郭娟娟 冼國明 李 怡

(1.上海社會科學(xué)院，上海 200020；2.南開大學(xué)，天津 300071；3.上海財經(jīng)大學(xué)，上海 200433)

一、引言與文獻綜述

根據(jù)《2020年世界發(fā)展報告》，全球價值鏈是指將生產(chǎn)過程分割，并將其分布在不同的國家(地區(qū))，企業(yè)依靠自身的差異化要素稟賦融入全球價值鏈的特定環(huán)節(jié)，不再完整地生產(chǎn)某一商品。位于全球價值鏈上游的企業(yè)具有較強的產(chǎn)品附加值俘獲能力，對實現(xiàn)自身競爭力和當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有重要的作用。隨著中國不斷拓展參與全球價值鏈生產(chǎn)體系的廣度和深度，全球價值鏈發(fā)展對中國經(jīng)濟增長的積極影響越來越大(裴長洪，2013)。Gereffi et al.(2012)認為，中國深度融入國際分工體系，推動了其制造業(yè)的快速發(fā)展。遺憾的是，在全球價值鏈分工體系中，中國長期位于由發(fā)達國家主導(dǎo)的價值鏈的下游環(huán)節(jié)，自然資源消耗巨大但獲得的利潤微乎其微。表面來看這是由于中國的制造業(yè)服務(wù)化水平(30%)相比德國(39%)和美國(32%)等發(fā)達國家而言較低，深層的原因卻是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)供給不足，導(dǎo)致制造業(yè)服務(wù)化轉(zhuǎn)型困難。服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的融合決定了全球價值鏈的橫向格局，對經(jīng)濟增長、互聯(lián)互通和產(chǎn)品多樣化具有不容忽視的影響。一方面，服務(wù)要素在制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈中發(fā)揮著統(tǒng)籌生產(chǎn)運營、協(xié)調(diào)聯(lián)系以及總部管理的功能(盛斌 等，2015)。另一方面，作為制造業(yè)的中間投入，服務(wù)要素可以通過技術(shù)溢出、顧客接觸以及資源配置效應(yīng)促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，進而實現(xiàn)價值創(chuàng)造和增值(呂越 等，2017)，推動制造業(yè)企業(yè)向全球價值鏈高端環(huán)節(jié)延伸。有鑒于此，促使制造業(yè)服務(wù)化是當前中國面臨的重要課題，通過擴大服務(wù)業(yè)開放程度促使更多外資進入中國生產(chǎn)性服務(wù)領(lǐng)域?qū)χ袊圃鞓I(yè)轉(zhuǎn)型升級具有重要的作用。

中國一直堅持對外開放政策，不斷推進市場開放進程，但服務(wù)業(yè)開放程度相對保守?！锻馍掏顿Y產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄(1995—2015)》顯示，中國在服務(wù)業(yè)外資進入的范圍、方式和外方持股比例等方面存在嚴格的限制，50%以上的服務(wù)行業(yè)禁止(限制)外資進入，而制造業(yè)行業(yè)僅有15%的限制狀況。限制外資進入這一政策在一定程度上保護了中國較為脆弱的服務(wù)業(yè)，但也不可避免地造成服務(wù)業(yè)整體競爭水平低下和技術(shù)發(fā)展相對滯后，進而對制造業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生負面效應(yīng)(江小涓 等，2004；江靜 等，2007；Arnold et al.，2016)。2020年商務(wù)部《全面深化服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點總體方案》提出，推動服務(wù)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，鼓勵制造業(yè)企業(yè)服務(wù)化，推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和高端服務(wù)業(yè)發(fā)展，為中國在國際競爭中取得新優(yōu)勢奠定基礎(chǔ)。

