羅彥 段文靜 祝樹金

摘?要：基于2000-2013年中國制造業(yè)投入服務化和企業(yè)加成率的測算構建計量模型，采用制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)實證檢驗制造業(yè)投入服務化對企業(yè)競爭優(yōu)勢的影響。結果顯示：制造業(yè)投入服務化與企業(yè)加成率呈倒U型關系，中國當前制造業(yè)服務化水平總體上還處于倒U型曲線左側，對企業(yè)加成率主要表現(xiàn)為正向效應;在改變估計方法、考慮潛在內(nèi)生性問題、剔除關鍵變量極端值后進行估計，結果依然穩(wěn)健。進一步的機制檢驗表明，成本降低是制造業(yè)服務化提高企業(yè)加成率的中介渠道。

關鍵詞： 制造業(yè)投入服務化;企業(yè)加成率;非線性效應

中圖分類號：F42?文獻標識碼：?A?文章編號：1003-7217（2021）01-0125-08

一、引?言

改革開放以來，我國制造業(yè)快速發(fā)展，生產(chǎn)和出口規(guī)模居世界前列，已成為全球制造業(yè)大國，但總體上“大而不強”，大多行業(yè)還處于全球價值鏈中低端;并且隨著我國要素成本上升、貿(mào)易不確定性凸顯，我國制造業(yè)傳統(tǒng)競爭優(yōu)勢逐步下降。黨的十九大報告指出，要“促進我國產(chǎn)業(yè)邁向全球價值鏈中高端，培育若干世界級先進制造業(yè)集群”“加快培育國際經(jīng)濟合作和競爭新優(yōu)勢”等。制造業(yè)服務化已成為全球產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要趨勢，也是培育制造業(yè)競爭優(yōu)勢、推動價值鏈升級的關鍵模式;推動制造業(yè)服務化是提升制造業(yè)核心競爭力、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要渠道。根據(jù)測算，中國平均制造業(yè)投入服務化水平從2004年的38%提高至2014年的48%①，升幅高達25%。那么，制造業(yè)投入服務化水平的上升如何影響企業(yè)競爭優(yōu)勢？企業(yè)加成率反映了企業(yè)價格與邊際成本的偏離程度，較高的加成率反映企業(yè)具有較強的市場競爭能力或市場勢力。本文將基于企業(yè)加成率的視角，衡量企業(yè)的競爭優(yōu)勢或市場勢力，研究制造業(yè)投入服務化對其影響機制和效應，這不僅有助于制造業(yè)投入服務化微觀成效的客觀評估，而且能夠為如何更好地推動制造業(yè)與服務業(yè)深度融合提供有益的政策啟示。

與本文內(nèi)容相關的已有研究主要涉及兩個方面。一是關于制造業(yè)投入服務化對制造業(yè)績效的影響研究。目前已有文獻主要考察了制造業(yè)服務化對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率、增加值、創(chuàng)新和出口二元邊際等方面的影響。Arnold等（2008） 基于世界銀行企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫中1000家非洲企業(yè)的數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)的服務要素投入與企業(yè)生產(chǎn)率之間存在顯著的正向關系[1];Wolfmayr （2008）使用1995-2000年16個OECD國家18個制造業(yè)行業(yè)層面的數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)制造業(yè)投入服務化顯著提升行業(yè)出口市場份額，即有利于提升市場競爭力[2];Lodefalk （2014）使用2001-2007年瑞典的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)制造企業(yè)服務要素投入的增加顯著提升企業(yè)出口強度[3]。劉斌和王乃嘉（2016）使用中國的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)投入服務化從增加企業(yè)出口概率、擴大企業(yè)出口產(chǎn)品種類和市場范圍等三個方面影響出口擴展邊際，從提高出口價格和降低出口數(shù)量等兩個方面影響出口集約邊際[4]。劉斌等（2016）進一步研究了制造業(yè)投入服務化對中國制造企業(yè)全球價值鏈升級的影響，表現(xiàn)為制造業(yè)企業(yè)參與全球價值鏈程度和分工地位的雙重提升[5];許和連等（2017）使用中國2000-2010年的數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)制造業(yè)投入服務化與企業(yè)出口國內(nèi)增加值之間呈U型關系[6]。二是關于企業(yè)加成率影響因素的研究。一方面，根據(jù)Allen和Lerner （1934）的研究[7]，加成率可以用企業(yè)面臨的需求價格彈性的表達式來表示，而需求彈性往往受市場競爭程度的影響，因此，已有理論和實證文獻直接研究市場競爭對企業(yè)加成率的影響效應[8];另一方面，根據(jù)加成率的定義，其等于價格與邊際成本之比，任何影響企業(yè)價格或者邊際成本的因素均可引起其加成率的變動，基于此，大量文獻研究貿(mào)易自由化對企業(yè)加成率的影響。具體地，最終品貿(mào)易自由化通過進口競爭降低企業(yè)價格，進而降低加成率[9-12];中間品貿(mào)易自由化引致企業(yè)邊際成本下降，有利于企業(yè)價格加成的提高[13-15]。此外，還有文獻基于產(chǎn)品創(chuàng)新、人民幣匯率、勞動力成本等視角研究企業(yè)加成率的影響因素并得到諸多有益觀點[16-18]。

