梁俊伟，马卫红

(山东大学(威海)商学院，山东威海264209)

服务贸易结构、比较优势与劳动力成本

梁俊伟，马卫红

(山东大学(威海)商学院，山东威海264209)

中国服务贸易在近16年一直维持逆差，且逆差规模逐年增加。整体贸易结构与货物贸易呈现明显正相关性，尤其是传统行业。同时，对部门比较优势的计算结果显示，传统行业的比较优势逐渐减弱，高端服务业比较优势正在逐步形成。利用整体时间序列数据和分行业面板数据实证检验显示，服务贸易总体规模与经济发展水平严重不一致，内外部制度环境变化对贸易总量影响不显著;行业工资与服务出口呈显著正相关，体现了在服务外包的大背景下，中国服务出口的劳动力成本具有绝对优势;对于技术密集型行业，比较优势对于出口具有明显促进作用。

服务贸易;比较优势;劳动力成本;面板数据

一、引言

自1994年以来，我国整体贸易就呈现稳定顺差增长，2001年加入世界贸易组织以后，对外贸易呈现出跳跃式增长的发展态势。按国际收支平衡表的数据，2011年我国货物服务进出口总额达3．9万亿多美元，其中，货物贸易额近3．6万亿美元，服务贸易额0．4万亿美元。尽管我国的对外贸易整体上维持超额顺差，服务贸易却持续逆差，并呈现出以下主要特点。第一，服务贸易规模增速加快。2011年，服务贸易进出口总值4 209亿美元，同比增长15．5%。其中，出口1 828亿美元，增长7%;进口2 381亿美元，增长23．2%。第二，服务贸易逆差猛增。2011年，我国的服务出口1 828亿美元，同比增长6．7%，服务贸易进口2 381亿美元，增长23．2%。同期，货物贸易顺差2 435亿美元，同比下降4个百分点，服务贸易逆差5 53亿美元，同比增长150%。第三，传统项目仍占主导，比重有所下降。我国服务贸易出口仍主要集中于运输和旅游服务项目，2011年，这两项收入分别占服务贸易总收入的20%和27%。其中，运输服务贸易一直是逆差，2000年以来逐年上升，并有继续扩大的趋势，2011年运输逆差达45亿美元。传统弱势项目，例如建筑服务、计算机及信息服务、咨询逐渐呈现出一定的比较优势，由净进口转向净出口。虽然服务贸易逆差和同期货物贸易顺差相比微不足道，但着眼于优化我国对外贸易商品结构和调整国内产业结构的长远目标，关注服务贸易的传统项目，特别是逆差项目，对于提升服务产业层次，在更加完整的服务产业分工中参与国际竞争都具有重要的意义。

与此同时，从政策层面对高端服务贸易予以支持和倾斜，对于打造“世界办公室”的战略构想具有举足轻重的意义。

我国2006年起，逐渐加强对承接国际服务外包能力的建设①2006年10月16日，商务部公布商资发［2006］556号文件，决定实施促进服务外包产业发展的“千百十工程”，主要目标是:在“十一五”期间，在全国建设10个具有一定国际竞争力的服务外包基地城市，推动100家世界著名跨国公司将其一定规模的服务外包业务转移到我国，培育1 000家取得国际资质的大中型服务外包企业。，并取得了显著成绩。以外包形式②Bhagwati，et al(2004)指出:“1980年代早期，外包特指企业扩展其对于生产性有形投入的购买行为，例如汽车企业从外部厂家购买窗户曲柄和座椅套件，而不是自己生产这些中间品。但到了2004年前后，外包便有了不同的涵义。现在，外包就特指日益增加的国际贸易中的特定的服务贸易片段。”发生的服务贸易越来越多，成为主要贸易体的首选。［1］除了政策导向的作用之外，其他经济因素对于我国服务贸易的发展有何种程度的影响，这些因素在今后政策制定中会扮演怎样的角色，这是本文尝试回答的问题。

本文在综合分析我国服务贸易发展现状的基础上，利用面板数据深度剖析影响服务贸易发展的各类要素。接下来部分安排如下:第二部分从总体层面分析服务贸易发展现状及特征，并测算服务行业的IRCA;第三部分解释变量选取、数据来源及模型选定过程;第四部分对整体时间序列及面板数据计量检验及分析;第五部分结论及评述。

