呂 越 余 驍

（1.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學，北京 100029；2.浙江工商大學，浙江 杭州 310018）

一、引言

在當前全球價值鏈分工體系下，出口國內(nèi)附加值的提升已經(jīng)成為制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和價值鏈躍升的重要體現(xiàn)（許和連等，2017；諸竹君等，2018）。因此，探索如何通過服務業(yè)開放提升制造業(yè)出口國內(nèi)附加值具有重要現(xiàn)實意義，這不僅關系到更高質(zhì)量的服務業(yè)對外開放問題，更關乎服務業(yè)和制造業(yè)的深度融合發(fā)展以及開放發(fā)展的更高水平協(xié)同問題。

理論上，一國對外開放會使該國更多使用國外中間投入，表現(xiàn)為參與全球價值鏈的深度提高，從而導致出口國內(nèi)附加值率（DVAR）下降，這顯然與當前國際生產(chǎn)分工日漸深化的背景一致。Kee和Tang（2016）發(fā)現(xiàn)，中國是世界上少有的在對外開放之后DVAR仍然提升的國家。根據(jù)OECD TiVA數(shù)據(jù)庫繪制我國與世界主要國家（組織）2000～2007年DVAR變動趨勢發(fā)現(xiàn)，與發(fā)達國家相比，我國除在加入WTO后的2002年DVAR略有下滑外，此后一直處于穩(wěn)步上升階段，世界主要國家（組織）的DVAR無一例外都出現(xiàn)不同程度的下降，本文將這一現(xiàn)象稱為全球價值鏈上的“中國奇跡”。Kee和Tang（2016）指出，這一上升趨勢主要由進口替代所致，即我國企業(yè)大量使用國內(nèi)中間投入進而導致DVAR上升。但緣何會產(chǎn)生進口替代效應呢？尤其是在我國2001年加入WTO后關稅水平降低進而進口中間品價格大幅下降的大背景下，現(xiàn)有文獻沒有對此給出合理的解釋。我國在對外開放初期以低端加工貿(mào)易形式嵌入全球價值鏈，雖然獲得了極大的經(jīng)濟發(fā)展紅利，但有學者指出，對外開放是否會使我國這類具有勞動力比較優(yōu)勢的國家陷入“低端鎖定”或者說是“比較優(yōu)勢陷阱”（呂越等，2018）？在中國高速融入全球價值鏈分工體系的同時，企業(yè)雖然可能面臨“低端鎖定”風險，但也在參與全球生產(chǎn)過程中獲取了大量的國外先進技術、管理、設備等有助于提升企業(yè)生產(chǎn)效率、產(chǎn)品質(zhì)量以及研發(fā)創(chuàng)新的資源（Amiti and Konings，2007；田巍和余淼杰，2014）。這就導致了一種可能存在的疊加效應，即對外開放還可能伴隨企業(yè)自身價值俘獲能力的提升，這或許正好能夠解釋我國企業(yè)較好地通過進口替代實現(xiàn)DVAR逆勢提升這一“中國奇跡”的內(nèi)核所在。目前，除少數(shù)研究從制造業(yè)外資進入程度、貿(mào)易自由化等貨物貿(mào)易開放視角考察DVAR的決定因素外，大部分文獻尚未注意到服務中間投入在當前制造業(yè)企業(yè)參與全球價值鏈中扮演著越來越重要的角色，這為我們的研究提供了可能的突破空間。

與我們的研究相關的文獻有3類。第一類文獻是服務業(yè)開放對企業(yè)績效的影響。由于服務尤其是生產(chǎn)性服務投入屬于知識和技術含量較高的投入要素，擁有顯著質(zhì)量比較優(yōu)勢的國外服務中間品進入本地市場后會與國內(nèi)服務中間品激烈競爭（鄒國偉等，2018），因而能倒逼本土服務型企業(yè)提升服務產(chǎn)品品質(zhì)，通過溢出效應降低服務產(chǎn)品成本，擴大服務產(chǎn)品供給種類，通過“歸核化”促使下游制造業(yè)企業(yè)更加專注自身核心環(huán)節(jié)，從而提升企業(yè)生產(chǎn)效率（Arnold et al，2011，2015；張艷，2013），促進企業(yè)的出口行為（孫浦陽等，2018）。進一步來說，上游服務投入的質(zhì)量提升不僅有助于企業(yè)直接提升產(chǎn)品質(zhì)量，還通過降低單位生產(chǎn)成本間接促使企業(yè)加大研發(fā)投入并購買更多的核心技術和關鍵零部件（陳啟斐和劉志彪，2014；李宏亮和謝建國，2018）。第二類文獻是制造業(yè)服務化對企業(yè)參與全球價值鏈的影響。劉斌等（2016）的研究表明，制造業(yè)服務化不僅提高企業(yè)價值鏈參與程度，而且顯著提升企業(yè)在價值鏈體系中的分工地位。彭水軍等（2017）的研究表明，服務化有利于制造業(yè)出口利得和價值鏈分工地位提升。許和連等（2017）的研究表明，中國制造業(yè)投入服務化與企業(yè)出口國內(nèi)增加值率之間呈U型關系。第三類文獻是考察服務業(yè)改革的影響效應。Fernandes和Paunov（2012）使用FDI數(shù)據(jù)研究了智利和印尼服務業(yè)FDI的影響。Bourlès等（2013）運用OECD非制造業(yè)產(chǎn)品市場（主要是服務業(yè)部門）數(shù)據(jù)說明服務業(yè)競爭程度增加有助于提高下游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率。Shepotylo和Vakhitov（2012）使用EBRD指標研究了歐洲國家貿(mào)易行業(yè)改革的影響。

