蘇二豆 薛 軍

(南開大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，天津 300071)

一、引言

自加入WTO以來，中國按照入世承諾不斷加快服務(wù)業(yè)的市場開放進程。歷年的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》(以下簡稱《指導(dǎo)目錄》)顯示，不受外資準(zhǔn)入限制的服務(wù)行業(yè)數(shù)占服務(wù)行業(yè)總數(shù)的比重已從1998年的39%上升到了2018年的76%①。2018年6月15日，國務(wù)院在《關(guān)于積極有效利用外資推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展若干措施的通知》中進一步強調(diào)：“要持續(xù)推進服務(wù)業(yè)開放，取消或放寬交通運輸、商貿(mào)物流、專業(yè)服務(wù)等領(lǐng)域外資準(zhǔn)入限制，實現(xiàn)以高水平開放推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展”。那么，服務(wù)業(yè)開放是否促進了中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展？具體而言，它能否推動制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新呢？鑒于制造業(yè)創(chuàng)新在經(jīng)濟增長中的重要地位以及服務(wù)業(yè)開放所面臨的壓力與挑戰(zhàn)，對該問題的直接回答不僅有助于明確政策效果，同時也將為下一步開放的方向提供重要參考。

服務(wù)是制造業(yè)企業(yè)不可或缺的一種中間投入[1][2]。眾多研究表明，服務(wù)業(yè)外資開放能通過投入產(chǎn)出關(guān)系顯著提高下游制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率。Arnold等利用捷克1998～2003年的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)外資開放擴大了國內(nèi)服務(wù)供應(yīng)商的數(shù)量，增加了下游制造業(yè)企業(yè)投入的服務(wù)中間品種類，進而提高了其生產(chǎn)率[3]。來自印度的微觀分析也證實，服務(wù)業(yè)開放程度每增加一個標(biāo)準(zhǔn)差，下游制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率將提高11.7%[4]。既有研究同時發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)開放的生產(chǎn)率效應(yīng)還取決于制造業(yè)企業(yè)本身的生產(chǎn)率[5]，以及企業(yè)的服務(wù)需求特征和產(chǎn)品的可替代性[6]。

與上述文獻類似，本文也重點關(guān)注服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)的潛在影響。然而，與這些文獻不同的是，我們主要考察的是服務(wù)業(yè)開放對創(chuàng)新而非對全要素生產(chǎn)率的影響。創(chuàng)新和全要素生產(chǎn)率都是衡量企業(yè)績效的常用指標(biāo)，但從本質(zhì)來看，兩者并不等同。根據(jù)基本定義，全要素生產(chǎn)率是指資本、勞動和中間投入轉(zhuǎn)化為最終產(chǎn)出的總體效率，它包含了所有不能被投入要素解釋的產(chǎn)出增加。因此，生產(chǎn)率的提升既有可能是企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)果，也可能與創(chuàng)新完全無關(guān)，而是因為技術(shù)轉(zhuǎn)移亦或生產(chǎn)資源實現(xiàn)了重新配置[7]。服務(wù)業(yè)開放引致的制造業(yè)生產(chǎn)率增加是否是創(chuàng)新的結(jié)果需要進一步分析。此外，從理論上看，無論是對于企業(yè)自身還是全球經(jīng)濟發(fā)展而言，創(chuàng)新都有著極為深遠(yuǎn)的積極意義。從企業(yè)的角度來看，眾多研究表明，創(chuàng)新是企業(yè)生存的根本，能夠克服企業(yè)因為生產(chǎn)要素投入增加致使的要素邊際報酬遞減趨勢的影響，是企業(yè)獲取長期穩(wěn)定利潤、提升競爭優(yōu)勢的源泉[8]。從全球經(jīng)濟的角度來看，如果企業(yè)能夠積極創(chuàng)新，并逐步參與到全球的創(chuàng)新活動中，將助力拓展全球生產(chǎn)力邊界，促進全球經(jīng)濟增長。而僅僅來源于技術(shù)轉(zhuǎn)移或生產(chǎn)資源重新配置的生產(chǎn)率提升不具有持續(xù)性，對于企業(yè)和全球經(jīng)濟的積極影響也同樣不可持續(xù)[9]。因此，本文將研究重點放在服務(wù)業(yè)開放對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響上。

積極吸引外資服務(wù)業(yè)進入，這可能會對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響。引進外資服務(wù)企業(yè)可以擴大服務(wù)中間品的種類、降低服務(wù)價格、提高服務(wù)效率和質(zhì)量，有助于打破服務(wù)業(yè)的市場壟斷。這對于依賴服務(wù)投入進行創(chuàng)新的制造業(yè)在位企業(yè)而言，能夠降低其投入成本、直接增加其創(chuàng)新可用的資金(“資金流效應(yīng)”)。此外，服務(wù)投入成本的下降降低了企業(yè)的市場進入成本，這會提高制造業(yè)企業(yè)的進入概率和行業(yè)競爭程度，競爭加劇一方面會刺激企業(yè)創(chuàng)新，形成所謂的“逃離競爭式創(chuàng)新”，而另一方面會導(dǎo)致利潤下降，削弱企業(yè)創(chuàng)新的預(yù)期收益，進而阻礙創(chuàng)新(“競爭效應(yīng)”)。綜合服務(wù)業(yè)開放的“資金流效應(yīng)”和“競爭效應(yīng)”可以發(fā)現(xiàn)，如果制造業(yè)競爭帶來的利潤侵蝕效應(yīng)比較弱，那么服務(wù)業(yè)開放將有利于制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新。本文將利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)對此進行細(xì)致的檢驗。

