付 鑫，張 威，李 俊，邵宇佳

（商務(wù)部國際貿(mào)易經(jīng)濟合作研究院，北京100710）

一、引 言

國家發(fā)改委出臺的《服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展大綱（2017—2025）》中明確提出：加快服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展、增強服務(wù)經(jīng)濟發(fā)展新動能，是更好滿足人民日益增長需求、深入推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要內(nèi)容，是全面提升綜合國力、國際競爭力和可持續(xù)發(fā)展能力的重要途徑。

隨著服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟發(fā)展中的地位不斷上升，促進(jìn)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展已成為經(jīng)濟工作重點內(nèi)容之一，服務(wù)開放相關(guān)舉措也隨之密集推出。國務(wù)院于2016年2月22日批復(fù)同意了商務(wù)部提出的《服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點方案》（以下簡稱《方案》），《方案》同意在天津、上海、海南、深圳、杭州、武漢、廣州、成都、蘇州、威海和哈爾濱新區(qū)、江北新區(qū)、兩江新區(qū)、貴安新區(qū)、西咸新區(qū)等15個省市（區(qū)域）開展為期兩年的服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點。2016年，《方案》從探索擴大服務(wù)業(yè)雙向開放力度等8個方面提出試點任務(wù)。2018年6月8日國務(wù)院批復(fù)發(fā)布了《深化服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點總體方案》，標(biāo)志著服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新試點由“開展”階段轉(zhuǎn)向“深化”階段。2018年《方案》新增了北京、南京、雄安新區(qū)等3個試點城市（地區(qū)），并在2016年的基礎(chǔ)上，更進(jìn)一步要求推動試點城市在服務(wù)貿(mào)易開放路徑等方面先行先試，旨在培育“中國服務(wù)”核心競爭優(yōu)勢，推動形成全面開放新格局。截至2019年，試點地區(qū)服務(wù)進(jìn)出口占全國服務(wù)進(jìn)出口的比重已超過75%，發(fā)展速度快于全國平均水平（1）；2020年起服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點步入全面深化階段，試點范圍擴大到28個省、市（區(qū)域），圍繞服務(wù)貿(mào)易改革、開放、創(chuàng)新提出了三個方面8項試點任務(wù)、122項具體舉措。上述總量數(shù)據(jù)顯示了中國服務(wù)開放的政策效果正在不斷深化，政策效果不斷凸顯。然而更為迫切的問題是，提出四年多的服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策是否對服務(wù)企業(yè)效率存在實際的促進(jìn)效應(yīng)？如果該答案是肯定的，其內(nèi)在影響機制是什么？該促進(jìn)作用是否存在異質(zhì)性？對上述問題的驗證，有助于厘清當(dāng)前服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施的效果及潛在問題，能夠為實現(xiàn)提升“中國服務(wù)”核心競爭力、培育國際競爭合作新優(yōu)勢以及推動我國經(jīng)濟由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段的歷史性轉(zhuǎn)變提供重要理論依據(jù)。

已有較多成果集中于研究服務(wù)開放對制造業(yè)效率的影響。Arnold等（2016）［1］基于印度的研究發(fā)現(xiàn)，服務(wù)貿(mào)易自由化顯著提高了制造業(yè)生產(chǎn)率；張艷等（2013）［2］的研究認(rèn)為，服務(wù)貿(mào)易自由化對中國制造業(yè)效率提高存在顯著促進(jìn)作用。其他學(xué)者針對發(fā)達(dá)國家的研究同樣發(fā)現(xiàn)服務(wù)開放有助于制造業(yè)企業(yè)效率提高（Beverelli等，2017）［3］。李眺（2016）［4］對中國服務(wù)開放與服務(wù)業(yè)效率的相關(guān)性進(jìn)行了實證研究，但僅選取了四個服務(wù)行業(yè)。姜長云（2018）［5］闡析了服務(wù)開放可通過競爭效應(yīng)、示范效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率，但并未對該結(jié)論進(jìn)行實證檢驗。

服務(wù)業(yè)效率的高低是衡量現(xiàn)代經(jīng)濟體是否成熟的重要標(biāo)志之一，大量研究都證實了知識資本和人力資本（顧乃華和夏杰長，2010；許建平和任艷，2012）［6-7］、城市化進(jìn)程（邵金菊和王培，2013）［8］、勞動投入質(zhì)量（殷鳳和張云翼，2014）［9］是影響服務(wù)業(yè)效率的重要因素。為數(shù)不多但日益增加的針對服務(wù)開放對服務(wù)業(yè)效率影響的討論，是與本文的研究比較相關(guān)的文獻(xiàn)，主要從特定服務(wù)行業(yè)進(jìn)行分析，包括：①批發(fā)零售、交通運輸、金融行業(yè)。李眺（2016）［4］實證研究了進(jìn)入規(guī)制對上述三個服務(wù)行業(yè)生產(chǎn)率的影響，研究表明并進(jìn)入規(guī)制能夠顯著降低服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率。②專業(yè)服務(wù)。Crozet等（2016）［10］使用OECD公布的服務(wù)貿(mào)易管制數(shù)據(jù)，就法國國內(nèi)服務(wù)管制對企業(yè)層面的專業(yè)服務(wù)出口進(jìn)行評估，研究結(jié)論是國內(nèi)管制對企業(yè)出口決定和企業(yè)出口額都產(chǎn)生了很強的負(fù)面影響。此外，與本文研究比較相關(guān)的是陳艷瑩等（2008）［11］關(guān)于服務(wù)業(yè)的行政管制及經(jīng)營限制對服務(wù)業(yè)經(jīng)營與發(fā)展的影響，研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)管制顯著降低了中國服務(wù)業(yè)發(fā)展；崔日明和張志明（2013）［12］基于服務(wù)業(yè)技術(shù)效率視角的研究表明，服務(wù)業(yè)進(jìn)口對服務(wù)業(yè)效率存在促進(jìn)作用，出口存在抑制作用。然而，遺憾的是，現(xiàn)有研究針對服務(wù)開放尤其是中國服務(wù)開放是否以及如何促進(jìn)服務(wù)企業(yè)效率提升的內(nèi)在機理尚未展開系統(tǒng)性分析，更缺乏較嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊蚬R別考察。