本文旨在考察中國服務(wù)業(yè)外資開放對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的影響及內(nèi)在機理，以期補充對服務(wù)業(yè)開放領(lǐng)域的研究，為助力制造業(yè)企業(yè)利用優(yōu)質(zhì)服務(wù)深度融入全球價值鏈、促使其向價值鏈高端延伸提供新的視角，并為中國進一步開放服務(wù)業(yè)提供重要的理論依據(jù)。

目前已有不少學(xué)者探究了外資自由化與制造業(yè)企業(yè)經(jīng)濟效益，但主要集中在企業(yè)生產(chǎn)率和出口兩個方面。就外資自由化與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系而言，Arnold et al.(2011)以捷克制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為研究對象，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高在一定程度上受服務(wù)業(yè)外資進入的影響。Fernandes et al.(2012)進一步指出離技術(shù)前沿最遠的企業(yè)從服務(wù)業(yè)開放中獲益最多。侯欣裕等(2018)聚焦于服務(wù)業(yè)外資管制與下游制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，同樣發(fā)現(xiàn)放松對中間服務(wù)業(yè)的外資管制能夠顯著推動下游制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。根據(jù)新新貿(mào)易理論，生產(chǎn)率較高的企業(yè)會更多地參與出口，因此，大多關(guān)于服務(wù)業(yè)外資進入與出口的研究均認為服務(wù)業(yè)外資管制政策放松顯著促進了制造業(yè)企業(yè)出口競爭力的提升。Bas(2014)研究發(fā)現(xiàn)，印度服務(wù)業(yè)改革中，涉及能源、電信與交通運輸業(yè)等細分行業(yè)的改革顯著提升了制造業(yè)出口績效。孫浦陽等(2018)同樣發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)開放顯著提高了下游制造業(yè)的出口傾向和出口額，且該作用在管理效率高的企業(yè)中表現(xiàn)更為顯著。武力超等(2016)也指出，企業(yè)出口密度的提高在很大程度上得益于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的開放。部分文獻采用不同國家不同時期的數(shù)據(jù)得出:服務(wù)貿(mào)易自由化對提高相關(guān)國家企業(yè)全球價值鏈嵌入度和增值能力具有顯著的促進作用(Erik et al.，2017；林僖 等，2018)。

相比已有研究，本文可能的邊際貢獻主要有以下幾點：第一，研究視角方面，目前關(guān)于服務(wù)業(yè)外資自由化的研究，大多聚焦于企業(yè)生產(chǎn)效率與出口方面，關(guān)于全球價值鏈的研究也只是從服務(wù)貿(mào)易出發(fā)，對服務(wù)業(yè)外資自由化全球價值鏈效應(yīng)的研究較為欠缺。本文將制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升作為落腳點，系統(tǒng)分析服務(wù)業(yè)外資開放影響中國制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的程度及內(nèi)在機理，有助于豐富該領(lǐng)域的文獻。第二，研究內(nèi)容方面，本文區(qū)分了企業(yè)異質(zhì)性、服務(wù)業(yè)發(fā)展程度、開放程度、服務(wù)使用率，城市規(guī)模以及時間段等，所得結(jié)論對通過開放服務(wù)業(yè)外資管制促進制造業(yè)發(fā)展，進而實現(xiàn)中國經(jīng)濟高質(zhì)量增長提供了更全面的事實證據(jù)。第三，本文還檢驗了制度環(huán)境對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，對通過優(yōu)化制度環(huán)境增強服務(wù)業(yè)開放的積極效應(yīng)，進而提升中國在國際競爭中的地位具有啟示作用。第四，指標測度方面，在測算服務(wù)業(yè)外資自由化指標時，現(xiàn)有文獻對于服務(wù)業(yè)要素投入權(quán)重的測量，主要來自中國投入產(chǎn)出表，但該表并不連續(xù)，采用就近年份原則將數(shù)據(jù)進行連續(xù)化處理可能存在一定程度的偏差。本文利用連續(xù)的世界投入產(chǎn)出表，測度了中國制造業(yè)2000—2007年連續(xù)的服務(wù)業(yè)要素投入權(quán)重，使得對服務(wù)業(yè)外資自由化指標的測度更為準確，所得結(jié)論也更為合理。