與已有研究相比，本文的邊際貢獻集中表現(xiàn)在以下幾個方面：第一，本文基于微觀企業(yè)層面的數(shù)據(jù)系統(tǒng)考察了服務(wù)業(yè)外資開放對中國下游制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。服務(wù)業(yè)開放是發(fā)展中國家近幾十年改革的核心，鑒于服務(wù)是制造業(yè)重要的中間投入，服務(wù)業(yè)開放對下游制造業(yè)企業(yè)績效的影響研究已成為了解發(fā)展中國家經(jīng)濟增長微觀決定因素的關(guān)鍵。為此，有不少國內(nèi)外學(xué)者研究了服務(wù)業(yè)開放對下游企業(yè)產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)，這類文獻更多關(guān)注的是對生產(chǎn)率的影響(見上文綜述)。盡管近幾年有少數(shù)文獻開始關(guān)注服務(wù)業(yè)外資開放與制造業(yè)創(chuàng)新之間的內(nèi)在聯(lián)系，如沙文兵和湯磊、于誠等，但這些研究均是基于行業(yè)層面的數(shù)據(jù)進行的討論，他們將諸多同行業(yè)內(nèi)的企業(yè)視為一個整體，缺乏對微觀行為主體——企業(yè)決策的分析，無法解釋服務(wù)業(yè)外資開放對同一行業(yè)不同企業(yè)創(chuàng)新效應(yīng)的影響差異[10][11]。而本文則基于中國大樣本的微觀工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)展開研究，有助于更為深入地揭示服務(wù)業(yè)外資開放對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響，是對現(xiàn)有研究的拓展和深入。第二，本文利用企業(yè)所有制類型、行業(yè)技術(shù)距離和省份市場化程度等指標(biāo)系統(tǒng)分析了服務(wù)業(yè)開放對企業(yè)創(chuàng)新行為的異質(zhì)性影響以及作用機制。這不僅在理論上深化了我們對開放與創(chuàng)新的理解，同時也具有鮮明的政策啟示意義。

接下來的安排如下：第二部分為政策背景與理論分析；第三部分為數(shù)據(jù)說明、指標(biāo)構(gòu)建與模型設(shè)定；第四部分為經(jīng)驗估計結(jié)果及分析；第五部分是拓展分析；最后是結(jié)論與啟示。

二、政策背景與理論分析

(一)政策背景

中國的外資開放政策同時包括行業(yè)和地區(qū)兩個層面。行業(yè)層面的外資政策主要以《指導(dǎo)目錄》為載體。為了指導(dǎo)外商投資方向，使其與中國經(jīng)濟發(fā)展規(guī)劃相適應(yīng)，1995年6月，原國家計劃委員會、國家經(jīng)濟貿(mào)易委員會、對外經(jīng)濟貿(mào)易合作部首次聯(lián)合發(fā)布《指導(dǎo)目錄》，將外商投資項目分為鼓勵、允許、限制和禁止四類②。在此之后，《指導(dǎo)目錄》歷經(jīng)1997年、2004年、2007年、2011年、2014年等多次修訂。

本文主要根據(jù)歷年《指導(dǎo)目錄》考察服務(wù)業(yè)開放進程。我們手工將歷年《指導(dǎo)目錄》中的各服務(wù)行業(yè)與2002年的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)》中的4分位服務(wù)行業(yè)進行匹配。圖1統(tǒng)計了不同年份的《指導(dǎo)目錄》中各4分位服務(wù)行業(yè)的數(shù)量變化情況。為了與下文的樣本區(qū)間一致，我們分別匯報了1997年、2002年和2004年的統(tǒng)計結(jié)果③。通過比較容易發(fā)現(xiàn)，2002年的《指導(dǎo)目錄》較1997年發(fā)生了十分明顯的變化，鼓勵類的服務(wù)行業(yè)數(shù)量從1997年的21增加至89；限制類從175減少至118；禁止類從32減少至24。中國加入WTO后，服務(wù)行業(yè)的外資開放進程明顯加快，履行了對服務(wù)行業(yè)的“入世”承諾。相對而言，2004年與2002年之間，《指導(dǎo)目錄》的調(diào)整則比較有限。

圖1 各年度三種類別的4分位服務(wù)行業(yè)數(shù)量變化圖

(二)理論分析

影響企業(yè)創(chuàng)新的因素可以概括為兩類：企業(yè)內(nèi)部因素和外部環(huán)境因素。其中，內(nèi)部因素包括企業(yè)所有制結(jié)構(gòu)、融資約束、內(nèi)源資金豐裕度等；外部環(huán)境因素包括市場結(jié)構(gòu)、政府支持等。本文認(rèn)為，服務(wù)業(yè)開放會同時通過影響內(nèi)外部因素進而影響企業(yè)創(chuàng)新行為。最終產(chǎn)品的生產(chǎn)離不開金融、電信、會計、交通運輸?shù)确?wù)投入，服務(wù)業(yè)外資開放通過提高上游服務(wù)中間品市場競爭程度而降低了下游制造業(yè)的生產(chǎn)和交易成本。投入成本的下降一方面增加了企業(yè)可用的內(nèi)源資金，即通過“資金流效應(yīng)”(內(nèi)部因素)直接影響企業(yè)創(chuàng)新，另一方面能夠吸引更多下游企業(yè)進入市場，改變制造業(yè)行業(yè)內(nèi)市場結(jié)構(gòu)，即通過“競爭效應(yīng)”(外部環(huán)境因素)影響企業(yè)創(chuàng)新。以下就這兩個層面的渠道進行分析。