二、服务贸易现状及特征分析

(一)总体分析

图1 1990—2011我国服务贸易差额图(单位:亿美元)数据来源:作者根据WTO International Trade Statistics Database绘制。

我们根据WTO的贸易统计数据库，绘制了图1，数据期间为1990年至2011年，单位亿美元。根据图1，我们可以看到服务贸易呈明显消减的趋势，顺差的年份只有1990、1991、1994，除去这三年，其余19年均为逆差。这一趋势从1995年③关于1995年为何逆差陡增的原因或许可以从入世谈判的角度找到一些答案。1995年1月1日WTO成立，取代了GATT，1995年5月，中断了近5个月的我国复关谈判在日内瓦恢复进行。7月11日，世贸组织决定接纳我国为该组织的观察员，这一系列的利好消息得到了市场的回应。众所周之，我国的服务业部门长期以来都是相对保守，开放程度较低，面对“入世”的门槛，我国市场“表态式”的回应刺激了大规模的服务进口。尤其是保险服务和其他商业服务两类。1994年，保险服务净进口1．8亿美元，1995年猛增至24．2亿美元，其他商业服务1994年净出口4．48亿美元，1995年净进口近40亿美元。便一直维持，直至2011年。服务贸易的波动相对剧烈，1994和1995年两年的波动超过了68亿美元，2011年和2010年相比逆差增加332亿美元。近年来有逆差放大的趋势，这与我们国家服务行业起步较晚，发展滞后有关。很多项目不具备比较优势，通过国际市场购买能够较快满足经济快速发展的需要。最近几年，随着国际服务外包业的大规模兴起，以及我国在相关领域开放政策的调整，服务业出现了类似改革开放初期货物贸易的形式，大量的引进、消化、吸收和再创新。因为相对服务贸易发达的经济体，我国在很多具体的服务环节进口的成本要比自己“生产”低很多，这在一定程度上也是优化资源配置的市场决策。

(二)服务贸易比较优势分析

Balassa(1967)年提出的显示性比较优势指数(Index of Revealed Comparative Advantage，简称IRCA)计算服务部门的IRCA。［2］这是目前分析比较优势常用的指标之一。

根据Balassa(1967)的定义

其中，Xij表示国家j的i商品出口值，∑iXij表示国家的出口总值，∑jXij表示世界所有国家的商品出口总值，∑i∑jXij表示世界出口总值。

(1)式分子体现的是一国某一商品在本国出口总值中的比重，分母体现的是世界范围该商品的出口比重，两者之比体现了一国某一商品出口比重相对世界水平的优劣，是通过体现在商品出口总值上的优劣来衡量贸易背后比较优势的大小。如果IRCAij大于1，即商品i在国家j中的出口比重大于其在世界的出口比重，表示该国在此类商品上具有显示性比较优势，如果IRCAij小于1，则表示该国在此类商品上具有显示性比较劣势。

我们根据UNCTAD数据库，计算了2000年以来我国服务贸易①虽然比较优势理论在解释服务贸易时存在适用性的质疑(Deardorff，1985)，但该指标没有涉及要素价格和汇率水平，因此并不妨碍对服务贸易出口能力的解释，我们仍可采用IRCA作为服务贸易比较优势指数。细分行业的IRCA，结果详见表1。我们可以清晰地看到以下特点:

第一，IRCA行业差异明显。建筑服务在12年间一直是最具优势的部门，均值超过2，2011年，IRCA超过4，说明建筑服务的出口在国际上具有明显的比较优势;旅游和其他商业服务比较优势较为明显，均值分别为1．38和1．43，金融服务和专有权利及使用费比较劣势最为明显;其余行业比较优势微弱甚至呈现比较劣势。

第二，年份波动剧烈。建筑服务的波动最为剧烈，最高年份与最低年份相差2．99;通讯服务的波动也相对剧烈，最高年份与最低年份相差1．78，且比较优势呈现陡然下降;旅游及其他商业服务波动较为平稳;运输、建筑、计算机信息服务劣势有缩小的微弱趋势;金融以及专利所有权仍在低水平徘徊。整体而言，优势行业数量较少，且优势不明显;劣势行业数量较多，劣势转变为优势需要一个较长的过程。