制造業(yè)服務化會影響企業(yè)生產(chǎn)率、技術創(chuàng)新等方面，勢必會對企業(yè)國際競爭勢力產(chǎn)生影響，而加成率作為衡量企業(yè)國際競爭勢力的一個重要指標，耿偉和王亥園（2019）探討了制造業(yè)服務化和企業(yè)加成率的關系，但他們側重于出口企業(yè)，且認為制造業(yè)投入服務化與出口企業(yè)加成率之間主要表現(xiàn)為線性關系[19]。相對于現(xiàn)有文獻，本文基于我國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，研究了制造業(yè)投入服務化對企業(yè)加成率的非線性效應及其作用機制，在以下幾個方面有所貢獻：其一，本文將研究樣本期拓展到了2013年，估算了1998-2013年我國制造業(yè)企業(yè)加成率;其二，首次基于微觀層面探討制造業(yè)投入服務化影響企業(yè)加成率的非線性效應及其機制，區(qū)別于耿偉和王亥園（2019）的研究，本文以全部制造業(yè)企業(yè)為研究對象，探討了制造業(yè)投入服務化對企業(yè)加成率倒“U”型的非線性影響;其三，本文從企業(yè)成本和技術創(chuàng)新兩個方面檢驗了制造業(yè)投入服務化影響企業(yè)加成率的作用機制，深化了制造業(yè)、服務業(yè)兩業(yè)融合與企業(yè)競爭勢力之間關系的認識。