1．“資金流效應(yīng)”與企業(yè)創(chuàng)新。服務(wù)作為制造業(yè)重要的中間投入，其開放程度的擴大有利于降低下游企業(yè)的生產(chǎn)和交易成本。首先，從生產(chǎn)成本的角度來看。外資服務(wù)流入會加劇行業(yè)內(nèi)市場競爭，引發(fā)國內(nèi)中間品市場上服務(wù)價格的下降、質(zhì)量的提升以及種類的增加[4]。服務(wù)價格下降直接降低了使用服務(wù)中間投入的制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)成本。而質(zhì)量更高、種類更多的服務(wù)也為制造業(yè)企業(yè)提供了更多選擇，促使原本由企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營服務(wù)的制造業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)向使用性價比更高的外部專業(yè)化服務(wù)，使得企業(yè)可以將有限資源配置到效率更高的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，進而間接減少了企業(yè)的生產(chǎn)成本[12]。其次，從交易成本的角度來看。外資企業(yè)往往在管理經(jīng)驗、生產(chǎn)技術(shù)等方面較東道國企業(yè)具有明顯的優(yōu)勢，外商投資的大量流入能通過示范效應(yīng)、員工流動、技術(shù)轉(zhuǎn)移等有效改善本地服務(wù)供應(yīng)商的技術(shù)水平和管理效率[13]，這將促使下游制造業(yè)企業(yè)與服務(wù)廠商簽訂合同所花費的時間更短、手續(xù)更簡化、效率更高，降低了制造業(yè)企業(yè)的交易費用。

生產(chǎn)和交易成本的下降，增加了企業(yè)可用的內(nèi)源資金，有利于促使企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新。創(chuàng)新是一項對未知領(lǐng)域進行探索的過程，能否成功以及期限長短均無法預(yù)測，需要足夠的資金支持其不斷地嘗試。面對創(chuàng)新的資金難題，有不少學(xué)者進行了相關(guān)研究。Myers和Majluf提出的融資次序理論指出，管理層和投資者之間存在的信息不對稱會使企業(yè)面臨較高的外部融資成本，因此在為新項目融資時，企業(yè)優(yōu)先考慮的是內(nèi)源資金，其次才是外源資金[14]。Himmelberg和Petersen基于美國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行的研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)源融資是企業(yè)研發(fā)投入所選擇的首要融資渠道[15]。鞠曉生等基于中國的數(shù)據(jù)同樣發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的研發(fā)投入與其擁有的內(nèi)部資金顯著正相關(guān)[16]。因此，內(nèi)源資金是影響企業(yè)創(chuàng)新活動能否獲得穩(wěn)定資金支持的重要因素，而服務(wù)業(yè)開放引致的生產(chǎn)和交易成本下降節(jié)約了企業(yè)的內(nèi)源資金。由此，我們可以認(rèn)為，服務(wù)業(yè)開放能夠通過“資金流效應(yīng)”直接促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

2．“競爭效應(yīng)”與企業(yè)創(chuàng)新。服務(wù)業(yè)開放還會對下游制造業(yè)行業(yè)內(nèi)的市場競爭產(chǎn)生影響，即通過“競爭效應(yīng)”影響企業(yè)創(chuàng)新。在既有的技術(shù)條件下，服務(wù)投入成本的下降意味著更低的進入成本，將吸引更多制造業(yè)企業(yè)進入市場，通過加大行業(yè)內(nèi)市場競爭而影響企業(yè)創(chuàng)新。競爭與創(chuàng)新之間的聯(lián)系在既有文獻中還存在爭議。熊彼特認(rèn)為市場競爭加劇會削弱企業(yè)的預(yù)期收益，進而阻礙創(chuàng)新[17](P594-602)。Arrow則認(rèn)為市場競爭會提高市場效率、增加創(chuàng)新激勵，進而促進創(chuàng)新[18]。不過，在Aghion等看來，創(chuàng)新與競爭之間并非簡單的線性關(guān)系，而是存在倒“U”型關(guān)系：在總體競爭程度較低時，企業(yè)利潤會因競爭程度的增大而下降，為改善盈利企業(yè)會進行創(chuàng)新，即“逃離競爭效應(yīng)”(escape competition effect)；在總體競爭程度較高時，企業(yè)預(yù)期的創(chuàng)新收益較少，遠(yuǎn)不及投入的高額研發(fā)成本，于是企業(yè)將減少創(chuàng)新，即市場競爭的“熊彼特效應(yīng)”(schumpeterian effect)[19]?；谥袊榫诚碌挠嘘P(guān)研究大多支持這一結(jié)論。朱恒鵬發(fā)現(xiàn)，一定程度的市場力量能促進中國企業(yè)創(chuàng)新，隨著市場力量的擴大，這種促進效應(yīng)會有所減弱[20]；聶輝華等、寇宗來和高瓊同樣發(fā)現(xiàn)市場競爭與中國企業(yè)創(chuàng)新之間有倒U型關(guān)系[21][22]。如果將這些結(jié)論應(yīng)用到服務(wù)業(yè)開放的案例中，我們發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)開放所引起的“競爭效應(yīng)”對制造業(yè)創(chuàng)新的影響也存在類似的邏輯。適度的競爭可能有利于制造業(yè)創(chuàng)新，但是服務(wù)開放導(dǎo)致配套制造業(yè)企業(yè)過度進入則會阻礙創(chuàng)新。

綜上可知，服務(wù)業(yè)開放對下游制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響并不明確，更精確的結(jié)論需要我們通過實證檢驗來得出。

三、數(shù)據(jù)說明、指標(biāo)構(gòu)建與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)說明

本文所使用的數(shù)據(jù)主要有兩套：一套來自于國家發(fā)展和改革委員會與商務(wù)部聯(lián)合發(fā)布的《指導(dǎo)目錄》，用于測算制造行業(yè)上游服務(wù)業(yè)外資開放指數(shù)。另一套數(shù)據(jù)來自于1998～2007年中國國家統(tǒng)計局公布的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫收錄了中國全部國有以及規(guī)模以上非國有的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，包括企業(yè)基本情況和詳細(xì)的財務(wù)信息。在使用該數(shù)據(jù)庫時本文做了如下處理：首先，本文的研究對象為制造業(yè)，因此，我們刪除了非制造業(yè)企業(yè)樣本；其次，本文參考Cai和Liu、謝千里等的做法，剔除了符合以下任何一項條件的觀測值：(1)總資產(chǎn)、總產(chǎn)出、固定資產(chǎn)凈值、銷售額、雇員數(shù)量中任何一項為缺失值；(2)企業(yè)雇員數(shù)量小于8(缺乏可靠的會計系統(tǒng))；(3)滿足企業(yè)流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值大于總資產(chǎn)中的任何一項(不符合會計總則)[23][24]。