表1我国服务贸易分行业IRCA

三、变量选取、数据来源与模型选定

我们结合前述服务贸易发展的现状及特征进行实证检验。Deardorff(1985)针对学术界关于比较优势论在服务贸易中的适用性的争议做出适当评价，他选择了服务业可能导致比较优势失灵的三个特征进行了分析:第一，服务贸易是货物贸易的副产品，不存在贸易前价格;第二，许多服务贸易涉及要素流动;第三，某些要素服务可以由国外提供。［3］随后，他对标准H—O模型中的个别要素作了改变，通过分析当服务“生产”与“管理”要素在不同国家时管理密集型产品的贸易，率先成功地用比较优势理论解释了国际服务贸易。Tuker和Sundberg(1988)指出，国际贸易理论、厂商理论和消费者理论均适用于对服务贸易的分析，但存在一些局限性，因而传统的比较优势学说不能圆满地解释服务贸易，但通过分析与服务贸易相关的市场结构和需求特征，可以适当地解释服务贸易比较优势。［4］从理论上讲，如果控制相关的市场结构和需求变量，在比较优势框架下分析服务贸易的特征是可行的。我们在构造回归模型时，假定服务和物品一样具有流动性和可分性①刘志彪(2006)指出，在某些高技术的产业中，为了控制技术的泄密，或专注于系统的集成，或集中精力做深做精产品，而把某些服务过程外包，如全球性的软件外包。这些活动促进了中间投入品厂商的独立，催生了中间投入服务业的兴起。这种生产过程的独立性就决定了其贸易形式的可分性。，尤其是制造业生产链中的服务环节②(刘志彪，2006):也称生产着服务业环节，生产者服务业在我国也称为生产性服务业，是指在商品或其他服务产品生产过程中发挥作用的，企业为企业提供的中间服务，是为进一步生产或生产最终消费品的企业所提供的中间性服务投入。生产性服务业一般包括:金融保险服务、现代物流服务、信息服务、研发服务、产品设计、工程技术服务、工业装备服务、法律服务、会计服务、广告服务、管理咨询服务、仓储运输服务、营销服务、市场调查、人力资源配置、会展、工业房地产和教育培训服务等门类。，同样按照比较优势理论参与国际贸易。［5］在这种假设下，我们可以利用和分析货物贸易同样的技术来分析服务贸易。沿着Feenstra and Hanson(1996)，Campa and Goldberg(1997)，Hummels、Ishii and Yi (2001)的研究思路［6-8］，我们分别从总体层面和行业层面进行检验，并初步选定以下变量。

(一)总体层面

我们首先考察影响服务贸易总量即出口和进口总和的因素。根据前述分析，服务贸易的发展(TIS)与经济发展水平(GDP)、货物贸易额(TIC)、制度环境(D1，D2)相关，我们逐一预测上述变量的符号。

GDP作为经济发展水平的指标反映经济社会发展的综合水平。而服务贸易作为货物贸易发展至较高水平的伴生品很明显与GDP的水平密切相关。通常而言，经济发展水平越高，服务贸易量也会较大。我们预测GDP对TIS的影响符号为正。

TIC作为有形贸易的主要组成部分，是服务贸易发展的基础，在很大程度上决定了服务贸易发展的速度和水平。通常而言，货物贸易越发达，服务贸易量也会越大。我们预测TIC对TIS的影响符号为正。

D作为制度环境哑变量主要限定制度环境的变化。我们初步选定两个哑变量。首先，根据我国的开放现实，2002年我国入世之后，承诺服务业领域逐渐开放，服务贸易的发展进入一个全新的时代。我们以2002年我国入世为界，确定D1，2002年以前，赋值为0，2002年以后赋值为1。我们预测D1对TIS的影响符号为正。其次，在1994年GATT框架下的第八轮谈判后，1995年WTO正式成立，与此同时，《服务贸易总协定》正式生效，这对于全球服务贸易的发展而言都是一个里程碑。此后，关于服务贸易自由化以及缔约方给与最惠国待遇和国民待遇的各类措施纷纷付诸实施。我们以1995年为界，确定D2，1995年以前，赋值为0，1995年以后，赋值为1。我们预测D2的符号为正。