二、機制分析與研究假說

根據(jù)加成率的定義，引起產(chǎn)品價格或邊際成本變動的因素均會影響到企業(yè)價格加成。制造業(yè)投入服務化可能通過成本效應、創(chuàng)新效應降低企業(yè)邊際成本、提高產(chǎn)品價格從而影響加成率。（1）成本效應。制造業(yè)投入服務化可降低企業(yè)的邊際成本進而影響企業(yè)加成率。首先，在制造業(yè)企業(yè)增加服務要素投入的過程中，通過融合不同的服務要素可能直接降低企業(yè)的生產(chǎn)成本、管理成本、運輸成本和銷售成本等。例如在“互聯(lián)網(wǎng)+”時代，通過融合信息服務技術與制造技術，有利于提高企業(yè)內(nèi)、外的信息互享與協(xié)同運作，從而利于企業(yè)有效控制與協(xié)調(diào)研發(fā)設計、生產(chǎn)和銷售等各環(huán)節(jié)，提高產(chǎn)出效率，降低企業(yè)生產(chǎn)成本和管理成本;而受益于區(qū)域和全球交通網(wǎng)絡的不斷完善和整合，運輸服務化可更為有效地實現(xiàn)生產(chǎn)要素和產(chǎn)品的空間移動，極大地降低交易風險和單位運輸成本;分銷服務化有助于縮短企業(yè)與消費者之間的“距離”[5]，完善企業(yè)的營銷服務網(wǎng)絡，從而降低企業(yè)的溝通成本和銷售成本。其次，制造業(yè)服務化可通過服務外包促進企業(yè)優(yōu)化資源配置，降低生產(chǎn)成本。制造業(yè)服務化的發(fā)展是服務外包不斷外化發(fā)展的過程[20]，制造業(yè)企業(yè)將自身服務部門的相關業(yè)務或環(huán)節(jié)外包出去，集中資源于核心產(chǎn)品的生產(chǎn)，利于企業(yè)通過優(yōu)化資源配置提高生產(chǎn)率，降低生產(chǎn)成本。此外，隨著外包出去的服務業(yè)務自身質(zhì)量的提高，外部生產(chǎn)性服務業(yè)的專業(yè)化水平和市場細分程度都相應提高，形成規(guī)模經(jīng)濟，中間服務投入成本進一步降低。（2）創(chuàng)新效應。已有研究表明技術創(chuàng)新可以通過提高企業(yè)生產(chǎn)率、降低生產(chǎn)成本、擴大市場份額等提升企業(yè)加成率[21，16]，制造業(yè)投入服務化可通過推動企業(yè)技術創(chuàng)新而影響企業(yè)加成率。首先，隨著產(chǎn)業(yè)鏈在全球范圍不斷深化和延長，內(nèi)嵌于制造業(yè)各環(huán)節(jié)的服務投入的深度和廣度日益提高，在其與制造業(yè)不斷融合的過程中，通過新思想、新技術和新流程推動知識的轉(zhuǎn)移和共享，產(chǎn)生技術外溢，推動技術創(chuàng)新，增加創(chuàng)新產(chǎn)品產(chǎn)出。其次，在產(chǎn)業(yè)鏈上游，高端服務要素投入（例如研發(fā)、設計、管理）提高了企業(yè)的技術創(chuàng)新和吸收能力，在產(chǎn)業(yè)鏈中下游，信息咨詢、技術支持、市場調(diào)查、營銷等服務要素占比的增加促使制造業(yè)企業(yè)從以加工組裝為主向“制造+服務”轉(zhuǎn)型，從單純出售產(chǎn)品向出售“產(chǎn)品+服務”轉(zhuǎn)變，優(yōu)化要素稟賦與產(chǎn)品組合方式，利于激勵企業(yè)進行自主創(chuàng)新和協(xié)同創(chuàng)新[22]，提供差異化、多樣化的產(chǎn)品供給，提高企業(yè)議價能力。特別地，以人力資本和知識資本為主的生產(chǎn)性服務要素的投入，對企業(yè)內(nèi)部結構和部門協(xié)作管理產(chǎn)生重要影響，主要通過“干中學”、經(jīng)驗積累和學習效應促進企業(yè)創(chuàng)新能力的提升，直接或者間接地提高企業(yè)出口產(chǎn)品的技術復雜度，加快企業(yè)產(chǎn)品“量”到“質(zhì)”轉(zhuǎn)變速度[23，24]，有利于提高企業(yè)盈利能力和競爭勢力。此外，制造業(yè)、服務業(yè)兩業(yè)融合發(fā)展，可能衍生出更多新業(yè)態(tài)、增值服務等，從而突破創(chuàng)新邊界，擴大創(chuàng)新領域，推動交叉創(chuàng)新或者跨界創(chuàng)新[25]。