本文的邊際貢獻是：首先，在研究視角上，從服務業(yè)開放角度揭示出自主創(chuàng)新這一內(nèi)在驅(qū)動力對21世紀初期我國DVAR逆勢上揚這一“中國奇跡”的重要推動作用。其次，在理論上，通過將制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)投入進一步細化為實物投入和服務投入后，把服務業(yè)開放因素引入Kee和Tang（2016）構(gòu)建的理論分析模型后發(fā)現(xiàn)，服務業(yè)開放主要通過增加進口中間投入降低制造業(yè)企業(yè)的出口國內(nèi)增加值，且進一步引入創(chuàng)新的動態(tài)調(diào)節(jié)效應，對現(xiàn)有研究做了有益補充。最后，本文在精確全面地測度我國服務業(yè)外資管制程度的基礎上，從微觀企業(yè)視角對上述理論發(fā)現(xiàn)進行了細致完備的實證檢驗，并據(jù)此提出富有針對性的對策建議。

二、理論分析框架

借鑒Kee和Tang（2016）的模型設定，假設制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報酬不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Yit表示制造業(yè)企業(yè)i在t時期的產(chǎn)出，Ait為企業(yè)生產(chǎn)率，K、L和M分別表示企業(yè)的資本、勞動和中間品投入，各類投入要素對應的價格為外生給定的時間序列。式（1）中制造業(yè)企業(yè)中間品的需求函數(shù)為：

式（2）中，σ表示進口投入和國內(nèi)投入間的替代彈性，通常大于1?？紤]到在現(xiàn)實生產(chǎn)中，中間投入不僅包括貨物中間投入，還包括各類服務中間投入，因此，進一步將國內(nèi)中間投入細分為貨物國內(nèi)中間投入和服務國內(nèi)中間投入對應地將進口中間投入細分為貨物進口中間投入和服務進口中間投入并以C-D函數(shù)形式進行嵌套。①使用CES函數(shù)形式進行嵌套并不會改變本文的核心結(jié)論。ε表示貨物投入和服務投入所占比重，②ε的取值在國內(nèi)中間投入和進口中間投入內(nèi)是否相同不影響本文的核心結(jié)論。對應的投入品價格分別為通過簡單推導可以得到國內(nèi)中間投入、進口中間投入以及總中間投入的價格指數(shù)：

進一步來說，根據(jù)生產(chǎn)成本最小化原則可以得到制造業(yè)企業(yè)i的成本函數(shù)：

根據(jù)式（4）可求得制造業(yè)企業(yè)i生產(chǎn)最終品的邊際成本參考Kee 和 Tang（2016）的做法，將進口投入占總收入的比重表示為：

其中，μit為企業(yè)加成率水平。通過如下企業(yè)成本最小化問題求得進口中間投入比重：

由式（6）可知，在考慮制造業(yè)企業(yè)服務中間投入的前提下，制造業(yè)企業(yè)出口國內(nèi)附加值除了與進口貨物中間投入價格與國內(nèi)貨物中間投入價格之比相關外，還與進口服務中間投入價格與國內(nèi)服務中間投入價格之比相關。如果我國服務業(yè)對外開放程度提升，那么，由于可供國內(nèi)生產(chǎn)投入使用的外國服務中間投入品種類將增加，相應的價格水平將下降，其直接效應為降低制造業(yè)企業(yè)DVAR。此外，企業(yè)貨物貿(mào)易與服務貿(mào)易存在較強互補性，服務進口增加會顯著提升貨物進口比重（Ariu et al，2019），這又會進一步降低制造業(yè)企業(yè)的DVAR。據(jù)此提出假說1。

假說1：服務業(yè)開放會引致進口中間服務投入增加，進而降低制造業(yè)企業(yè)DVAR。

以上通過理論模型推導得到靜態(tài)條件下服務業(yè)開放與制造業(yè)企業(yè)DVAR的內(nèi)在關聯(lián)，服務業(yè)開放的即期影響是降低制造業(yè)企業(yè)DVAR。在此基礎上，下面通過文獻梳理進一步探討是否存在制造業(yè)企業(yè)通過服務業(yè)開放獲得溢出與示范效應，然后通過自主創(chuàng)新行為提升國內(nèi)投入品的質(zhì)量、數(shù)量和種類，降低相對價格，進而動態(tài)提升制造業(yè)企業(yè)DVAR。已有大量研究證實，服務業(yè)開放主要通過直接（成本降低效應）和間接（技術外溢效應、示范效應和競爭效應）兩大渠道影響企業(yè)經(jīng)營績效。Jones和Kierzkowski（1988）最早注意到服務貿(mào)易深化能夠顯著促進國際生產(chǎn)分工的分段化和專業(yè)化，從而提升企業(yè)生產(chǎn)效率。Amiti和Wei（2009）發(fā)現(xiàn)，服務中間投入相比于實物中間品貿(mào)易對生產(chǎn)率的促進作用更明顯?；谶@一邏輯，如果一國服務業(yè)開放程度提升，這一方面能使制造業(yè)企業(yè)更易獲取質(zhì)優(yōu)價廉且種類更多的服務投入品，直接降低生產(chǎn)成本，另一方面也能使制造業(yè)企業(yè)通過將自身不具比較優(yōu)勢的服務生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包給更具效率的服務型企業(yè)（所謂的“歸核化”），間接降低生產(chǎn)成本，增加企業(yè)利潤，從而可能使企業(yè)加大研發(fā)投入，提升企業(yè)在全球價值鏈分工中的價值俘獲能力。相比于其他投入要素，擁有顯著服務投入品質(zhì)量比較優(yōu)勢的國外服務投入因其特有的高輻射性、高附加值和高知識性特征而產(chǎn)生顯著的技術外溢效應，這將使下游制造業(yè)企業(yè)間接獲益（舒杏和王佳，2018）。由于生產(chǎn)過程中服務投入必不可少，因此，上游服務業(yè)對下游制造業(yè)具有市場勢力（Bourles et al，2013），企業(yè)創(chuàng)新投資帶來的部分預期收益將被提供低效率服務的供應者攫取。與競爭缺乏時相比，服務業(yè)對外開放使得擁有顯著產(chǎn)品質(zhì)量比較優(yōu)勢的國外服務供應商進入本土市場，加劇市場競爭，本土服務企業(yè)為抵御外部沖擊并保有市場份額，會通過學習國外企業(yè)的先進理念，對其先進模式進行學習、模仿與進一步創(chuàng)新，以優(yōu)化資源配置，降低成本和提升服務質(zhì)量（謝慧和黃建忠，2015），并為下游制造業(yè)企業(yè)提供更多的服務選擇，從而降低服務提供者對制造業(yè)企業(yè)的市場勢力，提高下游制造業(yè)企業(yè)的技術創(chuàng)新動力以及在全球價值鏈上的價值俘獲能力。據(jù)此提出假說2。

