唐保慶 任小燕

(1.南京財經(jīng)大學 國際經(jīng)貿(mào)學院，江蘇 南京 210023；2.東北林業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150036)

一、引言與文獻回顧

中國長期存在以制造業(yè)高度開放和服務(wù)業(yè)開放不足并存為特征的“偏向型開放”的開放格局，這就為促進新時代服務(wù)業(yè)市場高質(zhì)量發(fā)展、推進服務(wù)業(yè)市場進一步開放提出了要求。雖然決策層和學術(shù)界均認為中國的服務(wù)業(yè)發(fā)展離不開更加開放的國際市場，然而中國的服務(wù)業(yè)市場的真實開放度究竟有多高一直缺乏系統(tǒng)性的研究，尤其對經(jīng)濟型服務(wù)業(yè)和教育業(yè)為代表的非經(jīng)濟型公共服務(wù)業(yè)在開放中的合理水平缺乏深入的探討，這也在服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的真實作用上面蒙上了一層迷霧。由于服務(wù)貿(mào)易僅僅占據(jù)國際經(jīng)濟活動的較小部分，加上服務(wù)業(yè)政策數(shù)據(jù)的稀缺性(Scarcity)，有關(guān)服務(wù)市場政策引發(fā)各種經(jīng)濟效應(yīng)的文獻較為匱乏(Hoekman,2006)。正因為如此，直到20世紀90年代才出現(xiàn)文獻研究服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的自由化政策對經(jīng)濟增長的影響(Francois,1990)以及金融服務(wù)等局部服務(wù)業(yè)領(lǐng)域自由化對下游產(chǎn)業(yè)增長的影響(Rajan et al.,1998)。

進入21世紀之后，隨著服務(wù)經(jīng)濟的進一步發(fā)展，服務(wù)經(jīng)濟相關(guān)研究數(shù)據(jù)的日益完善，服務(wù)市場開放所引發(fā)的經(jīng)濟效應(yīng)日漸受到學術(shù)界的廣泛關(guān)注。從經(jīng)濟效應(yīng)各個細分領(lǐng)域來看，服務(wù)業(yè)自由化程度對經(jīng)濟增長的促進作用在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型國家較早得到了的詮釋(Eschenbach et al.,2006)；之后，學者們把目光轉(zhuǎn)向了服務(wù)市場開放對制造業(yè)生產(chǎn)率增長的影響方面，且深刻解析了服務(wù)市場開放對制造業(yè)生產(chǎn)率增長影響的傳遞渠道，這一傳遞渠道主要表現(xiàn)在國內(nèi)市場的要素再配置效應(yīng)(Shepotylo et al.,2015)以及服務(wù)市場開放所引入的關(guān)鍵要素投入(Arnold et al.,2011)。相關(guān)研究結(jié)論也得到了跨國經(jīng)驗數(shù)據(jù)的支持(Beverelli et al.,2017)。這一階段的研究主要通過量化方法做了精細化的論證，也是對服務(wù)業(yè)與制造業(yè)互動發(fā)展思想在開放條件下做的進一步拓展。在國際貿(mào)易領(lǐng)域的文獻研究發(fā)現(xiàn)，上游服務(wù)品的市場開放不僅提高了下游制造業(yè)企業(yè)出口的概率，還提高了出口商的出口份額，這種促進效應(yīng)對于高生產(chǎn)率的出口企業(yè)作用更強(Bas,2014)；服務(wù)市場開放對貨物貿(mào)易出口的影響具有較為顯著的外部效應(yīng)，而且這種促進作用大于服務(wù)業(yè)部門對自身出口的作用(Li et al.,2017)。從本質(zhì)上來看，服務(wù)市場開放對出口貿(mào)易的促進作用大多得益于技術(shù)溢出效應(yīng)和要素配置效應(yīng)，這些效應(yīng)提高了出口部門的技術(shù)水平和運行效率。此外，另有學者研究了服務(wù)市場開放對產(chǎn)業(yè)升級以及產(chǎn)業(yè)安全的影響(Langhammer,2017；姚戰(zhàn)琪，2013；陳明 等，2016)。

近年來，聚焦于服務(wù)市場開放對服務(wù)業(yè)部門自身發(fā)展的文獻逐漸出現(xiàn)。Hagemejer et al.(2014)、Leiren(2015)研究顯示，服務(wù)市場開放存在對服務(wù)業(yè)增長的促進效應(yīng)。這一研究結(jié)論也成為眾多學者呼吁服務(wù)市場開放的重要依據(jù)。當然，也有部分研究者指出，服務(wù)市場的開放可能會對競爭力較弱的經(jīng)濟體帶來過強的競爭效應(yīng)，對服務(wù)業(yè)投資和增長會產(chǎn)生擠出效應(yīng)(Michel et al.,2012)。從服務(wù)市場開放促進服務(wù)業(yè)增長的傳遞渠道來看，服務(wù)市場開放為技術(shù)領(lǐng)先型服務(wù)業(yè)跨國企業(yè)進行技術(shù)轉(zhuǎn)移或者從事技術(shù)貿(mào)易提供了可能，這使得服務(wù)市場自由化成為提高服務(wù)業(yè)競爭力的關(guān)鍵制度安排(Corning, 2016)。由此導致的服務(wù)市場開放，這會產(chǎn)生服務(wù)資源流動以及服務(wù)業(yè)跨國企業(yè)投資活動，進一步帶來行業(yè)內(nèi)的競爭效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)(Ishido,2017)，從而有效規(guī)避東道國服務(wù)業(yè)企業(yè)的重復研發(fā)和高風險投入，短期內(nèi)提高整個服務(wù)行業(yè)的技術(shù)水準(Wilkin et al.,2015)。

很顯然，關(guān)于服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長或者發(fā)展的研究才剛剛起步，相關(guān)文獻的數(shù)量仍然較少，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下四個方面：第一，通過追蹤服務(wù)市場開放的經(jīng)濟效應(yīng)這一學術(shù)熱點，研究了服務(wù)市場開放推動中國服務(wù)業(yè)增長這一重大現(xiàn)實問題；第二，本文通過構(gòu)建“政策承諾-市場反饋”綜合評價法，為全面測算服務(wù)市場開放度提供了新的方法論；第三，深入研究了服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的理論機制，并借助于大樣本企業(yè)微觀數(shù)據(jù)經(jīng)驗檢驗了四個傳遞渠道，這有助于揭開服務(wù)市場開放推動服務(wù)業(yè)增長這一知識“黑箱”，從而彌補了國內(nèi)服務(wù)經(jīng)濟學領(lǐng)域嚴重缺乏微觀證據(jù)的缺憾；第四，以中國加入WTO作為準自然實驗，運用倍差法(DID)和安慰劑檢驗這一研究方法，可以進一步確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

二、服務(wù)市場開放促進服務(wù)業(yè)增長的傳遞渠道的理論解讀

由于服務(wù)市場開放會通過需求維度以及供給維度對服務(wù)業(yè)增長形成復雜的影響，其中蘊含著多元化的傳遞渠道和作用機制。

(一)服務(wù)市場開放引致創(chuàng)新激勵效應(yīng)