要注意的是，在制造業(yè)服務化初期，其可能通過成本效應和創(chuàng)新效應提升企業(yè)產(chǎn)品價格加成，但這種提升效應存在邊際遞減趨勢，過度的服務化甚至會對部分企業(yè)加成率產(chǎn)生負向影響。一方面，生產(chǎn)性服務業(yè)有知識密集型和資本密集型特征，固定成本投入較高，過度地進行生產(chǎn)要素投入服務化，會增加企業(yè)的成本，同時可能擠出核心生產(chǎn)環(huán)節(jié)的資源，降低生產(chǎn)效率，對企業(yè)加成率產(chǎn)生負向影響。特別對于以勞動、資源密集型產(chǎn)品為主的中國制造業(yè)企業(yè)而言，當服務化超過一定發(fā)展程度時，其服務化轉(zhuǎn)型帶來的成本下降難以抵消過度的服務投入增加的成本，對企業(yè)加成率產(chǎn)生負向作用;另一方面，近年來，我國制造業(yè)服務要素投入越來越多地依賴國內(nèi)市場，國外服務要素投入占比僅有1/4，且呈明顯下降趨勢。而國內(nèi)服務要素，特別是研發(fā)技術服務、商務服務等高附加值優(yōu)質(zhì)服務要素投入，與發(fā)達國家水平存在差距，因此，過高的服務化水平帶來的創(chuàng)新效應呈邊際下降趨勢，對價格加成的提升幅度可能難以彌補成本擠出效應帶來的負向影響，整體上降低企業(yè)的競爭優(yōu)勢。因此，總體來說，制造業(yè)服務化對企業(yè)加成率的影響存在非線性的倒U型效應。

基于以上典型事實及機制分析，提出研究假設1。

H1?制造業(yè)投入服務化主要通過成本效應和創(chuàng)新效應影響企業(yè)產(chǎn)品加成率;在其他條件不變的情形下，制造業(yè)服務化對于企業(yè)加成率具有非線性的倒U型影響效應。

三、計量模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）計量模型設定

根據(jù)機制分析和研究假說，設定檢驗制造業(yè)投入服務化影響企業(yè)加成率的基本模型：

制造業(yè)投入服務化Servicejt。目前學者主要采用投入產(chǎn)出法中的生產(chǎn)消耗系數(shù)法進行測度，包括直接消耗系數(shù)法和間接消耗系數(shù)法[20，5，6]。本文基于WIOD（2016）發(fā)布的2000-2014年的投入產(chǎn)出表，使用完全消耗系數(shù)法測算中國制造業(yè)投入服務化水平。

其中，Servicesj表示制造行業(yè)j對服務業(yè)s的完全消耗系數(shù);asj表示制造行業(yè)j對服務業(yè)s的直接消耗系數(shù)。但在國民經(jīng)濟各行業(yè)之間，除了直接消耗關系，還應該考慮制造行業(yè)j對服務業(yè)s的間接消耗，從而構成完全消耗系數(shù)。第一輪間接消耗為∑nk=1askakj，依次類推，加到第n輪間接消耗。進一步將每個制造業(yè)行業(yè)內(nèi)所有服務行業(yè)的投入加總，得到各個制造業(yè)行業(yè)的總的服務投入。

控制變量。全要素生產(chǎn)率（TFP），在計算企業(yè)加成率的過程中，需要基于生產(chǎn)函數(shù)估計每一種要素投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)，在得到產(chǎn)出彈性系數(shù)后，采用索羅殘差方法計算得到企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。企業(yè)資本-勞動比（KLR），企業(yè)的資本-勞動比由企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值與企業(yè)的就業(yè)人數(shù)之比表示，是表征企業(yè)要素構成的關鍵變量。企業(yè)平均工資（Wage），企業(yè)平均工資用企業(yè)總工資與就業(yè)人數(shù)之比來表示。企業(yè)年齡（Age），根據(jù)樣本當前年份與成立年份的差值計算企業(yè)年齡。外資企業(yè)虛擬變量（FOE），外資企業(yè)包括港澳臺企業(yè)，控制企業(yè)所有制對加成率的影響效應。

