何駿

摘 要 演生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)的產(chǎn)出具有重要影響，是制約制造業(yè)升級的關鍵因素之一。文章通過建立計量模型，利用中國投入產(chǎn)出表和2000～2010年的相關面板數(shù)據(jù)，從生產(chǎn)性服務業(yè)整體行業(yè)和具體行業(yè)兩個角度分析其對中國制造業(yè)的產(chǎn)出效應，并著重比較分析生產(chǎn)性服務業(yè)貿(mào)易自由度的引入對制造業(yè)產(chǎn)出的影響。研究得出結論為：整體而言，生產(chǎn)性服務業(yè)對中國制造業(yè)的產(chǎn)出效應存在著顯著的正影響，即生產(chǎn)性服務業(yè)投入每增加1%制造業(yè)產(chǎn)出增加近0.88%，且生產(chǎn)性服務業(yè)的貿(mào)易自由度對制造業(yè)產(chǎn)出有較為顯著的正影響；具體行業(yè)而言，金融保險業(yè)對制造業(yè)的產(chǎn)出效應最大，科技服務業(yè)在一定程度上制約制造業(yè)的產(chǎn)出。生產(chǎn)性服務業(yè)具體行業(yè)對制造業(yè)的產(chǎn)出效應會隨著貿(mào)易自由度變量的引入而產(chǎn)生波動。

眼關鍵詞 演生產(chǎn)性服務業(yè)；制造業(yè)；產(chǎn)出效應

[中圖分類號]F26 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2016）08-0049-06

一、引言及文獻回顧

現(xiàn)有的關于生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)之間的研究主要可以概括為三類：基于價值鏈的生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)的溢出效應；基于需求遵從理論的制造業(yè)發(fā)展導致制造業(yè)細分，從而促進生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展；基于互動融合理論的生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)之間的相互依賴、共同發(fā)展的互動關系。

其中，生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)溢出效應的研究，國內(nèi)學者顧乃華（2005）[1]在分析中引入了地理距離、政策環(huán)境等能力變量，從理論層面分析了生產(chǎn)性服務業(yè)對工業(yè)發(fā)生外溢效益的渠道，并利用城市面板數(shù)據(jù)和隨機前沿模型，對理論推演的假說進行了檢驗，從而得出生產(chǎn)性服務業(yè)與工業(yè)企業(yè)之間的地理距離與生產(chǎn)性服務業(yè)對工業(yè)獲利的外溢效益負相關，政策環(huán)境的完善程度正向影響著生產(chǎn)性服務業(yè)對工業(yè)獲利能力的外溢效應。

在對制造業(yè)作為需求方促進生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展的研究中，國內(nèi)學者對此進行的系統(tǒng)性研究還不多見，以國外學者的描述性研究為主。Cohen（1987）[2]& Guerrieri（2005）[3]等學者認為，在制造業(yè)發(fā)展的初期和中期階段，制造業(yè)的需求對生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展起著主導作用，隨著制造業(yè)的發(fā)展需要相應的生產(chǎn)性服務增長作為中間投入。Bhagwati（1984）[4]認為生產(chǎn)性服務業(yè)不斷壯大的部分原因是公司將以前在其內(nèi)部進行的服務活動進行了外包，制造業(yè)的中間需求在生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展中起著關鍵的作用。一個國家發(fā)展高效且具有活力的服務經(jīng)濟能力與該國的制造業(yè)基礎和結構掛鉤。作為制造業(yè)中間產(chǎn)品的服務需求是生產(chǎn)性服務業(yè)增長的一個主要決定因素。知識密集型制造業(yè)集聚的國家在生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展過程中通過自我實現(xiàn)機制取得國際競爭優(yōu)勢。

目前國內(nèi)外學者對生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)關系的研究更多的是基于互動融合理論。生產(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)的發(fā)展互相為彼此提供需求和供給，形成良性循環(huán)，共同促進經(jīng)濟增長，并且隨著信息通信技術的日益發(fā)展和普及，兩者之間的邊界變得日益模糊，慢慢出現(xiàn)了相互融合的趨勢。高覺明和李曉慧（2011）[5]的研究表明，生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展促進制造業(yè)增長，同時，制造業(yè)的增長也極大促進了生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展，而且生產(chǎn)性服務業(yè)內(nèi)部各部門與制造業(yè)均呈現(xiàn)互動發(fā)展關系。鑒于此，他們提出應該利用兩部門的互動機理來設計產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略，為其營造低交易成本的制度環(huán)境，調(diào)整和優(yōu)化制造業(yè)與生產(chǎn)性服務業(yè)結構，培育產(chǎn)業(yè)集群和服務外包，促進生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的良性互動。