假說2：動態(tài)條件下，服務業(yè)開放通過研發(fā)創(chuàng)新行為動態(tài)調(diào)節(jié)制造業(yè)企業(yè)DVAR。

三、計量模型、數(shù)據(jù)來源與變量說明

（一）計量策略

借鑒Arnold等（2011）和諸竹君等（2018）的模型設定，我們構(gòu)建如下計量模型，用以考察上游服務業(yè)開放對下游制造業(yè)企業(yè)DVAR的靜態(tài)與動態(tài)影響效應：①動態(tài)影響效應以服務業(yè)開放度指標的滯后一階表示。

其中，下標i和t分別表示企業(yè)和年份，DVARit表示制造業(yè)企業(yè)i的出口國內(nèi)附加值率，sfnrjt為制造業(yè)企業(yè)i的上游服務業(yè)管制指數(shù)，innoit表示企業(yè)創(chuàng)新，Xit表示其他控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、企業(yè)生產(chǎn)率、是否是國有企業(yè)、是否是加工貿(mào)易等企業(yè)層面控制變量以及行業(yè)中間品關稅率、市場集中度等行業(yè)層面控制變量；αi為個體固定效應，αt為時間固定效應，εit和ηit為隨機擾動項，我們還控制了年份、行業(yè)以及省際固定效應。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

為考察上游服務業(yè)開放對制造業(yè)附加值貿(mào)易的影響以及創(chuàng)新在其中的動態(tài)調(diào)節(jié)作用，本文的實證數(shù)據(jù)主要來自《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》《中國海關進出口數(shù)據(jù)庫》《中國專利數(shù)據(jù)庫》以及《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》，在對每套數(shù)據(jù)進行清洗和處理的基礎上，本文通過進一步整合形成研究需要的定制數(shù)據(jù)，并參考Upward等（2013）和孫浦陽等（2018）的研究對數(shù)據(jù)進行清洗，最終所用數(shù)據(jù)年限為2000～2007年。

（三）變量說明

1.制造業(yè)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率（DVAR）①這里需要注意的是，實際海關數(shù)據(jù)庫中產(chǎn)品的金額數(shù)據(jù)已經(jīng)包含了保險、運費等信息，也包括售后服務費；同時，部分資本品以及高技術投入品還包含廠商的技術指導費。

參考Upward等（2013）和呂越等（2015）的做法，結(jié)合我國的實際情況進行調(diào)整，得到制造業(yè)企業(yè)DVAR的計算公式為：

式（9）中，DVAR表示制造業(yè)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率；相應地，VAD表示制造業(yè)企業(yè)出口國內(nèi)增加值，VAF表示制造業(yè)企業(yè)出口國外增加值；M、X和D分別表示制造業(yè)企業(yè)的進口、出口和國內(nèi)銷售；上標p和o分別表示加工貿(mào)易和一般貿(mào)易；MAmo表示進口中間產(chǎn)品，MT表示制造業(yè)企業(yè)中間投入額，參考已有研究，假定制造業(yè)企業(yè)國內(nèi)中間投入中的5%為國外附加值。

2.上游服務業(yè)管制程度（TSRI）

首先，參考孫浦陽等（2018）的方法，利用《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》中的各服務業(yè)部門外資準入信息和對應年份投入產(chǎn)出表構(gòu)建服務業(yè)外資管制指標。其次，根據(jù)Kalinova等（2010）的劃分標準，將外資投資股權(quán)比例限制分成3類，包括禁止外資進入（外資股權(quán)比例為0）、禁止外資控股（外資股權(quán)比例小于50%）和禁止外資獨資（外資股權(quán)比例小于100%）。第一類外資管制指數(shù)的計算方式為服務業(yè)4分位行業(yè)中任意存在禁止外資進入的項目，則該4分位行業(yè)的外資限制程度取值為1，反之為0。第二類是任意存在禁止外資進入或禁止外資控股的項目，則該4分位行業(yè)的外資限制程度取值為1，反之為0。第三類是存在禁止外資進入、禁止外資控股或禁止外資獨資的項目，則該4分位行業(yè)的外資限制程度取值為1，反之為0。然后，將國民經(jīng)濟代碼中的服務業(yè)4分位行業(yè)與投入產(chǎn)出表中的服務部門相匹配，假設在t年的投入產(chǎn)出表中服務部門k包含的服務業(yè)4分位行業(yè)總數(shù)為nkt，其中，禁止外資進入的行業(yè)個數(shù)為mkt，則t年投入產(chǎn)出表中服務部門k第一類外資管制指數(shù)為：

