 在非位似偏好假设下， 收人在个体间的不同分配情况将会通过影响需求结构来影响服务贸易的总量与结构（Ｆａｊｇｅｌｂａｕｍｅｔａｌ．，2 0 1 1）。Ｈｕａｎｇｅｔａｌ．（2 0 13） 根据贸易伙伴国间固定成本与边际成本差异的形式引人技术差异， 发现一国技术水平越高， 越容易弥补规模劣势， 从自由贸易中获利， 增加企业数量， 成为差异性产品的净出口国。 此外， 贸易自由化将加剧技术劣势国成为外围地区的可能。总体来讲， 国内对本地市场效应的研究主要集中在制造业领域， 如张帆和潘佐红（2 0 0 6）、范剑勇和谢强强（2 0 1 0）、邱斌和尹威（2 0 1 0） ， 而对服务业本地市场效应的研究则较少。 阚大学和吕连菊（2 0 1 4） 对中国服务业本地市场效应进行了实证研究， 但缺乏相应的理论模型支撑。 此外， 在研究服务业本地市场效应时， 鲜有文献从理论上识别到企业或行业的异质性。 事实上， 服务企业或行业的异质性是显然存在的， 并且会影响服务业的本地市场效应： 由于存在出口沉没成本， 高生产率企业出口倾向更高（ Ｍｅｌｉ ｔｚ，2 0 0 3）， 这可能会进而改变行业的相对出口规模。基于上述考虑， 本文将引人服务企业异质性假设， 在产业垂直关联下构建两国框架的服务企业贸易模型， 对本地市场效应的成立及条件进行理论推导。 本文的创新之处体现在： 首先， 基于本地市场效应理论揭示了中国服务贸易快速发展的深层次动因与机制， 为服务贸易发展提供了一个新的分析视角； 其次， 基于产业垂直关联假设， 在两国框架下首次构建了异质性服务企业贸易模型， 对服务业出口的本地市场效应进行理论推导， 具有较大的理论创新； 最后， 综合采用相对市场规模、要素禀赋、需求结构、 贸易自由化程度和技术差异等变量， 更加全面地分析了服务业出口的影响因素，并且更好地衔接了服务业本地市场效应的理论模型与实证分析。1 0 0 位紿；201 5 年第8 期三、 理论模型（一） 模型假设1 ． 基本假设假定存在两个国家： 国家Ｚ？ 和国家Ｆ， 其劳动力总数分别为ｉ和广， 工资率分别为Ｕ； 和 ， 资本规模分别为Ｋ和 假设存在两个部门： 传统部门（4） 和现代服务部门（5）。 其中， 传统部门具有规模报酬不变、完全竞争的瓦尔拉斯均衡特征； 传统部门的企业是同质的， 使用劳动力作为唯一的生产投入， 生产1 单位的传统产品需要1 单位的劳动力， 其贸易不存在贸易成本。 而现代服务部门则具有规模报酬递增、垄断竞争特征。 对于劳动力投入而言， 在部门之间可以自由流动， 但在国家间不能自由流动。 此时， 劳动力的工资ｔｏ 将等于其边际产品， 即ｗ＝仏， 其中仏为传统产品的价格。2． 服务贸易的“冰山成本”在空间经济学与新贸易理论中， 通常将货物贸易的运输成本以“冰山成本”（ｉｃｅｂｅｒｇｃｏｓｔ） 的形式表示（Ｋｒｕｇｍａｎ，198 0） ： 从Ａ国运输ｔ单位的产品最终仅有1 单位能够到达Ｂ国， 剩下的（ ｔ－1）单位产品在运输途中被损耗掉了。 虽然服务和货物在产品形式上有很大的区别， 距离等因素对服务贸易的影响远不如对货物贸易显著， 如金融、咨询等服务贸易受距离的影响有限， 但在服务贸易中， 各国对服务业领域的监管更加严格， 服务业被更多地列入负面清单管理中， 例如金融行业（Ｂｏｕｖａｔｉｅｒ，2 0 1 4）。 此外， 技术标准的不一致、不合理的汇率政策、资本管制、政府无效率、基础设施不健全以及各类边境内壁垒都会增加服务产品的相对价格（ Ａｎｄｅｒｓｏｎ＆Ｗｉｎｃｏｏｐ，2 0 0 4； 胡宗彪，2 0 1 4）。 因此， 服务贸易也存在着和货物贸易类似的“冰山成本”： Ａ国服务生产者向Ｂ国提供ｒ单位服务， 只有1 单位服务到达Ｂ 国。 相应地， 外国服务生产者提供每单位服务需要比本国服务提供者花费更多成本。 例如在跨境支付下， 尽管不存在人员、物资和资本的流动与运输， 但国际间电讯、计算机联网费用会高于一国内部的情形， 导致跨境交付下服务产品的价格相对较高。 再如在商业存在下， 服务业被更多地列入负面清单， 未列人负面清单的服务部门也不是完全开放， 增加了搜寻、信息、法律及规制成本（Ｍｉｒｏｕｄｏｔｅｔａｌ．，2 0 1 2；ＶａｎｄｅｒＭａｒｅｌ，2 0 1 2）0 本文将服务贸易成本也表示为“冰山成本”形式：一一Ｐｉ＝ＴＰｉ＞ Ｐ＇＝ｍ（1）其中 （厂） 表示国家Ｄ（Ｆ） 中的企业ｉ 生产的服务产品在国家ｆ （ ⑴的定价。3． 异质性服务企业对于现代服务部门而言， 部门内的异质性服务企业都使用1 单位服务资本作为固定投人， 而使用劳动力和服务中间品组合Ｃｃ 作为可变投人： 服务企业ｉ 生产1 单位服务产品所需要的可变投人为ａ单位。 此时ａ可以视为异质性服务企业的生产率差异。 假设异质性服务企业生产率服从连续可微的帕累托分布（Ｂａｌｄｗｉ ｎ＆0 ｋｕｂｏ，2 0 0 6） ， 即Ｇ（ ｍｉ）＝（ａ／ａｍ＇ｘ）ｋ，ｋ5＝1（2）其中，《＿表示异质性服务企业的生产率最低值， 定义为服务企业生产率下限；ｉ 表示帕累托分布的形状参数。 对于ａ而言， 其帕累托分布函数的概率密度函数与分布函数分别表示为：／［ ｏ］—ｐａｐ＇1，Ｇ［ ａ］＝ａｐ，0＜ａ＾1，ｐ＾1（3）其中ｐ是一个常数， 用来表示密度函数的形状。① 本文用上标 来表示外国Ｆ， 下同。1 0 1 毛艳华、李敬子： 中国服务业出口的本地市场效应研究异质性服务企业的服务产品生产需要服务中间投人品组合①和劳动力作为可变投入， 两者按照Ｃｏｂｂ－Ｄｏｕｇｌａｓ 函数形式投入生产， 服务中间投入品组合内部则为ＣＥＳ函数形式。4 ．消费者效用函数消费者效用函数采用拟线性形式：，ｖ1 ／（1 －1 ／ｆ）Ｕ－—Ｃｓ＋ＣＡ，ＣＳ＝（ｆ＂Ｆｃ＼－Ｕ＇ｄｉ），0＜／ｉ＜1 ＜ｔｒ（4）其中＋表示代表性消费者对服务产品的支出偏好系数， 是一个常数；ＣＳ 表示消费者对不同服务产品的消费数量指数；？ｃ． 表示第ｉ 个服务产品的消费数量； ｏ■表示不同服务产品之间的替代弹性；ＣＡ表示传统产品的消费量； ｈ和？分别代表国家0 和Ｆ生产的服务产品种类。不同的国家对于服务产品的偏好系数不同， 假定国家Ｚ） 对服务产品的偏好更强， 即ＪＬｔ＞。