而在現(xiàn)有的文獻中，生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)產(chǎn)出效應的專門研究仍然很少，即使是在生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)溢出效應的研究文獻中，作為生產(chǎn)性服務業(yè)“質(zhì)量”衡量的指標通常都是勞動力工資、資本密集程度等常見的衡量指標。但隨著世界經(jīng)濟一體化程度的日益加深，各國之間貿(mào)易往來的日益頻繁，貿(mào)易自由化程度特別是生產(chǎn)性服務業(yè)的貿(mào)易自由化程度對生產(chǎn)性服務業(yè)的“質(zhì)量”影響所占比重越來越大，從而可能會在很大程度上影響制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構升級。雖然在貨物貿(mào)易自由化程度的影響方面已有許多實證研究，但是關于服務業(yè)，特別是生產(chǎn)性服務業(yè)自由化方面的實證研究卻很少。

就目前而言，服務自由化還是一個比較具有爭議的主題，爭議的主要原因是相對于貨物貿(mào)易自由化的大量實證研究，對服務業(yè)領域大規(guī)模廠商進入后產(chǎn)生的影響卻鮮有探討。由于大量的制造行業(yè)和服務行業(yè)都依賴于服務業(yè)的投入，那么服務業(yè)領域自由化后可以獲益的假設必然是合理的。服務業(yè)自由化可以打破壟斷，帶來企業(yè)的私有化和市場準入制度的廢除。因此，潛在的國內(nèi)外廠商就會進入市場從而增加了服務業(yè)下游行業(yè)使用者的選擇范圍。服務供給者更多的選擇反過來會通過以下三種方式影響制造業(yè)領域：

首先，新的服務可能會隨著越來越多高科技服務供給者的進入而被廣泛應用。例如，新的金融工具、現(xiàn)金流管理工具以及通信行業(yè)的數(shù)字化服務等。上述服務的普及可能會引導制造業(yè)引進新的生產(chǎn)力以提高他們的生產(chǎn)技能，如在線交易系統(tǒng)的使用。Ethier（1982）[6]& Konings（2007）[7]分別對服務投入的多樣性能夠提高下游產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)力進行了理論和實證研究，間接表明了對貨物貿(mào)易自由的影響同樣對服務貿(mào)易適用。

其次，服務自由可能也會使得那些原來對一部分行業(yè)限制的服務得以更廣泛的使用。更寬松的準入制度會提升當?shù)匾恍┬∥⑵髽I(yè)的生產(chǎn)力。

最后，服務自由化可能會增加企業(yè)之間的競爭力，吸引更多的國外具有競爭力的廠商進入，從而提升企業(yè)生產(chǎn)力。這種對企業(yè)能力的提升反過來也會降低下游產(chǎn)業(yè)的操作成本。

為此，本文以制造業(yè)中生產(chǎn)性服務業(yè)的投入為依據(jù)，分析其對中國制造業(yè)的產(chǎn)出效應，并著重比較分析貿(mào)易自由度的引入對生產(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)產(chǎn)出的影響。本文主要結構如下：第一部分為引言及文獻回顧，第二部分為我國生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀介紹，第三部分為生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)溢出效應的模型建立與實證分析，第四部分為結果分析與討論，第五部分為發(fā)揮生產(chǎn)性服務業(yè)積極作用的政策建議。

二、我國生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

改革開放以來，我國制造業(yè)和生產(chǎn)性服務業(yè)① 取得了長足的進步。就制造業(yè)而言，1990年我國制造業(yè)的年產(chǎn)值為8 776.74億元，2008年我國制造業(yè)的年產(chǎn)值為102 539.5億元，2010年我國制造業(yè)的年產(chǎn)值為130 325億元，2012年我國制造業(yè)的年產(chǎn)值為161 326億元。