(二)行业层面

从行业层面考察服务贸易发展水平主要分析其出口能力(EXS)。依据前述分析，我们认为EXS与行业比较优势(IRCA)、工资水平(W)、制度环境(D1)相关。我们逐一预测上述变量的符号。

IRCA体现的是特定行业的出口竞争力，是出口商品在世界范围优势大小的体现。通常而言，一个行业出口竞争力越强，其出口量也越大。我们预测IRCA对EXS的影响符号为正。

W体现的是服务性商品生产过程中的人力成本。很多服务行业的生产过程需要大量的劳动投入，劳动力的成本对于服务的生产和出口影响尤为明显。我国是简单劳动人口大国，在劳动力转型升级的条件下，中低端的服务从业人员的数量相对较多，人力成本相对发达经济体而言较低。我们预测W对EXS的影响符号为负。

(三)数据来源

我们使用的数据来自我国国家外汇管理局《国际收支平衡表》、International Trade Statistics及UNCTAD服务贸易数据库。三个数据库关于行业划分存在略微的不一致，我们根据数据的可得性进行调整。根据UNCTAD服务贸易数据库，我们将我国国家外汇管理局《国际收支平衡表》中的“咨询和广告、宣传”两类合并至“其他商业服务”。TIS、GDP和TIC数据均来自UNCTAD数据库，样本区间从1982年至2011年。其中，GDP是按支出法，以当年价格和当年人民币兑美元的汇率计算的数据。

由于工资的统计是在《国民经济行业分类》(GB/T 4754—2011)标准下进行的，与UNCTAD服务贸易分类标准存在较大差异。首先，我们先进行行业标准的重新整理。相对而言，GB/T 4754—2011的划分更加粗线条，为了保持一致，我们将UNCTAD数据库和GB/T4754—2011进行含项对照，部分细微差异进行模糊处理，尽可能确保数据拟合。具体整合过程如表2所示。由于《国民经济行业分类》(GB/T 4754)在2002年做了第二次修订，修订前后的分类标准存在较大差异。我们根据《中国统计年鉴》2001—2003，利用“按行业分城镇单位就业人员数”和“按行业分城镇单位就业人员平均工资”进行重新计算得出整合后S1～S8的平均工资作为2000—2002年W的数据。

其次，为了最后实证分析的需要，EXS和IRCA也根据表2进行重新整合和计算。数据来自UNCTAD服务贸易数据库。

表2行业整合标准参照

(四)模型选定

对于总体层面，我们采用1982—2011年时间序列数据。考虑到变量的选定过程是基于前述的统计描述，较为粗糙。为了避免变量之间的多重共线性影响模型的稳定性，我们首先对变量进行ADF单位根检验，检验其平稳性，避免出现伪回归。然后，利用VAR模型进行Granger因果关系检验。最后，通过协整检验分析变量之间的长期关系。

表3 ADF单位根检验结果

根据表3的检验结果，所有变量的一阶差分均不存在单位根，即为变量为一阶单整。由于VAR模型对于滞后阶数相当敏感，不合理的滞后期会改变因果检验的结果。接下来就要确定VAR模型最优的滞后期。根据表4的结果，五个指标有四个均认为应该建立VAR(0)模型。

为了进一步明确内生变量和外生变量，我们对差分后的变量进行因果关系检验。从表5结果中看出，货物贸易额在10%的显著水平上是服务贸易额的格兰杰原因。这具有深刻的政策含义，即随着货物贸易的发展和服务业“片段化”水平的提高，服务贸易的发展成为一种不可阻挡的趋势，服务贸易受益于货物贸易的快速发展。服务贸易在5%的显著水平上是经济发展水平的格兰杰原因，在一定程度上体现了我国经济增长过程中的现代服务要素的贡献。然而，经济发展水平却并非服务贸易额的格兰杰原因。这似乎暗示了我国服务贸易发展的过程并不与经济发展水平同步，甚至是严重滞后。这一点有待我们进一步检验。

表4 VAR滞后期选择

表5 Granger因果关系检验

由于Granger因果关系检验只能看出影响方向，无法真实体现变量之间的具体影响效果。考虑到GDP对服务贸易发展的客观影响和理论依据，我们将最终的模型确定如下

ΔlnTIS=f(ΔlnGDP，ΔlnTIC，D1，D2)(2)