（ 二） 模型求解根据上文假设， 两个国家的异质性服务企业ｉ 的生产成本函数分别为：ＣＴ（ｘｔ ）＝ＴＴ，＋ａｔｘｆ，ＣＴ＇（ｘ＇）＝ｔｔ＊＋ａ＊ｘ＊Ｐ‘（5）其中，Ｃ7Ｘ、） 和Ｃ7＂＇（ ＜） 分别表示国家 和Ｆ的服务企业ｉ 的生产函数；ｔｔ， （ ＜） 、、（ ＜） 分别表示各自服务企业ｉ的资本收益、服务产品生产数量；Ｐ和Ｐ＇分别表示其中间投人品价格指数， 表现为工资与服务中间投人品价格的固定比例组合：ｐ＝＝（－＊广．［Ｊ二二（。－乂广（6）对于服务生产企业来说， 服务中间投人品的消费占到可变投人的ａ部分。 以国家乃为例， 消费者效用函数最大化可以得到产品ｉ 的需求量ｃ，：ｃ，＝ｐ7＾，Ｇ＾［［ｙｒｄｉ＋⑴其中， Ｇ为国家Ｚ） 的消费者价格指数。 此时国家ｉ） 服务企业ｉ 的利润最大化过程可以表示为：ｍａｘ（ｐ‘ｘ‘ －ｔｔ，－ａｔｘｆ）ｓ．ｔ．ｘｌ－＋ｃ＊＝ｐ＾＂［ｆｉＧ￣ｉｒ＋ｔ＇＂ｎ＊（ Ｇ＊）7＊＂］（8）其中，ｃ， 与 分别表示国家Ｄ和ｆ对国家Ｄ提供的服务产品ｉ 的需求， 为国家Ｆ的消费者价格指数。③求解凡， 可以得到：ｏ－ａｔ—Ｐ， ＝‘＝ＴＰ，（9）（ 7－1令＾和▽分别表示国家Ｄ第ｉ 种服务品的出口和进口数量。 根据式（1） 和式（7） 可得：冗＝（1 0）由于异质；＾服＃业服从帕累托分布， 此时国家 生产率ａ 对应的服务产品的出口和进口数量分别定义为瓦和 表示为式（1 1） ：Ｍ；＝（Ｇ＇，Ｍ＾＝（ ＴＡ ）＂ＶＧＴ7（ ａ， ）（1 1）① 在空间经济学领域， 较多文献分析了制造业的中间投人品问题， 构建了产业垂直关联模型， 例如ＦＣＶＬ 模型（ Ｒｏｒｅｒ－Ｎｉｃｏｕｄ，2 0 04） 、ＦＥＶＬ 模型（ Ｏｔｔａｖｉａｎｏ ＆Ｒｏｂｅｒｔ－Ｎｉｃｏｕｄ，2 0 0 6） 等。 服务生产也存在着服务中间品投人。 据此， 本文将构建服务业的垂直关联模型。② 在本文中， 消费者对不同服务产品的消费组合与服务生产企业对服务中间投入品的消费组合的函数形式是一致的。③国家0 的企业ｉ 对应的生产量为。，＋？：，？， 其中（Ｔ－ｌ）Ｃｌ＿部分的服务产品在向国家ｆ提供的过程中损耗掉了。1 0 2 年第8 期均衡时， 两国的服务贸易平衡。 定义国家Ｄ的服务贸易顺差为ｒａ， 此时有：ＴＢ＝Ｃ（ＴＰｉ ）＇＾＇（Ｇ＇Ｗｆ（ａｉ ）ｄｉ－Ｃｉｒｐｎ－＇ｆｉＧ＾ｆｉａ＾ｄｉ（1 2）ＪｏＪ0贸易平衡时， 国家 的服务贸易顺差ｒａ＝0。 均衡时， 两国的劳动力市场均出清， 即：Ｌ－ＬＣａ＋（ａ＾ｄｉ，Ｌ＊＝Ｌ＊ＣＩ＋ｆａ＊ｘ＊ｄｉ（13）Ｊｉ＝1 Ｊｉ＝ 1 对于第ｉ 种产品而言， 我们将国家Ｚ） 和Ｆ的相对出口量定义为ＲＥｉ：ＲＥ＿＾＝（ｒＰｉ ）－＾（0＇）＾＝＾（Ｇ＾（1 4）‘ｍ；（ｔｐ；）＂ＶＧＶＭＧＴ根据式（3） 和式（7） 以及上述均衡条件， 我们可以将这两个国家的服务产品价格指数化简为：Ｇ＾－＝（1 －ｌ／ａ）＇－1ｋ（Ｋ＋＾＞Ｋ＊）， （Ｇ＇）7＾＝（1－ｌ ／ｏ■广1 Ａ（ 辦＋ｉＴ〉⑴）Ａ＝／＞／（ｌ－ＣＴ＋ｙｏ），0＾（＾）＝Ｔ￣＂＾1 我们假设这两个国家的劳动力数量相同， 即ｉ＝1＇， 而资本禀赋不同， 令Ｋ＜Ｘ＂。 在这种情形下， 国家Ｆ具有资本禀赋的比较优势， 即飢＜Ｋ＇／Ｌ＼令ＣＳ三ｆｉＬ， ＣＳ＇， 分别表示国家 和ｆ的市场规模。 则相对市场规模ｆｔＣ可以表示为：ＲＣ＝ｆｉＬ／ｆｉ＊Ｌ＊＝ｆｉ／ｆｉ＊（16）进而可以得到国家Ｄ的服务产品相对出口与相对市场规模之间的关系：ｄ（ ＲＥ‘ ）＝＼ｉＫ±！Ｌ］（ｌｉｌ）2＝＼＜ｆ＞（Ｋ／Ｋ＇）（1 7）ｄ（ＲＣ）Ｌａ：＋4，Ｋ＂ｉ＼ＩＬ｝Ｌ（Ｋ／Ｋ＇）＋＜｜）Ｊ ｌ／ｉ， ／（ 三） 结论说明在本文中， 我们假设这两个国家的劳动力规模绝对值相等， 因此资源禀赋差异体现在资本要素上， 后者同时也反映了两国的资源禀赋比较优势。 因此式（1 7） 中Ｚ）国的服务产品相对出口与相对市场规模之间的关系， 可以归纳如下：1． 封闭经济情形。 当两国为完全的封闭经济时， 并不存在服务产品出口的情形。2．一般情形。 服务行业 是否大于1， 即本地市场效应是否成立， 可表达为：＇丟（ 今）、1， 不成立；Ｍ2“2（1 8）1 弄⑶1 ／［（＾）－計成立。3 ． 完全开放经济情形。 ＜＃＞＝1， 此时＾＾＜1， 不存在本地市场效应。根据以上分析我们可以判断得出， 服务业的本地市场效应是否成立， 并不能得到确切的结论，这受到了两国的资源禀赋比较优势、服务贸易自由度、 消费者相对需求偏好等因素的影响。 因此，接下来我们将利用中国的经验数据进行实证检验。四、 计量模型构建与变量说明为了验证理论模型结论， 本文选取2 0 0 0—2 0 1 3 年中国与4 1 个国家或地区①11 个服务细分行① 4 1 个国家或地区包括美国、 日本、中国香港、韩国、 法国、德国、 英国、意大利、 澳大利亚、奥地利、 瑞典、 西班牙、 白俄罗斯、加拿大、 比利时、 智利、 克罗地亚、 塞浦路斯、 捷克、丹麦、爱沙尼亚、 芬兰、希腊、匈牙利、 冰岛、 爱尔兰、拉脱维亚、 立陶宛、卢森堡、马耳他、荷兰、新西兰、 挪威、波兰、葡萄牙、 罗马尼亚、 俄罗斯、 塞尔维亚、 新加坡、斯洛伐克和斯洛文尼亚。1 0 3 毛艳华、李敬子： 中国服务业出口的本地市场效应研究业的双边贸易非平衡面板数据进行经验检验。 这些国家或地区涵盖了中国的主要服务贸易伙伴，占中国服务贸易总额的9 5．7 2 ％。 因此， 样本具有代表性， 这有助于得到相对科学的结论。（一） 实证模型构建本文拓展了Ｓｃｈｕｍａｃｈｅｒ＆Ｓｉ ｌｉｖｅｒｓｔｏｖｓ（2 0 0 6） 模型， 将反映国家间贸易自由化（ 贸易成本） 差异和产业异质性特征的变量纳人到实证模型中， 更加全面地考虑服务业出口的影响因素， 尝试构建与理论模型相匹配的计量模型， 检验服务业本地市场效应是否存在。 经过拓展的模型如下：ｌｎｒｅ＿ｅｘｉｔ＝／3。＋Ｐｉｌｎｒｅ＿ｇｄｐｉｔ＋＾ａ；＊Ｃｏｎｔｒｏｌ＋ｙｅａｒ，＋ｙ；＋其中，ｌｎｒｅ＿ｅ；（ｉ， 是被解释变量， 代表相对出口； 是核心解释变量， 代表相对市场规模； 下标ｉ和ｔ（ｉ＝20 0 0，一，2 0 1 3） 分别表示出口国中国和第ｔ 年， ＣｃｍｔｒｏＺ 是一系列控制变量， ＆是残差项。 