服務(wù)市場開放對服務(wù)業(yè)增長的影響首先體現(xiàn)在需求側(cè)，即服務(wù)市場開放會引發(fā)服務(wù)品的市場需求量瞬間增大。為了能夠在市場中保持長期的競爭力，服務(wù)業(yè)企業(yè)會增加創(chuàng)新投入、提高服務(wù)品質(zhì)量或者提供新穎的服務(wù)模式，這些是持續(xù)占領(lǐng)迅速擴大的服務(wù)業(yè)市場的關(guān)鍵戰(zhàn)略選擇。企業(yè)面臨的潛在需求規(guī)模越大，服務(wù)業(yè)企業(yè)在創(chuàng)新投入方面增加投資的激勵越強(Mudambi et al.,2007)。服務(wù)市場開放為服務(wù)業(yè)企業(yè)提供超常市場需求規(guī)模的同時，還會通過引入國外服務(wù)業(yè)企業(yè)而引發(fā)更加激烈的市場競爭。產(chǎn)業(yè)組織理論認為，趨于競爭型的市場結(jié)構(gòu)是迫使企業(yè)增加創(chuàng)新投入或者改進經(jīng)營模式的一個重要觸動機制。Chalioti et al.(2017)的研究表明，激烈的市場競爭所引發(fā)的創(chuàng)新投入爆發(fā)式增長不僅會推動服務(wù)業(yè)的增長，還會改善服務(wù)行業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，使得知識密集型服務(wù)業(yè)占比上升。由此，一個邏輯上的判斷是，通過增加創(chuàng)新投入而取得成功的服務(wù)業(yè)企業(yè)不僅能夠鞏固其原有市場地位，而且還能夠借助于服務(wù)市場開放的契機進入更加廣闊的國際市場，這種潛在激勵會構(gòu)成服務(wù)業(yè)企業(yè)開展創(chuàng)新活動的動力。綜上，本文提出理論假說1。

理論假說1：服務(wù)市場開放所帶來的服務(wù)品需求規(guī)模瞬間增大會激發(fā)服務(wù)業(yè)企業(yè)加大創(chuàng)新投入，同時服務(wù)市場開放所推動的競爭型市場結(jié)構(gòu)也會觸發(fā)服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入激勵，進而促進服務(wù)業(yè)增長。

(二)服務(wù)市場開放產(chǎn)生人力資本積累效應(yīng)

相比于傳統(tǒng)行業(yè)，人力資本在服務(wù)業(yè)這一特定行業(yè)中發(fā)揮著更加積極的作用(Acs et al.,2004)。在服務(wù)業(yè)開放條件下，外部服務(wù)業(yè)企業(yè)進入本土市場通常會采納本土化競爭戰(zhàn)略，服務(wù)業(yè)跨國企業(yè)較為完善的培訓體系能夠有效提高本土人員的人力資本水平，而且這種人力資本的積累過程廣泛存在于跨境支付和商業(yè)存在模式之中。一旦服務(wù)業(yè)跨國企業(yè)的本土人員通過正常途徑流入本土服務(wù)業(yè)企業(yè)之后，原先積累的人力資本則會進一步滲透到本土服務(wù)業(yè)企業(yè)。即使不發(fā)生服務(wù)業(yè)企業(yè)之間的人員流動，服務(wù)業(yè)跨國公司在積累人力資本方面的成功經(jīng)驗也會被本土服務(wù)業(yè)企業(yè)所模仿，這種自我強化的方式也會增加人力資本的存量。對于自然人流動模式而言，雖然這種模式更多地依靠個人行動向本土提供服務(wù)，但是蘊含于其中的一對多甚至一對一的服務(wù)提供模式，也會對本土人員的人力資本積累產(chǎn)生積極的作用(Dias et al.,2014)。Netten et al.(1999)通過對英國醫(yī)療行業(yè)的大樣本數(shù)據(jù)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療行業(yè)的自然人流動是提升英國本土人力資本的重要途徑。不僅如此，服務(wù)市場開放度的提高也為中國的服務(wù)業(yè)企業(yè)和個人“走出去”提供了便利，上述人力資本積累機制在國外市場同樣得以運轉(zhuǎn)，并且對中國的服務(wù)業(yè)增長形成反向促進作用。由此，本文提出理論假說2。

理論假說2：服務(wù)市場開放通過“引進來”和“走出去”兩種相反的方式極大地促進了本國服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的人力資本積累，人力資本積累對于促進服務(wù)業(yè)的增長尤其是高端化發(fā)展提供了積極的支持。

(三)服務(wù)市場開放的技術(shù)溢出效應(yīng)

首先，服務(wù)市場開放條件下的服務(wù)業(yè)企業(yè)會面臨更加激烈的市場競爭，出于生存和進一步發(fā)展的需要，服務(wù)業(yè)企業(yè)會在企業(yè)組織、人員配備以及服務(wù)模式等諸多方面向競爭對手選擇性學習，由此形成的“干中學”(Learning by Doing)效應(yīng)，這有助于提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(Symeonidis,2008;Buccirossi et al.,2013)，促進服務(wù)業(yè)的增長。其次，在服務(wù)市場開放條件下，國外的先進服務(wù)業(yè)企業(yè)有更高的概率向本土服務(wù)業(yè)企業(yè)輸入技術(shù)，尤其國外企業(yè)屬于技術(shù)生命周期后期而國內(nèi)企業(yè)屬于技術(shù)生命周期前期的技術(shù)(Newman et al.,2015)，這導致國內(nèi)企業(yè)開展自主創(chuàng)新的成本大幅度下降，自主創(chuàng)新成功的幾率也會相應(yīng)上升。最后，隨著服務(wù)市場開放度的提高，進入本土的服務(wù)業(yè)跨國企業(yè)出于全球資源尋求(Global Sourcing)的需要，通常會尋覓一些本土的上下游合作企業(yè)。由于服務(wù)品提供或者服務(wù)鏈合作大多具有“一對一”的獨特性，被服務(wù)業(yè)跨國企業(yè)遴選出的本土服務(wù)業(yè)企業(yè)會獲得與技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)近距離接觸的機遇，雙方企業(yè)在完善合作模式的近距離交流中能夠采取較為相同的技術(shù)標準和管理模式(Rainer et al.,2015)，甚至本土服務(wù)業(yè)企業(yè)能夠獲得服務(wù)業(yè)跨國企業(yè)的技術(shù)幫扶。由此，本文提出理論假說3。

理論假說3：服務(wù)市場開放為本土服務(wù)業(yè)企業(yè)提供了更多的與服務(wù)業(yè)跨國企業(yè)交流和碰撞的機遇，本土服務(wù)業(yè)企業(yè)能夠通過“干中學”、技術(shù)輸入以及上下游服務(wù)鏈合作等途徑獲得技術(shù)溢出，進而促進本土服務(wù)業(yè)增長。

(四)服務(wù)市場開放形成資源優(yōu)化配置效應(yīng)

首先，服務(wù)市場開放為服務(wù)業(yè)企業(yè)在更大的市場空間中尋求資源提供了條件。要素投入是服務(wù)業(yè)企業(yè)經(jīng)營過程中的必然環(huán)節(jié)，高端創(chuàng)意和技術(shù)等要素的投入能夠提高服務(wù)品的質(zhì)量，低端要素投入能夠降低企業(yè)的經(jīng)營成本(Elia et al.,2014)，服務(wù)市場開放為服務(wù)業(yè)企業(yè)尋求各類合意的資源提供了較大的取舍余地。其次，服務(wù)市場開放提高了服務(wù)業(yè)企業(yè)的資源分配效率。服務(wù)業(yè)企業(yè)在全球范圍內(nèi)尋求各類資源會面臨資源配置的問題，資源配置的邊際效用遞減規(guī)律要求企業(yè)在不同地區(qū)和不同部門的資源配置邊際收益趨于均等化，以便實現(xiàn)整體收益最大化。服務(wù)市場開放為服務(wù)業(yè)企業(yè)提供了較大的地域空間和經(jīng)營范圍，這有效地降低了資源邊際效用遞減的速度，有助于提高企業(yè)的單位資源的邊際價值。最后，服務(wù)市場開放為服務(wù)業(yè)企業(yè)對企業(yè)內(nèi)部資源和業(yè)務(wù)的增減提供了決策依據(jù)。分工和專業(yè)化生產(chǎn)幾乎被認為是企業(yè)提高核心競爭力的必然選擇，服務(wù)市場開放所帶來的離岸外包機會能夠進一步推動服務(wù)業(yè)企業(yè)專注于自身的核心領(lǐng)域(Munch et al.,2009)，而把非核心業(yè)務(wù)切割在企業(yè)之外，由此提高服務(wù)業(yè)企業(yè)對有限資源的配置效率。因此，本文提出理論假說4。