对于行业层面而言，出口差异性巨大。虽然我们采用了面板数据，但并不能完全体现行业之间的差异。我们借鉴Feenstra(2003)国际服务外包对行业劳动需求影响时的处理方法。［9］根据行业性质将行业划分为劳动密集型和技术密集型两大类。S2、S3和S5为技术密集型，其余行业为劳动密集型。通过加入交互项Di*IRCA体现行业之间的差异，Di满足，

我们设定回归方程为，

对行业层面的分析涉及到8个行业12年的面板数据。对于面板数据的分析，需要考虑固定效应和随机效应哪一种更合适。Hausman检验假设固定效应(FE)和随机效应(RE)的估计值符合一致性。当FE和RE估计值共同收敛于真实的参数值，则接受“随机模型为正确模型”的原假设。反之，如果FE和RE的估计值差距过大，则倾向拒绝原假设，采用固定模型。

四、检验结果分析

(一)总体层面

从表6的检验结果来看，总体而言，我国的服务贸易额与货物贸易额呈明显的正相关，且在1%的统计水平上显著。这与我们前期的预测完全吻合。作为货物贸易的伴生物，服务贸易发展受到货物贸易的显著影响。尤其像运输、金融、保险、计算机和信息服务等，都是紧密与货物贸易的发生过程相联系，而这些都是我国近年来的主要贸易项目。由于格兰杰因果关系检验，GDP不是服务贸易额的原因，回归结果也是统计不显著。这再一次证实了我国服务贸易的发展与经济水平之间缺乏明显的同步性和共生性。我们分析认为，正是因为我国服务贸易的发展远远滞后经济发展的水平，很多服务行业目前主要集中于国内市场的供给，因此导致统计结果不显著。

表6总体层面检验结果

两个制度变量的统计同样不显著，但同时又显现出一些细微的差异。模型1～3同时纳入了我国入世和WTO成立两个哑变量，结果显示，我国入世对于服务贸易额的影响为正，说明我国加入WTO之后，对我国总体服务贸易的发展有一定的促进作用，但程度有限，不是很显著。而WTO的成立以及相关服务贸易协定的签订对我国服务贸易额的影响为负，统计上同样不显著。我们认为，并非相关协定抑制了我国服务贸易的发展，原因有可能是1995年我国在“复关”向“入世”转换的阶段，在“市场经济国家地位”没有得到主要贸易伙伴承认的情况下，WTO的成立使我国面临的国际贸易大环境发生了重大变化，除了贸易规制变得更加不熟悉、贸易惯例变得更加不确定之外，相关贸易产品的统计标准也发生了重大变化。这或许是导致D2影响符号为负的主要原因。模型4～6对影响因素进行了深度分析，在涵盖了货物贸易和经济发展水平变量的前提下，虚拟变量D1呈现负向影响，同样统计不显著。考虑到我国服务贸易的发展存在行业的巨大差异，我们接下来利用行业数据进行分析，以期更加真实反映影响服务贸易发展的因素。

(二)行业层面

我们采用逐步增加解释变量的方法对行业层面进行检验，见表7。三组Hausman检验无法拒绝“随机模型为正确模型”的原假设，因此，全部选择随机模型。检验结果显示，所有变量在模型中都在1%的水平上统计显著。