由于本文数据时间跨度较长， 为了避免时间共同趋势引致的伪回归与可能存在的内生性问题， 采用双向固定效应进行回归， 式中ｙｅａｒ，、ｙ； 分别表示时间、 国家固定效应。 根据理论模型， 当服务业相对出口对相对市场规模的偏导值大于1 时， 本地市场效应存在。 由于实证模型中变量均采用对数形式， 变量间的关系表现为弹性， 则转化为弹性的形式： 当服务业相对出口对相对市场规模的弹性系数（氏） 大于0 时， 存在本地市场效应。（ 二） 变量说明与数据来源1． 被解释变量ｌｎｒｅ＿ｅ？： 中国对服务贸易伙伴国或地区的相对出口。 中国与4 1 个国家或地区的双边整体与分行业服务贸易数据来自联合国服务贸易数据库与ＯＥＣＤ统计数据库。 由于进出口贸易均按现价美元测算， 本文根据各贸易伙伴国（地区） 的进口、出口价值指数折算为以2 0 00 年为基期的实际进口与出口数据， 进口与出口价值指数均来自世界发展指标数据库（ＷＤＩ）。2． 核心解释变量ｌｎｒｅ＿＾Ｐｉ ，： 相对市场规模。 各国（地区）市场规模均采用以2 0 0 0 年为基期的ＧＤＰ来衡量。①数据来源于ＷＤＩ 数据库。3－控制变量ｌｎｒｅｊ，，： 相对要素禀赋。 要素禀赋采用各国（地区） 实际资本存量与劳动力总人数的比值来衡量。 关于资本存量的核算， 采用目前通行的永续盘存法， 公式表示为Ｘ，＝（1－8，） ＾＋／（0 其中，Ａ：， 为ｔ年实际资本存量，＆＿， 为1－1 年的实际资本存量，Ｓ， 为ｔ 年固定资产折旧率，／， 为ｔ 年投资。 关于／， ， 借鉴张军等（2 0 0 4） 的做法， 采用2 0 0 0 年为基期的固定资本形成总额来衡量当年投资。 对于基期资本存量的计算， 借鉴世界投人产出ＷＩＯＤ数据库的处理方法，尺。＝／。／（ ｇ＋Ｓ） Ｊ。 为2 0 0 0 年固定资本形成总额， ｇ为2 0 0 0—2 0 1 3 年ＧＤＰ增长率（ 王恕立和胡宗彪，2 0 1 2）；Ｗｕ（2 0 09 ） 、 王恕立等（2 0 1 4） 在测算中国服务业资本存量时， 采用4 ％的折旧率， 据此本文ｄ也取4％。 固定资本形成总额、总劳动力人数均来自ＷＤＩ 数据库。Ｉｎｒｅｊｎｅｑ，： 相对需求结构。 在非位似偏好假设下， 收入分布将直接影响需求偏好与结构， 因而相对收人差距可以反映相对需求结构（ 阚大学、 吕连菊，2 014）。 用以衡量收人分配不平等程度的指标主要有ＲＰ2 0 ％和基尼系数（ 张学勇和陶醉，2 0 1 4） ， 前者用一国最富有2 0 ％人口所占财富与最贫困2 0 ％人口所占财富的比值来度量， 基尼系数用于稳健性检验。 这两个指标来源于ＷＤＩ 数据库、世界收入差距数据库ＷＩＩＤ与2 0 0 0—2 0 1 3 年人类发展报告。① 在有关本地市场效应实证研究的文献中， 本地市场规模有时使用产业总产值（ 邱斌和尹威， 2 0 1 0） 或行业产出（ 范剑勇和谢强强， 2 0 1 0 ） 来衡量。 本文认为， 服务业是经济的黏合剂， 是便于一切经济交易的产业。 本地市场规模不仅仅取决于服务业本身的产出， 更取决于整体经济部门对服务业的需求。 因此， 使用ＧＤＰ作为衡量本地市场规模大小更为合适。1 0 4 ｜2 0 1 5年第8期ｌ ｍｅｊＡ，： 相对贸易自由化程度。 贸易自由化程度采用全球经济自由度指数来衡量。Ｋｉ ｍＵｒａ ＆Ｌｅｅ（2 0 0 6） 采用该指标衡量服务贸易的自由化程度。 ＥＦＷ指数来自加拿大弗雷泽研究所。ｌ ｎｒｅ＿ｔｅｃｈｕ： 相对技术差异。 分别采用服务业生产率、 每百万人口拥有专利申请数、专利授予数、研发投人强度等指标来衡量各国的技术水平（ＶａｎｄｅｒＭａｒｅｌ，2 0 1 2） ， 后两种指标用于稳健性检验。服务业生产率用服务业增加值与就业人数的比值来测算， 该指标与研发投人强度均来自ＷＤＩ 数据库； 专利申请与授予数来自世界知识产权组织数据库ＷＩＰＯ。在实证分析之前， 需要考虑以下三种可能存在的内生性问题。 第一， 反向因果关系。 服务业出口增加能否反向导致市场规模的扩大？ 答案是不成立的。一方面， 由于市场规模（ＧＤＰ） 的变化主要由消费、 投资和净出口拉动， 净出口主要来自商品贸易。 另一方面， 就企业层面而言， 本地市场规模扩大所带来的规模经济能够降低企业的生产成本和增强产品的差异性程度， 进而提升企业的国际竞争力； 就产业层面而言， 本地市场规模扩大形成的专业化分工与外部规模经济效应也可能带来行业生产率的提高和生产成本降低， 并进一步推动出口的增长。 此外， 采取相对市场规模的滞后项作为工具变量进行Ｇ Ｍ Ｍ估计， 并对工具变量进行识别不足、 弱识别、 过度识别检验， 且基于差分Ｈａｎｓｅｎ－Ｊ 的Ｃ统计量来检验相对市场规模是否为内生变量。 实证结果表明相对市场规模确实为外生变量， 表明反向关系不成立。 第二， 遗漏重要解释变量问题。 为了尽量解决这一问题， 选取相对需求结构、 贸易自由化程度和技术差异等因素作为控制变量， 以期尽可能解决回归偏误问题。 第三， 随时间、 个体变化不可观测的因素。 对于该问题的解决， 本文采用双向固定效应进行回归，以控制这些因素的影响。 总体而言， 本文尽可能对面板模型估计中涉及的内生性问题进行详尽处理， 使得结论相对稳定。五、 实证分析（一） 中国服务业出口的特征事实自“十一五”以来， 中国服务业进人快速增长的动因包括个人消费需求提高、 制造业转型升级、服务业体制改革与扩大市场开放、 城镇化进程加快等。 例如， 随着收人水平的不断提高’ 服务消费的收人弹性有较大幅度上升， 对一些现代消费性服务产品的需求明显增加。 又如， 推动制造业转型升级的动力在本质上是技术进步和市场分工深化， 技术进步能够推动制造品生产流程在全球范围内扩散， 为生产性服务业提供广阔的需求市场。 再如，2 0 0 0—2 0 1 4 年中国常住人口城镇化率年均提高3．00 个百分点， 城镇化为服务业发展与成长提供了市场空间， 并培育了出口规模优势。 在中国服务业ＴＦＰ增长的主导因素中， 技术效率改进已开始由以纯技术效率为主转向以规模效率为主， 而且生产性服务业ＴＦＰ 的增长速度要快于消费性服务业（ 王恕立和胡宗彪，2 0 1 2）。