理論假說4：服務(wù)市場開放為服務(wù)業(yè)企業(yè)提供了廣闊的資源配置空間，服務(wù)業(yè)企業(yè)能夠以較低的成本開展資源尋求、資源分配以及資源增減決策，進而提高了有限資源的配置效率。

三、服務(wù)市場開放度的測算

現(xiàn)有測算服務(wù)市場開放度的通行做法主要包括兩類：一是遵循Hoekman(1995)的頻度測量法；二是遵循以服務(wù)市場的對外依存度表征服務(wù)市場的開放度(Mattoo et al.,2006;El Khoury et al.,2006)。

頻度測量法準確地捕捉了服務(wù)市場開放的政策承諾(即開放的“主觀意志”或者“原像”)，服務(wù)市場依存度方法在一定程度上以“市場反饋”的結(jié)果度量了服務(wù)市場開放的水平(即開放的“客觀效果”或者“鏡像”)。兩種方法的不足之處均表現(xiàn)在：片面地選取了服務(wù)市場開放水平的測算維度，即從政府的政策源頭出發(fā)測算服務(wù)市場開放度，實際上難以兼顧服務(wù)業(yè)企業(yè)作為微觀主體對服務(wù)市場開放的態(tài)度和實際參與能力；同時，從服務(wù)市場依存度結(jié)果維度出發(fā)測算服務(wù)市場開放度，實際上忽視了一個國家在服務(wù)市場開放問題上的態(tài)度、過程和政策。為此，本文構(gòu)建了“政策承諾-市場反饋”綜合評價法，對現(xiàn)有的兩種測算方法進行取長補短。

(一)運用頻度測量法對開放承諾賦分

我們借鑒姚戰(zhàn)琪(2013)的方法，對Hoekman(1995)的頻度測量法進一步細化，并對《服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定》和《中華人民共和國與東南亞國家聯(lián)盟成員國政府全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》開放承諾的等級做更為細致的分類：“不做承諾”得分為0，發(fā)放許可證的“限制”得分為0.1，審慎性的“批準標準”得分為0.2，低于50%的外國資本建立限制得分為0.3，高于50%的外國資本建立限制得分為0.4，業(yè)務(wù)范圍的部分限制得分為0.5，企業(yè)形式的部分限制得分為0.6，地域范圍的部分限制得分為0.7，開放時間的階段性限制得分為0.8，其它程度較小的限制得分為0.9，沒有任何限制得分為1。根據(jù)WTO的分類標準，服務(wù)業(yè)共包含12大類部門160子部門，各子部門在中國經(jīng)濟中的體量占比不同，本文運用占比設(shè)計出不同的權(quán)重并且運用加權(quán)平均法進行計算，這有助于提高測算精準度。但是由于我們難以獲得準確的各子部門占比數(shù)據(jù)，因此，我們以算術(shù)平均法代替加權(quán)平均法。

(二)對《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》的開放承諾賦分

中國于1995年頒布了《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》，隨后分別在1997年、2002年、2004年、2007年、2011年、2014年、2015年、2017年和2019年不定期地進行修訂和調(diào)整。對于尚未發(fā)布新目錄的年份，我們以前面最近年份的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》作為代替。我們分別對四類政策進行賦分為0分(禁止)、1分(限制)、2分(未注明)和3分(鼓勵)，分值越高，表明某一子行業(yè)的開放度越高。由于《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》并未給出類似于國民經(jīng)濟行業(yè)分類的明確行業(yè)劃分標準，我們從國民經(jīng)濟行業(yè)分類三位碼出發(fā)，借鑒孫浦陽(2015)的方法，采用手工匹配的方法與《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》進行對接。隨后，根據(jù)先前的賦分原則以及三位碼行業(yè)在禁止、限制、未注明以及鼓勵四種情形中的歸屬結(jié)果，計算綜合得分。在計算綜合得分的過程中，一個較為理想的方法是，根據(jù)三位碼行業(yè)的行業(yè)規(guī)模開展加權(quán)平均計算，但是受到行業(yè)規(guī)模數(shù)據(jù)不可獲得性的限制，我們采用了簡單的算術(shù)平均予以替代，進一步得到了大類服務(wù)行業(yè)的開放程度。

(三)對服務(wù)市場依存度進行全面修正

Kuznets(1960)的研究表明，一國貿(mào)易依存度與該國的國民收入(即經(jīng)濟規(guī)模)呈負相關(guān)關(guān)系。具體而言，倘若A國與B國“合并”成一個統(tǒng)一的國家(簡稱為AB國)，原先兩個單獨國家的國際貿(mào)易額會轉(zhuǎn)化為國內(nèi)貿(mào)易額，那么AB國的貿(mào)易依存度必然趨于下降。我們借鑒許統(tǒng)生(2003)的經(jīng)濟實體單元化的思想，假定整個世界經(jīng)濟由N(N>1)個完全相同的經(jīng)濟單元構(gòu)成，不同數(shù)量的經(jīng)濟單元形成了不同經(jīng)濟規(guī)模的國家。假定一個經(jīng)濟單元的GDP為G，它向每一個其它經(jīng)濟單元的出口額為e，那么該經(jīng)濟單元的出口依存度i=e(N-1)/G?，F(xiàn)在假定由m個經(jīng)濟單元構(gòu)成一個國家，其出口依存度可以表示如下：

(1)

進一步地，忽略各服務(wù)行業(yè)規(guī)模的大小也會影響傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)依存度的計算精度(例如，倘若服務(wù)行業(yè)Ⅰ的規(guī)模遠大于服務(wù)行業(yè)Ⅱ的規(guī)模，即使兩個行業(yè)的開放度完全相同，但是在運用傳統(tǒng)的貿(mào)易依存度進行計算時，服務(wù)行業(yè)Ⅰ的計算結(jié)果也會遠遠大于服務(wù)行業(yè)Ⅱ的計算結(jié)果)。因而，我們用服務(wù)業(yè)增加值代替?zhèn)鹘y(tǒng)貿(mào)易依存度公式中的GDP。

通過上述三個步驟分別計算出三個層面的服務(wù)市場開放度，隨后運用熵值法計算出合成的指標。為了得到符合直觀感受的測算結(jié)果，我們最后對服務(wù)市場開放度做了標準化處理，使其變動范圍介于0～1之間。

四、經(jīng)驗檢驗

(一)計量模型構(gòu)建

本文主要研究服務(wù)市場開放對服務(wù)業(yè)增長的促進作用，同時考慮到服務(wù)業(yè)增長還會受到其它因素的影響，因此納入現(xiàn)有文獻識別出的其它影響因素，構(gòu)建計量模型如下：

Servicei,j,k,t=β0+β1×Openj,t+Φ×Xi,j,k,t+γi+υt+εi,j,k,t

(2)

其中，因變量Servicei,j,k,t表示服務(wù)業(yè)增長(下文對此詳細說明)；Openj,t為服務(wù)市場開放度；Xi,j,k,t為控制變量集合；下標i、j、k、t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)、時間；β0、β1為擬合系數(shù)；Φ為擬合系數(shù)集合；γi為企業(yè)固定效應(yīng)；υt為時間固定效應(yīng)；εi,j,k,t為隨機擾動項。