采用上述相同的計算方式，計算出投入產(chǎn)出表中任一服務部門k在t年的第二類和第三類外資管制指數(shù)，分別標記為regulation2kt和regulation3kt。圖1為1997～2007年我國服務業(yè)3類外資管制指標的變動情況。

圖1 1997～2007年我國服務業(yè)3類外資管制指標變化

最后，通過投入產(chǎn)出表計算出上下游投入產(chǎn)出權(quán)重αjk，得到下游任一制造業(yè)部門j面臨的全部上游服務業(yè)外資管制程度的表達式：

其中，f=1,2,3為指標分類標識。

3.其他控制變量

（1）生產(chǎn)率。采用LP方法測算全要素生產(chǎn)率；（2）企業(yè)規(guī)模虛擬變量。根據(jù)全部從業(yè)人員數(shù)指標排序，將所有企業(yè)劃分為大、中、小3類；（3）企業(yè)年齡。運用以下公式得到企業(yè)成立時間：企業(yè)成立時間=當年年份-企業(yè)開業(yè)年份+1；（4）行業(yè)集中度。采用企業(yè)銷售額占4分位行業(yè)總銷售額百分比的平方來計量企業(yè)所處行業(yè)的赫芬達爾—赫希曼指數(shù)（HHI）；（5）企業(yè)所有制。按照企業(yè)注冊投資資本所占比重（≥50%）來區(qū)分；（6）貿(mào)易模式虛擬變量。在海關數(shù)據(jù)庫中，如果某企業(yè)的貿(mào)易方式中包含加工貿(mào)易，則將加工貿(mào)易變量設定為1，否則為0；（7）關稅。本文測算了行業(yè)層面關稅水平，關稅數(shù)據(jù)來自WTO Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫。

四、實證結(jié)果分析

（一）靜態(tài)回歸結(jié)果

參考呂越等（2015）的研究，采用針對刪失數(shù)據(jù)的常用處理方法Tobit估計，并考慮數(shù)據(jù)存在的上下門限問題，設定估計模型的左刪失和右刪失，即采用雙限制Tobit模型進行估計。理論模型揭示：在其他條件一定時，服務業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)DVAR具有抑制作用。表1為針對這一假說的靜態(tài)模型檢驗結(jié)果，在列（1）中，我們單獨考察了服務業(yè)開放程度提高對制造業(yè)企業(yè)DVAR的影響，結(jié)果顯示，服務業(yè)開放程度提高會顯著抑制制造業(yè)企業(yè)DVAR提升，且在1%水平上顯著；列（2）為加入中間品關稅的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)服務業(yè)開放仍然會顯著抑制制造業(yè)企業(yè)DVAR提升；列（3）為加入控制變量后的估計結(jié)果，我們的核心發(fā)現(xiàn)仍然顯著成立，同時估計系數(shù)的波動非常有限；在列（4）中我們采用OLS估計，結(jié)果顯示上游服務業(yè)開放同樣會顯著抑制制造業(yè)企業(yè)DVAR；列（5）為進一步控制企業(yè)固定效應的回歸結(jié)果，我們的核心結(jié)論依舊穩(wěn)健成立。由于Tobit模型的估計系數(shù)并未直接反映邊際效應，因此，我們進一步測算了核心解釋變量的邊際效應。以列（3）的回歸結(jié)果為例，服務業(yè)開放程度提高一個單位標準差，將引致我國制造業(yè)企業(yè)DVAR下降1.178。此外，我們還分別采用不同的服務業(yè)開放指數(shù)和DVAR測度指標進行穩(wěn)健性檢驗。①我們參考呂越等（2017）的做法，采用是否創(chuàng)新的滯后一期作為Heckman兩步法第一階段的外生變量。

表1 基準回歸結(jié)果（靜態(tài)模型）

（二）創(chuàng)新的動態(tài)調(diào)節(jié)效應

創(chuàng)新的動態(tài)效應模型回歸結(jié)果見表2，其中，l.sfnr表示滯后一期的服務業(yè)開放度，以此刻畫服務業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)DVAR的動態(tài)影響，而patent、invention以及utility&design分別表示以專利申請總量、發(fā)明專利申請總量、實用新型和外觀設計專利申請總量代理制造業(yè)企業(yè)的不同類型創(chuàng)新行為。列（1）顯示了動態(tài)基準效應回歸結(jié)果，結(jié)果顯示全樣本下上游服務業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)DVAR有負向動態(tài)影響。理論模型揭示：服務業(yè)開放下制造業(yè)企業(yè)DVAR正向動態(tài)效應的潛在路徑是自主創(chuàng)新行為。因此，列（2）～（8）分別匯報了基于制造業(yè)企業(yè)不同創(chuàng)新類型的條件效應回歸結(jié)果，其中，l.sfnr#patent、l.sfnr#invention和l.sfnr#uti&des分別表示制造業(yè)企業(yè)專利申請總量、發(fā)明專利申請總量、實用新型和外觀設計專利申請總量與滯后服務業(yè)開放度的交互項，用以反映服務業(yè)開放通過創(chuàng)新行為影響制造業(yè)企業(yè)DVAR的動態(tài)效應。考慮到創(chuàng)新行為通常存在較高的固定投入成本，因而存在較強的選擇性偏誤問題（諸竹君等，2018），因此，通過Heckman模型控制這一潛在的選擇性偏誤。具體操作方法是：首先，選擇影響制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動的重要變量如生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、是否是國企、是否是外資、前期是否創(chuàng)新等對創(chuàng)新虛擬變量進行Probit回歸；②由于篇幅限制未在正文匯報。其次，根據(jù)第一步估計的逆米爾斯比率（lambda）估計原模型，得到相關參數(shù)的一致估計量。從表2的回歸結(jié)果可知，所有l(wèi)ambda系數(shù)均在1%水平下顯著，說明模型存在明顯的樣本選擇性問題，若不加以控制可能導致估計結(jié)果偏誤。