5 ‘ｌ ｎｒｅ＿ｅｘ＝－0． 1 7 0＋0． 1 6 2＊ｌｎｒｅ＿ｇｄｐ5？ｌ ｎｒｅ＿ｅ＊＝－0． 2 1 3＋0．1 9 6＊ｌｎｒｅ＿ｇｄｐ？5 ？ｌｎｒｅ＿ｅｘ＝—0． 216＋0． 0 3 3＊ｌ ｎｒｅ＿ｇｄｐ4■ ？ ？4．？？？？？：4 ．？．？？；？？、？？？‘2： ？？？？？？？？？？？？：。？－2？？？？？＃．？一－2‘？、？？？？？．？？？＂2？ ？、？？？？？．？－3？？－3？？？－3 ？？？？？？－4＊？ ＂＿4 —．＿4． ？？－5 ‘． ． ． ． ＿5  ＊．－5 ？＊．＇■？■ ．－2－1 01 2 345 6 7 －2－1 0 1 23 4 5 6－2 －1 01 23 45 6 ｌ ｎ ｒｅ＿＾ｐｌｎｒｅ＿ｇｄｐＩ ｎｒｅ＿ｇｄｐ图1 中国整体服务业相对图2 中国生产性服务业相对图3 中国消费性服务业相对出口与相对市场规模的关系出口与相对市场规模的关系出口与相对市场规模的关系图1一图3 分别表示2 0 0 0—2 0 1 3 年中国对4 1 个贸易伙伴国或地区整体服务业、 生产性与消费性服务业的相对出口与相对市场规模的关系。 其中， 纵坐标为服务业相对出口的对数值（ｌｒｗｅ 一1 0 5 毛艳华、李敬子： 中国服务业出口的本地市场效应研究⑵） ， 横坐标为相对市场规模的对数值（ｌｎｒｅ＿ｇ办） ， 拟合线为相对出口对相对市场规模的回归线。由图可知， 相对市场规模与整体服务业、生产性服务业相对出口呈正相关， 表明相对市场规模越大，越有利于促进整体服务业尤其是生产性服务业相对出口增加； 而相对市场规模与消费性服务业相对出口呈负相关， 表明市场规模扩大并没有促进消费性服务业的出口。 后文将通过实证进一步检验服务业出口本地市场效应的存在性。（ 二） 中国整体服务业出口的本地市场效应检验1 ． 静态面板的实证分析对固定效应与随机效应做稳健Ｈａｕｓｎｍｎ检验发现， 拒绝解释变量与扰动项不相关的原假设，限于篇幅， 表中未列出。 个体、时间变量均显著， 且调整Ｒ2远大于混合ＯＬＳ 回归， 表明模型拟合更好， 故采用双向固定效应模型。 进一步检验发现扰动项存在截面相关、截面异方差和序列相关问题， 因而考虑采用Ｄｒｉｓｃｏｌｌ 和Ｋｒａａｙ 方法估计， 并通过Ｎｅｗｅｙ－Ｗｅｓｔ 修正标准误。 结果见表1。中国整体服务业出口静态面板估计结果（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）（8）0．11 3＂＊0．220＂＊0．0 5 3 …0．110 …0．05 7？ “0．1 20＂＊0 ． 03 8”0．12 5”＊ｌ ｎｒｅ＿ｇｄｐ（4． 3 3）（8 ． 4 2）（3 ． 4 7）（3 ． 1 2）（3 ．7 2）（3 ．28）（2 ． 75）（7 ．1 1）0 ．152 ？0．240？？ ？0 ．23 7 ”0．3 26？ ”0．23 8 ？＊0 ．33 8 ＾6＂（2 ．00）（3． 7 3）（2 ．51）（6． 5 3）（2， 6 5）（6 ．8 1）1 ． 0 19＂0 ．9 3 3 1 ．0 06“0 ， 878？“1 ． 0 08 …0 ．8 5 5…Ｉｎｒｅ一ｉｎｅｑ一（2 ．94）（3．6 8）（2 ．94）（3 ．19）（3 ． 0 3）（3 ． 8 5）0． 1 7 7．0 ．1 7 6＊0．181”0． 1 7 1＊ｌｎｒｅ＿ｌｉｂ‘一（2．0 7）（1 ． 8 2）（2 ．3 2）（1 ． 7 6）0． 4 08？ ？？0．3 55…Ｉｎｒｅｊｔｅｃｈ （4 ． 0 9）（3．5 4）Ｒ2 0 ． 0 6 49 0． 5 36 10 ． 1 192 0 ．5496 0 ．12 3 7 0 ． 5 53 7 0 ．1 42 7 0 ．57 2 5 ‘Ｆ13． 39 2711 ．9 41 2 ．82 1 087 ． 65 17． 9 3 9 3 4． 3 6 25． 5 3 18 44 ．67国家／时期否ｈｆＡ＾ｆ是观测值数48 8 4 8 8 4 88 48 8 48848 84 88 4 8 8 注： 括号内为ｔ 统计量，…、”、？分别表示在1 ％、5 ％、1 0 ％的水平上显著， 表1 －表6 相同。 表1 中相对技术差异采用相对服务业生产率指标来衡量， 由于该指标与相对要素禀赋相关系数达0． 9 7 2 3， 为了减少共线性， 两变量没有同时放在同一模型中回归。表1 显示， 中国服务业出口存在本地市场效应。 模型（1）一（8） 中ｌｎｒｅ＿＾＾的系数均为正且显著， 说明相对市场规模每增长1 ％， 将促进中国整体服务业相对出口增长0 ．0 5 3 ％－0 ．2 2 0％。 中国服务业市场规模不断扩大， 规模经济降低了生产成本， 提高了生产效率和生产的差异化， 有利于促进服务业出口。要素禀赋增强有利于促进服务业出口增加。 的系数均为正且显著， 表明资本密集度越高越有利于增加出口。 比较Ｉｎｒｅ＾ｇｄｐ与ｈｉｒｅ—ｋ系数可以发现， 比较优势增强对服务业出口的促进作用大于市场规模扩大的本地市场效应的促进作用， 这一结论与阚大学和吕连菊（2 0 1 4） 相同。服务业出口存在需求结构作用的本地市场效应。ｌｕｒｅ—ｉｏｅｇ 的系数均为正且显著， 说明随着高收人群体数量不断增多和收人差距拉大， 服务消费的收人弹性大幅度上升， 同时对多样化和差异化的服务需求增加， 替代弹性减少， 从而促使服务业出口存在需求结构作用的本地市场效应。服务贸易开放和技术水平提高作为“加速器”促进了服务业出口增加。ｌｎｒｅｊｉ6 与ｌｎｒｅｊｅｃｋ 系数均呈正相关且显著， 这一结论与Ｈｕａｎｇｅｔａｌ．（2 0 1 3）—致， 该文认为自由贸易下，一国技术优势越大， 越有利于获取更大比例的差异性产品市场， 增加出口。1 0 6 核紿料金2Ｑ1 5 年第8 期2． 反向因果关系检验为了对可能存在的反向因果关系进行处理， 增强结论的稳健性， 考虑选择“相对市场规模”的滞后项作为工具变量进行分析， 回归结果见表2。？表2ＧＭＭ估计与内生性检验（1）（2）（3）（4）（5）（6）0．2 2 9…0． 15 4－0 ．