由于我們構(gòu)建的計量模型是受到經(jīng)濟增長理論的啟發(fā)，為了得到更為精準的估計結(jié)果，我們引入以下影響因素作為控制變量：(1)勞動力投入(Labori,j,k,t)，本文以服務(wù)業(yè)企業(yè)的員工數(shù)量反映勞動力投入(做取對數(shù)處理)。(2)資本投入(Capitali,j,k,t)，本文基于服務(wù)業(yè)企業(yè)的歷年固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，運用永續(xù)盤存法計算資本存量(以2000年為基期做取對數(shù)處理)。(3)基礎(chǔ)設(shè)施(Infrastructurek,t)，本文以能夠反映信息化建設(shè)的網(wǎng)絡(luò)普及率表示基礎(chǔ)設(shè)施水平。(4)市場化程度(Marketk,t)，本文的市場化程度指標來源于歷年《中國市場化指數(shù)》，缺失數(shù)據(jù)用回歸方法補充得到。(5)收入水平(Incomek,t)，本文以城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均可支配收入、城鎮(zhèn)人口以及農(nóng)村人口數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用加權(quán)平均法測算出的人均可支配收入反映收入水平(以2000年為基期做取對數(shù)處理)。(6)制造業(yè)規(guī)模(Manufacturek,t)，對于某一個服務(wù)業(yè)企業(yè)而言，除了當?shù)氐闹圃鞓I(yè)企業(yè)與之發(fā)生業(yè)務(wù)聯(lián)系以外，其它地區(qū)的制造業(yè)也會隨著與該服務(wù)業(yè)企業(yè)之間空間距離的加大而與之產(chǎn)生逐漸弱化的聯(lián)系，所以必須同時考慮服務(wù)業(yè)企業(yè)所在地區(qū)和其它地區(qū)的制造業(yè)發(fā)展水平，為此，我們根據(jù)Hansen(1959)的建議，通過計算服務(wù)業(yè)企業(yè)所在地區(qū)與周邊其它地區(qū)的空間距離，折算出服務(wù)業(yè)企業(yè)真正面臨的制造業(yè)規(guī)模。(7)上市公司的上市持續(xù)期(Lastingi,j,k,t)，理論上而言，上市公司是所有企業(yè)中較為優(yōu)秀的企業(yè)，而且上市的年份越早(即持續(xù)期越長)，該公司在行業(yè)中的影響力越大，甚至品牌效應(yīng)越顯著，在經(jīng)營過程中越能夠整合資源。本文以樣本所在的年份減去該公司上市(IPO)年份的差額作為上市持續(xù)期。

在以上自變量中，勞動力投入、資本投入、人力資本和上市持續(xù)期所涉及的服務(wù)業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)來源于萬得資訊數(shù)據(jù)庫，基礎(chǔ)設(shè)施、收入水平所涉及的省級數(shù)據(jù)來源于各省份《統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，市場化程度所涉及的省級數(shù)據(jù)來源于歷年《中國市場化指數(shù)》。由于近年來國家統(tǒng)計局和地方統(tǒng)計局紛紛取消公布制造業(yè)增加值數(shù)據(jù)，因此，本文出于統(tǒng)一口徑的考慮，采用工業(yè)增加值代替制造業(yè)增加值，數(shù)據(jù)來源于各省份《統(tǒng)計年鑒》。

本文以服務(wù)業(yè)增加值作為服務(wù)業(yè)增長的指標。對于服務(wù)業(yè)增加值數(shù)據(jù)，我們基于“增加值=勞動者報酬+生產(chǎn)稅凈額+固定資產(chǎn)折舊+營業(yè)盈余”這一公式進行計算，其中，生產(chǎn)稅凈額=生產(chǎn)稅-生產(chǎn)補貼。需要說明的是，中國的“營改增”是漸進式推進的，因此我們會根據(jù)不同階段做稅收的甄別，對已經(jīng)納入“營改增”范圍的服務(wù)業(yè)企業(yè)不考慮營業(yè)稅，取而代之的是考慮增值稅。因變量所涉及的數(shù)據(jù)來源于萬得資訊數(shù)據(jù)庫。

(二)對內(nèi)生性的處理

雖然本文考察的對象是服務(wù)業(yè)企業(yè)，但是這些服務(wù)業(yè)上市公司是各經(jīng)濟領(lǐng)域中較為優(yōu)秀的企業(yè)，它們在行業(yè)中通常擁有較強的話語權(quán)。由于企業(yè)價值鏈這種現(xiàn)代組織形態(tài)的存在，上市公司本身以及與上市公司相關(guān)聯(lián)企業(yè)的發(fā)展狀況很可能會引領(lǐng)整個行業(yè)的發(fā)展動向，它們完全有可能對宏觀政策產(chǎn)生影響，這就有可能給我們的研究帶來內(nèi)生性問題。

針對內(nèi)生性問題，我們將通過三種方法加以解決：第一，用服務(wù)市場開放的滯后一期項進入計量模型，進而運用OLS方法進行估計；第二，運用系統(tǒng)GMM(Sys-GMM)方法進行估計；第三，尋找恰當?shù)墓ぞ咦兞?，并且使?SLS方法進行估計。同時運用以上三種方法處理內(nèi)生性問題，能夠較好地考察研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

為了選取同時滿足相關(guān)性和外生性兩個條件的工具變量，我們借鑒Autor et al.(2013)選取相似國家經(jīng)濟變量作為工具變量的思想，篩選出立陶宛的服務(wù)市場開放度作為本文的工具變量。首先，在相關(guān)性方面，立陶宛于2001年5月31日加入WTO，與中國加入WTO的時間十分接近。立陶宛的服務(wù)業(yè)發(fā)展水平較為落后，服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比例在全球所有國家中相對也相對較低，常年在50%～60%之間。因此，立陶宛政府為了防止加入WTO對本國經(jīng)濟造成嚴重沖擊，不僅為保護本國的農(nóng)業(yè)而據(jù)理力爭，而且在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域也設(shè)置了重要的保護措施，其中一項即為類似于中國的“過渡期”。因此，我們認為立陶宛的服務(wù)市場開放程度與中國的服務(wù)市場開放度滿足相關(guān)性的要求。

其次，外生性方面，一是立陶宛地處東歐，與俄羅斯、白俄羅斯以及波蘭接壤，立陶宛與中國的空間距離長達6557.29公里(以兩國首都之間的距離為計算依據(jù))，其服務(wù)市場開放政策難以受到中國服務(wù)業(yè)上市公司的影響；二是中國的服務(wù)業(yè)企業(yè)真正實施“走出去”戰(zhàn)略實際上開始于21世紀，不僅步伐較為緩慢，而且大型的服務(wù)業(yè)上市公司通常選擇美國、日本和西歐等服務(wù)業(yè)市場開放度相對較高的國家(地區(qū))作為進駐目的地，或者選取東南亞這些地理上較為臨近的地區(qū)作為進駐目的地，立陶宛并非服務(wù)業(yè)上市公司首選的進駐目的地。綜合以上兩點，我們認為，中國的服務(wù)業(yè)上市公司的發(fā)展無法影響立陶宛的服務(wù)市場開放進程。此外，我們認為立陶宛的服務(wù)市場開放只能通過中國的服務(wù)市場開放這條渠道作用于中國服務(wù)業(yè)上市公司的增長，其理由是：第一，當一個國家加入WTO之后，世界貿(mào)易組織會定期對該成員在市場開放方面的努力進行審議，由于世界經(jīng)濟在特定階段會呈現(xiàn)不同的特點，世界貿(mào)易組織也期待各成員采取較為一致的行動應(yīng)對世界經(jīng)濟中的“危機”，因而世界貿(mào)易組織對“入世”時間越接近的成員所采取的審議標準也較趨同(Kapoor,2004)。由于立陶宛加入WTO的時間略早于中國，因此世界貿(mào)易組織對立陶宛的審議標準和結(jié)果可能會影響中國，即立陶宛在服務(wù)市場開放方面的實踐很可能成為中國履行承諾的參照，這就導致立陶宛的情況在一定程度上影響中國的服務(wù)市場開放進程。第二，自從中國與立陶宛建交以來，雖然兩國能夠保持正常的經(jīng)貿(mào)合作、文化交流以及軍事往來，但是兩國未能簽署影響力較大的經(jīng)貿(mào)協(xié)議(尤其是服務(wù)業(yè)方面的合作協(xié)議)，因此立陶宛的服務(wù)市場開放難以直接影響中國服務(wù)業(yè)上市公司的發(fā)展，只能通過中國對立陶宛服務(wù)市場開放方面的經(jīng)驗借鑒方式而間接作用于中國服務(wù)業(yè)上市公司的增長?；谏鲜鲈?，我們認為立陶宛服務(wù)市場的開放程度是中國服務(wù)市場開放程度的一個合適工具變量，而且為了能夠進一步確保該工具變量的外生性，我們以第t-1期的立陶宛服務(wù)市場開放度作為第t期的中國服務(wù)市場開放度的工具變量，此外，為了便于對工具變量做過度識別檢驗，我們最終以第t-2期和第t-1期的立陶宛服務(wù)市場開放度作為第t期的中國服務(wù)市場開放度的工具變量。