綜上所述，在關(guān)于服務(wù)開放對企業(yè)效率影響的研究方面，研究對象主要集中于發(fā)達(dá)國家或服務(wù)業(yè)改革備受關(guān)注的印度。而國內(nèi)相關(guān)研究較少且局限于制造業(yè)企業(yè)，研究結(jié)論均表明服務(wù)開放顯著提高了制造業(yè)企業(yè)效率，鮮有學(xué)者就服務(wù)開放與服務(wù)企業(yè)效率之間的關(guān)系進(jìn)行分析。因此，在服務(wù)開放與服務(wù)業(yè)效率相關(guān)性的研究中，存在著兩個需要進(jìn)一步探討的空間。①在微觀企業(yè)層面，服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率影響如何？服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率影響是否存在異質(zhì)性？鮮有文獻(xiàn)就這一問題進(jìn)行實證考察。②服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的影響機制是什么？為數(shù)不多的關(guān)于中國服務(wù)開放與服務(wù)業(yè)效率相關(guān)性的實證研究，選取了服務(wù)企業(yè)數(shù)量、服務(wù)行業(yè)FDI流量等指標(biāo)用于測度服務(wù)開放水平（李眺，2016）［4］，由于該類指標(biāo)存在較強內(nèi)生性，因此可能導(dǎo)致檢驗結(jié)果不夠穩(wěn)健。現(xiàn)有研究尚未對中國已經(jīng)出臺的服務(wù)領(lǐng)域相關(guān)政策事件對服務(wù)業(yè)效率的影響進(jìn)行全面分析，尤其是以此作為因果識別機制的切入點。此外，現(xiàn)有關(guān)于服務(wù)業(yè)效率的研究主要集中在產(chǎn)業(yè)及個別服務(wù)行業(yè)層面（Masayuki，2011）［13］，這為本文基于微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)考察政策事件的效應(yīng)提供了可能的突破空間。鑒于此，本文嘗試基于服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點這一政策事件，進(jìn)一步深入探討中國服務(wù)開放對于服務(wù)業(yè)效率的影響及其傳導(dǎo)機制這一重要問題。

2016年中國服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策主要涉及15個省市（區(qū)域），這為本文通過特定政策事件評估服務(wù)業(yè)效率促進(jìn)效應(yīng)提供了有效的準(zhǔn)自然實驗。本文基于2007—2019年中國上市公司服務(wù)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用雙重差分法，以服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策提出為準(zhǔn)自然實驗，準(zhǔn)確評估中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的異質(zhì)性影響及作用機制并根據(jù)本文的研究結(jié)論，提出未來促進(jìn)服務(wù)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展及深化服務(wù)開放的對策建議。

在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾方面：①本文創(chuàng)新性地采用雙重差分法對服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點的實施效果進(jìn)行系統(tǒng)評估，從服務(wù)領(lǐng)域政策實施的事后分析視角準(zhǔn)確識別中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的促進(jìn)效應(yīng)及異質(zhì)性影響；②本文還對政策實施如何促進(jìn)效率提升的內(nèi)在機理進(jìn)行了深入討論，且是現(xiàn)有文獻(xiàn)中唯一對中國服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策的影響機制全面深入探討的研究；③在服務(wù)企業(yè)效率測度方面，與以往測度方法不同，本文采用服務(wù)企業(yè)增加值與服務(wù)企業(yè)從業(yè)人數(shù)之比衡量中國服務(wù)上市公司效率。《銳思數(shù)據(jù)庫》較為完整地記錄了上市公司增加值計算過程中所需的所有指標(biāo)數(shù)據(jù)，可以真實有效地計算服務(wù)上市公司增加值，這也是本文測度服務(wù)業(yè)效率的核心優(yōu)勢所在。本文余下部分結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為研究假說；第三部分為研究的實證方法和數(shù)據(jù)說明；第四部分為實證結(jié)果及異質(zhì)性分析；第五部分為穩(wěn)健性檢驗；第六部分為機制討論；第七部分為結(jié)論與政策建議。

二、研究假說

十九大報告指出創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，創(chuàng)新的本質(zhì)在于通過將生產(chǎn)要素的重新組合，從而達(dá)到提高生產(chǎn)效率的效果（袁始燁，2019）［14］。Schumpeter（1990）［15］指出，企業(yè)及勞動力為創(chuàng)新的主體，服務(wù)業(yè)開放過程中將會有大量服務(wù)企業(yè)進(jìn)入國內(nèi)，這將加劇服務(wù)企業(yè)之間競爭，為了增強自身競爭力，企業(yè)將更有動力增加研發(fā)投入、創(chuàng)造新的生產(chǎn)技術(shù)及組織形式，從而實現(xiàn)企業(yè)效率提升。

而服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點任務(wù)之一是探索擴大服務(wù)業(yè)雙向開放力度，穩(wěn)步推進(jìn)金融、教育、文化、醫(yī)療、育幼養(yǎng)老、建筑設(shè)計、會計審計、商貿(mào)物流等行業(yè)對外開放。這些行業(yè)的開放，降低了服務(wù)技術(shù)型人才的進(jìn)入門檻，使得服務(wù)企業(yè)更為準(zhǔn)確地引進(jìn)與之生產(chǎn)經(jīng)營相匹配的人才，通過提升企業(yè)創(chuàng)新能力進(jìn)而提升企業(yè)效率。基于此，本文提出假說1。

假說1：服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施后，試點城市服務(wù)企業(yè)效率顯著提升。

服務(wù)業(yè)開放既伴隨著高科技服務(wù)技術(shù)、先進(jìn)經(jīng)營理念及經(jīng)營模式的引進(jìn)，同時企業(yè)也將面臨更加激烈的競爭。雖然同為試點城市服務(wù)企業(yè)，但無論從政策落實的側(cè)重點還是服務(wù)企業(yè)自身的發(fā)展水平都存在巨大差異，該差異的存在可能導(dǎo)致基于服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策測度的中國服務(wù)業(yè)開放實施效果存在異質(zhì)性。代理理論中提到，企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離導(dǎo)致投資者與管理者的經(jīng)營目標(biāo)存在差異。政府的所有權(quán)導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營者缺乏提升效率動力，因此國有產(chǎn)權(quán)對企業(yè)效率具有負(fù)效應(yīng)（聶輝華等，2009；李成和張玉霞，2015）［16-17］。此外，考慮在服務(wù)開放背景下，非國有企業(yè)只有通過提升自身效率，方可在競爭中獲得利潤。同時，外資服務(wù)企業(yè)在生產(chǎn)及經(jīng)營環(huán)節(jié)中會使用更多的服務(wù)投入成本，例如運輸成本、電信成本、海外咨詢成本等，因此服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點總體方案中提出擴大開放更容易降低外資企業(yè)的成本，從而提升其效率。綜合上述分析，本文提出假說2。

假說2：服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施后，非國有服務(wù)企業(yè)及外資企業(yè)的效率提升幅度比國有企業(yè)更為顯著。