表7行业层面检验结果

第一，劳动力成本对服务出口的影响系数为正，且从三组模型比较来看，模型2更具解释力。这一结果虽然与我们之前的预期符号相反，但由于没有做因果关系检验，我们不能直接作出否定性判断①我们检验了以工资水平对数为因变量的随机模型，结果如下:Lnw=6．5+0．5LnEXS-0．37IRCA-0．71D*IRCA，这或许可以从因果关系的层面解释w和EXS之间的正相关性，即服务出口的增加导致对应行业工资水平上升。同时，比较优势指数及其交互项与w之间的显著负相关性也符合理论预期。我们认为，我国服务的出口很大程地上是以外包的形式进行的，而发包方通常都是发达经济体，其全球市场搜寻过程中必然要对服务提供商的技术、服务质量和价格进行全面比较。根据国家统计局公布的数据，2011年服务行业年平均工资4．73万元，而农林牧渔业、采矿业、制造业、电力燃气及水的生产和供应业以及建筑业的年平均工资3．86万元。虽然，相对其余行业，服务行业的平均工资要高出很多，但相对发达经济体而言，我国服务行业从业人员的平均工资仍低出很多，所以，我国服务行业的劳动力成本并不是影响出口量的主要因素，相反是行业较高发展水平的体现。。通常而言，行业发展水平越高，对应该行业的平均工资水平越高。对于传统的货物贸易而言，贸易产品的比较优势可以通过生产要素价格的比较优势来确定，因为商品生产过程是生产要素价值转移的过程。但对于服务行业而言，由于其知识性产品的特征，这种商品的生产和消费过程是同时进行，并且不存在要素的价值转移。所以，传统意义上适用于货物贸易的比较优势理论在解释服务贸易时就受到质疑。同时，很多服务的出口是以外包的形式进行的，而且，相对发包方而言，我国的服务成本仍然很低。我国承接的服务外包大部分来自发达经济体。发包方看重的更多是优良的服务、技术，所以，通常是发展水平较高的行业和市场主体具有较强接包能力，进而，工资水平与服务出口之间的正相关关系正是行业接包能力与服务出口之间关系的体现。在服务贸易的包含行业类型与显示性比较优势交互项的模型对服务出口更具解释力。显著正相关的检验结果表明，对于技术密集型行业而言，比较优势能够更好促进出口增长，而相对劳动密集型行业而言，比较优势的促进作用不显著。这引发一个具有重要现实意义的思考，对我国服务行业而言，传统的优势出口行业相对而言很难进一步扩大世界市场份额，而对于技术密集型行业而言，我国近年来的比较优势逐渐显现，除了相关政策的合理扶持之外，很大一部分在于技能型劳动力的成本优势，这对于我们抢占并扩大市场份额极其有利。同时，对于模型2和模型3而言，服务行业从业人员工资水平对于出口的影响效果明显要高于模型1，这也进一步证实了不同行业类型之间出口规模对于劳动力成本的依赖性存在明显区别。

五、结论及评述

我们通过对我国服务贸易发展的地理结构、行业结构和比较优势结构进行统计描述和计算，并在此基础上对服务贸易总体和行业出口影像因素进行实证检验，结果如下:

第一，我国主要的服务贸易伙伴呈现与货物贸易高度一致的伴生性，即服务贸易量同货物贸易量呈现同区域的正相关关系，尤其是我国的传统优势行业。这充分体现服务业作为第一、第二产业高度发展之后的“副产品”，其对于基础产业的高度依赖性，以及对于第一、第二产业发展的深度辅助作用。货物贸易的发展有利于推动和促进服务贸易的繁荣，服务贸易作为货物贸易的伴生，对货物贸易的发展具有明显的促进作用，二者相辅相成。

第二，服务贸易行业差距明显，旅游和运输是服务出口的主体，二者之和占50%以上。但旅游下滑明显，运输在波动中持续增长，同时，运输又是逆差最主要的来源。咨询、建筑服务、计算机信息服务发展较快，出口比重明显提升增幅较为明显。高端的金融、保险及专利权利和使用费是服务出口的短板。保险的进口规模远超出口，说明在国际贸易过程中，我国保险公司提供跨国的保险服务的能力和市场认可度仍需提升。

第三，对于具体行业IRCA的计算结果显示，最主要的出口优势行业依次是建筑服务、其他商业服务、旅游和运输。其中，运输的比较优势年度波动最剧烈，建筑服务近年来优势快速提升。诸如计算机信息服务、通讯、金融、保险及专利使用等技术密集型服务行业比较劣势已有明显缩小，但尚未具备真正的出口优势。这对于我们正在快速发展的高端服务业而言，是一个振奋人心的鼓舞，同时也应意识到，在全球IT市场，我们面临着印度等迅速崛起的同级竞争对手，这一领域的挑战也是空前的。