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

本文使用的數(shù)據(jù)主要涉及兩個數(shù)據(jù)庫，分別是世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫和中國國家統(tǒng)計局公布的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫（簡稱WIOD）統(tǒng)計了2000-2014年全球43個國家56個行業(yè)（國際標準行業(yè)分類ISIC）的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，其中，5～22為制造業(yè)行業(yè)，28～56為服務業(yè)。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫涵蓋了規(guī)模以上中國工業(yè)企業(yè)的詳細數(shù)據(jù)，目前可用年限為1998-2013年，為了與WIOD數(shù)據(jù)保持一致，保留2000-2013年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。下面詳細介紹對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的處理過程，以及如何補齊2007年之后用于估算生產(chǎn)函數(shù)的關鍵變量。

首先，根據(jù)Cai和Liu （2009）的做法[28]，刪除工業(yè)總資產(chǎn)、固定資本、就業(yè)人數(shù)和中間投入等關鍵指標缺失或者小于零的觀測值，同時剔除違背會計準則的觀測值。其次，借鑒Brandt，Van Biesebroeck和Wang（2012）的方法[29]，采用序貫識別法構建一個新企業(yè)ID和年份為兩維的面板數(shù)據(jù)。再次，根據(jù)Brandt等 （2012）公布的數(shù)據(jù)對樣本期間的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫國民經(jīng)濟四位行業(yè)代碼進行了統(tǒng)一，以及對工業(yè)總產(chǎn)值、中間投入等金額指標進行了價格平減。最后，2007年后，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)沒有報告中間投入和增加值等估算生產(chǎn)函數(shù)的重要變量，這就需要利用已有變量構造這兩個關鍵變量。具體方法如下：采用收入法計算增加值，其表達式為：增加值=勞動工資+勞動福利+各項稅收+各項費用+利潤+當期折舊。其中，勞動福利2009年之后沒有統(tǒng)計，本文估算出2000-2008年每一年城市-行業(yè)層面的福利占工資的比例，發(fā)現(xiàn)這一比例變動很小，因而采用2008年的福利工資比例和2009年之后的工資，計算2009年之后的勞動福利數(shù)據(jù)。在測算了增加值之后，采用總產(chǎn)值=增加值+中間投入的公式，得到了每個企業(yè)的中間投入。2009年和2010年關鍵指標缺失特別嚴重，例如沒有折舊等指標，且2010年的數(shù)據(jù)存在較大的統(tǒng)計偏差，因此，本文沒有估計這兩年的企業(yè)加成率。

（三）典型化事實

制造業(yè)投入服務化的演變趨勢。圖1的虛線部分描繪了這18個制造業(yè)行業(yè)投入服務化的年度均值的變化趨勢。樣本期間，制造業(yè)投入服務化水平總體呈上升趨勢，表明我國制造業(yè)投入趨于服務化。具體地，2000-2004年制造業(yè)服務化水平下降，這可能是我國在加入WTO后初期，中國企業(yè)面臨市場迅速擴大，從而能夠從規(guī)模效益中獲取收益[30]，導致企業(yè)主要增加物質(zhì)要素投入，而減少服務要素投入;2004年后制造業(yè)投入服務化水平呈顯著上升趨勢，也有助于企業(yè)應對勞動力成本上升、人民幣升值和全球金融危機等負面沖擊。同時，本研究還整理了樣本期間各細分制造業(yè)行業(yè)服務化水平平均值，結果表明，計算機、電子產(chǎn)品和光學產(chǎn)品制造，汽車、掛車和半掛車制造，電力設備制造等技術密集型制造業(yè)行業(yè)有相對較高的服務化水平，而家具制造及其他制造，食品、飲料和煙草制品制造，木材、木材制品及軟木制品等制造等勞動密集型的傳統(tǒng)制造業(yè)服務化水平相對較低。

制造業(yè)企業(yè)加成率的演變趨勢。圖1繪制了中國制造業(yè)企業(yè)加成率年度均值演變趨勢②。1998-2013年，中國制造業(yè)企業(yè)加成率均值呈不斷上升的趨勢，由1998年的1.2上升到1.42，上升幅度高達18%。由圖形還可以看出，以制造業(yè)投入服務化由下降轉(zhuǎn)為上升的2004年作為時間分界點，前一階段的企業(yè)加成率的上升幅度僅為3%，遠低于后一階段的增幅（14.5%）。可以初步判斷，制造業(yè)投入服務化的上升可能推動了制造業(yè)企業(yè)加成率的提升。