(三)檢驗結(jié)果及分析

1.對初步回歸結(jié)果的分析

表1報告了運用多種回歸方法研究的服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的結(jié)果。為了得到更加全面和細致的研究結(jié)論，我們先后以增加值、營業(yè)收入和營業(yè)盈余作為因變量。

表1 服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的基本回歸

表1回歸結(jié)果表明，不論運用哪一種方法進行回歸，服務(wù)市場開放對服務(wù)業(yè)增長的影響都在1%水平上通過了顯著性檢驗，服務(wù)市場開放有助于推動服務(wù)業(yè)增長這一論斷基本得到了證實。特別地，列(5)、列(6)是運用立陶宛服務(wù)市場開放度為工具變量的估計結(jié)果，估計結(jié)果顯示，既不存在弱工具變量，也不存在過度識別的問題。第一階段回歸的結(jié)果顯示，立陶宛服務(wù)市場開放度對中國服務(wù)市場開放度的影響通過了5%顯著性水平的檢驗(1)受到表格空間的限制，我們省略了第一階段回歸，回歸結(jié)果備索。。此外，列(7)、列(8)分別以營業(yè)收入、營業(yè)盈余為因變量的輔助性回歸結(jié)果也十分理想，服務(wù)市場開放同樣對服務(wù)業(yè)增長產(chǎn)生了顯著的促進作用，各項檢驗指標也都符合要求?；谝陨戏治觯袊姆?wù)市場開放措施對服務(wù)業(yè)的增長發(fā)揮了積極的促進作用。

2.對分類回歸結(jié)果的分析

為了能夠獲得更加深入和精細的研究結(jié)論，我們按照地區(qū)、企業(yè)規(guī)模、要素密集度以及所有制性質(zhì)等四個標準對服務(wù)業(yè)企業(yè)進行分類，為提出更加具有針對性的政策措施提供經(jīng)驗證據(jù)。

(1)地區(qū)異質(zhì)性檢驗。在按照地區(qū)進行分類的過程中，我們以西部地區(qū)作為參照組，分別設(shè)置東部地區(qū)(East)和中部地區(qū)(Central)兩個虛擬變量，進而構(gòu)建Open×East和Open×Central兩個交互項。具體回歸結(jié)果見表2。

表2 服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的地區(qū)差異回歸(2SLS估計)

表2回歸結(jié)果顯示，Open的回歸系數(shù)全部通過顯著性檢驗，服務(wù)市場開放對服務(wù)業(yè)增長的促進作用得到再次論證。Open×East和Open×Central的回歸系數(shù)為正，也通過了1%或者5%顯著性水平的檢驗，這表明服務(wù)市場開放對東中西部地區(qū)服務(wù)業(yè)企業(yè)增長的促進作用呈現(xiàn)出分化特征，服務(wù)市場開放對東中部地區(qū)服務(wù)業(yè)企業(yè)增長的作用大于對西部地區(qū)服務(wù)業(yè)企業(yè)的作用。其中的原因可能在于，東中部地區(qū)的服務(wù)業(yè)市場競爭更為激烈，東中部地區(qū)生存下來的服務(wù)業(yè)企業(yè)具有相對更強的適應(yīng)能力和學習能力，由此，服務(wù)市場開放政策會導致東中部地區(qū)的服務(wù)業(yè)企業(yè)與西部地區(qū)形成有偏的學習效應(yīng)和知識型技術(shù)進步，東中部地區(qū)的服務(wù)業(yè)企業(yè)能夠更好地得益于服務(wù)市場開放政策，因此上述差異并不是由東中西部地區(qū)的地區(qū)“自然屬性”所引發(fā)的。Winston et al.(2015)的研究也較好地佐證了這一點，即由于企業(yè)的吸收能力存在差異，服務(wù)市場開放對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)服務(wù)業(yè)企業(yè)資源配置效率的影響大于對其它地區(qū)服務(wù)業(yè)企業(yè)資源配置效率的影響。

為了證明這一點，我們重新以省會城市(Provincial Capital)以外的城市為參照組，研究服務(wù)市場開放對省會城市和非省會城市服務(wù)業(yè)企業(yè)增長的差異(2)為了簡化起見，我們把北京、天津、上海以及重慶四個直轄市作為省會城市處理。。結(jié)果顯示，服務(wù)市場開放更加能夠促進省會城市服務(wù)業(yè)企業(yè)的增長。由于省會城市大多是一個省份的經(jīng)濟中心，能夠在省會城市這樣較為發(fā)達的市場體系生存下來的服務(wù)業(yè)企業(yè)，通常具有較高的生產(chǎn)率和較強的學習能力(3)我們的計算表明，在樣本期間內(nèi)，省會城市服務(wù)業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率平均值是其它城市服務(wù)業(yè)企業(yè)的2.071倍。，因此這些服務(wù)業(yè)企業(yè)與日益開放的服務(wù)市場環(huán)境能夠形成更好的匹配，從服務(wù)市場開放中獲得更多的經(jīng)濟溢出。進一步地，省會城市服務(wù)業(yè)企業(yè)從服務(wù)市場開放中獲得的增長效應(yīng)越大，其對服務(wù)市場開放的適應(yīng)能力越強，由此形成累積循環(huán)效應(yīng)。由此，我們進一步確信，服務(wù)市場開放促進東中西部服務(wù)業(yè)企業(yè)增長的差異根源在于不同地區(qū)服務(wù)業(yè)企業(yè)對服務(wù)市場開放這一政策的異質(zhì)性“吸收能力”，而非“自然屬性”意義上的異質(zhì)性。

(2)企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性檢驗。由于不同規(guī)模的服務(wù)業(yè)企業(yè)對服務(wù)市場開放的響應(yīng)機制可能有所差異，我們接下來研究服務(wù)市場開放對不同規(guī)模服務(wù)業(yè)企業(yè)增長的影響差異。我們參照工業(yè)企業(yè)劃分規(guī)模大小的標準(以銷售額為劃分標準)，先計算出每一個服務(wù)業(yè)企業(yè)在樣本期間內(nèi)的規(guī)模平均數(shù)Si，隨后計算各行業(yè)所有公司在樣本期間內(nèi)規(guī)模的平均數(shù)Sall，倘若某公司的規(guī)模Si與對應(yīng)行業(yè)規(guī)模Sall的關(guān)系是Si>Sall，那么該企業(yè)被界定為大企業(yè)，否則為中小企業(yè)。具體回歸結(jié)果見表3。

表3 服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的企業(yè)規(guī)模差異回歸(2SLS估計)