第四，在统计描述基础上，我们实证分析了服务贸易总体及分行业出口的影响因素。因果检验发现，货物贸易是服务贸易的Granger原因，进一步证实了我国服务贸易作为货物贸易“伴生品”的特性。经济发展水平不是服务贸易的Granger原因，说明相对高速发展的GDP，我国服务贸易发展严重滞后。对总体层面的多元检验也再一次证实了前述分析。这说明，我国总体服务贸易的发展具有其与众不同的发展路径，一定程度上反映出服务贸易结构和规模与经济总体脱节，同时又证实了服务贸易与货物贸易相辅相成，同步协调发展的发展模式。选择的两个虚拟制度变量对服务贸易总体统计不显著，说明我国服务贸易参与世界市场相对较晚，世界贸易格局和贸易规制对我国整体服务贸易的影响不明显。

第五，对于不同行业的面板数据分析充分考虑了行业发展的差异性，包涵了IRCA和体现行业差异哑变量的交互项。鉴于数据的可得性和统计标准的不一致，我们利用重新整合后的8个行业12年的数据进行分析，结果发现，工资水平对于服务的出口具有明显的正效应。原因有可能在于以下几个方面:首先，我国很多具有较高出口能力的行业，尤其是技术密集型行业，通常都是发展水平较高的行业，对应工资水平较高。很多服务的出口是以外包的形式进行。对于发包方而言，我国的劳动力成本远低于其本土的成本，尤其对于发达经济体而言。在这样的背景下，其寻找接包方首要考虑的就是技术和服务质量。因此，理论层面上劳动力成本之于贸易规模的负相关关系就不一定成立。其次，有可能是行业整合过程中对于行业劳动力成本差别造成扭曲和覆盖，使得某些垄断性行业与出口优势行业相结合。例如，S3是将GB/T 4754—2011中的“租赁和商业服务”同UNCTAD中的“旅游+专有权利和使用费”相等同，这种调整过程有可能将我国具有出口优势的旅游业的出口规模同“租赁和商业服务”的工资水平相对应，进而造成结果偏差。行业差距变量和IRCA交互项系数为正，表明对于技术密集型行业而言，比较优势越明显，出口增加越多。这也在政策层面具有指导意义，在全球服务业资本转移的大背景下，参与国际竞争已经不再像产业资本转移背景下对于简单劳动力成本的偏好，而是更多依据技能型劳动力的比较优势。因此，在打造“世界办公室”的过程中，要重点培育具有国际适应性的中高端技能型服务人才。

本文结合了统计描述和计量检验两种研究过程，得出的某些结论与理论之间存在一定偏差。一方面，可能由于我国服务业发展整体起步晚、水平低、行业差异明显、国际竞争力较低等一系列原因，致使我们样本量不足，进行后验分析过程中出现与理论的相悖和不一致。另一方面，可能由于我们同时选取了UNCTAD、国家外汇管理局BOP和国家统计局的数据，对于服务业的分类口径不一致，并且后期对不一致部门重新整合有可能造成偏差，进而导致后期统计检验的不显著。我国服务业整体发展水平呈现出明显的“多点同放”的格局，即在某几个领域，例如“建筑服务”“计算机及信息服务”及“其他商业服务”等领域同时出现繁荣大发展的局面，这种大规模的快速增长与产业发展规律相悖，这也有可能导致结论有偏。后续的研究可以针对不同的贸易伙伴进行区分，计算区域显示性比较优势，进行分区域检验;亦或者利用GDP对服务贸易额进行平减(Amiti and Wei，2004)，然后再进行检验和分析。［10］考虑到服务业越来越多地以外包的形式进行贸易的现实，还可以通过构建全局均衡分析框架，将外包纳入到贸易福利分析过程。同时，针对我们统计分析的结果，还可以考虑行业和时间固定效应和随机效应的对比，即将行业差异纳入到分析框架中，这一处理方法有可能会优化检验结果。

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责任编辑:高文河

F752．6

A

1671-3842(2015)01-0074-09

10．3969/j．issn．1671-3842．2015．01．14

2014-09-18

梁俊伟(1980—)，男，山东威海人，博士，研究方向为产业结构和国际贸易。

教育部人文社科基金青年项目“新贸易保护主义对我国外贸出口影响及对策研究”(11YJCGJW012)、“研发外包、知识产权保护与我国企业的自主创新——基于不完全合约视角的研究”(12YJCZH149)。