高技術(shù)行業(yè)的屬性決定企業(yè)必須通過提升自身效率方可在競爭中不被淘汰（顧夏銘等，2018）［18］，服務(wù)行業(yè)更是如此。中國經(jīng)濟正處于新舊動能轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵時期，只有提升服務(wù)供給質(zhì)量，從供給側(cè)角度推動服務(wù)供給升級，才能更好滿足消費升級的需求。相較而言，高技術(shù)服務(wù)行業(yè)需要投入更多的人力資本用以提升服務(wù)效率，從而提升服務(wù)供給質(zhì)量。新興服務(wù)行業(yè)的發(fā)展水平通常被視為國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高低及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否合理的重要指標(biāo)，與傳統(tǒng)服務(wù)行業(yè)相比通常代表更高的服務(wù)技術(shù)。此外，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是指為促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級和提高生產(chǎn)效率提供保障服務(wù)的服務(wù)行業(yè)，因此更為迫切需要提升效率。綜合上述分析，本文提出假說3。

假說3：服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施后，新興服務(wù)行業(yè)及生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)的企業(yè)效率提升幅度比其他行業(yè)更為顯著。

2020年5月中國人民銀行發(fā)布的《中國區(qū)域金融運行報告》中指出，隨著中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級加快推進(jìn)，區(qū)域經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化。2019年第三產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻(xiàn)率比第二產(chǎn)業(yè)高22.6%，其中東部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率最高，且第三產(chǎn)業(yè)增加值的占比高于中西部地區(qū)。因此，與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)服務(wù)企業(yè)具有較好的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)及區(qū)位優(yōu)勢，這為服務(wù)企業(yè)吸引高質(zhì)量外資和其他資源奠定了良好基礎(chǔ)，使其更容易獲得先進(jìn)的技術(shù)、管理模式及經(jīng)營理念，因此在服務(wù)開放條件下對企業(yè)效率的促進(jìn)作用更為明顯（孫浦陽，2020）［19］。而西部地區(qū)的服務(wù)企業(yè)受制于地理位置及服務(wù)業(yè)發(fā)展的相對滯后，在引入高質(zhì)量外資、增強自主創(chuàng)新意識、提高核心競爭力等方面受到一些主客觀因素的掣肘，這將在一定程度上抑制服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的促進(jìn)作用。此外，長江三角洲地區(qū)是中國經(jīng)濟發(fā)展最活躍的區(qū)域之一，在開放水平、創(chuàng)新能力等方面具有明顯優(yōu)勢，2018年7月國務(wù)院發(fā)布《長三角地區(qū)一體化發(fā)展三年行動計劃（2018—2020年）》，同年11月5日，習(xí)近平總書記在中國國際進(jìn)口博覽會上宣布支持長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展并上升為國家戰(zhàn)略。2019年該地區(qū)服務(wù)業(yè)占GDP的比重為56.2%，由此可見，長江三角洲經(jīng)濟發(fā)展在提升國家經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型中具有舉足輕重的戰(zhàn)略地位。綜合上述分析，本文提出假說4。

假說4：服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施后，東部地區(qū)服務(wù)企業(yè)效率提升幅度比其他地區(qū)更為顯著。

三、實證方法和數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型設(shè)定

2016年服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點包括天津、上海、海南、深圳、杭州、武漢、廣州、成都、蘇州、威海和哈爾濱新區(qū)、江北新區(qū)、兩江新區(qū)、貴安新區(qū)、西咸新區(qū)等15個省、市（區(qū)域）。根據(jù)研究需要，本文將服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點作為一項準(zhǔn)自然實驗，借助雙重差分方法來估計服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策對服務(wù)企業(yè)效率的影響效果?；舅悸肥牵悍謩e計算政策實施前后處理組與對照組服務(wù)企業(yè)效率的變化量，兩個變化量的差值即為剔除其他可能的影響因素后，服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施對服務(wù)企業(yè)效率的凈影響效果。借鑒Lu和Yu（2015）、呂越等（2019）［20-21］的做法，選取服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點省、市（區(qū)域）作為處理組，非試點省、市（區(qū)域）作為對照組，構(gòu)建如下雙重差分模型：

式（1）為考慮了年份、行業(yè)及城市固定效應(yīng)的雙重差分估計模型。其中：SLP表示服務(wù)企業(yè)效率，本文使用服務(wù)企業(yè)勞動生產(chǎn)率作為其代理變量，具體計算方法見變量和數(shù)據(jù)說明部分，下標(biāo)分別表示企業(yè)和時間；Post為處理效應(yīng)時期虛擬變量，由于服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點建設(shè)在2016年提出，故將2016年及之后年份的設(shè)定為1，之前的年份設(shè)定為0；Treat是處理組虛擬變量，表示觀測省、市（區(qū)域）是否為服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點，如果是服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點，將該變量設(shè)為1，非試點設(shè)為0；Post×Treat表示服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點提出后時期虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項，也是雙重差分法關(guān)注的核心變量；Xjt是一組隨時間變化的企業(yè)特征變量，代表了影響試點區(qū)域選擇的因素；di表示行業(yè)固定效應(yīng)；dt表示年份固定效應(yīng)；dc表示城市固定效應(yīng)；εjit為隨機誤差項。

（二）變量和數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量：服務(wù)企業(yè)效率

式（1）DID模型中的因變量為服務(wù)企業(yè)效率，本文使用服務(wù)企業(yè)增加值與服務(wù)企業(yè)從業(yè)人數(shù)之比進(jìn)行衡量。因此，首先需要對服務(wù)企業(yè)增加值進(jìn)行測度。

上市服務(wù)企業(yè)增加值（SVAjt）的計算公式為：

其中：NOPTAjt表示上市服務(wù)企業(yè)稅后凈營業(yè)利潤；ICjt為資本投入，表示加權(quán)平均資本成本。因此，需要對這三個指標(biāo)進(jìn)一步測算。

（1）上市服務(wù)企業(yè)稅后凈營業(yè)利潤。計算公式為：

三至五年中長期貸款利率×

2007—2019年服務(wù)上市公司增加值相關(guān)數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫（RESSET）中的金融研究數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫涵蓋上市公司增加值的計算方法及增加值涉及各指標(biāo)的年度、季度及月度數(shù)據(jù)，因此可基于這一目前可獲得的較為全面的服務(wù)企業(yè)數(shù)據(jù)計算中國服務(wù)業(yè)增加值；2007—2019年服務(wù)業(yè)上市公司就業(yè)人員數(shù)據(jù)來自萬德數(shù)據(jù)庫（Wind），通過上市公司股票代碼可將兩個數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配，進(jìn)而計算出2007—2019年1 225家服務(wù)業(yè)上市公司服務(wù)業(yè)效率。