就生產(chǎn)性服務業(yè)而言，近年來我國生產(chǎn)性服務業(yè)也得到了較快的發(fā)展。1990年，我國生產(chǎn)性服務業(yè)的年產(chǎn)值為2 571.5億元；2003年我國生產(chǎn)性服務業(yè)的年產(chǎn)值為14 658.0億元，2010年，我國生產(chǎn)性服務業(yè)的年產(chǎn)值達到85 198.6億元；2012年，我國生產(chǎn)性服務業(yè)的年產(chǎn)值達到132 830億元，占整個服務業(yè)產(chǎn)值的比重為50.6%。圖1列出了2004～2012年我國國內(nèi)制造業(yè)年產(chǎn)值與生產(chǎn)性服務業(yè)年產(chǎn)值的數(shù)據(jù)關系。從圖1中可以明顯看出，雖然我國生產(chǎn)性服務業(yè)的年產(chǎn)值仍然遠遠小于制造業(yè)的年產(chǎn)值，但2007年以來，制造業(yè)與生產(chǎn)性服務業(yè)呈現(xiàn)出十分顯著的協(xié)同發(fā)展特征。

可見，我國制造業(yè)和生產(chǎn)性服務業(yè)正以前所未有的速度發(fā)展，但與發(fā)達國家相比，仍存在著許多諸如體制機制的問題。

就制造業(yè)而言，在今后相當長的時間內(nèi)，仍然是我國國民經(jīng)濟發(fā)展的主體，是促進經(jīng)濟發(fā)展的關鍵因素。改革開放30多年以來，我國制造業(yè)發(fā)展取得了很大的成績，制造業(yè)規(guī)模不斷擴大，制造業(yè)內(nèi)部結構不斷優(yōu)化。但仍然存在著一些不利于產(chǎn)業(yè)發(fā)展和分工深化的障礙，如產(chǎn)業(yè)結構不合理、技術水平低、創(chuàng)新不足等[8]。

就生產(chǎn)性服務業(yè)而言，我國生產(chǎn)性服務業(yè)的總體規(guī)模在不斷擴大，經(jīng)濟效益日益提高，對于拉動經(jīng)濟增長、緩解就業(yè)壓力的作用日益凸顯。但與發(fā)達國家相比，我國生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展仍然十分滯后。雖然我國生產(chǎn)性服務業(yè)的規(guī)模在不斷擴大，但總體規(guī)模仍然很小。我國生產(chǎn)性服務業(yè)的技術和知識含量不高，仍然處于產(chǎn)業(yè)鏈低端，與其他產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)度仍然不高等。

在一定程度上，生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展滯后會阻礙制造業(yè)的發(fā)展與升級。從發(fā)達國家的發(fā)展經(jīng)驗來看，隨著工業(yè)化后期的工業(yè)深化和服務外包的發(fā)展，從制造業(yè)分離出來的設計、技術研發(fā)等生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)升級的作用日益顯現(xiàn)。但是由于我國現(xiàn)階段的商務服務和科技服務業(yè)仍處于發(fā)展的起步階段，體制、政策仍不完善，導致企業(yè)產(chǎn)品開發(fā)周期過長，競爭力不強，從而阻礙了制造業(yè)的發(fā)展升級。

三、生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)產(chǎn)出效應的模型建立與實證分析

1.模型建立

可以作為制造業(yè)產(chǎn)出效應的評價指標很多，本文采用制造業(yè)增加值來量化生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)的產(chǎn)出效應[9]。由于這里主要關注制造業(yè)中生產(chǎn)性服務投入對制造業(yè)的促進作用，因此，本文直接選取制造業(yè)生產(chǎn)過程中的生產(chǎn)性服務業(yè)（MPS）的中間投入與制造業(yè)總產(chǎn)出（Y）進行實證研究。為了分析整個國家的生產(chǎn)性服務的中間投入對制造業(yè)的產(chǎn)出效應，在不考慮內(nèi)生性問題的前提下，建立總的分析模型如下：

ln（Y）=a+βln（MPS）+ε 模型（1）

其中，Y表示制造業(yè)增加值，MPS表示制造業(yè)中生產(chǎn)性服務的總投入，a為估計參數(shù)，ε為隨機擾動項。

為了具體分析各個生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)產(chǎn)出效應的影響，本文還需要建立各個具體生產(chǎn)性服務業(yè)增加值與制造業(yè)增加值之間的關系。

在本文中將具體的服務行業(yè)增加值作為因變量，除了具體服務行業(yè)增加值外，也將服務貿(mào)易自由度指標納入因變量中，以考察服務貿(mào)易自由水平對制造業(yè)的產(chǎn)出效應。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文從生產(chǎn)性服務業(yè)的外延中選取交通運輸和郵電通信業(yè)、金融保險業(yè)、商貿(mào)服務業(yè)、科技服務業(yè)，建立模型如下：