表2 動態(tài)調(diào)節(jié)效應結(jié)果（動態(tài)模型）

從列（2）以專利申請總量衡量的制造業(yè)企業(yè)總體創(chuàng)新能力的條件效應回歸結(jié)果來看，整體而言，制造業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能有效提升企業(yè)DVAR，而交互項顯著為負，表明服務業(yè)開放的動態(tài)效應受到創(chuàng)新行為的條件影響，通過計算正向效應門檻值可知：當制造業(yè)企業(yè)專利申請總量的對數(shù)值整體超過1.59時，①基于交互項模型性質(zhì)可知，這一臨界值由表2列（2）中服務業(yè)開放系數(shù)與交互項系數(shù)之比得到，1.59=1.822/1.149。全樣本呈現(xiàn)正向動態(tài)調(diào)節(jié)效應。根據(jù)專利申請總量對數(shù)值的描述性統(tǒng)計可知，該指標的整體樣本均值僅為0.14，且僅有2,710個樣本點（約占樣本總量的3.7%），越過了1.59的臨界值，因此，服務業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)DVAR的動態(tài)效應仍然為負，但是受創(chuàng)新行為影響，這一負向效應會減弱。我們進一步將制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新行為根據(jù)不同技術含量進行區(qū)分。通常來說，發(fā)明專利最具技術含量，而實用新型和外觀設計專利的技術含量相對較低（龍小寧和王俊，2015），因此，將制造業(yè)企業(yè)的專利申請分為高技術含量專利（發(fā)明專利）和低技術含量專利（實用新型和外觀設計專利）進行進一步分析。根據(jù)表2列（3）和列（6）的回歸結(jié)果來看，無論是發(fā)明專利還是實用新型和外觀設計專利均能有效提升制造業(yè)企業(yè)DVAR。重點關注交互項的系數(shù)和顯著性可以發(fā)現(xiàn)，l.sfnr#invention的系數(shù)雖為負但并不顯著，而l.sfnr#uti&des的系數(shù)顯著為負，這一結(jié)果說明，更多進行低技術創(chuàng)新的制造業(yè)企業(yè)可在服務業(yè)開放下通過創(chuàng)新行為動態(tài)提升自身DVAR水平，而主要從事高技術創(chuàng)新的制造業(yè)企業(yè)則相對可能無法從服務業(yè)開放中通過創(chuàng)新行為使自身DVAR獲益。一個可能的原因是，發(fā)明專利的技術門檻更高，導致研發(fā)難度更大，且對研發(fā)資金的需求也更多，這就使得服務業(yè)開放引致的制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)成本下降無益于有效降低發(fā)明專利的資金技術門檻，但能有效降低低技術專利的研發(fā)門檻，進而使得這一動態(tài)效應能有效促進低技術研發(fā)企業(yè)的DVAR而具有條件效應。在區(qū)分創(chuàng)新模式的基礎上，我們可能更關心不同貿(mào)易類型企業(yè)在不同創(chuàng)新模式下的動態(tài)效應，因此，進一步將樣本劃分為加工貿(mào)易企業(yè)和一般貿(mào)易企業(yè)進行分析。從表2列（4）～（5）和列（7）～（8）的回歸結(jié)果來看，無論是一般貿(mào)易企業(yè)還是加工貿(mào)易企業(yè)進行高技術含量創(chuàng)新，均無法使得自身DVAR獲得服務業(yè)開放的動態(tài)提升效應，但是對于一般貿(mào)易企業(yè)，進行低技術創(chuàng)新卻能獲得服務業(yè)開放帶來的顯著動態(tài)DVAR提升效應，但這一動態(tài)效應并未發(fā)生在加工貿(mào)易企業(yè)上，這可能是因為，加工貿(mào)易企業(yè)具備較低的經(jīng)營自主權(quán)，導致其很難通過創(chuàng)新行為明顯提升自身在全球價值鏈中的價值俘獲能力?；谏鲜龇治隹芍?，上游服務業(yè)開放對我國下游制造業(yè)企業(yè)DVAR的動態(tài)影響主要發(fā)生在低技術創(chuàng)新企業(yè)上，尤其是一般貿(mào)易企業(yè)，而對高技術創(chuàng)新企業(yè)的動態(tài)影響不足。

（三）內(nèi)生性處理

核心解釋變量服務業(yè)開放程度根據(jù)《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》中的服務業(yè)部分及配套附件中的相關外資參股開放政策構(gòu)造，這一方法不僅緩解了以往對服務業(yè)開放度刻畫存在的顯著內(nèi)生性問題，同時也較好地保持了度量指標的外生性和客觀性（孫浦陽等，2018）。但是，我們不能忽視的是，我國作為典型的出口導向型經(jīng)濟體，加快出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、培育出口競爭新優(yōu)勢一直都是開放政策的核心立足點。因此，為使制造業(yè)企業(yè)獲得低成本和高質(zhì)量的服務投入來轉(zhuǎn)變出口競爭方式，可能存在政府有針對性地依據(jù)制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈（GVC）需求來制定和執(zhí)行服務業(yè)開放政策的現(xiàn)象。因此，制造業(yè)企業(yè)GVC表現(xiàn)可能會反向作用于服務業(yè)外資參股開放，從而導致實證結(jié)論可能存在一定內(nèi)生性，因此，本文采用以下兩種方法進行處理。