二、模型構(gòu)建、指標說明與數(shù)據(jù)來源

(一)模型構(gòu)建

采用2000—2007年中國微觀企業(yè)的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，本文將制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位與服務(wù)業(yè)的開放程度相結(jié)合，探究服務(wù)業(yè)外資開放與制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的相關(guān)性，模型構(gòu)建如下：

gvcup=α+βopser+∑κN+∑γM+μ+μ+ε

(1)

其中：gvcup為被解釋變量，指第t年制造業(yè)行業(yè)j中i企業(yè)的全球價值鏈地位提升；核心解釋變量opser是分行業(yè)服務(wù)業(yè)開放指數(shù)，通過制造業(yè)行業(yè)j在t年對服務(wù)中間投入的依賴程度測算而得；∑N和∑M分別表示企業(yè)和行業(yè)層面的控制變量。β為本文最為關(guān)注的系數(shù)，μ和μ分別為企業(yè)和時間(年份)固定效應(yīng)，ε為隨機擾動項。為了緩解可能存在的組內(nèi)相關(guān)問題，對模型回歸結(jié)果的標準誤差在行業(yè)-年份層面聚類進行調(diào)整。

(二)指標說明

1.被解釋變量：企業(yè)全球價值鏈地位提升

與郭娟娟等(2020)做法一致，采用“上游參與度”來表征企業(yè)全球價值鏈升級。參照蘇丹妮等(2020)的做法，企業(yè)的全球價值鏈上游參與度可以表示為：

(2)

(3)

(4)

2.核心解釋變量：服務(wù)業(yè)外資自由化

區(qū)別于采用服務(wù)業(yè)外商直接投資流量(Duggan et al.，2013)、服務(wù)業(yè)外商投資存量或外資企業(yè)在服務(wù)業(yè)中的從業(yè)人員比重作為衡量服務(wù)業(yè)開放水平的測度方法，本文借鑒Arnold et al.(2016)與Bas(2014)的做法，通過OECD發(fā)布的外商直接投資限制指數(shù)(FCI)來構(gòu)建服務(wù)業(yè)外資自由化指標，該方法構(gòu)建的指標更加關(guān)注到政策層面，其研究結(jié)論更容易作用于政策指導(dǎo)。具體的模型構(gòu)建如下：

opser=θ×FCI

(5)

其中：opser為服務(wù)業(yè)外資自由化指標，該指標越大，行業(yè)對外商直接投資的開放度越低；θ為中國服務(wù)業(yè)投入在制造業(yè)j的中間總投入中所占比重，該指標利用投入產(chǎn)出表計算可得。FCI為服務(wù)業(yè)j在t年的FDI限制指數(shù)，原始數(shù)據(jù)來自O(shè)ECD“外商直接投資限制指數(shù)”。

OECD“外商直接投資限制指數(shù)”統(tǒng)計數(shù)據(jù)公布了傳媒業(yè)、銷售業(yè)、交通運輸業(yè)、電信業(yè)、金融服務(wù)業(yè)和商務(wù)服務(wù)業(yè)六類服務(wù)業(yè)的FDI限制指數(shù)，由于中國傳媒業(yè)一直未對外開放，所以在計算時將這一行業(yè)剔除。利用世界投入產(chǎn)出表，計算得到服務(wù)業(yè)行業(yè)在14個制造業(yè)行業(yè)(見表1)中的中間投入比重，然后以此為權(quán)重求出5個服務(wù)業(yè)行業(yè)外資開放程度指標。參照呂越等(2018)的做法，匹配中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中制造業(yè)企業(yè)所在二分位行業(yè)的代碼與世界投入產(chǎn)出表(如表1所示)，最終得到制造業(yè)企業(yè)所在二分位行業(yè)的服務(wù)業(yè)開放指數(shù)。