需要特別說明的是，服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點于2016年起實施，但中國自2001年起依據(jù)“入世”協(xié)議逐步消除服務(wù)業(yè)壁壘，2006年入世承諾的服務(wù)業(yè)開放全部實現(xiàn)到位。因此為了避免其他服務(wù)業(yè)開放政策對服務(wù)企業(yè)效率的影響，特將研究樣本期設(shè)定為2007—2019年。

2.其他變量

本文在模型中加入了城市固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，能夠在一定程度上控制個體差異和政策時點差異。除此以外，參考孫浦陽等（2020）［19］的研究，本文還加入了企業(yè)層面控制變量，包括：①企業(yè)資本（企業(yè)總資本對數(shù)，lntotalasset），用以衡量企業(yè)經(jīng)營能力；②企業(yè)總負(fù)債（企業(yè)總負(fù)債對數(shù)，lntotalliab），用以衡量企業(yè)利用債權(quán)人提供資金進(jìn)行經(jīng)營活動的能力；③企業(yè)年齡（企業(yè)經(jīng)營年限，age），企業(yè)效率很大程度上與經(jīng)營年限相關(guān)，經(jīng)營年限越長的企業(yè)往往積累更多經(jīng)營，本文使用2020減去企業(yè)成立年份進(jìn)行測度；④企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，由于企業(yè)經(jīng)營模式很大程度上受企業(yè)治理結(jié)構(gòu)影響，因此本文選取企業(yè)董事長是否兼職CEO（兩職合一，twoposition）衡量企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，若兩職合一則取值為1，否則為0。此外，本文加入董事會人數(shù)（direnum）及獨立董事比例（indireper），進(jìn)一步豐富企業(yè)治理情況的衡量。

變量的統(tǒng)計性描述結(jié)果見表1所列。

表1 企業(yè)層面統(tǒng)計性質(zhì)

四、實證結(jié)果分析

首先對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行分析，繼而對本文構(gòu)建DID模型的有效性進(jìn)行檢驗，最后基于企業(yè)所有權(quán)、企業(yè)所屬行業(yè)、企業(yè)區(qū)域分布等方面對中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)的影響進(jìn)行異質(zhì)性分析。

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文通過服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施考察中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的實際效應(yīng)。依據(jù)方程（1）的設(shè)定對政策實施的效率效應(yīng)進(jìn)行檢驗，回歸結(jié)果見表2所列?；鶞?zhǔn)回歸中逐步加入控制變量，并同時加入年份、行業(yè)和城市固定效應(yīng)。表2第（1）-（7）列回歸結(jié)果顯示，雙重差分模型中的交互項系數(shù)均顯著為正，初步驗證基于服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施測度的中國服務(wù)開放是促進(jìn)服務(wù)企業(yè)效率提升的重要因素，符合理論預(yù)期?？刂谱兞康慕Y(jié)果顯示企業(yè)總資產(chǎn)、企業(yè)總負(fù)債、企業(yè)年齡、企業(yè)董事長是否兼職CEO、董事會人數(shù)及獨立董事比例均通過了顯著性檢驗，說明擴大總資產(chǎn)規(guī)模、優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)更能促進(jìn)企業(yè)效率提升。同時，對比逐步加入控制變量的結(jié)果，交互項系數(shù)都發(fā)生變化但變化程度不大，說明服務(wù)企業(yè)個體因素會影響其效率，但中國服務(wù)業(yè)開放是促進(jìn)其效率提升的重要因素。由此，假說1得到驗證。

表2 中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的回歸結(jié)果

（二）DID估計的有效性檢驗

基準(zhǔn)模型報告的實證結(jié)果可信度取決于DID方法估計的有效性，本部分將對使用的DID方法進(jìn)行有效性檢驗，包括平行趨勢檢驗和反事實檢驗等。

1.平行趨勢檢驗

雙重差分方法有效的前提假設(shè)為政策實施發(fā)生前，處理組與對照組具有共同趨勢。即若想驗證本文DID方法的有效性，則需要在服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施前，試點地區(qū)企業(yè)（處理組）與非試點地區(qū)企業(yè)（對照組）的效率變動趨勢平行。為此，借鑒Liu和Qiu（2016）［22］的研究方法，對處理組和對照組的變化趨勢進(jìn)行進(jìn)一步考察。實證方程設(shè)定如下：

其中：Post為年度虛擬變量，當(dāng)年觀測值取1，其他年份觀測值為0；其他變量與基準(zhǔn)模型一致。本文檢驗了2016年服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新試點政策提出之前5年直到樣本最后一年的變化趨勢。

回歸結(jié)果顯示2016年以前所有回歸結(jié)果均不顯著，表明在服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施以前，處理組與對照組變化趨勢基本保持一致，不存在顯著差異。在2016年及以后，即服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施后，處理組的企業(yè)效率較之控制組顯著上升。因此，樣本通過了雙重差分估計所需要滿足的平行趨勢檢驗。

2.反事實檢驗

與呂越（2018）［21］等研究方法類似，本文將服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點這一政策事件的實施日期設(shè)定在2016年之前的某一年份，且將樣本期設(shè)定在2007—2015年，以考察服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率提高的促進(jìn)效應(yīng)是否依然存在。正如前述分析所言，雙重差分方法的前提條件是在政策事件發(fā)生之前企業(yè)效率沒有出現(xiàn)較大差異，因此，若將政策事件的實施日期設(shè)定在2016年之前的某一年份，那么交互項系數(shù)將不顯著。如果結(jié)果與預(yù)期相反，那么就意味著確實存在某些潛在的不可觀測因素也會驅(qū)動服務(wù)企業(yè)效率提升，而不僅僅是因為服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策實施帶來的促進(jìn)效應(yīng)。為了保證基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性，分別將政策沖擊時間設(shè)定為2009年、2010年、2011年、2012年、2013年、2014年，表3中第（1）-（6）列分別表示假設(shè)政策試點年份為2009年、2010年、2011年、2012年、2013年、2014年時對應(yīng)的交叉項系數(shù)估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，上述6年對應(yīng)的交叉項系數(shù)均不顯著，證明共同趨勢假設(shè)是成立的，因此可以排除其他潛在的不可觀測因素對企業(yè)效率的影響。