為了進一步分析制造業(yè)投入服務化與企業(yè)加成率之間的關系，圖2繪制了WIOD行業(yè)層面制造業(yè)服務化與加成率的散點圖。初步擬合關系表明，制造業(yè)投入服務化與加成率之間可能存在先上升后下降的倒U型關系，也就是說，隨著制造業(yè)投入服務化發(fā)展，加成率提升的速率呈下降趨勢;當制造業(yè)投入服務化達到一定水平之后，加成率上升幅度變得很小;存在某一個制造業(yè)投入服務化的拐點值，當制造業(yè)服務化水平超過該臨界值之后，隨著制造業(yè)服務化發(fā)展，其對企業(yè)加成率的影響不再表現(xiàn)為正向效應，反而存在抑制作用。

四、實證結果分析

（一）基準回歸估計

表1第（1）和（2）列報告了檢驗制造業(yè)投入服務化與企業(yè)加成率線性關系的計量模型（1）的回歸結果，其中第（1）列僅納入企業(yè)生產(chǎn)率作為控制變量，第（2）列在第（1）列基礎上引入資本勞動比、平均工資、企業(yè)年齡和企業(yè)所有制等控制變量，兩列均控制了企業(yè)個體固定效應和年份效應?；貧w結果顯示，核心解釋變量制造業(yè)投入服務化的估計系數(shù)顯著為正，以引入全部控制變量的列（2）為例，行業(yè)層面的制造業(yè)投入服務化水平上升1%，將導致該行業(yè)內(nèi)企業(yè)加成率上升0.27%，具有較強的經(jīng)濟顯著性。因此，在沒有考慮到制造業(yè)投入服務化變量的二次項時，制造業(yè)投入服務化顯著促進企業(yè)提升加成率，有利于提高企業(yè)的市場競爭勢力。表1第（3）和（4）列報告了進一步納入制造業(yè)投入服務化二次項的回歸結果，其中，第（3）列僅納入控制變量企業(yè)生產(chǎn)率，第（4）列在第（3）列基礎上引入其他所有控制變量。結果顯示，制造業(yè)投入服務化單獨項的估計系數(shù)均顯著為正，二次項的估計系數(shù)在5%的水平上顯著為負，且兩列的估計系數(shù)絕對值大小較為接近，表明制造業(yè)投入服務化與企業(yè)加成率存在顯著的倒U型關系。具體地，當行業(yè)層面的制造業(yè)投入服務化水平低于某一個門檻值時，制造業(yè)投入服務化有利于提高該行業(yè)內(nèi)企業(yè)加成率，而當行業(yè)層面的制造業(yè)投入服務化水平高于該門檻值后，進一步的制造業(yè)投入服務化將會降低企業(yè)加成率。這一實證結果與前文的預期一致。本文進一步基于第（3）和（4）列的制造業(yè)投入服務化一次項和二次項的估計系數(shù)，計算得到制造業(yè)投入服務化的門檻值分別為0.6747和0.6656。根據(jù)表1，使用的樣本期內(nèi)（2000-2013

年）制造業(yè)投入服務化的均值為0.4143，最大值為0.5612，因此，中國目前的制造業(yè)投入服務化與企業(yè)加成率的關系仍然處于倒U型曲線的左邊，這也在