(二)指標(biāo)構(gòu)建

1.被解釋變量：創(chuàng)新水平(innovation)。常見的衡量創(chuàng)新水平的指標(biāo)有研發(fā)支出(R&D)、專利申請數(shù)目和新產(chǎn)品種類數(shù)[25]。盡管已有不少文獻采用研發(fā)支出和專利數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新水平的衡量指標(biāo)，但這兩個指標(biāo)均存在一定的缺陷。首先，研發(fā)支出只是企業(yè)進行創(chuàng)新活動的一種可觀察到的特定投入，其轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出具有不確定性，并不能代表創(chuàng)新活動的質(zhì)量[26]。其次，采用專利作為衡量指標(biāo)將低估企業(yè)實際的創(chuàng)新能力，原因有以下幾點：其一是并非所有新產(chǎn)品均會申請專利[27]，因為申請專利的要求較高，有些改良式創(chuàng)新將無法通過申請專利體現(xiàn)；其二是有部分企業(yè)為了防止信息泄露，基于戰(zhàn)略因素考慮將特意不將創(chuàng)新產(chǎn)出申請專利。基于上述考慮，本文借鑒已有文獻，將使用新產(chǎn)品產(chǎn)值占工業(yè)總銷售產(chǎn)值的比重作為企業(yè)創(chuàng)新能力的代理變量[28][29]。后文也討論了以其他指標(biāo)作為代理變量的結(jié)果，以供比較。

2.核心解釋變量：制造行業(yè)上游服務(wù)業(yè)外資開放指數(shù)(ser)。本文實證的關(guān)鍵之一在于對制造行業(yè)上游服務(wù)業(yè)外資開放指數(shù)的測度。我們借鑒Bourlès等對上游市場管制程度的度量，首先測算j服務(wù)行業(yè)在t年的外資開放程度指標(biāo)PSERjt，然后將該指標(biāo)與中國2002年122個部門的投入產(chǎn)出表相結(jié)合，按照式(1)對中國各4分位制造行業(yè)上游服務(wù)業(yè)的開放指數(shù)serct進行計算[30]。

serct=∑jPSERjtνjc

(1)

式(1)中，νjc表示4分位制造行業(yè)c總的服務(wù)投入品中j服務(wù)行業(yè)作為中間投入所占的比重，度量了下游制造行業(yè)c與上游服務(wù)行業(yè)j之間的投入產(chǎn)出關(guān)系。

關(guān)于服務(wù)業(yè)外資開放程度(PSER)，本文借鑒孫浦陽等對外資自由化的度量思路[31]，采取對《指導(dǎo)目錄》中各服務(wù)項目類別打分的方式進行測度④，具體步驟為：首先，我們根據(jù)各年《指導(dǎo)目錄》中對外資服務(wù)業(yè)開放程度大小的分類標(biāo)準(zhǔn)，對鼓勵類、限制類、禁止類服務(wù)業(yè)依次賦值為1分、-1分、-2分。其次，將《指導(dǎo)目錄》中的各服務(wù)產(chǎn)業(yè)與2002年《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》中的4分位服務(wù)行業(yè)(共339個)按照各行業(yè)定義匹配，我們分別為1997、2002和2004年的細(xì)分服務(wù)產(chǎn)業(yè)匹配上了228、229和231個4分位服務(wù)行業(yè)。接下來，我們將4分位服務(wù)行業(yè)s的開放程度得分用指標(biāo)PSER1st表示。鑒于投入產(chǎn)出表中的各個服務(wù)行業(yè)部門與國民經(jīng)濟4分位行業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)不一致，我們對每個投入產(chǎn)出表下的服務(wù)行業(yè)j的開放程度得分都進行了均值處理，即PSERjt=(∑sPSER1st)/n，n為與j服務(wù)行業(yè)對應(yīng)的4分位服務(wù)行業(yè)s的個數(shù)。

(三)模型設(shè)定

我們使用以下模型來探討服務(wù)業(yè)開放對下游制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響：

(2)

式(2)中，下標(biāo)i、t、c、p分別表示企業(yè)、年份、行業(yè)(CIC4)、地區(qū)。因變量innovationit代表企業(yè)i在年份t的創(chuàng)新水平。核心解釋變量為serct，代表第t年制造行業(yè)c的上游服務(wù)業(yè)開放指數(shù)。Xit表示企業(yè)層面的特征變量向量，包括：資本密集度(lnkl)，采用固定資產(chǎn)與員工人數(shù)比值的對數(shù)值衡量；出口虛擬變量(export)，如果企業(yè)i在t年的出口額大于0則取1，否則取0；外資份額(foreign)，使用實收資本中港澳臺資本和外商資本之和所占的比重表示；企業(yè)年齡(lnage)以及企業(yè)年齡的平方(lnage2)，企業(yè)年齡使用當(dāng)年年份與企業(yè)成立年份的差值加1取對數(shù)表示。INDct表示行業(yè)層面的特征變量向量，包括：國有企業(yè)改革(SOE)，使用4分位行業(yè)內(nèi)國企數(shù)量占總企業(yè)數(shù)量的比重來測度；最終品關(guān)稅(OutputTariffct)和中間品關(guān)稅(InputTariffct)，參考Brandt等的方法進行測算[32]。μc、μt、μp分別為行業(yè)、年度、地區(qū)固定效應(yīng)。本文重點關(guān)注核心解釋變量serct的系數(shù)α1，若α1為正，則代表服務(wù)業(yè)開放促進了創(chuàng)新；若α1為負(fù)，則代表服務(wù)業(yè)開放阻礙了創(chuàng)新。表1列出了企業(yè)和行業(yè)層面各變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1描述性統(tǒng)計