2 0 0…0．16 2＂＊0． 084＊0． 0 8 0＊Ｉｎｒｅ ｅｄｐ（4 ．6 6）（2 ．99）（3 ．7 9 ）（3 ． 2 2）（1． 83）（1 ． 75）Ｃｅｎｔ ｅｒｅｄＲ2 0．6 336 0．6 3 920．64220 ．642 20 ．6 8 06 0 ． 6919 Ｆ4 1 ．4039．7 0 44．1 13 6 ． 76 45．903 6．92不可识别检验0 ．0 0 00 0 ．0 0 000．000 00．0 00 00．0000 0 ， 0 0 0 0弱识别检验29000016 0 0 0 0 2 4 0 00 0 1 7000 01 6 00 001 6 0 0 00过度识别约束检验0． 3 7 8 6 0． 51 3 8 0． 3 07 90 ． 5 7 390． 08 5 7 0 ．58 8 7 内生性检验0．2 47 4 0 ．4 36 20． 4 7 06 0 ．4 3650．90 700．4738 国家／年份是是ＡＡ＾是观测值数4 8 8 4 8 8 4 8 8 488 48 8 4 8 8 注：模型（6） 采用每百万人申请专利数来衡量技术水平， 由于其与相对要素禀赋相关性不大， 因而可放在一个模型中进行估计。对比表1 双向固定效应回归结果发现， 表2中回归结果并没有显著差异。 对工具变量的不可识别ＫＰｒｋＬＭ检验拒绝了原假设， 说明相对市场规模变量相对于工具变量可识别， 弱识别ＫＰｒｋＷａｌｄＦ检验均大于临界值， 表明不存在弱工具变量问题；ＨａｎｓｅｎＪ 统计量的过度识别约束检验没有拒绝原假设， 说明模型设定合理； 差分Ｈａｎｓｅｎ－Ｊ 的Ｃ统计量内生性检验没有拒绝原假设， 表明相对市场规模变量为外生变量。 上述检验充分表明， 相对市场规模与服务业相对出口之间的正向关系的确是一种因果关系：一国相对市场规模的扩大有利于促进服务业相对出口增加。3． 动态面板的实证分析服务业出口从长期来看是个动态过程， 既受当前因素的影响， 也与过去因素有关。 因而考虑在模型中加人被解释变量的滞后项， 并进一步采用系统ＧＭＭ方法估计（ 见表3） 。 模型（1）一（6） 中的Ｈａｎｓｅｎ过度识别约束检验均不拒绝原假设， 说明所有工具变量均有效；Ａｒｅｌｌａｎｏ－Ｂｏｎｄ 差分后的ＡＲ（1） 检验均拒绝原假设， 而ＡＲ（2） 检验均不拒绝原假设， 说明差分后的残差存在一阶自相关， 但不存在二阶自相关， 表明模型设定合理。由表3 可知， 滞后一期相对出口系数呈正显著关系， 表明服务业相对出口表现出明显的惯性特征。 相对市场规模、相对要素禀赋系数均为正且显著， 表明市场规模作用的本地市场效应促进了中国服务业的出口， 且要素禀赋对服务业出口的促进作用更大。 相对需求结构、相对贸易自由化程度与相对技术水平提高均显著促进了中国服务业的相对出口， 与上文结论一致， 不再赘述。（ 三） 中国分类型服务业出口的本地市场效应检验由于服务行业存在构成多样、性质差异和目标多元等复杂性， 并且各行业的资源禀赋、技术水平和市场开放水平存在差异， 收人分配不均等也带来消费结构与偏好变化， 那么不同类型服务业的本地市场效应是否又存在着差异呢？ 借鉴唐保庆等（2 0 1 1）、王恕立和胡宗彪（2 0 12）， 从功能和要素密集程度两种分类方法来检验中国服务业分类行业的本地市场效应。 结果见表4。① 因篇幅有限， 此处对控制变量系数的报告进行了省略。 模型（1） 是在考虑控制变量“相对要素禀賦”基础上所得， 模型（2）、（4） 在（Ｉ） 基础上增加“相对需求结构”和“相对贸易自由化程度＂、“相对技术差异”变量， 模型（3） 在（2 ） 基础上进一步增加“相对贸易自由化程度＂变童， 模型（5） 在（4） 基础上增加＂相对需求结构”变量， 模型（6） 是考虑所有控制变量所得。1 0 7 毛艳华、李敢子： 中国服务业出口的本地市场效应研究表3 中国整体服务业出口动态面板估计结果（7）（2）（3）（4）（5）（6）0．4 2 8 0．428＊＂0 ． 42 0＊＂0．4 3 9…0 ． 4 3 6…0． 5 21…ｊ＊，ｌｙｉｒｃ ？一（1 4 ．92）（ 1 5．0 9 ）（ 1 5．7 4）（15 ．6 1）（1 7 ．6 2 ）（ 2 3．69 ）0．303＂＊0 ． 25 6＂0 ． 253 “0．2 05“0． 27 7＊＊ ＊0．10 8＂ｌｎｒｅ－ｇｄｐ（2 ．6 9）（2． 3 3 ）（2 ．  46 ）（2 ．3 6）（5．45）（ 2．2 5 ）0．3 4 6＂0．3 9 6…2 ．2 9 4＂＊Ｉｎｒｅｋ‘（2． 2 1）（2 ．6 8）（3．0 9）0． 3 0 4＇0．379”0． 50 3…0 ． 8 8 5 ？ ？？0．9 1 9＊＂Ｉｎｒｅｉｎｅｇ ￣（ 1．87）（2 ．25）（2 ．9 0）（4．75）（5． 75）0． 1 47…0． 14 9＇＂0．0 6 7 ＊ 0． 11 9＇Ｉｎｒｅｊｔｉ ｂ“（4．07）（4 ． 61）（1 ． 80）（1 ．7 2）0． 6 13？“0．73 8…0． 2 7 9 ？“0．266 ？“Ｉｎｒｅｊｔｅｃｈ￣（3． 2 1）（4． 02）（10． 7 3）（ 6．92）Ｈａｎｓｅｎ检验0 ． 2855 0． 415 6 0 ．17 5 60 ． 2 1 3 7 0．2 9 94 0． 1 3 3 2ＡＲ（1） 检验0．0 1 4 1 0． 0 1 2 30 ． 0 1 3 10 ． 0 1 2 6 0 ． 0 1 6 6 0 ． 0 04 1ＡＲ（2） 检验0． 4512 0． 4 4 1 7 0．45 500 ． 44 18 0 ． 16 17 0． 167 1国家／年份ＡＡ＾＾＆是观测值数48 8 488 48 8 4 88 4 8 8 48 8 注： 模型（ 3）— （4） 采用服务业生产率衡量技术水平， 模型（5）—（6） 采用每百万人专利申请数衡量技术水平， 由于后者与要素槊赋变量相关性较小， 故可以同时放在一个模型中进行回归， 后文中若无具体说明， 均采用该指标来衡量。表4中国分类服务业出口的本地市场效应检验一按功能或中间需求率分类｜按部门要素密集度分类生产性服务业｜消费性服务业＾技术与知识密集型服务业｜资本密集型服务业｜劳动密集型服务业0．