一定程度上與不考慮制造業(yè)服務化二次項的估計結果相符，也就是說在目前乃至今后的一段時間內(nèi)，我國制造業(yè)服務化對于企業(yè)加成率具有促進效應。但當制造業(yè)服務化發(fā)展到一定階段時，也就是說制造業(yè)投入服務化水平超出臨界值時，制造業(yè)服務化將抑制企業(yè)加成率，因此，制造業(yè)投入服務化水平并不是越高越好，而是存在一個最優(yōu)值。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 差分模型回歸。前文采用個體固定效應的方法進行計量實證估計，這里進一步采用差分方法消除不可觀測的個體效應，并且還能檢驗制造業(yè)投入服務化變化率對加成率變化率的影響效應。具體地，根據(jù)樣本期長度，對計量模型的被解釋變量、核心解釋變量和全部控制變量均分別取1階、3階、5階差分，回歸結果見表2。根據(jù)差分回歸結果，制造業(yè)投入服務化估計系數(shù)顯著為正;而在納入制造業(yè)投入服務化變量的二次項之后，制造業(yè)投入服務化一次項系數(shù)顯著為正，二次項系數(shù)顯著為負，依然表明制造業(yè)投入服務化與企業(yè)加成率呈倒U型關系，與基準回歸基本一致。

2.內(nèi)生性問題?；鶞驶貧w模型控制了不可觀測的年份固定效應、企業(yè)固定效應等，一定程度上緩解了樣本選擇和遺漏變量引起的內(nèi)生性問題;且被解釋變量是企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，核心解釋變量是行業(yè)層面數(shù)據(jù)，制造業(yè)投入服務化與企業(yè)加成率之間的逆向因果導致內(nèi)生性的可能性也大大降低。但是仍然存在某些行業(yè)內(nèi)市場勢力高的企業(yè)傾向于更高的服務投入，且這些企業(yè)在行業(yè)內(nèi)市場份額很高，其制造業(yè)服務投入水平可能在很大程度上決定行業(yè)層面的制造業(yè)服務投入水平。因此，進一步借鑒許和連等（2017）的方法[6]，使用制造業(yè)投入服務化的滯后期作為制造業(yè)投入服務化的工具變量，進行兩階段最小二乘回歸，由于篇幅限制，回歸結果不予展示。結果表明，無論是否引入控制變量，制造業(yè)投入服務化的一次項和二次項分別顯著為正和顯著為負，與基準回歸結果一致。因此，在考慮了模型潛在的內(nèi)生性后，本文主要結論仍然成立。

3.剔除極端值。為了排除回歸結果受到樣本中異常值的干擾，進一步分別剔除被解釋變量企業(yè)加成率，核心解釋變量制造業(yè)投入服務化，以及控制變量的位于最小和最大的1個百分區(qū)間的樣本極端值，由于篇幅限制，回歸結果不予展示。結果表明：結論依然穩(wěn)健。

（三）機制檢驗

正如理論機制分析所指出的，制造業(yè)投入服務化通過成本效應和創(chuàng)新效應等渠道影響企業(yè)加成率，借鑒劉斌和王乃嘉（2016）、許和連等（2017）的研究[4，6]，構建如下中介效應模型進行機制檢驗。

其中，MV指中介效應變量，這里主要包括兩個變量：一是反映成本效應的企業(yè)成本變量（Cost），借鑒劉斌和王乃嘉（2016）的研究[4]，企業(yè)成本等于管理費用、財務費用、主營業(yè)務成本、銷售費用、主營業(yè)務應付工資、主營業(yè)務應付福利費的總和，其中，產(chǎn)品銷售費用、主營業(yè)務應付工資和主營業(yè)務應付福利費的總和數(shù)據(jù)有缺失，本文使用相應指標占主營業(yè)務收入之比作為權重進行了補齊，取自然對數(shù);二是反映創(chuàng)新效應的企業(yè)創(chuàng)新變量（Grant），本文參考寇宗來和劉學悅（2020）的研究[31]，使用2000-2013年中國專利數(shù)據(jù)庫中授權專利數(shù)據(jù)，取自然對數(shù)。