四、經(jīng)驗估計結(jié)果及分析

(一)基準(zhǔn)估計結(jié)果及分析

表2報告了模型(2)的估計結(jié)果。其中，第(1)列沒有加入任何控制變量，第(2)列增加了年份、行業(yè)、地區(qū)固定效應(yīng)，ser的系數(shù)分別為0.0658和0.2015，且均在1%的水平上顯著，表明服務(wù)業(yè)開放促進了下游制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平提高。為了得到更為可信的結(jié)論，我們進一步控制了企業(yè)、行業(yè)層面的特征變量，結(jié)果如表2第(3)～(6)列所示，服務(wù)業(yè)開放指數(shù)的系數(shù)仍然顯著為正，即服務(wù)業(yè)開放水平越大，下游制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新水平越強。因此，從基準(zhǔn)回歸結(jié)果來看，我們可以得到一個比較穩(wěn)健的結(jié)論，上游服務(wù)業(yè)開放有助于提升下游制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新水平。

具體由第(6)列的回歸系數(shù)可知，在其他條件不變的情況下，ser每增加1個單位，制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新水平會提高約18.79個百分點。我們以2002年為例詳細(xì)討論服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新水平的影響大小。2001年ser的均值為-0.1367，2002年在《指導(dǎo)目錄》做出調(diào)整后，ser的均值上升為-0.0642，共增加0.0725個單位。由此可以計算得出，此次開放使得制造業(yè)企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重增加了0.0136(=0.0725×0.1879)。借鑒Li等的思路可以得出如下經(jīng)濟含義，在中國制造業(yè)對上游服務(wù)業(yè)依賴程度不變的情況下，相對于平均新產(chǎn)品產(chǎn)值比0.0362而言，2002年的服務(wù)業(yè)開放政策使得制造業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值比上升了37.57%(=0.0136/0.0362)[33]。由此可知，服務(wù)業(yè)外資開放在提升制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平方面發(fā)揮著重要的作用。

表2基準(zhǔn)估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，估計的標(biāo)準(zhǔn)誤為穩(wěn)健聚類標(biāo)準(zhǔn)誤，本文聚類到了行業(yè)-年份層面，限于篇幅，沒有報告標(biāo)準(zhǔn)誤。下表同。

(二)穩(wěn)健性檢驗

針對回歸中存在的一些計量問題，下文對變量度量、內(nèi)生性等問題分別進行穩(wěn)健性檢驗。

1.更換核心解釋變量的再檢驗。在服務(wù)業(yè)開放指數(shù)的測算上，有文獻使用OECD公布的中國服務(wù)業(yè)外商直接投資限制指標(biāo)以及外資參股限制指標(biāo)，還有國家統(tǒng)計局公布的各服務(wù)部門的外商直接投資額來衡量服務(wù)業(yè)開放程度。因此，出于穩(wěn)健性考慮，我們分別使用以上三種指標(biāo)加權(quán)投入產(chǎn)出表系數(shù)重新對服務(wù)業(yè)開放水平進行了測度，需要說明的是，使用前兩種指標(biāo)測算的指數(shù)(seroecd1、seroecd2)越大，代表服務(wù)業(yè)限制程度越大，即開放程度越?。欢褂玫谌N指標(biāo)測算的指數(shù)(serfdi)越大，代表服務(wù)業(yè)外資流入額越大，即開放程度越大。使用上述三種方法測算的服務(wù)業(yè)開放指數(shù)再次進行回歸檢驗，表3的回歸結(jié)果均顯示服務(wù)業(yè)開放程度越大，制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力越強，因此，對服務(wù)業(yè)開放程度的不同測算并不會影響研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表3更換測算指標(biāo)的再檢驗

2.內(nèi)生性檢驗。本文因變量為企業(yè)層面的創(chuàng)新水平，核心解釋變量為4分位行業(yè)層面的服務(wù)業(yè)開放指數(shù)，企業(yè)層面的變量不會對行業(yè)層面的變量產(chǎn)生影響，因此，基本可以排除由反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。但這兩個變量可能會同時受其他因素的影響，為此，我們采用工具變量法來進行內(nèi)生性檢驗。具體的，本文借鑒Arnold等的處理方法，使用OECD公布的印度服務(wù)業(yè)外商直接投資限制數(shù)據(jù)匹配中國的投入產(chǎn)出表構(gòu)造工具變量[4]。一方面，印度與中國地理位置相鄰，在國際經(jīng)濟中相互競爭，在關(guān)鍵的產(chǎn)業(yè)政策制定上亦會相互影響，因此，印度的服務(wù)業(yè)開放水平與中國具有相關(guān)性。另一方面，中國企業(yè)的創(chuàng)新水平并不會影響印度服務(wù)業(yè)開放政策的制定，即該工具變量相對于企業(yè)創(chuàng)新滿足外生性。采用該變量作為工具變量的估計結(jié)果見表4?？梢钥闯?，使用工具變量后，不同測算指標(biāo)下的服務(wù)業(yè)開放指數(shù)的系數(shù)符號均不變，且在10%的水平上顯著，由此可知，在控制內(nèi)生性后，服務(wù)業(yè)開放對下游制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新水平依舊具有正向促進作用。