表3的結(jié)果顯示，服務(wù)市場開放對服務(wù)業(yè)增長的影響顯著為正，結(jié)果較為穩(wěn)健。我們最關(guān)心的變量Open×Big的系數(shù)在1%水平上顯著為正，可見服務(wù)市場開放對大型服務(wù)業(yè)企業(yè)增長的促進作用大于對中小型服務(wù)業(yè)企業(yè)增長的促進作用，服務(wù)市場開放能夠使大型服務(wù)業(yè)企業(yè)受益更多。對此我們的理解是，相比于中小型服務(wù)業(yè)企業(yè)，大型服務(wù)業(yè)企業(yè)具備較為充裕的資金和高端人才，在服務(wù)市場開放的過程中面臨激烈的國際市場競爭時有較強的能力開展創(chuàng)新和研發(fā)活動，即來自海外的橫向競爭和正面對抗反而能夠通過倒逼機制促使本土大型服務(wù)業(yè)企業(yè)開展創(chuàng)新活動或加大人力資本投資，進而提升其競爭力(4)我們還以規(guī)模的中位數(shù)作為企業(yè)規(guī)模劃分的標準，檢驗結(jié)果與以規(guī)模的平均值為標準的結(jié)果幾乎相同。。

由于本文的樣本期間為1999—2017年，發(fā)展較快的企業(yè)可能會從小型企業(yè)演變?yōu)榇笮推髽I(yè)，反之亦然，這會導致特定企業(yè)的規(guī)模歸屬內(nèi)生于服務(wù)市場開放。因此，我們以企業(yè)剛剛上市年份的規(guī)模與對應(yīng)行業(yè)所有企業(yè)的平均規(guī)模進行比較，以判斷該企業(yè)到底是大企業(yè)還是小企業(yè)。結(jié)果依然表明，大型服務(wù)業(yè)企業(yè)確實能夠更多地得益于服務(wù)市場開放，從而獲得了更加明顯的增長。

(3)要素密集度異質(zhì)性檢驗。接下來，我們按照要素密集度的差異，把服務(wù)業(yè)企業(yè)劃分為知識密集型和非知識密集型兩類，以考察服務(wù)市場開放對不同要素密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)增長的差異。由于知識密集型企業(yè)的核心競爭力在于其掌握的技術(shù)和知識，而且技術(shù)和知識的存量與R&D投入呈正相關(guān)關(guān)系(Bournakis et al.,2018)。因此，我們以R&D存量(以永續(xù)盤存法計算)與勞動力數(shù)量的相對數(shù)作為要素密集度的衡量指標，以比較樣本期間內(nèi)單個服務(wù)業(yè)企業(yè)和所有企業(yè)的人均R&D存量的平均值RDi和RDall，當RDi>RDall時，該企業(yè)被界定為知識密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)。具體結(jié)果見表4。

表4 服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的要素密集度差異回歸(2SLS估計)

表4回歸結(jié)果表明，Open×Knowledge的回歸系數(shù)并未全部通過顯著性檢驗，說明知識密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)相比于非知識密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)而言，并未從服務(wù)市場開放中獲益更多。一種可能的解釋是，非知識密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)的核心競爭力在于低成本運作和規(guī)模經(jīng)濟(Jouini et al.,2014)，它們與國外同類企業(yè)的差距較小，這導致本國非知識密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)與本國知識密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)相比未必存在比較劣勢，使得知識密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)在服務(wù)市場開放條件下未能擴大對非知識密集型服務(wù)業(yè)增長固有的領(lǐng)先優(yōu)勢。

類似地，服務(wù)業(yè)企業(yè)的要素密集度水平也可能內(nèi)生于服務(wù)市場開放。因此，我們以上市初期的要素密集度狀況判斷服務(wù)業(yè)企業(yè)屬于知識密集型抑或非知識密集型?；貧w結(jié)果進一步表明，相比于非知識密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)而言，知識密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)并沒有從服務(wù)市場開放政策中增長的更快。換言之，服務(wù)市場開放未能促進中國服務(wù)業(yè)上市公司的內(nèi)部結(jié)構(gòu)向知識密集型方向進行轉(zhuǎn)化。

(4)企業(yè)所有制異質(zhì)性檢驗。我們進一步以企業(yè)所有制為標準把服務(wù)業(yè)上市公司劃分為國有企業(yè)(包括中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè))、外資企業(yè)和民營企業(yè)三類。我們以民營企業(yè)(Private)作為參照組，分別設(shè)置國有企業(yè)(State)和外資企業(yè)(Foreign)兩個虛擬變量。具體結(jié)果見表5。

表5回歸結(jié)果顯示，Open×State的回歸系數(shù)顯著為正，表明國有企業(yè)比民營企業(yè)在服務(wù)市場開放的條件下實現(xiàn)了更快的增長，Open×Foreign的回歸系數(shù)也顯著為正，即服務(wù)市場開放對外資企業(yè)增長的促進作用大于民營企業(yè)。我們的理解是，國有企業(yè)比民營企業(yè)具有更大的規(guī)模和更強的經(jīng)濟實力，在服務(wù)市場開放的“競爭效應(yīng)”條件下能夠投入更多的創(chuàng)新資源以提高市場競爭力。在1999—2017年期間，國有服務(wù)業(yè)企業(yè)的R&D投入平均值是民營服務(wù)業(yè)企業(yè)R&D投入平均值的2.278倍。此外，國有企業(yè)能夠在更大的市場空間中發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟作用，而民營企業(yè)可能在國內(nèi)都尚未充分實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，即使面臨更大的市場空間，其資源利用效率也會因為“資源稀釋”的緣故而難以得到提升(Porter,1990)。在開放進程不斷推進的情形下，這些外資企業(yè)能夠與母公司在更加廣闊的市場范圍內(nèi)進行全球資源尋求(Shepotylo et al.,2015)活動，并通過提高資源配置效率和全要素生產(chǎn)率促進企業(yè)的增長。

表5 服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的企業(yè)所有制差異回歸(2SLS估計)

需要說明的是，雖然在Open×State和Open×Foreign的兩個回歸系數(shù)都顯著為正的前提條件下可以直接比較兩個系數(shù)的大小，但是兩個系數(shù)的差異，即0.201(由0.825減去0.624計算而得)和0.303(由0.811減去0.508計算而得)能否通過顯著性檢驗則是無法保證的。為此，我們參照伍德里奇(2007)的建議，以外資企業(yè)作為參照組，分別設(shè)置國有企業(yè)(State)和民營企業(yè)(Private)兩個虛擬變量及其與Open的交互項重新進行回歸。從回歸結(jié)果來看，Open×State的回歸系數(shù)為負，而且通過了10%的顯著性檢驗，進一步證明了服務(wù)市場開放對外資企業(yè)增長的促進作用大于對國有企業(yè)增長的促進作用這一結(jié)論。

(四)對傳遞渠道的檢驗

前文的理論分析認為，服務(wù)市場開放分別通過創(chuàng)新激勵效應(yīng)、人力資本積累效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)和資源優(yōu)化配置效應(yīng)四個渠道促進了服務(wù)業(yè)增長。本部分將借助于經(jīng)驗檢驗的方法對上述傳遞渠道進行量化分析，以揭開服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的“黑箱”。

我們借鑒Cutler et al.(2010)的識別方法，即在模型(2)的基礎(chǔ)上添加渠道變量Ci,j,k,t，構(gòu)建新的計量模型如下:

Servicei,j,k,t=α0+α1×Openj,t+α2×Ci,j,k,t+Φ×Xi,j,k,t+γi+υt+εi,j,k,t

(3)

為了考察檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還將借助于學術(shù)界另一種通行識別方法，即以核心自變量和反映傳遞渠道的“渠道變量”做交互項，借助于交互項的回歸系數(shù)識別傳導機制是否顯著成立。

對于創(chuàng)新激勵效應(yīng)而言，我們以服務(wù)業(yè)企業(yè)的R&D投入存量反映創(chuàng)新行為。對于人力資本積累效應(yīng)而言，我們用服務(wù)業(yè)企業(yè)的人均受教育年限這一指標表征人力資本。對于技術(shù)溢出效應(yīng)而言，學術(shù)界大多通過計算TFP來考察技術(shù)溢出效應(yīng)是否存在，由于萬得資訊數(shù)據(jù)庫缺乏完善的服務(wù)業(yè)企業(yè)的中間投入數(shù)據(jù)，難以運用LP法進行測算，因此我們選擇OP方法。對于資源優(yōu)化配置效應(yīng)而言，我們使用“平均資本效率”(即“增加值t/Kt”)作為企業(yè)資源配置效率的代理變量，為了做穩(wěn)健性檢驗，我們還使用“營業(yè)收入t/Kt”和“營業(yè)盈余t/Kt”作為企業(yè)資源配置效率的代理變量。