表3報告了中介效應模型的具體估計結果。其中，第（1）和第（2）列報告了成本渠道的中介效應回歸結果。列（1）顯示制造業(yè)投入服務化系數(shù)顯著為負，表明制造業(yè)投入服務化顯著降低企業(yè)成本;列（2）顯示企業(yè)成本系數(shù)顯著為負，即企業(yè)成本與企業(yè)成本加成呈顯著的負向關系，而制造業(yè)投入服務化變量一次項估計系數(shù)顯著為正，二次項估計系數(shù)顯著為負;因此，成本效應是制造業(yè)投入服務化與企業(yè)成本加成倒U型關系的可能中介渠道。第（3）和第（4）列報告了創(chuàng)新渠道的中介效應回歸結果。列（3）顯示，制造業(yè)投入服務化與企業(yè)創(chuàng)新之間呈顯著的正相關關系，列（4）顯示企業(yè)創(chuàng)新系數(shù)為正，制造業(yè)投入服務化與企業(yè)成本加成之間呈倒U型關系，但不顯著。因此，基于以上分析，成本效應是制造業(yè)投入服務化影響企業(yè)成本加成的主要機制渠道。

五、結論與政策啟示

本文的研究結論表明，制造業(yè)服務化與企業(yè)加成率之間呈倒U型關系，一定程度的投入服務化通過降低成本促進了企業(yè)價格加成提升;但因我國服務要素質(zhì)量相對較低、服務投入的成本擠出效應等，過高的服務化水平會對價格加成產(chǎn)生負向效應;當前我國制造業(yè)服務化水平尚未到達拐點，進一步推動制造業(yè)服務化能夠提升企業(yè)加成率和市場競爭優(yōu)勢。在改變估計方法、克服內(nèi)生性問題、剔除關鍵變量的極端值后，研究結果仍然穩(wěn)健;通過構建中介效應模型進行機制檢驗，證實了成本效應是制造業(yè)投入服務化影響企業(yè)加成率的可能中間渠道。

本文的研究結論蘊含豐富的政策啟示。第一，進一步推進制造業(yè)投入服務化，將有利于提升企業(yè)競爭勢力。本文的一個主要結論是制造業(yè)投入服務化顯著提升企業(yè)加成率，且目前的制造業(yè)投入服務化水平遠低于降低企業(yè)加成率的拐點值，因此，為了提升企業(yè)的價格加成定價能力和市場勢力，繼續(xù)推進和深化制造業(yè)與服務業(yè)融合是一項重要的政策措施，尤其應該加大金融、研發(fā)設計等服務投入的比重。第二，過高的制造業(yè)服務化水平可能對企業(yè)價格加成產(chǎn)生負向效應，且這一效應可能主要來自國內(nèi)服務要素投入，因此，一方面應整合全球資源，適量增加國外優(yōu)質(zhì)服務投入，另一方面應提高國內(nèi)服務投入的質(zhì)量、優(yōu)化國內(nèi)服務投入結構，大力發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)。第三，本文研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)投入服務化能顯著降低企業(yè)成本和促進技術創(chuàng)新，要充分發(fā)揮制造業(yè)投入服務化對企業(yè)加成率的促進效應，可進一步著力降低企業(yè)成本和促進技術創(chuàng)新;同時，進一步優(yōu)化企業(yè)營商環(huán)境，尤其是降低企業(yè)的制度性交易成本，例如稅費負擔、融資成本等;企業(yè)應積極參與國家“創(chuàng)新驅(qū)動”戰(zhàn)略、“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略等，通過自主創(chuàng)新、“互聯(lián)網(wǎng)+”等方式降低企業(yè)成本。同時，企業(yè)應抓住機遇，著力提高企業(yè)高端化人才的投入數(shù)量、加強復合型人才的培訓力度，提升服務投入的生產(chǎn)效率，提高制造業(yè)與服務業(yè)融合深度、廣度和質(zhì)量。

注釋：

①?制造業(yè)服務化水平是指服務要素投入占總投入的比重。

② 由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫在2009年和2010年缺乏估算加成率的關鍵變量，如工業(yè)增加值、中間投入，因此無法估算企業(yè)加成率，這兩年的企業(yè)加成率缺失。數(shù)據(jù)來源和處理中對此進行了詳細介紹。

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（責任編輯：鐘?瑤）