3.其他穩(wěn)健性檢驗。本部分就可能會對研究結(jié)論產(chǎn)生影響的其他潛在問題進行穩(wěn)健性檢驗。第一，使用Tobit模型。本文使用的數(shù)據(jù)中，有相當(dāng)部分企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值為0(其他為正值)，使用左截尾的Tobit模型將比OLS回歸更能得到一致估計量。第二，改變被解釋變量的測度方式。我們分別使用新產(chǎn)品產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值之比(new/total)、新產(chǎn)品產(chǎn)值加1的對數(shù)值(lnnew)、發(fā)明專利申請數(shù)(patent)、全要素生產(chǎn)率(TFP)重新測度企業(yè)創(chuàng)新能力⑤。第三，考慮創(chuàng)新行為的滯后性。服務(wù)業(yè)開放后，企業(yè)的創(chuàng)新活動可能存在一定的滯后，為此，我們將核心解釋變量ser分別滯后一期和滯后二期，重新使用式(2)進行回歸。第四，剔除純加工貿(mào)易企業(yè)樣本。進行加工貿(mào)易的企業(yè)一般由國外合作者提供技術(shù)、中間投入和產(chǎn)品設(shè)計等，對國內(nèi)服務(wù)中間品需求較少。因此，其創(chuàng)新水平幾乎不會受到國內(nèi)服務(wù)業(yè)開放政策的影響，可以預(yù)期，在剔除這部分企業(yè)后，服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響程度可能會增大⑥。表5匯報了上述穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果，ser的系數(shù)均顯著為正，且剔除純加工貿(mào)易企業(yè)樣本后，ser的估計系數(shù)有所增大，與我們的預(yù)期一致，再一次證明了本文基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性。

表5其他穩(wěn)健性檢驗

五、拓展分析

接下來本文將從異質(zhì)性效應(yīng)與傳導(dǎo)機制方面進一步分析服務(wù)業(yè)外資開放對制造業(yè)創(chuàng)新的影響。

(一)異質(zhì)性分析

1.區(qū)分企業(yè)性質(zhì)。在中國市場上，不同所有權(quán)屬性特征的企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營方面存在顯著的差異。國有企業(yè)往往是涉及國計民生的大型壟斷企業(yè)，從成立之初就獲得了政府的政策保護和資金支持[34]，不僅如此，中國的四大商業(yè)銀行在向企業(yè)提供信貸時也傾向于國有企業(yè)，政府的保護以及外部融資渠道的多樣性使得國有企業(yè)的創(chuàng)新行為較少受到市場競爭及自身現(xiàn)金流變化的影響，即服務(wù)業(yè)開放帶來的成本下降很可能不會促進國有企業(yè)創(chuàng)新。而民營企業(yè)不僅難以得到政府庇護，而且由于可抵押資產(chǎn)少、經(jīng)營風(fēng)險大，在創(chuàng)新活動過程中面臨著嚴(yán)重的融資困境[35]，其創(chuàng)新行為主要依靠自身現(xiàn)金流，因此，服務(wù)業(yè)開放很可能會顯著影響民營企業(yè)創(chuàng)新。鑒于此，本文參考聶輝華等一文，將國有資本占實收資本比例大于50%的歸為國有企業(yè)，個人資本占實收資本比例大于50%的歸為民營企業(yè)[36]，對這兩類企業(yè)進行分樣本估計。表6中的第(1)(2)列匯報了回歸結(jié)果?？梢钥吹?，服務(wù)業(yè)開放顯著促進了民營企業(yè)創(chuàng)新水平提升，與我們的預(yù)期一致。但對國有企業(yè)的創(chuàng)新不僅沒有促進作用，反而產(chǎn)生了阻礙作用，這很可能是因為服務(wù)業(yè)開放后，民營企業(yè)通過創(chuàng)新奪走了原本屬于國有企業(yè)的市場份額，面臨利潤下降的情形，國有企業(yè)的創(chuàng)新動力有所下降。經(jīng)由費舍爾組合檢驗(fisher’s permutation test)得到的經(jīng)驗p值進一步證實了上述差異在統(tǒng)計上的顯著性。

2.區(qū)分企業(yè)生命周期。已有不少研究表明，企業(yè)的創(chuàng)新活動與其所處的生命周期有關(guān)[37]。從創(chuàng)新動力來看，新生企業(yè)規(guī)模小、靈活性大，容易產(chǎn)生更多的創(chuàng)新，而成熟企業(yè)已擁有一定市場地位，容易滿足現(xiàn)狀，因而缺乏創(chuàng)新動力；但從創(chuàng)新條件上看，與成熟企業(yè)相比，新生企業(yè)往往存在資金的流動性約束，沒有足夠的現(xiàn)金流支持研發(fā)創(chuàng)新。因此，服務(wù)業(yè)開放帶來的成本下降可能對新生企業(yè)創(chuàng)新活動而言意義更大。本文將企業(yè)年齡大于中位數(shù)的定義為成熟企業(yè)，小于中位數(shù)的定義為新生企業(yè)，進行分樣本檢驗，表6中第(3)(4)列的回歸結(jié)果顯示，ser的估計系數(shù)均顯著為正，這表明服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的促進作用在新生企業(yè)和成熟企業(yè)中均顯著存在。從估計系數(shù)的大小來看，服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的積極效應(yīng)在新生企業(yè)樣本中作用更為明顯，與我們的預(yù)期一致。經(jīng)驗p值證實了上述差異在統(tǒng)計上的顯著性。

4.區(qū)分省份市場化水平。相關(guān)研究表明，中國作為轉(zhuǎn)型期的發(fā)展中國家，企業(yè)創(chuàng)新效率高低會受到外部市場化環(huán)境的約束[39]。在市場化水平較高的地區(qū)，要素市場和產(chǎn)品市場的發(fā)育程度較高，制度環(huán)境也更好，這將有助于提高要素和產(chǎn)品市場的流動性、競爭性，進而有利于實現(xiàn)創(chuàng)新資源的高效配置?；诖?，本文進一步考察了服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的促進作用在不同市場化水平省份的差異化影響。具體地，本文引入樊綱等測度的中國省級層面市場化指數(shù)來表示各地區(qū)市場化水平[40](P265)，以各省份市場化指數(shù)中位數(shù)為界，將企業(yè)所在地區(qū)劃分為高市場化水平省份和低市場化水平省份，分別進行回歸估計?；貧w結(jié)果見表6的第(7)(8)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，在高市場化水平省份中ser的估計系數(shù)顯著為正，而在低市場化水平省份中ser的估計系數(shù)不顯著。因此，為充分發(fā)揮和利用服務(wù)業(yè)開放在促進制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新中的積極作用，就應(yīng)大力推進各地區(qū)市場化進程。由經(jīng)驗p值可知，上述差異在統(tǒng)計上具有顯著性。