表3 反事實檢驗結(jié)果

（三）異質(zhì)性分析

1.企業(yè)所有制異質(zhì)性

本文在孫浦陽等（2020）［19］關(guān)于服務(wù)上市公司分類的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步將服務(wù)上市公司分為國有企業(yè)、外資企業(yè)、其他企業(yè)（2）等三種類型。據(jù)此對中國服務(wù)業(yè)開放的效率提升效應(yīng)是否存在企業(yè)類型異質(zhì)性加以檢驗，表4第（1）（2）（3）列分別為國有企業(yè)、外資企業(yè)、其他企業(yè)等3個樣本的回歸結(jié)果。觀察交互項系數(shù)可知，第（1）列的系數(shù)不顯著，第（2）（3）列的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明對于外資企業(yè)及其他企業(yè)而言，中國服務(wù)開放對其效率提高均存在顯著的促進(jìn)作用；而對國有企業(yè)效率不存在顯著影響，這與吳延兵（2012）、喬睿蕾和陳良華（2017）［23-24］的研究結(jié)論類似，即外資企業(yè)、民營企業(yè)等在創(chuàng)新效率、生產(chǎn)效率方面具有領(lǐng)先優(yōu)勢，而國有企業(yè)在生產(chǎn)效率方面缺乏競爭優(yōu)勢，對政策反應(yīng)不敏感。由此，假說2得到驗證。

表4 企業(yè)所有制的異質(zhì)性考察

2.企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性

一般而言，上市企業(yè)規(guī)模愈大，其高管團(tuán)隊掌握的信息則愈豐富，因此可通過獲取更多的收益途徑實現(xiàn)更高的企業(yè)績效。在國家服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策推進(jìn)實施的過程中，各試點地區(qū)的服務(wù)企業(yè)規(guī)模不一，因而其在資源稟賦、信息獲取、融資便利等方面存在著不同，可能導(dǎo)致試點政策的實施效果存在差異，所以有必要予以區(qū)分考察。本文在已有研究基礎(chǔ)上，將資產(chǎn)規(guī)模在75%分位數(shù)以上的服務(wù)企業(yè)劃歸為大型企業(yè)，資產(chǎn)規(guī)模在25%分位數(shù)以下的服務(wù)企業(yè)劃歸為小型企業(yè)，其余服務(wù)企業(yè)為中型企業(yè)，并對中國服務(wù)業(yè)開放的效率提升效應(yīng)是否存在企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性加以檢驗，表5第（1）（2）（3）列分別為基于大中小型服務(wù)企業(yè)的回歸結(jié)果。其中，交互項系數(shù)表明，中國服務(wù)開放對大中型服務(wù)企業(yè)提高效率具有顯著促進(jìn)作用，但對小型服務(wù)企業(yè)效率的影響不顯著，假說3得到驗證?？赡艿脑蚴?，大中型服務(wù)企業(yè)更具備資源及管理優(yōu)勢，在政策實施后有更加充足的條件適時引入高水平外資，優(yōu)化資源配置，改善生產(chǎn)經(jīng)營模式，進(jìn)而提高自身效率。相較而言，小型服務(wù)企業(yè)的團(tuán)隊建設(shè)相對薄弱、人力資本不足，對于試點政策的利用和落實不夠及時有效，因而難以較快地提高自身效率。這也是在中國服務(wù)擴大開放的過程中，一些競爭力不足的服務(wù)企業(yè)面臨生產(chǎn)運營績效不佳甚至難以為繼困局的一個重要原因。

表5 企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性考察

3.地區(qū)異質(zhì)性

參照樊綱和王小魯（2004）、曹亞軍和毛其淋（2019）［25-26］的分類方法，將總體樣本分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)三類（3），并對中國服務(wù)開放的效率提升效應(yīng)是否存在區(qū)域類型異質(zhì)性加以檢驗。更進(jìn)一步地，本文驗證了中國服務(wù)開放對長江三角洲地區(qū)服務(wù)企業(yè)創(chuàng)新效率促進(jìn)作用更為明顯。表6為中國服務(wù)開放對不同地區(qū)服務(wù)企業(yè)效率的異質(zhì)性影響結(jié)果，其中第（1）（2）（3）列分別為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)等3個樣本的回歸結(jié)果。第（1）（2）列的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，第（3）列系數(shù)不顯著。說明中國服務(wù)開放能夠顯著促進(jìn)東部和中部地區(qū)服務(wù)企業(yè)效率提升，但對西部地區(qū)服務(wù)企業(yè)效率未能產(chǎn)生顯著影響。此外，第（1）（2）列的回歸系數(shù)表明，中國服務(wù)開放對東部地區(qū)服務(wù)企業(yè)效率的促進(jìn)作用大于西部地區(qū)。之所以存在上述差異，可能包含兩個原因：一是服務(wù)業(yè)開放過程中，東部地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢及經(jīng)濟發(fā)展條件為其吸引高技術(shù)、高質(zhì)量外資奠定了良好基礎(chǔ)，因此更容易獲得更為先進(jìn)的技術(shù)、管理模式及經(jīng)營理念，從而提升效率；二是東部地區(qū)服務(wù)企業(yè)相對而言經(jīng)營效率及管理效率水平較高，在服務(wù)業(yè)開放后能夠較快地依據(jù)政策優(yōu)惠調(diào)整自身的資源配置，從而促進(jìn)自身效率提升。由此，假說4得到驗證。第（4）（5）列交叉項的系數(shù)顯著為正，并且前者系數(shù)值更大，這說明中國服務(wù)業(yè)開放顯著提升了長江三角洲及非長江三角洲服務(wù)企業(yè)的效率，且對長江三角洲地區(qū)服務(wù)企業(yè)產(chǎn)生了更為顯著的提升作用。

表6 地區(qū)異質(zhì)性考察

五、穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本部分將通過不同方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，主要包括使用傾向得分匹配方法分析、多期DID回歸、重新測度變量等。

（一）傾向得分匹配分析（PSM）

實證研究中，使用的樣本可能存在選擇性偏差及混合性偏差，從而導(dǎo)致實證回歸結(jié)果存在有偏問題，傾向得分匹配（PSM）能夠在一定程度上解決該問題。因此，為了進(jìn)一步控制服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點城市與非試點城市服務(wù)企業(yè)的其他差異對企業(yè)效率的影響，本文通過雙重差分傾向得分匹配模型（簡稱PSM-DID模型）重新構(gòu)建控制組，并對中國服務(wù)業(yè)開放的政策效應(yīng)進(jìn)行檢驗。回歸結(jié)果見表7第（1）列，交互項的系數(shù)為0.115且在5%的水平下顯著為正，進(jìn)一步排除了處理組和對照組在企業(yè)特征等方面的因素對基本結(jié)論的干擾，證實了本文前述結(jié)論的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)表7

（二）多期DID回歸

為了提高估計結(jié)果的精準(zhǔn)度，本文借鑒Li等（2016）［22］的研究方法，構(gòu)建多期DID模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：