Yit=β0+β1TSit+β2FSit+β3BSit+β4SCit+εit 模型（2）

Yit=β00+β11TSit+β22FSit+β33BSit+β44SCit+β55sfit+εit

模型（3）

其中，Y代表制造業(yè)增加值，i代表我國29個省份數(shù)據(jù)的橫截面對象，t代表年份數(shù)據(jù)，a為估計參數(shù)，ε為隨機擾動項；TS表示交通運輸和郵電通信業(yè)的增加值，F(xiàn)S表示金融保險業(yè)的增加值，BS表示商貿(mào)服務業(yè)的增加值，SC表示科技服務業(yè)的增加值，sf表示服務貿(mào)易自由度，以服務貿(mào)易額占總貿(mào)易額之比表示。

2.生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)產(chǎn)出的實證分析

（1）整體分析。下文將首先分析中國生產(chǎn)性服務業(yè)的整體行業(yè)對制造業(yè)的總體產(chǎn)出效應。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，在歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中關于投入產(chǎn)出只更新到2007年，所以表1列出了1987～2007年中國投入產(chǎn)出表（中間使用部分）生產(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)的相關數(shù)據(jù)對模型（1）進行驗證。

為了初步驗證生產(chǎn)性服務的投入對制造業(yè)產(chǎn)出增加的影響，將上述數(shù)據(jù)化為億元后做散點圖可以看出存在較為明顯的相關關系，其中相關性系數(shù)為0.950 8，見圖2。

為了進一步更加清晰驗證生產(chǎn)性服務的投入與制造業(yè)增加值的這種相關關系，對相關數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后，利用Eviews6.0軟件，采用最小二乘法進行回歸，得到結果見表2所示。

由此，得到回歸模型結果如下：

ln（Y）=3.107 5+0.884 6 ln（MPS） 模型（4）

從回歸分析結果中可以看出，R2=0.960 4，F(xiàn)=169.870 7，并且在1%的顯著性水平上顯著。生產(chǎn)性服務業(yè)的投入與制造業(yè)的增加值有明顯的正相關關系。生產(chǎn)性服務業(yè)投入每增加1%，制造業(yè)增加值將隨之增長近0.88%，生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展顯著促進了制造業(yè)的產(chǎn)出。

（2）具體分析。在分析了中國整體生產(chǎn)性服務業(yè)投入與制造業(yè)增加值之間的關系后，本文將注意力集中在具體的生產(chǎn)性服務業(yè)行業(yè)對制造業(yè)產(chǎn)出效應的實證檢驗，并試圖從行業(yè)細分層面和貿(mào)易自由化角度分析作為制造業(yè)中間投入的生產(chǎn)性服務業(yè)是如何提升制造業(yè)發(fā)展的。

本文選取了2000～2010年③中國29個主要省市④制造業(yè)增加值以及交通運輸和郵電通信業(yè)、金融保險業(yè)、商貿(mào)服務業(yè)、科技服務業(yè)投入的面板數(shù)據(jù)，在剔除價格因素影響后分別對模型（2）和模型（3）加以分析，分析結果見表3。

從表3中可以很清晰地看出，生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)增加值的產(chǎn)出效應明顯。

首先，就模型（2）而言，交通運輸和郵電通信業(yè)、金融保險業(yè)、商務服務業(yè)投入的增加對制造業(yè)增加值有明顯的正效應。其中，金融保險業(yè)投入的增加對制造業(yè)的正效應最大，其次為交通運輸和郵電通信業(yè)以及商務服務業(yè)，而科技服務業(yè)的投入對制造業(yè)有較為顯著的負效應。模型（2）的R2=0.901，說明方程整體有較高的擬合優(yōu)度。

其次，就模型（3）而言，在該模型中除了保留模型（2）中的自變量外還增加了一個新的自變量，即貿(mào)易自由度指數(shù)。該模型回歸的結果中，各個自變量對制造業(yè)增加值的影響方向與模型（2）相同。同樣的，交通運輸和郵電通信業(yè)、金融保險業(yè)、商務服務業(yè)投入的增加對制造業(yè)增加值有明顯的正效應。其中，金融保險業(yè)投入的增加對制造業(yè)的正效應最大，其次為商務服務業(yè)、交通運輸和郵電通信業(yè)?？萍挤諛I(yè)對制造業(yè)也同樣有著較為顯著的負效應。模型（3）中的R2=0.926，說明方程整體有較高的擬合優(yōu)度。