對于創(chuàng)新激勵效應(yīng)和人力資本積累效應(yīng)兩個傳遞渠道而言，我們將借助于模型(3)進行檢驗。對于技術(shù)溢出效應(yīng)和資源優(yōu)化配置效應(yīng)兩個傳遞渠道而言，由于這兩個渠道的計算指標都涉及增加值數(shù)據(jù)，運用模型(3)進行檢驗則會引入內(nèi)生性，因此我們將以兩個渠道變量分別作為因變量，設(shè)立相應(yīng)的計量模型進行檢驗。

表6 服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的渠道分析：創(chuàng)新激勵效應(yīng)(2SLS估計)

不僅如此，我們還基于學術(shù)界廣泛運用的交互項方法識別創(chuàng)新激勵效應(yīng)，回歸結(jié)果如表6的列(5)所示。很顯然，Open×Innovation的系數(shù)顯著為正，表明創(chuàng)新活動會隨著開放度的不斷提升而有所強化。由此，本文的理論假說1得到了證實，即創(chuàng)新激勵效應(yīng)是服務(wù)市場開放推動服務(wù)業(yè)增長的顯著渠道。

人力資本積累效應(yīng)的回歸結(jié)果如表7所示，回歸結(jié)果列(3)是在列(1)的基礎(chǔ)上加入人力資本渠道變量的結(jié)果，列(4)是在列(2)的基礎(chǔ)上納入人力資本渠道變量的結(jié)果。

表7 服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的渠道分析：人力資本積累效應(yīng)(2SLS估計)

實際上，人力資本的積累也會推動企業(yè)的創(chuàng)新，因此把創(chuàng)新激勵效應(yīng)和人力資本積累效應(yīng)同時納入模型中進行識別，考察兩者的累計作用可以撇除它們各自在推動服務(wù)業(yè)增長過程中重疊的效應(yīng)，這是一個有意義的嘗試。然而，由于包含R&D數(shù)據(jù)的樣本相對較少(表6中僅有3458個觀測值)，部分企業(yè)人力資本數(shù)據(jù)的缺失也導致一定程度的樣本損失(表7中的觀測值為7062)，同時包含R&D數(shù)據(jù)和人力資本數(shù)據(jù)的樣本則更少，不具有代表性，而且樣本量的差異會導致回歸的結(jié)果與表2、表3的結(jié)果缺乏可比性，因此我們放棄了這一研究設(shè)想。

關(guān)于技術(shù)溢出效應(yīng)和資源優(yōu)化配置效應(yīng)的回歸結(jié)果合并于表8中，列(1)和列(2)顯示，服務(wù)市場開放的回歸系數(shù)顯著為正，即服務(wù)市場開放產(chǎn)生了顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)，這構(gòu)成了推動服務(wù)業(yè)增長的重要因素。由此，本文的理論假說3得到了證實。

表8 服務(wù)市場開放影響服務(wù)業(yè)增長的渠道分析：技術(shù)溢出效應(yīng)和資源優(yōu)化配置效應(yīng)(2SLS估計)

列(3)和列(4)以“增加值t/資本t”刻畫“平均資本效率”，以此作為資源配置效率的代理變量，結(jié)果表明，服務(wù)市場開放的回歸系數(shù)通過了5%水平的顯著性檢驗，即服務(wù)市場開放有助于推進資源的優(yōu)化配置，進而促進服務(wù)業(yè)增長，這與本文的理論假說4吻合。回歸列(5)和列(6)分別以“營業(yè)收入t/資本t”和“營業(yè)盈余t/資本t”作為資源配置效率代理變量，回歸結(jié)果顯示，服務(wù)市場開放在列(5)中通過10%水平的顯著性檢驗，在式(6)中通過了15%水平的顯著性檢驗?？傮w而言，列(3)～(6)中Open的回歸系數(shù)的顯著性水平較好，可以認為服務(wù)市場開放顯著地提高了資源的優(yōu)化配置效應(yīng)。

五、以“入世”作為外生沖擊的進一步分析：基于DID方法

(一)基于“入世”精準時點的檢驗

“入世”對于中國的服務(wù)市場開放是一件十分重大的標志性事件，它是中國服務(wù)市場實質(zhì)性開放的一個重要起點，而且也是中國經(jīng)濟發(fā)展過程中的一個準實驗(Quasi-experiment)，這為我們運用雙重差分方法(Difference-In-Difference, DID)研究服務(wù)市場開放對服務(wù)業(yè)增長的影響提供了絕好的外生性條件。為此，我們在這部分僅僅運用中國在WTO框架下對《服務(wù)貿(mào)易總協(xié)定》的承諾、對《中華人民共和國與東南亞國家聯(lián)盟成員國政府全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議服務(wù)貿(mào)易協(xié)議》的開放承諾以及在《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》框架下的服務(wù)市場開放戰(zhàn)略這三部分外生于服務(wù)業(yè)增長的信息測度服務(wù)市場開放度，也就是僅僅考慮“政策承諾”維度的服務(wù)市場開放，不考慮“市場反饋”維度的服務(wù)市場開放(即服務(wù)業(yè)依存度)，以確保測算出的服務(wù)市場開放度滿足外生性要求。

考慮到中國“入世”并未對所有服務(wù)行業(yè)徹底放開，不僅擁有五年過渡期，而且還對部分行業(yè)的部分業(yè)務(wù)做了更長時間的限制，即使在五年過渡期中，不同行業(yè)的開放進程也有較大的差異。因此，我們借鑒Sivadasan(2009)的方法，僅僅把“入世”后自由化程度較高的服務(wù)行業(yè)作為受到?jīng)_擊的行業(yè)，其它行業(yè)作為未受到?jīng)_擊的行業(yè)。具體而言，我們首先把“入世”后開放度提高幅度排名第一的服務(wù)行業(yè)(即Top1)作為受到?jīng)_擊的行業(yè)(實驗組)，其它行業(yè)作為未受到?jīng)_擊的行業(yè)(控制組)；其次把“入世”后開放度提高幅度排名前二的服務(wù)行業(yè)(即Top2)作為受到?jīng)_擊的行業(yè)，其它行業(yè)作為未受到?jīng)_擊的行業(yè)。

DID分析的一個重要前提是，外生沖擊發(fā)生之前實驗組與控制組的變動趨勢一致，即滿足平行趨勢要求。為此，我們開展平行趨勢檢驗，以1999年為基期構(gòu)建計量模型(4)：

(4)

其中，β-2和β-1分別為“入世”之前2年和1年的效應(yīng)；β0為“入世”當年的效應(yīng)；β1、β2、β3……分別為“入世”之后1年、2年、3年……的效應(yīng)。倘若回歸系數(shù)β-2和β-1不通過顯著性檢驗，那么意味著在“入世”外生沖擊之前實驗組和控制組滿足平行趨勢的要求。我們發(fā)現(xiàn)，兩種情形下的回歸系數(shù)β-2和β-1都未能通過顯著性檢驗，這說明平行趨勢假說是成立的。由于受到篇幅所限，回歸結(jié)果省略。

在DID分析中，我們最為關(guān)心交互項Industry×D(WTO)的回歸系數(shù)，其中Industry表示服務(wù)行業(yè)，受到“入世”沖擊的行業(yè)為1，否則為0；D(WTO)表示中國“入世”的時間虛擬變量。考慮到篇幅所限，我們在分析“入世”外生沖擊影響服務(wù)業(yè)增長的過程中，把總體樣本回歸和分類回歸的結(jié)果合并于表9中，而且僅僅給出了交互項Industry×D(WTO)的回歸系數(shù)。