表6異質(zhì)性檢驗

注：“系數(shù)差異”為組間ser系數(shù)差值；“經(jīng)驗p值”用于檢驗組間ser系數(shù)差異的顯著性，通過抽樣(Bootstrap)1000次得到。

(二)機制分析

如上文所述，服務(wù)業(yè)開放降低了下游制造業(yè)企業(yè)用于非生產(chǎn)性的交易成本和用于生產(chǎn)性的制造成本投入，一方面，這將為企業(yè)帶來更多現(xiàn)金流，有利于企業(yè)通過增加研發(fā)投入進而提升創(chuàng)新水平(“資金流效應(yīng)”)；另一方面，成本下降會吸引更多制造業(yè)企業(yè)進入市場，通過增強行業(yè)內(nèi)市場競爭程度而促進企業(yè)創(chuàng)新(“競爭效應(yīng)”)。接下來，我們對上述機制進行檢驗。

1.“資金流效應(yīng)”的渠道檢驗。首先，關(guān)于交易成本(cost_T)，已有文獻主要采用企業(yè)財務(wù)費用、管理費用和銷售費用之和、三者之和占總資產(chǎn)比重或三者之和占總利潤比重來度量[41]。本文為了直觀起見，采用三種費用之和占企業(yè)總銷售額的比重表示，即企業(yè)每成功銷售一元產(chǎn)品所承擔(dān)的交易成本。將本文構(gòu)建的服務(wù)業(yè)開放指標(biāo)對其進行回歸。其次，關(guān)于生產(chǎn)成本(cost_P)，本文將主營業(yè)務(wù)成本與企業(yè)總銷售額的比值作為生產(chǎn)成本的代理變量[42]，同樣使用本文構(gòu)建的服務(wù)業(yè)開放指標(biāo)對其進行回歸。表7的第(1)(2)列顯示，ser的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，說明下游企業(yè)的交易和生產(chǎn)成本隨著上游服務(wù)業(yè)開放指數(shù)的上升而降低。如上文所述，企業(yè)的創(chuàng)新活動主要依賴內(nèi)部資金，而交易和生產(chǎn)成本下降能夠直接增加企業(yè)現(xiàn)金流，這將促使企業(yè)加大研發(fā)投入，進而提升創(chuàng)新水平。本文使用企業(yè)研發(fā)支出加1的對數(shù)值作為研發(fā)投入(rd)的代理變量，使用服務(wù)業(yè)開放指標(biāo)對其進行回歸，表7第(3)列的結(jié)果顯示，服務(wù)業(yè)開放顯著提高了制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入水平。由于研發(fā)支出為非缺失值的樣本中有83.3%(=570931/685183)的觀測個體的研發(fā)支出數(shù)據(jù)為0，本文采用Tobit模型對上述結(jié)果進行了驗證，結(jié)論依舊不變。上述結(jié)論驗證了服務(wù)業(yè)外資開放通過“資金流效應(yīng)”提升制造業(yè)創(chuàng)新水平的渠道。

2.“競爭效應(yīng)”的渠道檢驗。交易和生產(chǎn)成本下降將吸引更多企業(yè)進入市場，加劇制造業(yè)行業(yè)內(nèi)市場競爭，進而促進企業(yè)創(chuàng)新。本文使用EG指數(shù)衡量市場競爭結(jié)構(gòu)[43]。具體而言：

(3)

表7服務(wù)業(yè)外資開放的影響機制檢驗

六、結(jié)論與啟示

自加入WTO以來，中國服務(wù)業(yè)外資開放政策不斷推進，其產(chǎn)生的經(jīng)濟效果逐漸成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的一個重點話題。本文基于上下游產(chǎn)業(yè)關(guān)系的視角，使用1998～2007年中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)考察了這種開放政策的實施對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：總體而言，服務(wù)業(yè)外資開放顯著促進了下游制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平的提高，該結(jié)論在一系列穩(wěn)健性檢驗中均成立；但服務(wù)業(yè)開放效果在不同性質(zhì)、不同生命周期、不同行業(yè)及不同地區(qū)企業(yè)間存在差異，具體表現(xiàn)為，民營企業(yè)、新生企業(yè)、與國際技術(shù)前沿差距小的行業(yè)、省份市場化水平較高地區(qū)企業(yè)從服務(wù)業(yè)開放中獲益更大；從影響機制上看，服務(wù)業(yè)開放能夠降低下游制造業(yè)企業(yè)的交易和生產(chǎn)成本，這一方面對增加制造業(yè)企業(yè)內(nèi)源資金、提高其研發(fā)投入起到了積極作用，另一方面，降低了下游企業(yè)進入成本，促使更多企業(yè)進入市場，通過競爭效應(yīng)促進企業(yè)創(chuàng)新。