1.工具變量法

參考李宏亮和謝建國（2018）的研究，使用工具變量法（IV）進行處理。使用工具變量法進行內(nèi)生性處理的關鍵在于找到合適的工具變量，它需同時滿足與內(nèi)生解釋變量相關以及與其他擾動項無關這兩個條件，因此，參考Beverelli等（2017）的做法，通過計算印度服務業(yè)股權(quán)管制指數(shù)與我國各行業(yè)服務投入產(chǎn)出系數(shù)進行加權(quán)作為工具變量。這是因為：一方面，由于服務業(yè)管制指數(shù)主要基于各國服務業(yè)開放的相關政策測算得到，而國與國之間的開放政策制定可能受到經(jīng)濟或政治因素的共同影響，因此，印度的服務部門開放程度將會影響我國的服務業(yè)對外開放改革，從而滿足相關性要求；另一方面，印度的服務業(yè)開放政策與影響我國制造業(yè)企業(yè)DVAR的其他擾動項并不相關，從而滿足外生性要求?；貧w結(jié)果（表3）表明，在緩解了內(nèi)生性問題后，服務業(yè)開放同樣顯著抑制我國制造業(yè)企業(yè)DVAR提升，結(jié)論穩(wěn)健成立，并且檢驗結(jié)果表明本文選取的工具變量不存在弱工具變量問題，異方差穩(wěn)健的DWH-F檢驗顯示服務業(yè)開放度指標確實是內(nèi)生解釋變量。同樣的結(jié)論還可以基于IV-Tobit模型估計得到。

表3 工具變量法回歸結(jié)果

2.內(nèi)生性的進一步處理：基于“入世”的準自然實驗

本文構(gòu)造雙重差分模型對內(nèi)生性問題進行進一步處理。選擇2001年12月我國正式加入WTO作為準自然實驗的外生政策沖擊，據(jù)此以2002年作為時間虛擬變量的設定標志，在2002年前B=0，在2002年后B=1。將處理組虛擬變量（A=1）設定為一般貿(mào)易企業(yè)，對照組虛擬變量（A=0）設定為加工貿(mào)易企業(yè)。這樣設定的主要原因是，我國貨物貿(mào)易開放度伴隨“入世”顯著上升，服務業(yè)開放度也有較大提升，主要是逐步解除了對外資的參股限制。②從圖1可以看出我國服務業(yè)外資管制力度從2002年開始有了較大幅度的下降?！吨袊尤胧澜缳Q(mào)易組織議定書》有專門規(guī)定服務業(yè)開放相關措施的“服務貿(mào)易具體承諾減讓表”，這標志著我國服務業(yè)開放性改革正式開始（孫浦陽等，2018）。因此，我們可以認為：首先，“入世”是我國服務業(yè)開放的一次較大的外生政策性沖擊；其次，服務業(yè)開放對我國兩類貿(mào)易企業(yè)的影響顯著不同。根據(jù)異質(zhì)性貿(mào)易理論（Melitz，2003），出口企業(yè)在參與GVC過程中需要克服各類固定成本，其中服務投入是全球生產(chǎn)配置必需的“黏合劑”，這一協(xié)調(diào)成本在企業(yè)出口固定成本中占據(jù)關鍵位置（Lee，2018），而一國服務業(yè)開放能顯著降低本國企業(yè)參與GVC的固定組織成本。相對于一般貿(mào)易企業(yè)，加工貿(mào)易企業(yè)由于以承接國外企業(yè)的定制、裝配等訂單式生產(chǎn)為主，因此，上游發(fā)包方通常還會配套提供包括設計藍圖、設備使用、人員培訓、管理績效以及市場搜尋等在內(nèi)的各類服務投入（Naghavi et al，2017），對于加工貿(mào)易企業(yè)而言，進口中間服務投入很可能內(nèi)嵌在整個接包生產(chǎn)中。而對于一般貿(mào)易企業(yè)來說，其參與全球生產(chǎn)所需的各類中間服務投入支出均需自行承擔，從這一角度看，加工貿(mào)易企業(yè)的中間服務投入成本顯著低于一般貿(mào)易企業(yè)，可見服務業(yè)開放能使一般貿(mào)易企業(yè)以更低廉的價格獲取國外先進中間服務投入，大幅降低其參與GVC所需的各類固定成本。由此可知，服務業(yè)開放對一般貿(mào)易企業(yè)的影響顯然大于加工貿(mào)易企業(yè)，因此，將一般貿(mào)易企業(yè)設為準自然實驗的處理組，將加工貿(mào)易企業(yè)視作對應的控制組較為合理。本文的雙重差分模型設定為如下形式：