3 940． 4 18？“0． 3 62 ？“0．6 46 0 ．  453…Ｌ．ｌ ｎｒｅ＿ｅｘ（51 ．5 5）（54．42）（ 50．91）（145 ． 40）（ 64．07）0． 2 0 3 …－ 0． 4 0 2 …0．6 76？？ ‘0 ．0 3 4料－0． 124…Ｉｎｒｅ ｅｄｐ（9． 3 5）（－1 2 ．1 5）（13． 3 4）（2 ．0 8）（－5 ． 8 9）3．7 0 8…－0．4 2 4…－1．3 7 3…0，046＂1．1 9 9…ｌｎｒｅ＿ｋ（1 5 ．1 7）（－5 ． 99）（－2 0．2 6）（1 ． 98）（10．99）1 ．5 83 1 ． 6 7 7 …0． ％9？“－1 ． 2 63ｗ0 ． 43 4ｗｌ ｎｒｅ＿ｉ ｎｅｑ（25． 41）（1 1 ．75）（11． 4 3）（－2 1 ． 9 7）（ 5． 2 7）0 ．1980．09 3 …0．08 4＊＂－0． 0 8 9 0．07 6 ？‘Ｉ ｎｒｅ一ｌｉ ｂ（8． 4 8）（4．34）（2 ． 90）（－9．5 2）（2．33）0 ．2 09 …0 ．2 4 4？？？0 ．4 0 4 …0 ． 1 5 0？ “－ 0．3 64？ ”Ｉｎｒｅ—ｔ ｅｃｈ（2 9．96）（1 8．4 2）（4 6．4 4）（88 ． 46 ）（－9． 8 7）Ｈａｎｓｅｎ检验0． 48 100 ． 693 60． 7 6 15 0．5323 0 ．8456 ＡＲ（1） 检验0．01 3 40．01 4 00． 0 1 46 0． 04 910 ．0 048 ＡＲ（2） 检验0． 9 3 23 0．1 830 0． 7 9 5 5 0 ．3079 0 ． 342 5 国家／年份是＾Ａ是—是观测值数40 93 8138 3 366 3 5 9 1 0 8 位Ａ辟金2 015 年第8 期就生产性和消费性服务业而言， 生产性服务业ｌｎｒｅ＾ｇｄｐ系数呈正显著， 消费性服务业ｌｎｒｅ＿ｇｄｐ系数呈负显著， 与前文散点图结论一致， 表明中国生产性服务业出口具有本地市场效应， 而消费性服务业出口不具有本地市场效应， 也证实了理论模型部分的结论。 生产性服务业的飞速发展是近年来服务贸易加快发展的重要原因， 尤其是通讯、金融、 保险等服务业， 具有进入门槛高、高度专业化和规模报酬递增等特征， 存在明显的出口规模效应（ 江小涓，2 0 0 8）。 生产性服务业ｌｎｒｅ－ｋ 系数呈正显著， 消费性服务业ｌｎｒｅｊ系数呈负显著， 表明资本要素禀赋提高有利于促进生产性服务业出口， 而劳动力要素禀赋提高有利于增加消费性服务业出口， 这主要是生产性服务业多为技术知识与资本密集型行业， 消费性服务业多为劳动密集型行业。 这也在一定程度上说明内需市场规模扩大更多地促进了生产性服务业的发展， 优化了中国服务业的出口结构。 ｈｉｒｅｊ／ｉ叫、ｈｉ ｒｅ系数均为正显著， 表明需求结构作用的本地市场效应、贸易自由化和技术水平提高均有利于促进中国生产性和消费性服务业的出口。就不同要素密集程度而言， 技术知识密集型、资本密集型服务业均表现出市场规模作用的本地市场效应， 且前者效应更强， 而劳动密集型服务业不具有本地市场效应， 进一步证实了理论模型部分的结论。 这主要是由于前两种服务业更需要依托市场来集聚上下游产业和人力资本， 实现规模经济和集聚效应。 运输业等资本密集型服务业1 謂＿—系数呈负向显著， 表明运输业并没有形成需求结构作用的本地市场效应； 系数也呈负显著， 表明贸易自由化对运输业出口具有一定的弱化作用。 这主要是因为国内运输业一体化程度较低， 各种障碍和限制较多， 导致交易成本和运输成本较高， 国际竞争力不强， 市场开放后， 发达国家优势服务行业对中国服务市场产生了挤出效应。 资本与劳动密集型服务业ｌｎｒｅ—ｋ 系数均呈正显著， 表明资本要素密集度越高， 越有利于促进资本密集型服务业出口， 同时， 随着人们收入水平提高， 对旅游交通工具、配套娱乐与建筑设施要求越来越高， 资本密集度提高也促进了旅游、建筑等劳动密集型服务业的出口增加。 技术知识密集型服务业ｌｎｒｅ」ｅＣｋ系数呈正显著， 表明相比资本要素， 技术知识密集型服务业的增长更多依靠人力资本与研发技术水平的提升； 技术水平提高也促进了资本密集型服务业出口， 但未对劳动密集型服务业起到促进作用， 原因可能是劳动密集型服务业出口对技术要求较低。（ 四） 中国分部门服务业出口的本地市场效应检验鉴于各服务部门？存在异质性这一特征， 本文也对服务业细分行业出口的本地市场效应进行检验， 在此只报告了滞后期与相对市场规模的回归结果。②由表5 可知， 中国分部门服务业出口的本地市场效应存在差异。 具体来看， 运输、建筑、通讯、金融、保险、计算机信息和政府服务ｌｎｒｅ＿ｇｄｐ系数均在5 ％水平下显著为正， 表明这些服务业出口存在明显的本地市场效应。 随着中国经济的快速增长， 对这些服务的需求大幅增加， 这些行业的国内市场规模不断扩大， 降低了企业的生产成本， 增强了产品的差异化程度， 促进了专业化分工， 提高了行业生产率， 进而增加了出口。 旅游、个人文化娱乐服务、版税及许可费服务和其他商业服务 系数均为负显著， 表明这些服务业出口不具有本地市场效应。2 0 1 3 年国民休闲计划的提出， 为居民出游提供了时间上的保障， 同时港澳自由行的实施， 使出境游空前兴盛， 出人境游客逆差数从2 0 1 0 年的1 7 2．1 5 万人次增长到2 0 1 3 年的4 2 4 9．9 万人次。 个人文化娱乐服务同旅游业一样， 作为消费性服务业同样不具有本地市场效应， 这也与上文实证结果对应。 同时， 版税及许可费服务与其他商业服务专业性强， 高精尖专业化人才较为缺乏， 目前难以形成规模经济效应。① 根据联合国中央产品分类法（ ＵｎｉｔｅｄＮａｔｉｏｎｓＰｒｏｖｉｓｉｏｎａｌ ＣｅｎｔｒａｌＰｒｏｄｕｃｔＣｌａｓｓｉｆｉｃａｔｉｏｎ）， 将服务部门分为运输、旅游、 通讯、 建筑、 保险、 金融、 计算机和信息、 版税及许可费服务、其他商业服务、 个人文化娱乐服务、 别处未提及的政府服务等11 个细分行业。