其中，didct表示因個體而異的處理期虛擬變量，若城市在第t年被批準(zhǔn)實行了服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點，代表進(jìn)入處理期，則此后時期取值為1，否則取值為0。此外，為了控制試點城市決策規(guī)則和時間趨勢可能對政策實施產(chǎn)生的系統(tǒng)性偏誤，在模型（12）中加入城市與年份的交叉固定效應(yīng)，其余變量的定義均與式（1）保持一致。依據(jù)式（12）構(gòu)建的多期DID模型回歸結(jié)果見表7第（2）列，核心解釋變量的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新試點政策實施即中國服務(wù)業(yè)開放對服務(wù)企業(yè)效率產(chǎn)生了顯著的正向促進(jìn)作用。

（三）重新測度變量

本部分主要從主要變量度量等方面對主要結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，包括對服務(wù)企業(yè)效率及中國服務(wù)開放的重新測度。

（1）借鑒張?zhí)烊A和張少華（2016）［27］的測度方法，進(jìn)一步使用服務(wù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）對企業(yè)效率進(jìn)行測度，并驗證中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的影響是否依舊成立。依據(jù)柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型：

其中：lnoutputjt表示企業(yè)j在t時期銷售成本的自然對數(shù)；lnFEjt表示企業(yè)j在t時期固定資產(chǎn)的對數(shù)；lnJOBjt表示企業(yè)j在t時期就業(yè)人數(shù)的對數(shù)。對式（13）進(jìn)行回歸得到的殘差即為企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（2）由于本文使用的樣本為上市公司，因此企業(yè)效率包括會計業(yè)績和市場業(yè)績兩個方面（黎文靖和胡玉明，2012）［28］。本文進(jìn)一步采用企業(yè)總資產(chǎn)報酬率（Rate of Return on Total Assets，ROA）、托賓Q值（TQ）從會計業(yè)績和市場業(yè)績兩個方面衡量企業(yè)效率，并使用上述兩個指標(biāo)分別進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

（3）本文采用OECD數(shù)據(jù)庫發(fā)布的服務(wù)貿(mào)易限制指數(shù)（Service Trade Restrictiveness Index，STRI）作為中國服務(wù)開放的替換指標(biāo)，并進(jìn)一步驗證中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的影響在不同的服務(wù)開放指標(biāo)體系中是否依然成立。該指數(shù)在0～1之間取值，0表示完全開放，1表示完全限制，取值越高表明限制越嚴(yán)格，即越不開放。由于OECD公布的STRI數(shù)據(jù)區(qū)間為2014—2019年，因此在使用該指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗時，僅包含2014—2019年的樣本。

（4）考慮商業(yè)存在模式提供的服務(wù)貿(mào)易是最重要的服務(wù)貿(mào)易模式，占服務(wù)貿(mào)易的2/3左右，因此，本文采用OECD發(fā)布的FDI限制指數(shù)（4）（FDI Restrictiveness Index）對中國服務(wù)業(yè)開放進(jìn)行重新測度，并進(jìn)一步驗證中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的影響結(jié)果是否穩(wěn)健。該指標(biāo)越大，表明中國外資限制水平越高，即外資進(jìn)入門檻越高。由于2010年后OECD才開始逐年公布FDI限制指數(shù)，因此在使用該指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗時，僅包含2010—2019年的樣本。

表8為使用上述五種方法對主要被解釋變量和解釋變量進(jìn)行重新測度后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。其中，第（1）（2）列為使用企業(yè)TFP衡量企業(yè)效率，并在此基礎(chǔ)上驗證中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率影響的穩(wěn)健性，結(jié)果顯示交互項的系數(shù)仍在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正，表明中國服務(wù)開放顯著促進(jìn)了服務(wù)企業(yè)TFP，即本文得到的中國服務(wù)開放能夠促進(jìn)服務(wù)企業(yè)效率提升的結(jié)論是穩(wěn)健的；第（3）（4）列為使用企業(yè)總資產(chǎn)報酬率（ROA）作為企業(yè)效率的衡量方式，并在此基礎(chǔ)上驗證中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率影響的穩(wěn)健性，第（5）（6）列為使用托賓Q值（TQ）作為企業(yè)效率的衡量方式，并在此基礎(chǔ)上驗證中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率影響的穩(wěn)健性，上述四列的回歸結(jié)果中，交互項系數(shù)均顯著為正，表明無論使用會計業(yè)績或市場業(yè)績對服務(wù)企業(yè)效率進(jìn)行測度，本文所得到的中國服務(wù)開放存在服務(wù)企業(yè)效率提升效應(yīng)的結(jié)論均是穩(wěn)健的；第（7）（8）列為采用服務(wù)貿(mào)易限制綜合指數(shù)重新測度的中國服務(wù)開放，并以此檢驗其對服務(wù)企業(yè)效率（slp）影響的穩(wěn)健性，結(jié)果顯示其系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，表明中國服務(wù)貿(mào)易的限制會顯著降低中國服務(wù)企業(yè)效率，也即意味著中國服務(wù)開放能夠有效促進(jìn)服務(wù)企業(yè)效率提升，該結(jié)論與基準(zhǔn)回歸的結(jié)論保持一致，說明了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性；第（9）（10）列為使用FDI限制指數(shù)重新測度的中國服務(wù)開放，并以此檢驗其對服務(wù)企業(yè)效率（slp）影響的穩(wěn)健性，F(xiàn)DI限制指數(shù)（FDI Index）的系數(shù)為負(fù)且顯著，表明中國外資限制水平的上升會顯著降低服務(wù)企業(yè)效率，即中國外資開放會顯著促進(jìn)服務(wù)企業(yè)效率提升。通過上述五種方法對主要變量重新測度并進(jìn)行回歸的結(jié)果均與本文的基準(zhǔn)結(jié)論保持良好的一致性，進(jìn)一步說明本文結(jié)論的穩(wěn)健性，即中國服務(wù)開放顯著促進(jìn)了服務(wù)企業(yè)效率提升。

表8 主要變量重新測度的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

六、中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的影響機制討論

基于文獻(xiàn)梳理與機制分析，本文基于技術(shù)創(chuàng)新視角對中國服務(wù)開放促進(jìn)服務(wù)企業(yè)效率提升的機制進(jìn)行探討。并借鑒毛其淋（2019）［29］的研究方法，通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型對可能的作用渠道進(jìn)行實證檢驗，以更深入揭示中國服務(wù)開放與服務(wù)業(yè)效率之間的內(nèi)在關(guān)系。