其中，Ait表示處理組與控制組企業(yè)虛擬變量，Bit表示政策沖擊實施時間虛擬變量，Dit為雙重差分項，也是我們重點關注的核心變量，其他變量與基準模型一致。

我們繪制了兩類出口企業(yè)2000～2007年進口中間服務投入占對應出口總額比重的變動趨勢（圖2），①本文使用OECD TiVA數(shù)據(jù)庫發(fā)布的區(qū)分我國加工貿(mào)易與一般貿(mào)易出口的國家間非競爭型投入產(chǎn)出表，計算得到2000～2007年我國兩類貿(mào)易中的進口服務投入量。由于擔心兩類貿(mào)易模式的進口中間服務投入變動差異主要由各自規(guī)模變動所致，因此，本文使用兩類貿(mào)易模式下的進口中間服務投入占對應出口的比重來去除這一規(guī)模效應的影響。以初步檢驗準自然實驗檢驗是否滿足平行趨勢假設。從圖2可以看到，“入世”前，我國兩類貿(mào)易企業(yè)的進口中間服務投入占出口比重的變動趨勢較為相近，“入世”后，一般貿(mào)易企業(yè)的進口中間服務投入占比大幅上漲，而加工貿(mào)易企業(yè)則出現(xiàn)緩慢下滑趨勢，兩者呈現(xiàn)出截然相反的變動趨勢。這一方面證實本文設置的準自然實驗正確，另一方面也初步驗證了平行趨勢假設條件得到滿足。由于在同一時期我國貨物貿(mào)易的對外開放度也有較大提升，同時我國自2003年開始逐步推進國企改革，本文實證中加入的行業(yè)層面關稅率以及國有企業(yè)虛擬變量正好能對兩大沖擊加以控制。準自然實驗的所有結(jié)果見表4，列（1）回歸結(jié)果顯示“入世”后處理組（一般貿(mào)易企業(yè)）的創(chuàng)新能力顯著提升，說明本文的基本回歸設定正確，即“入世”后處理組企業(yè)可能通過創(chuàng)新能力提升對DVAR產(chǎn)生動態(tài)效應；列（2）結(jié)果顯示，在控制貨物貿(mào)易自由化和國企改革因素后，處理組企業(yè)DVAR在“入世”后顯著下降，全樣本顯示準自然實驗的處理效應是-0.060。由于政策沖擊前樣本年限相對較短，對主要變量的均值趨勢檢驗可能存在困難，因此，參考余驍和郭志芳（2020）的做法，引入企業(yè)時間趨勢作為主要控制變量，②假定處理組和控制組存在線性時間趨勢?；貧w結(jié)果見表4列（3），結(jié)果顯示，交互項系數(shù)仍顯著為負，這進一步證實了時間趨勢差異并未顯著影響上述準自然實驗結(jié)果。由于我國服務業(yè)對外開放政策在2004年進行過調(diào)整，為避免調(diào)整帶來的估計偏誤，將樣本區(qū)間設定為2000～2004年并再次進行雙重差分檢驗，結(jié)果見表4列（4），結(jié)果仍穩(wěn)健。準自然實驗還可能受到時間趨勢影響，對被解釋變量制造業(yè)企業(yè)DVAR滯后一階（L.DVAR）進行安慰劑檢驗（Placebo Test），結(jié)果見表4列（5），交互項系數(shù)不顯著，表明不存在明顯處理效應，準自然實驗通過安慰劑檢驗。準自然實驗還可能受到預期效應影響，即制造業(yè)企業(yè)可能因提前知曉我國將會加入WTO而導致政策沖擊前的共同趨勢假設不成立，為此表4列（6）將2001年作為虛擬“入世”時點進行再一次檢驗，結(jié)果顯示交互項系數(shù)并不顯著，即準自然實驗無明顯預期效應，處理效應結(jié)果有效。

表4 基于“入世”的準自然實驗

圖2 加工貿(mào)易與一般貿(mào)易進口中間服務投入占出口比重

由于服務業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)GVC收益存在動態(tài)影響效應，參考Beck等（2010）以及王海成和呂鐵（2016）的做法，設置如下動態(tài)效應檢驗模型：

圖3 動態(tài)效應檢驗結(jié)果

五、進一步的分析

（一）投入產(chǎn)出關聯(lián)對動態(tài)效應的條件影響

首先看投入產(chǎn)出關聯(lián)對動態(tài)效應產(chǎn)生的條件影響。我國制造業(yè)生產(chǎn)分割不斷提升（倪紅福，2016），服務投入在產(chǎn)品生產(chǎn)過程中的作用不斷凸顯，這一方面反映了制造業(yè)與服務業(yè)融合發(fā)展的大趨勢，另一方面也是企業(yè)通過“歸核化”戰(zhàn)略提升生產(chǎn)效率的重要體現(xiàn)（Amiti and Wei，2009）。通常，以高質(zhì)量的人力資本和知識資本為主要內(nèi)容的生產(chǎn)性服務投入在生產(chǎn)過程中會產(chǎn)生直接的技術外溢效應（劉維剛和倪紅福，2018）以及間接的學習效應以實現(xiàn)“干中學”（Grossman and Helpman，2002），進而有效促進企業(yè)創(chuàng)新。因此，納入制造業(yè)行業(yè)對服務業(yè)投入的依賴程度指標input2002①input2002表示根據(jù)2002年版本的投入產(chǎn)出表測算得到的第p制造行業(yè)總投入中來自所有服務行業(yè)中間產(chǎn)品的占比，從而考察該行業(yè)對服務業(yè)投入的依賴程度。重新進行回歸分析。結(jié)果見表5，從列（1）～（3）的回歸結(jié)果可知，滯后的服務業(yè)開放度顯著促進制造業(yè)企業(yè)整體以及不同技術含量的創(chuàng)新行為，而交互項為負則表明，對于越依賴服務投入的行業(yè)所屬企業(yè)而言，服務業(yè)開放的創(chuàng)新動態(tài)效應越明顯，且這一結(jié)論無論在整體創(chuàng)新上還是區(qū)分高低技術含量創(chuàng)新上均成立。