表9 “入世”外生沖擊對服務(wù)業(yè)增長的影響(2SLS估計)

隨后，我們以“入世”作為外生沖擊研究了服務(wù)業(yè)增長的四個傳遞渠道，結(jié)果如表10所示。在列(1)～(4)中，因變量分別為四個傳遞渠道，因此每一列所包含的控制變量差異較大，完全列出所有控制變量會導致表格的篇幅過長，所以我們僅僅在表格下方對每一個回歸所控制的變量名稱加以說明。交互項Industry×D(WTO)的回歸系數(shù)在列(1)～(4)中均顯著為正，表明“入世”會通過創(chuàng)新激勵效應(yīng)、人力資本積累效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)和資源優(yōu)化配置效應(yīng)四個渠道促進服務(wù)業(yè)增長。因此，本部分以“入世”作為外生沖擊的方法，以進一步揭開服務(wù)市場開放推動服務(wù)業(yè)增長的“黑箱”，而且與前文的檢驗結(jié)果十分吻合。

表10 “入世”外生沖擊對服務(wù)業(yè)增長的傳遞渠道(2SLS估計)

(二)基于偏離“入世”時點的安慰劑檢驗

上文運用DID方法的檢驗，進一步證實了服務(wù)市場開放能夠促進服務(wù)業(yè)的增長，而且其中的傳遞渠道也得到了進一步的確認。那么一個潛在的疑問是，上述結(jié)論是否源于“入世”時點虛擬變量的設(shè)置所引發(fā)的偶然性呢？為此，我們將通過設(shè)置偏離“入世”時點的安慰劑檢驗方法證實或者證偽上述疑問。

在設(shè)置偏離“入世”時點的過程中，大致有兩種選擇：一是選擇2001年之前的時點；二是選擇2001年之后的時點。由于本文的樣本期間是1999—2017年，2001年之前的年份僅僅包括1999年和2000年兩個年份，而2001年之后的年份則有16年，選取2001年之后的年份作為“入世”假想年份有助于平衡外生沖擊前后的時間跨度，反之，選取2001年之前的年份作為“入世”假想年份會使得外生沖擊前后的時間跨度更加不平衡。因此我們分別選取2002年和2003年作為“入世”的假想年份。當選取2002年作為“入世”年份時，2003年之后(含2003年)的D(WTO)為1，否則為0；當選取2003年作為“入世”年份時，2004年之后(含2004年)的D(WTO)為1，否則為0(9)受到篇幅所限，我們在安慰劑檢驗部分僅僅列出了Top1行業(yè)受到?jīng)_擊情形的回歸結(jié)果，省略報告Top2行業(yè)受到?jīng)_擊情形的回歸結(jié)果(與Top1行業(yè)受到?jīng)_擊情形的結(jié)果十分類似，結(jié)果備索)。。

表11 “入世”外生沖擊影響服務(wù)業(yè)增長的安慰劑檢驗(2SLS估計)

我們首先考察2002年作為“入世”年份的反事實估計結(jié)果(如表7所示)，發(fā)現(xiàn)只有3個回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗，其它8個回歸系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗。隨后考察2003年作為“入世”年份的反事實估計結(jié)果(如表11所示)，此時所有回歸系數(shù)都沒有通過顯著性檢驗。其中的規(guī)律是，選取的“入世”年份與2001年越偏離，安慰劑檢驗的結(jié)果與原始結(jié)果越背離，這意味著表9的回歸結(jié)果并非源于“入世”時點虛擬變量的設(shè)置所引發(fā)的偶然性，表9的回歸結(jié)果是可靠的。

類似地，我們分別以2002年和2003年作為“入世”的假想年份，觀察了“入世”外生沖擊對服務(wù)業(yè)增長傳遞渠道的影響(如表12所示)，發(fā)現(xiàn)所有回歸系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗，這也證實了表10的回歸結(jié)果與“入世”時點虛擬變量的設(shè)置無關(guān)，表10的研究結(jié)論是可靠的。

表12 “入世”外生沖擊影響服務(wù)業(yè)增長傳遞渠道的安慰劑檢驗(2SLS估計)

六、研究結(jié)論與政策啟示

本文的研究發(fā)現(xiàn)，中國“入世”以來的服務(wù)市場開放程度穩(wěn)步上升，并且顯著地促進了服務(wù)業(yè)增長，中國在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的漸進式開放為服務(wù)業(yè)增長帶來了改革紅利，而且服務(wù)市場開放對不同服務(wù)業(yè)企業(yè)增長的影響存在明顯的異質(zhì)性。本文的進一步研究還發(fā)現(xiàn)，服務(wù)市場開放通過創(chuàng)新激勵效應(yīng)、人力資本積累效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)和資源優(yōu)化配置效應(yīng)四個傳遞渠道實現(xiàn)了對服務(wù)業(yè)增長的促進作用?；陔p重差分方法(DID)和安慰劑檢驗的結(jié)果進一步確認了上述研究結(jié)論?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，本文提出政策啟示如下。

首先，要進一步擴大服務(wù)業(yè)對外開放，以捕獲服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的戰(zhàn)略機遇。中國于2018年12月25日頒布了《市場準入負面清單(2018年版)》，并且于2019年3月15日正式通過了《中華人民共和國外商投資法》，這充分表明了最高決策層對中國進一步擴大服務(wù)業(yè)開放的堅定決心。一方面，中國可以完善服務(wù)業(yè)市場準入制度，借助于“負面清單”加快與發(fā)達國家(地區(qū))服務(wù)市場開放進程的對接。另一方面，要堅持“競爭中性”原則，以彌合中國與發(fā)達國家在對外經(jīng)濟政策方面的分歧。當然，對于以教育業(yè)為代表的公共服務(wù)業(yè)而言，開放的程度和步驟需要適當區(qū)別于經(jīng)濟型服務(wù)業(yè)，例如教育業(yè)是涉及到人才培養(yǎng)和意識形態(tài)的基礎(chǔ)行業(yè)，對于國家的長遠發(fā)展至關(guān)重要，所以應(yīng)當循序漸進、穩(wěn)扎穩(wěn)打地開放，以推動教育事業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。其次，夯實企業(yè)內(nèi)核，完善頂層設(shè)計的服務(wù)市場開放戰(zhàn)略。在面臨服務(wù)市場開放的新型國際環(huán)境下，本國領(lǐng)頭型服務(wù)業(yè)企業(yè)可以分別從自主創(chuàng)新、人力資本積累、獲取技術(shù)外溢以及優(yōu)化資源配置等方面出發(fā)，多管齊下，以提高業(yè)務(wù)增長能力。而本國跟隨型服務(wù)業(yè)企業(yè)可以借助于服務(wù)市場開放所提供的廣闊市場進行業(yè)務(wù)的調(diào)整，獲取資源優(yōu)化配置的收益，進而通過專業(yè)化途徑與國外大型企業(yè)開展業(yè)務(wù)合作，獲取上下游技術(shù)溢出和人力資本積累，同時為后續(xù)自主創(chuàng)新奠定基礎(chǔ)。對于教育業(yè)這樣的公共服務(wù)業(yè)，各級學校應(yīng)當抓住開放契機，爭取與國外頂尖高校合作，為培養(yǎng)高質(zhì)量人才提供條件。最后，借道“入世”經(jīng)驗，提高服務(wù)市場開放的政府管理水平。一方面，政府部門應(yīng)當“防越位”，理順政府部門與企業(yè)之間的關(guān)系，處理好本土服務(wù)業(yè)發(fā)展與服務(wù)市場開放之間的關(guān)系；另一方面，政府部門應(yīng)當“補缺位”，建立“三位一體”的管理機制，強化服務(wù)市場開放的執(zhí)行力。