其中，下標(biāo)j、i、t分別表示企業(yè)、行業(yè)、時間；Innojt表示企業(yè)j在第t期的技術(shù)創(chuàng)新能力，本文選取企業(yè)申請專利數(shù)量作為代理變量，專利申請數(shù)量越多，表明企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力越強。式（14）說明了以中國服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新試點測度的中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的影響，為本文的基準(zhǔn)結(jié)果；式（15）說明了中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，式（15）和（16）共同說明了中國服務(wù)開放是否通過促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力進(jìn)而提升企業(yè)效率。

表9第（2）（3）列顯示中國服務(wù)開放通過提升服務(wù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，進(jìn)而促進(jìn)其效率提升這一傳導(dǎo)機理的實證檢驗結(jié)果。其中，第（2）列的被解釋變量為服務(wù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，交互項的系數(shù)為0.364且在1%的水平下顯著，說明中國服務(wù)開放顯著促進(jìn)了企業(yè)申請專利的數(shù)量，即提升了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力；第（3）列的被解釋變量為服務(wù)企業(yè)效率，交互項與服務(wù)企業(yè)成本的系數(shù)分別為0.119和0.190，且均在5%的水平下顯著，表明中國服務(wù)開放可以通過提升服務(wù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)效率提升，其傳導(dǎo)機理在于服務(wù)開放將使得中國服務(wù)企業(yè)面臨更激烈的競爭，為了提升自身競爭力，企業(yè)必須創(chuàng)造新的技術(shù)、提高服務(wù)質(zhì)量，進(jìn)而促進(jìn)其效率提升；此外，中國服務(wù)業(yè)發(fā)展相對滯后，且國際競爭力較弱，中國服務(wù)開放過程中伴隨著國外先進(jìn)技術(shù)的應(yīng)用，由于知識外溢效應(yīng)的存在，國內(nèi)服務(wù)企業(yè)可以通過學(xué)習(xí)更多先進(jìn)的技術(shù)從而提升自身效率。

對于不同服務(wù)行業(yè)的企業(yè)，其效率可能會受到其所在行業(yè)某些不可觀測產(chǎn)業(yè)特定因素的影響，進(jìn)而導(dǎo)致在不同行業(yè)中服務(wù)開放對企業(yè)效率的影響渠道出現(xiàn)不同的時間趨勢。如果存在上述情況，那么本文機制檢驗所構(gòu)建的中介效應(yīng)模型便不能滿足平行趨勢假設(shè)前提，進(jìn)而導(dǎo)致估計結(jié)果有偏。因此，為了進(jìn)一步驗證不可觀測的產(chǎn)業(yè)特定因素是否會對本文機制檢驗的估計結(jié)果造成影響，借鑒毛其淋（2019）［29］的方法，將產(chǎn)業(yè)與時間的交互項作為控制變量引入本文的中介效應(yīng)模型中，該交互項可用來表示產(chǎn)業(yè)特定的線性時間趨勢。表9第（4）（5）列報告了控制產(chǎn)業(yè)時間趨勢之后的機制檢驗結(jié)果，回歸結(jié)果表明在控制產(chǎn)業(yè)時間趨勢后，技術(shù)創(chuàng)新能力增強仍然是服務(wù)開放提升服務(wù)企業(yè)效率的重要渠道。

此外，在機制檢驗的基準(zhǔn)回歸中，本文使用服務(wù)企業(yè)申請專利數(shù)量作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的代理變量，Griliche（1990）［30］提出企業(yè)的創(chuàng)新成果不一定通過申請專利的方式體現(xiàn)，且不同行業(yè)、不同類型專利的經(jīng)濟效應(yīng)存在較大差異。因此，為了更全面地衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，本文將進(jìn)一步使用企業(yè)研發(fā)投入占比（Inno）作為服務(wù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的代理變量對影響機制進(jìn)行補充檢驗，檢驗結(jié)果見表9第（6）（7）列。該結(jié)果與第（2）（3）列結(jié)果保持了良好的一致性，進(jìn)一步說明服務(wù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是中國服務(wù)開放促進(jìn)服務(wù)企業(yè)效率的重要渠道，同時說明本文基于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新機制檢驗的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 中國服務(wù)開放影響服務(wù)企業(yè)效率傳導(dǎo)機理的回歸結(jié)果

七、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文通過對中國服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點政策進(jìn)行梳理，運用事件評估的有效識別方法——雙重差分法對中國服務(wù)開放效率的促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)行全面評析，并對中國服務(wù)開放影響服務(wù)企業(yè)的作用機制進(jìn)行了實證檢驗，得出以下主要結(jié)論：

（1）基于服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點測度的中國服務(wù)開放顯著促進(jìn)了服務(wù)企業(yè)效率，試點地區(qū)服務(wù)企業(yè)效率約提升14.8%。該實證結(jié)果通過了雙重差分的一系列有效性檢驗，包括隨機分組檢驗、平行趨勢檢驗及反事實檢驗。

（2）通過異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)中國服務(wù)開放效率的促進(jìn)作用對外資服務(wù)企業(yè)及其他非國有服務(wù)企業(yè)、大中型服務(wù)企業(yè)更為明顯；對于不同地區(qū)服務(wù)企業(yè)，中國服務(wù)開放的效率促進(jìn)作用主要體現(xiàn)為東中部地區(qū)及長江三角洲服務(wù)企業(yè)；值得注意的是，中國服務(wù)開放并未顯著提升國有服務(wù)企業(yè)及西部地區(qū)服務(wù)企業(yè)效率，這也是今后政策實施需要關(guān)注的重點。

（3）本文通過PSM分析方法、構(gòu)建多期DID模型、重新測度服務(wù)開放及服務(wù)企業(yè)效率等方法并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗后發(fā)現(xiàn)，中國服務(wù)開放對服務(wù)企業(yè)效率的促進(jìn)作用仍然穩(wěn)健。

（4）通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型，本文發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新能力增強是中國服務(wù)開放促進(jìn)服務(wù)企業(yè)效率提升的有效機制。