表5 投入產(chǎn)出關聯(lián)與離技術前沿距離對動態(tài)效應的條件影響分析

（二）離技術前沿距離對動態(tài)效應的條件影響

進一步看離技術前沿距離對動態(tài)效應產(chǎn)生的條件影響。早期文獻表明，后發(fā)經(jīng)濟體對技術前沿國家的技術模仿與其技術差距有正向關聯(lián)（Fagerberg，1994），因為后發(fā)經(jīng)濟體和技術前沿國家的技術差距越大，其通過模仿創(chuàng)新的難度系數(shù)相對越小，后發(fā)經(jīng)濟體更有概率進行技術模仿。還有文獻從后發(fā)經(jīng)濟體技術趕超的動態(tài)條件出發(fā)提出“發(fā)展門檻”概念，即后發(fā)經(jīng)濟體和發(fā)達國家的技術差距越大時，表現(xiàn)為正向的“后發(fā)優(yōu)勢”，當后發(fā)經(jīng)濟體技術水平收斂到接近發(fā)達國家水平時，表現(xiàn)出技術趕超的“后發(fā)劣勢”，即行業(yè)技術差距越大，技術追趕難度也越大（Blomstrom and Sjoholm，1999）。Aghion等（2005）在此基礎上進一步提出，當后發(fā)國家技術水平接近前沿時，可能存在“逃離競爭”效應而激勵企業(yè)加大研發(fā)投入。本文參考Bourle等（2013）、Bas和Causa（2013）以及邱立成等（2017）的做法，以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫測算得到的LP法全要素生產(chǎn)率為基礎，以國民經(jīng)濟4位碼行業(yè)下制造業(yè)企業(yè)的最高生產(chǎn)率水平為本行業(yè)的技術前沿，構(gòu)造該行業(yè)的技術距離指標。根據(jù)表5列（4）～（6）的回歸結(jié)果，總體樣本以及高技術創(chuàng)新企業(yè)的回歸結(jié)果中并不存在明顯的正向條件效應，但低技術創(chuàng)新企業(yè)則表現(xiàn)出明顯的正向條件影響。這一結(jié)果說明，離技術前沿越近時，制造業(yè)企業(yè)越可能選擇低技術創(chuàng)新來動態(tài)增強自身競爭力。

六、結(jié)論和政策建議

本文在Kee 和 Tang（2016）的理論模型基礎上，通過引入服務業(yè)開放因素考察了服務業(yè)開放如何影響制造業(yè)企業(yè)的出口國內(nèi)附加值，并采用我國企業(yè)層面數(shù)據(jù)實證檢驗了理論假說，主要結(jié)論是：首先，本文通過構(gòu)建理論模型，從服務業(yè)開放視角解釋了Kee 和Tang（2016）提出的中國在全球價值鏈上通過進口替代實現(xiàn)“中國奇跡”的深層次原因，即服務業(yè)開放對我國制造業(yè)企業(yè)DVAR的即期效應雖為負，但通過溢出效應促使創(chuàng)新能力提升，進而動態(tài)調(diào)節(jié)了制造業(yè)企業(yè)的DVAR。其次，本文在理論模型基礎上，通過構(gòu)建服務業(yè)對外開放程度指數(shù)以及制造業(yè)企業(yè)DVAR指標對上述問題進行實證檢驗，結(jié)果顯示：無論是基準回歸結(jié)果，還是進一步的工具變量估計、準自然實驗等較好地處理內(nèi)生性問題的因果識別后，核心結(jié)論依然穩(wěn)健。再次，我們也發(fā)現(xiàn)，可能受限于制造業(yè)企業(yè)實行發(fā)明創(chuàng)新的沉沒成本過高以及加工貿(mào)易企業(yè)自主創(chuàng)新動機不足等因素，動態(tài)調(diào)節(jié)效應主要集中在相對低端的實用新型和外觀設計專利上及一般貿(mào)易企業(yè)上。最后，在擴展分析中，我們將投入產(chǎn)出關聯(lián)與技術距離納入計量分析框架后發(fā)現(xiàn)，越依賴服務投入的制造業(yè)行業(yè)以及離技術前沿越近的制造業(yè)行業(yè)所屬企業(yè)，其服務業(yè)開放的創(chuàng)新動態(tài)效應越明顯，且對低技術創(chuàng)新的動態(tài)影響相對越大。

國際金融危機以來，全球經(jīng)貿(mào)體系的不確定性日漸增強，加之2018年以來中美貿(mào)易摩擦不斷升級、新冠肺炎疫情全球大流行，這都在很大程度上沖擊了業(yè)已成形的全球價值鏈分工體系，導致全球價值鏈分工面臨斷裂和重構(gòu)的風險。因此，提升以知識密集型為顯著特征的服務業(yè)，尤其是生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展水平，是新形勢下提升我國對外貿(mào)易競爭力的重要途徑之一。我國仍應堅定不移地遵循以開放促發(fā)展的總體思路，以高質(zhì)量服務業(yè)對外開放為目標，籍由“一帶一路”、自貿(mào)區(qū)等建設契機，先行先試開放我國相對落后的服務業(yè)，逐步降低行業(yè)進入壁壘，營造良好的營商環(huán)境，形成良性競爭以不斷提升國內(nèi)服務投入質(zhì)量，進而帶動下游產(chǎn)品生產(chǎn)的國內(nèi)增加值貢獻度，增強服務業(yè)對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的支撐作用。同時，應在財稅、協(xié)同創(chuàng)新等方面大力支持制造業(yè)企業(yè)開展高質(zhì)量的發(fā)明創(chuàng)新活動，掌握自有核心技術以實現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展模式轉(zhuǎn)型升級，盡最大可能提升上游服務業(yè)開放帶來的政策紅利，降低在國際競爭中面臨的“卡脖子”風險。此外，還應加強地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護力度，尤其是執(zhí)法力度，保障創(chuàng)新者合法權(quán)益，以自主創(chuàng)新提升技術水平，最終促進我國制造業(yè)企業(yè)國際分工地位的跨越式升級，突破我國面臨的價值鏈“低端鎖定”困局。