② 倘若读者需要完整的估计结果， 可以向作者索取。1 0 9 毛艳华、李敬子： 中国服务业出口的本地市场效应研究表5中国分部门服务业出口的本地市场效应检验运输旅游建筑通讯金融保险0．6 4 6”＊0 ． 66 6…－0． 1 3 3 …－0．0 5 8 “0 ． 0 0 10．4 0 2”＊Ｌ＇ｌｎＴｅ￣ｅＸ（1 45 ． 4 0）（ 41 ．7 5 ）（－3．44）（－2．47）（0 ． 9 9）（13．8 2 ）0．0 3 4＂－0．2 7 0 …0 ． 16 7 0 ． 84 8…0． 1 48＊ ＊＊0．94 7＂＊ｌｎｒｅ＿ｇｄｐ（2 ．0 8）（—2 ．6 8）（1 2 ．0 2）（ 4．1 1 ）（ 1 8．10 ）（ 3．9 3）Ｈａｎｓｅｎ检验0 ． 5 3 2 3 0 ． 9 99 5 1．0 0 001 ．00 0 01 ．00 00 1 ．0 0 0 0ＡＲ（1） 检验0 ．04 9 1 0．01 89 0．0237 0．0 3 8 00．0185 0．01 1 8 ＡＲ（2） 检验0． 3 0 79 0． 4 2 1 6 0．163 2 0． 2728 0 ． 3 0 7 6 0 ． 29 9 6 国家／年份ＡＡ＆＾＾是观测值数3 6 6 31 1 1602 26 2 0 8 207 计算机和信息版税及许可费个人文化娱乐其他商业服务政府服务0 ．449…0． 146？“0 ．0 9 4 …0．168 0．  795 …Ｌ．Ｉｎｒｅ一ｅｘ（1 3 ． 5 1）（3 ．9 5 ）（2 ．8 6 ）（6 ． 2 2）（10 ．9 5）0． 406 “－1 ． 3 4 1…－0 ．648 “－ 0． 26 4 ＊0．6 11？ ？Ｉ ｎｒｅｓｄｐ（2． 10）（－4． 3 9）（－2 ． 2 1）（－1 ．91）（2 ．2 8）Ｈａｎｓｅｎ检验0 ． 9 8 7 5 1 ． 0 0 0 0 0．9 9 9 0 1．0 0 00 1．000 0 ＡＲ（1） 检验0 ．0 43 8 0 ．0 0 98 0．0 3540．0 05 40 ． 016 2 ＡＲ（2） 检验0 ．2 39 9 0．1 1 07 0．5 79 0 0 ． 1 4 9 5 0． 39 3 6 国家／年份是一是是一是是—观测值数18 6 1 7 417 9 33 5 2 1 6表6稳健性检验整体服务业生产性服务业消费性服务业（1）（2）（3）（1）（2）（3）（1）（2）（3）0．5 0 7＊ ＊＊0．4 30＊”0 ． 443 ？ ”0． 3 66＊＂0 ．36 7 “‘0 ． 39 0＊ ”0． 4 0 1＂＊0 ． 4 18 …0． 4 1 4＂＊Ｌ．ｌ ｎｒｅ＿ｅｘ（2 5 ． 04）（5 8 ． 9 1）（49 ． 5 1）（4 3 ． 5 6）（4 6 ．8 0）（6 1．48 ） （5 2．3 0）（7 6．9 1）（4 4 ． 8 1）0．1 29…0． 2 0 8…0． 355 0 ．2 7 9？？？0．  40 3…0 ． 42 7 …－0 ． 2 2 7 …－0 ．3 58？“一 0 ． 2 7 2 …ｌ ｎｒｅ＿ｇｄｐ（2． 7 6〉（6．80）（1 3 ． 79 ）（1 5 ． 1 7）（1 4 ． 1 3）（2 7 ． 0 1） （－2 ． 5 9）（—8 ． 49）（－5．8 0）Ｈａｎｓｅｎ检验0 ． 2 732 0． 3 7 0 8 0 ． 461 10 ． 3 5 8 0 0 ． 4 0 1 9 0 ． 4 315 0．7 14 9 0．6 7 5 4 0 ．6 4 3 1 ＡＲ（1） 检验0．0 0 3 80 ． 00 6 6 0 ． 00 5 6 0．01410 ．01 47 0．0 0 7 6 0．0 1 4 0 0． 0 1 28 0．01 3 5 ＡＲ（2） 检验0． 1 3 02 0 ． 5 3 78 0． 493 8 0 ． 8 7 490． 9 8 6 3 0 ． 87 8 8 0．1 51 2 0．1 7 1 4 0．1 76 9 国家／年份是 是 是是 是 是是 是 是观测值数4 88 4884 8 8 409 4 0 9 40 9 3 813 813 8 1 （ 五） 稳健性检验为了确保前文实证研究结果的可靠性， 本文通过更换指标的度量方法来进行稳健性检验。 由于篇幅所限， 以中国整体服务业、生产性、 消费性服务业为例进行研究’ 只报告了滞后期与相对市场规模的回归结果（ 表6）。 其中， 模型（1） 采用基尼系数来衡量收入分配不平等程度， 模型（2） 、（3）分别采用研发投人强度、 每百万人口专利授予数来衡量技术水平。 由表6 可知， 当更换度量方法后， 中国整体服务业、生产性服务业相对规模与相对出口之间的正向关系仍然显著， 消费性服务业相对规模与相对出口之间负向关系也仍然显著， 表明中国整体服务业与生产性服务业出口存在本1 1 0 歧“絲金2 015 年第8 期地市场效应， 而消费性服务业不存在。 此外， 其他控制变量回归结果均与前文完全一致， 显示了较好的稳健性， 说明本文实证研究结果具可靠性。六、 结论与启示本文通过引入服务企业异质性假设， 在产业垂直关联下构建了两国框架的异质性服务企业贸易模型， 从理论上证明了本地市场效应的存在及条件。 同时， 本文提出了一个融合相对市场规模、要素禀赋、 需求结构、贸易自由化程度和技术差异的检验模型， 采用2 0 0 0—2 0 1 3 年中国与4 1 个国家或地区的双边服务贸易面板数据， 从中国整体服务业、按功能与要素密集度分类服务业与分部门服务业这三个层面检验了中国服务业出口本地市场效应的存在性。 主要结论与政策启示如下：第一， 中国整体服务出口存在着显著的本地市场效应。 这一动力机制的证实， 为研究全球化下中国服务贸易发展战略问题提供了一个全新的思路。 《服务贸易发展“十二五”规划纲要》指出， 努力扩大服务出口和扭转服务贸易逆差是当前中国服务贸易战略需要着力解决的问题。 根据本文结论， 扩大服务产品内需市场， 增加高收人群体数量， 提高服务贸易开放水平和技术水平对增加服务出口具有积极影响。 