2017年國家發(fā)改委印發(fā)了《服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展大綱》，從國家戰(zhàn)略角度明確了服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要意義。《大綱》強調(diào)：加快服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展是全面提升綜合國力和國際競爭力的重要途徑，并在總體要求中明確穩(wěn)步擴大服務(wù)開放領(lǐng)域，在開放競爭中拓展空間，提升服務(wù)水平。將服務(wù)業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新成果持續(xù)較快增長作為2017—2025年服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的主要目標(biāo)之一。結(jié)合本文來看，2016年2月22日起實施的服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點方案，旨在構(gòu)建法治化、國際化、便利化的營商環(huán)境，打造服務(wù)貿(mào)易制度創(chuàng)新高地，其中又以擴大服務(wù)開放、促進(jìn)服務(wù)創(chuàng)新發(fā)展為重點。該試點方案已實施四年有余，形成了一批制度創(chuàng)新性強且具備復(fù)制推廣價值的經(jīng)驗和案例，在促進(jìn)我國整體服務(wù)貿(mào)易及服務(wù)業(yè)效率提升的同時，有效促進(jìn)了試點地區(qū)服務(wù)業(yè)效率，尤其是重點支持產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)服務(wù)企業(yè)表現(xiàn)最為突出，說明中國服務(wù)開放確實是促進(jìn)服務(wù)企業(yè)效率提升的重要因素。

（二）政策建議

同時，需要注意在當(dāng)前加快推動形成全面開放新格局過程中，服務(wù)開放對國有企業(yè)、低技術(shù)服務(wù)企業(yè)、西部地區(qū)服務(wù)企業(yè)的效率促進(jìn)效應(yīng)仍然有限，這些現(xiàn)象在今后的服務(wù)改革開放中應(yīng)被充分考慮，將如何促進(jìn)廣延邊際效率增長及切實推動經(jīng)濟落后地區(qū)重點省份服務(wù)業(yè)效率提升作為服務(wù)開放的方向。為此，本文提出以下政策建議：

（1）服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新試點及中國服務(wù)開放相關(guān)政策覆蓋了不同產(chǎn)權(quán)的服務(wù)企業(yè)，國有企業(yè)與非國有企業(yè)對政策的敏感程度不同，服務(wù)開放所產(chǎn)生的政策效果也不盡相同。這一異質(zhì)性應(yīng)當(dāng)在今后推進(jìn)全面開放新格局中充分考慮，服務(wù)開放政策的制定可與我國目前正在進(jìn)行的國有企業(yè)改革相結(jié)合，進(jìn)一步提高國有服務(wù)企業(yè)競爭力，鼓勵具有競爭優(yōu)勢的國有企業(yè)積極參與市場競爭，提高國有服務(wù)企業(yè)效率；通過加快教育、文化、醫(yī)療、科技等事業(yè)單位分類改革，從而促進(jìn)事業(yè)單位參與服務(wù)業(yè)市場公平競爭，推動國有服務(wù)企業(yè)取得突破性進(jìn)展。

（2）服務(wù)企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性也導(dǎo)致政策實施效果的差異。應(yīng)當(dāng)聚焦服務(wù)業(yè)重點發(fā)展領(lǐng)域及短板領(lǐng)域，以服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)升級為導(dǎo)向，推動大中型服務(wù)企業(yè)在實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)集聚的同時更加專業(yè)化，向價值鏈高端延伸，并充分發(fā)揮其對本服務(wù)行業(yè)發(fā)展的帶動與示范效應(yīng)；對于小型服務(wù)企業(yè)，應(yīng)以降低成本、提升效率為目標(biāo)，著力提升企業(yè)整體競爭力。

（3）企業(yè)所處區(qū)域的差異也會影響服務(wù)開放政策效果，建議后續(xù)改革中各地區(qū)出臺配套政策，圍繞國家區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略及長江三角洲發(fā)展戰(zhàn)略優(yōu)化服務(wù)業(yè)區(qū)域布局，提升東部地區(qū)服務(wù)企業(yè)國際化水平及輻射能力；鼓勵中部地區(qū)服務(wù)企業(yè)發(fā)揮區(qū)位和產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，提升服務(wù)競爭力；支持西部地區(qū)服務(wù)企業(yè)發(fā)展特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，彌補短板。在此基礎(chǔ)上鼓勵服務(wù)企業(yè)跨區(qū)域合作，實現(xiàn)東中西部服務(wù)業(yè)合作聯(lián)動發(fā)展。同時，著力提升長江三角洲中心城市的輻射力度，增強節(jié)點城市服務(wù)效率，充分發(fā)揮其對其他區(qū)域服務(wù)企業(yè)的帶動作用。

（4）技術(shù)創(chuàng)新是服務(wù)開放促進(jìn)服務(wù)企業(yè)效率提升的重要作用機制。因此服務(wù)開放過程中應(yīng)著力提升服務(wù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，以包容創(chuàng)新、鼓勵探索為發(fā)展導(dǎo)向，引導(dǎo)服務(wù)企業(yè)建立研發(fā)團(tuán)隊，增加研發(fā)投入。鼓勵龍頭服務(wù)企業(yè)建立創(chuàng)新合作平臺，推廣通用的服務(wù)技術(shù)及應(yīng)用；此外，也可建立服務(wù)供應(yīng)商與消費者的互動平臺，從而建立供給及需求兩方參與的技術(shù)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)；與此同時，鼓勵信息技術(shù)在服務(wù)企業(yè)的深度應(yīng)用，促進(jìn)服務(wù)企業(yè)數(shù)字化、智能化，通過鼓勵各種形式的技術(shù)創(chuàng)新模式提升服務(wù)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展水平。

（5）在推動服務(wù)開放時，應(yīng)合理加強風(fēng)險防控，強化企業(yè)主體責(zé)任，提升政府監(jiān)管水平，充分發(fā)揮社會監(jiān)督作用，從而為服務(wù)業(yè)效率提升及持續(xù)發(fā)展提供保障。

注 釋：

（1）數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)（http：//www.mofcom.gov.cn/article/tongjiziliao/）。

（2）其他企業(yè)包括民營企業(yè)、集體企業(yè)、公眾企業(yè)等。

（3）東部地區(qū)省份包括江蘇、上海、浙江、福建、廣東、山東、安徽、海南、黑龍江、遼寧、吉林、河北、天津、北京等14個；中部地區(qū)省份包括河南、湖北、湖南、江西、山西、內(nèi)蒙古等6個；西部地區(qū)省份包括陜西、寧夏、甘肅、四川、重慶、貴州、廣西、云南、西藏、青海、新疆等11個。

（4）FDI限制指數(shù)反映了全球70個國家（地區(qū)）22個行業(yè)對外國直接投資的法定限制。OECD通過測度外國直接投資的四種主要限制措施來衡量一個國家的FDI限制指數(shù)：一是外國股權(quán)限制；二是歧視性篩選或?qū)徟鷻C制；三是對聘用外國人擔(dān)任關(guān)鍵人員的限制；四是其他經(jīng)營限制，如對分支機構(gòu)、資金遣返或外資企業(yè)土地所有權(quán)的限制。FDI限制指數(shù)在0～1之間取值，0表示完全開放，1表示完全限制，取值越高表明限制越嚴(yán)格。