最后，比較模型（2）和模型（3）可以發(fā)現(xiàn)，在加入了自變量貿(mào)易自由度指數(shù)后，模型中各個自變量對制造業(yè)增加值的影響發(fā)生了變化。交通運輸和郵電通信業(yè)的投入仍然對制造業(yè)增加值具有正效應，但模型（3）中的正效應比模型（2）中的正效應減小很多。金融保險業(yè)的投入仍然對制造業(yè)增加值具有正效應，但模型（3）中的正效應要略大于模型（2）中的正效應。商務服務業(yè)的投入對制造業(yè)增加值也仍然具有正效應，雖然模型（3）中的正效應小于模型（2）中的正效應，但相差不大?？萍挤諛I(yè)的投入對制造業(yè)增加值仍然具有負效應，且模型（3）中的負效應要遠大于模型（2）中的負效應。生產(chǎn)性服務業(yè)的自由化程度對制造業(yè)增加值有較為顯著的正效應。

四、結果分析與討論

結合本文的實證結論，主要分析與討論如下：

1.整體而言，我國生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)的產(chǎn)出效應存在顯著的正影響

從對數(shù)回歸的結果看，β=0.884 6，在不考慮內(nèi)生性問題的前提下，生產(chǎn)性服務的投入每增加1%，制造業(yè)產(chǎn)出增加近0.88%。這意味著中國制造業(yè)的增長正在從依靠勞動力和自然資源優(yōu)勢的增長方式向依靠知識等要素的增長方式轉(zhuǎn)變，從而促進中國制造業(yè)從勞動密集型向資本和技術密集型轉(zhuǎn)變。

2.生產(chǎn)性服務業(yè)具體行業(yè)對制造業(yè)的產(chǎn)出效應會隨著貿(mào)易自由度變量的引入而產(chǎn)生波動

貿(mào)易自由度變量引入之前（見模型（2）），對制造業(yè)產(chǎn)出效應從大到小的生產(chǎn)性服務業(yè)行業(yè)依次是：金融保險業(yè)（6.693）、交通運輸和郵電通信業(yè)（2.013）、商務服務業(yè)（1.751）和科技服務業(yè)（-2.564）。隨著貿(mào)易自由度變量的引入（見模型（3）），對制造業(yè)產(chǎn)出效應從大到小的生產(chǎn)性服務業(yè)行業(yè)依次是：金融保險業(yè)（7.611）、商務服務業(yè)（1.451）、交通運輸和郵電通信業(yè)（1.046）和科技服務業(yè)（-7.402）。金融保險業(yè)的正影響得到了加強（7.611），交通運輸和郵電通信業(yè)（1.046）和商務服務業(yè)（1.451）的正影響減弱，科技服務業(yè)（-7.402）對制造業(yè)產(chǎn)出效應的負影響進一步加強。

3.金融保險業(yè)對制造業(yè)的產(chǎn)出效應最大，科技服務業(yè)對制造業(yè)產(chǎn)出具有負面效應

無論是模型（2）還是模型（3）的回歸結果都表明，回歸后金融保險業(yè)的系數(shù)都最大，這說明無論是在引入貿(mào)易自由度之前還是之后，金融保險業(yè)對制造業(yè)都有較大的促進作用，而科技服務業(yè)對制造業(yè)產(chǎn)出的貢獻無論是在引入貿(mào)易自由度之前還是之后都為負值，其原因可能是，在中國商業(yè)誠信制度尚未完善的制度環(huán)境下，制造業(yè)企業(yè)不會在承擔特別大的風險下輕易把關乎自身核心競爭力的關鍵研發(fā)環(huán)節(jié)外包給專門的科技服務企業(yè)。這意味著科技服務業(yè)對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用還沒有得到發(fā)揮。

4.生產(chǎn)性服務業(yè)的貿(mào)易自由度對制造業(yè)的產(chǎn)出效應較為顯著

從模型（3）的回歸結果看，雖然貿(mào)易自由度本身對制造業(yè)產(chǎn)出效應較為顯著，但系數(shù)較小。之所以貿(mào)易自由在制造業(yè)產(chǎn)出中的作用較大，是因為貿(mào)易自由度不僅僅會直接影響制造業(yè)的產(chǎn)出增加值，還會間接通過對具體生產(chǎn)性服務業(yè)的影響而影響制造業(yè)的產(chǎn)出增加值。