其政策含义是， 通过培育内需市场， 充分发挥服务业发展的规模经济效应， 可以实现中国服务贸易发展的战略目标。 具体来讲， 在政府宏观政策上， 应加大鼓励各类内需增长的政策力度， 加快服务市场开放步伐； 在结构政策上， 把促进服务业发展放在更重要的地位， 积极扩大教育、 医疗和公共服务等需求， 增强人力资本和研发技术水平。 在服务全球化的背景下， 努力实现扩大内需、促进服务业出口和提高服务业竞争力的政策协同效应。－第二， 分类型与分部门服务业出口的本地市场效应存在差异性。 就服务功能而言， 生产性服务业出口存在本地市场效应， 而消费性服务业不存在； 就要素密集程度而言， 技术知识与资本密集型服务业存在本地市场效应， 而劳动密集型服务业不存在。 就分部门服务业而言， 运输、建筑、 通讯、金融、保险、计算机信息和政府服务具有本地市场效应， 而旅游、个人文化娱乐服务、 版税及许可费服务和其他商业服务不具有。 生产性服务业尤其是技术知识密集型服务业具有更明显的本地市场效应， 这一发现也为利用好这一机制加快生产性服务业重点和薄弱环节发展， 促进服务业和服务贸易结构调整升级提供了考虑。 它表明， 应该通过实施促进制造业转型升级、加快产业结构调整和深化服务业制度创新等政策， 加快人才和技术等服务业重点和薄弱环节的有效供给， 扩大金融、保险、计算机和信息等高附加值服务业的市场需求， 形成现代服务业的规模经济优势， 扩大具有自主知识产权和高附加价值的服务出口比例， 从而加快中国服务业和服务贸易的结构调整。参考文献范剑勇、 谢强强，2 0 10： 《地区间产业分布的本地市场效应及其对区域协调发展的启示》，《 经济研究》第4 期。胡宗彪，2 0 14： 《企业异质性、贸易成本与服务业生产率》， 《数量经济技术经济研究》第7 期。江小涓， 2 0 0 8： 《服务全球化的发展趋势和理论分析》， 《经济研究》第2 期。阚大学、 吕连菊， 2 014 ： 《 中国服务贸易的本地市场效应研究—基于中国与3 1 个国家（ 地区） 的双边贸易面板数据》， 《财经研究》第1 0 期。裴长洪，2 0 1 4：《 全球经济治理、公共品与中国扩大开放》， 《经济研究》第3 期。裴长洪、 杨志远， 2 012：《 2 0 0 0 年以来服务贸易与服务业增长速度的比较分析》，《财贸经济》第1 1 期。邱斌、 尹威， 2 0 1 0：《中国制造业出口是否存在本土市场效应》， 《世界经济》第7 期。唐保庆、 陈志和、 杨继军， 2 0 1 1 ：《服务贸易进口是否带来国外Ｒ＆Ｄ溢出效应》， 《数量经济技术经济研究》第5 期。王恕立、胡宗彪，2 0 1 2：《 中国服务业分行业生产率变迁及异质性考察》， 《 经济研究》第4 期。王恕立、刘军、 胡宗彪，2 014： 《ＦＤＩ 流人、 动机差异与服务产品垂直型产业内贸易》， 《世界经济》第2 期。张帆、 潘佐红，2 0 0 6 ：《本土市场效应及其对中国省间生产和贸易的影响》 ， 《经济学（ 季刊）》第1 期。张军、 吴桂英、张吉鹏， 2 0 0 4： 《中国省际物质资本存量估算：1 9 5 2—2 0 0 0》，《经济研究》第1 0 期。1 1 1毛艳华、李敬子： 中国服务业出口的本地市场效应研究张学勇、 陶醉，2 0 1 4：《收人差距与股市波动率》，《 经济研究》第1 0 期。周念利，2 0 1 2 ：《缔结“区域贸易安排”能否有效促进发展中经济体的服务出口》 ，《世界经济》第1 1 期。Ａｎｄｅｒｓｏｎ，Ｊ．， ａｎｄＥ．Ｖ．Ｗｉｎｃｏｏｐ，20 0 4，”ＴｒａｄｅＣｏｓｔｓ＂，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＬｉｔｅｒａｔｕｒｅ，Ｖｏｌ．42 （ 3 ），6 9 1—7 5 1 ．Ｂａｌｄｗｉｎ，Ｒ．Ｅ．，ａｎｄＴ．Ｏｋｕｂｏ，2 0 0 6，ＭＨｅｔ ｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓＦｉｒｍｓ，Ａｇｇｌｏｍｅｒａｔ ｉｏｎａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃＧｅｏｇｒａｐｈｙ ：Ｓｐａｔｉ ａｌＳｅｌｅｃｔｉｏｎａｎｄＳｏｒｔｉｎｇ＂’Ｊｏｕｒｎａｌｏｆ ＥｃｏｎｏｍｉｃＧｅｏｇｒａｐｈｙ ｆＶｏｌ．6 （ 3）’3 2 3—3 46 ．ＢｈａｇｗａｔｉｔＪ．Ｎ．，19 84，＂ ＷｈｙＡｒｅＳｅｒｖｉｃｅｓＣｈｅａｐｅｒｉｎｔｈｅＰｏｏｒＣｏｕｎｔｒｉｅｓ？＂，ＥｃｏｎｏｍｉｃＪｏｕｒｎａｌ， Ｖｏｌ．9 4 （ 3 74） ， 2 79—2 8 6．Ｂｏｕｖａｔｉｅｒ，Ｖ．，2 0 1 4，“ＨｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓＢａｎｋＥｒｅｇｕｌ ａｔｏｒｙＳｔ ａｎｄａｒｄｓａｎｄｔｈｅＣｒｏｓｓ－ｂｏｒｄｅｒＳｕｐｐｌｙｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌ Ｓｅｒｖｉｃｅｓ＂，ＥｃｏｎｏｍｉｃＭｏｄｅｌ ｌｉｎｇ，Ｖｏｌ．4 0，3 4 2—3 5 4．Ｂｒｙｓｏｎ，Ｊ．Ｒ．，ａｎｄＰ． Ｗ． Ｄａｎｉｅｌｓ，1 9 9 8，ＳｅｒｖｉｃｅＩｎｄｕｓｔｒｙｉ ｎｔｈｅＧｌｏｂａｌＥｃｏｎｏｍｙ，Ｖｏｌ．ＩａｎｄＩＩ，ＥｄｗａｒｄＥｌｇａｒＰｕｂｌｉｓｈｉｎｇＬｉｍｉ ｔｅｄ．Ｃｅｇｌｏｗｓｋｉ，Ｊ．，2 0 0 6，ＭＤｏｅｓＧｒａｖｉｔｙＭａｔｔｅｒｉｎａＳｅｒｖｉｃｅＥｃｏｎｏｍｙ？＂， ＲｅｖｉｅｗｏｆＷｏｒｌ ｄ，Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｖｏｌ． 1 4 2 （2），3 0 7—3 29 ．Ｃｈｅｎ，Ｃ，Ｍ．，ａｎｄＤ．Ｚ． Ｚｅｎｇ，2 0 1 4，＂ＴｈｅＨｏｍｅＭａｒｋｅｔＥｆｅｃｔ ：ＢｅｙｏｎｄｔｈｅＣｏｎｓｔａｎｔＥｌａｓｔｉｃｉｔｙｏｆＳｕｂｓｔｉｔｕｔｉｏｎ＂， 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