本文的發(fā)現(xiàn)不僅豐富了國內(nèi)外關(guān)于服務(wù)業(yè)外資開放與制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)行為關(guān)系的研究，也有助于理解近年來中國“引進外資”戰(zhàn)略的經(jīng)濟績效和制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的動力來源。此外，本文還有明確的政策含義。首先，鑒于外資服務(wù)業(yè)在激發(fā)中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活力中的積極作用，中國政府應(yīng)繼續(xù)拓寬服務(wù)業(yè)外資開放領(lǐng)域，這便需要相關(guān)部門嚴(yán)格執(zhí)行2019年3月通過的《中華人民共和國外商投資法》中的相關(guān)規(guī)定，提高外商投資政策的透明度、保障外資企業(yè)平等參與市場競爭、加強外商投資服務(wù)、依法保護外資企業(yè)知識產(chǎn)權(quán)、建立外資企業(yè)投訴工作機制等，切實改善國內(nèi)投資環(huán)境，增強外商投資者信心。同時，應(yīng)重視引資質(zhì)量，通過引導(dǎo)高質(zhì)量外資服務(wù)流入來強化服務(wù)業(yè)開放對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的積極效應(yīng)。其次，本文研究還發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)外資開放對制造業(yè)創(chuàng)新的影響具有明顯的異質(zhì)性，為了更好地發(fā)揮服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新的促進作用，一方面，從企業(yè)性質(zhì)來看，政府要進一步深化國資國企市場化改革，為國有企業(yè)和民營企業(yè)營造公平公正的外部競爭環(huán)境，從而充分發(fā)揮不同所有制企業(yè)在推動中國經(jīng)濟發(fā)展中的重要作用。另一方面，在大力引進外資服務(wù)業(yè)的過程中，政府應(yīng)重視本國制造業(yè)競爭力的構(gòu)建，通過制定合理的政策促進本土制造業(yè)創(chuàng)新水平提升，縮小其與世界技術(shù)前沿之間的差距，從而更好地發(fā)揮外資服務(wù)業(yè)開放在下游企業(yè)創(chuàng)新中的正向促進作用。此外，政府應(yīng)進一步深化地區(qū)市場化改革，通過提高要素市場和產(chǎn)品市場交易的透明度、減少政府在信貸投放和市場進入等方面的過度干預(yù)，降低不平等的市場化環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新效率的約束。

注釋：

①作者根據(jù)《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄(1997年版)》《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄(2017年版)》《外商投資準(zhǔn)入特別管理措施(負(fù)面清單)(2017年版)》《外商投資準(zhǔn)入特別管理措施(負(fù)面清單)(2018年版)》計算。統(tǒng)計之前，根據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754-2002)統(tǒng)一到4分位行業(yè)。

②對于鼓勵類的外商投資項目，中國政府將給予外資企業(yè)一定的優(yōu)惠待遇。對于限制類的項目，中國政府將按照嚴(yán)格的規(guī)定進行篩選。對于禁止類項目，中國政府將完全阻止這類外資企業(yè)進入。而對于未列入目錄中的允許類項目，外資企業(yè)則可以自由進出。

③本文研究的樣本期間為1998～2007年，《指導(dǎo)目錄(2007年修訂)》正式實施的時間是2007年12月，因此，我們未將《指導(dǎo)目錄(2007年修訂)》納入考察范圍。

④以往的研究主要采用服務(wù)業(yè)外商直接投資流量和OECD公布的服務(wù)業(yè)外商直接投資限制指數(shù)來衡量。前一種方式容易產(chǎn)生內(nèi)生性問題，服務(wù)業(yè)FDI既有可能與服務(wù)業(yè)開放程度有關(guān)，也可能是國內(nèi)制造業(yè)創(chuàng)新力增強引發(fā)對高質(zhì)量服務(wù)的需求，進而吸引外資服務(wù)流入的結(jié)果；后一種方式，OECD公布的外商直接投資限制指數(shù)對服務(wù)業(yè)的行業(yè)劃分較為粗糙(將服務(wù)業(yè)劃分為18類)，無法細(xì)致地刻畫各服務(wù)行業(yè)開放進程。

⑤有三點需要說明：第一，在中國情境下，企業(yè)申請專利的形式有外觀設(shè)計、實用新型和發(fā)明專利三種，前兩種專利技術(shù)含量較低，而發(fā)明專利是對某一技術(shù)方案的突破性升級或改造，技術(shù)含量最高，審查標(biāo)準(zhǔn)最嚴(yán)格，相比總的專利申請數(shù)量而言，更能體現(xiàn)微觀企業(yè)甚至一國的創(chuàng)新質(zhì)量，因此，本文使用發(fā)明專利申請數(shù)來作為創(chuàng)新的代理變量。發(fā)明專利數(shù)是非負(fù)整數(shù)，根據(jù)現(xiàn)有研究，對于樣本中零值較多的非負(fù)整數(shù)可以采用混合負(fù)二項模型回歸，因此第(4)列是采用混合負(fù)二項模型的回歸結(jié)果。第二，國內(nèi)研究常采用Olley-Pakes法(簡稱OP法)和Levinsohn-Petrin法(簡稱LP法)計算生產(chǎn)率。OP法使用投資作為生產(chǎn)率的代理變量，由于很多企業(yè)不一定每年有正投資，使用OP法計算會使得大量的樣本被舍棄，因為我們使用LP法測算生產(chǎn)率。第三，我們也使用研發(fā)支出進行了穩(wěn)健性檢驗，機制檢驗中包括了這一回歸，因此在穩(wěn)健性檢驗中未列出。

⑥剔除加工貿(mào)易企業(yè)樣本的具體做法為：首先，將來自中國海關(guān)總署的產(chǎn)品層面貿(mào)易數(shù)據(jù)與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫按照企業(yè)名稱、電話號碼等進行匹配，識別出企業(yè)貿(mào)易類型；然后，剔除在樣本期內(nèi)只進行加工貿(mào)易的企業(yè)。

⑦關(guān)于美國勞動生產(chǎn)率的計算：首先，我們使用NBER美國制造業(yè)生產(chǎn)率數(shù)據(jù)庫導(dǎo)出相關(guān)數(shù)據(jù)，網(wǎng)址為：https://www.nber.org/data/nberces.html；其次，將該數(shù)據(jù)庫中的SIC行業(yè)代碼先轉(zhuǎn)換為ISIC Rev3.0行業(yè)分類，然后再轉(zhuǎn)換為中國4分位CIC行業(yè)分類，并將美國各行業(yè)增加值使用年均牌價匯率轉(zhuǎn)為人民幣計價；最后，根據(jù)公式勞動生產(chǎn)率=增加值/就業(yè)人數(shù)即可計算各行業(yè)美國勞動生產(chǎn)率。