五、發(fā)揮生產(chǎn)性服務業(yè)積極作用的政策建議

結合實證結果分析與討論，本文對發(fā)揮生產(chǎn)性服務業(yè)積極作用的政策建議如下：

1.提升生產(chǎn)性服務業(yè)總體水平，帶動制造業(yè)發(fā)展

本文實證結果表明，生產(chǎn)性服務業(yè)能明顯提升制造業(yè)的產(chǎn)出效應。為此，我國應該提升生產(chǎn)性服務業(yè)總體水平。特別是，我國各具體生產(chǎn)性服務行業(yè)與國外相比差距仍然很大，尤其是在技術研發(fā)、管理水平和服務水平等方面。擴大開放，促進貿(mào)易自由是縮小發(fā)展差距的有效方式。一方面，生產(chǎn)性服務企業(yè)可以有更多的機會學習引進外國生產(chǎn)性服務企業(yè)提供的專業(yè)化服務；另一方面，外國生產(chǎn)性服務企業(yè)能夠為我國提供更多高層次、高效率的中間服務，并且通過制造業(yè)與服務業(yè)的聯(lián)動機制，有效地促進知識和技術在整個價值鏈中擴散和滲透，從而加快我國制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。

2.有針對性地發(fā)展金融保險業(yè)和科技服務業(yè)等重點生產(chǎn)性服務業(yè)

實證結果顯示，金融保險業(yè)對制造業(yè)的產(chǎn)出效應最大，是我國制造業(yè)升級的重要支柱。事實上，制造業(yè)是一個對資金要求很高的行業(yè)，無論是在初步發(fā)展階段還是發(fā)展中后期，制造業(yè)對資金的依賴程度都很高。金融機構對制造業(yè)企業(yè)的資金支持會有效改變制造業(yè)企業(yè)，特別是中小微企業(yè)資金缺乏的窘境。因此，我國必須完善金融保險業(yè)的發(fā)展機制，加快發(fā)展金融跨區(qū)域合作和網(wǎng)絡化，整合區(qū)域性金融資源，建立區(qū)域金融中心，突破地方金融性機構的發(fā)展障礙，發(fā)揮金融保險業(yè)對制造業(yè)發(fā)展的重要關鍵作用。

目前，我國科技服務業(yè)對制造業(yè)產(chǎn)出效應未得到發(fā)揮，這種局面亟須改變。隨著我國制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，科技服務業(yè)將作為創(chuàng)新主體源源不斷地提供各種技術支撐。因此，必須深化科技服務業(yè)在創(chuàng)新過程中的積極作用，鼓勵科技中介機構繼續(xù)深化和拓展對下游行業(yè)的創(chuàng)新服務，延伸整個科技服務的價值鏈，從而促進制造業(yè)的產(chǎn)出效應?？萍挤諛I(yè)整體水平的提高，有利于充分發(fā)揮我國的科技服務業(yè)在整個制造業(yè)升級過程中的作用。當然，我國制造業(yè)企業(yè)也應通過服務外包將研發(fā)等科技服務業(yè)務外包出去，形成雙贏的發(fā)展局面。目前影響制造業(yè)生產(chǎn)性服務外包的主要因素是生產(chǎn)性服務業(yè)的效率。因此，要制定并完善合理的產(chǎn)業(yè)組織政策，建立起有效的市場競爭環(huán)境和商業(yè)誠信制度，從而發(fā)揮我國科技服務業(yè)對制造業(yè)產(chǎn)出效應的促進作用。

3. 大力發(fā)展服務貿(mào)易，進一步擴大生產(chǎn)性服務業(yè)的貿(mào)易自由度

本文實證結果表明，生產(chǎn)性服務業(yè)的貿(mào)易自由度對制造業(yè)產(chǎn)出效應的影響較為顯著。這意味著，我國在發(fā)展傳統(tǒng)貨物貿(mào)易的同時，應繼續(xù)大力發(fā)展服務貿(mào)易，進一步擴大生產(chǎn)性服務業(yè)的貿(mào)易自由度。貿(mào)易自由度的提升，不僅能促進制造業(yè)產(chǎn)出效應的增加，更能改善產(chǎn)業(yè)結構，加快傳統(tǒng)制造業(yè)向先進制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的步伐。

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