表1 行業(yè)對照表

3.控制變量

本文的控制變量主要包括：(1)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)，采用OP法(Olley et al.，1996)測算。(2)資本勞動比(kl)，用資本存量與從業(yè)人員數(shù)比值的對數(shù)值表示。(3)企業(yè)規(guī)模(size)，采用企業(yè)年均從業(yè)人數(shù)的對數(shù)值來衡量。(4)企業(yè)年齡(frag)，用當年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差加1的對數(shù)值測度。(5)企業(yè)是否受到補貼(subsidydum)，若受到補貼則取值為1，否則為0。(6)企業(yè)所有制類型(soe、foreign)，若企業(yè)外商投資(港澳臺與外商資本之和)占總資本的比重超過25%，則該企業(yè)被認為是外資企業(yè)(foreign=1)，若企業(yè)國有資本與集體資本占實收資本的比重高于50%，則該企業(yè)為國有企業(yè)(soe=1)。(7)行業(yè)層面指標主要是行業(yè)競爭程度(hhi)，測度模型為：

(6)

其中：sale為制造業(yè)企業(yè)的銷售額，sale為二分位制造業(yè)行業(yè)的銷售額。hhi指數(shù)越大，市場競爭程度越小；該指數(shù)越小，市場競爭程度越大。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文主要涉及四類數(shù)據(jù)：產(chǎn)品層面的關(guān)稅數(shù)據(jù)、海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)、企業(yè)層面的生產(chǎn)數(shù)據(jù)以及行業(yè)層面的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)。其中，關(guān)稅數(shù)據(jù)來自WTO的Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫，投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來自世界投入產(chǎn)出表。借鑒Yu(2015)的方法，對生產(chǎn)數(shù)據(jù)與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)進行匹配，并對合并之后的數(shù)據(jù)進行異常指標或樣本的處理(Feenstra et al.，2014)，最終得到275643個觀測值。

相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、實證結(jié)果分析

(一)基準回歸

為考察服務(wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的作用，本文對模型(1)進行實證檢驗，結(jié)果匯報于表3。

表3 基準回歸結(jié)果

表3列(1)為在控制時間和企業(yè)固定效應(yīng)之后，僅加入核心解釋變量的回歸結(jié)果；列(2)～(5)依次加入企業(yè)和行業(yè)層面的控制變量。結(jié)果表明，本文的主要解釋變量——服務(wù)業(yè)外資自由化(opser)的估計系數(shù)均至少通過了5%顯著性水平上的負向檢驗，說明在控制時間和企業(yè)固定效應(yīng)以及其他影響因素之后，服務(wù)業(yè)部門外商直接投資的限制水平越低，外資自由化程度越高，對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的促進作用越明顯。且模型回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性?？赡艿脑蚴牵阂环矫?，外資進入可以更新服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)，下游制造業(yè)企業(yè)能夠通過溢出效應(yīng)和學(xué)習效應(yīng)間接提升下游制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位(Fernandes et al.，2012)；另一方面，隨著產(chǎn)業(yè)分工的深化，企業(yè)生產(chǎn)中的統(tǒng)籌、協(xié)調(diào)等環(huán)節(jié)將主要由能力更強的外資生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)完成，節(jié)約了制造業(yè)企業(yè)的交易成本(呂政 等，2006)，有利于企業(yè)向全球價值鏈高端環(huán)節(jié)延伸。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.改變實證樣本

首先，本文對剔除純進口企業(yè)、全外資企業(yè)以及純加工貿(mào)易類型企業(yè)之后的樣本重新進行回歸。結(jié)果如表4列(1)～(3)所示，opser的系數(shù)均顯著為負，說明服務(wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的促進作用在改變實證樣本之后依然成立。其次，表4列(4)、(5)為采用2000—2013年海關(guān)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫匹配樣本進行回歸的實證結(jié)果，加入控制變量后，opser系數(shù)由-0.0437變?yōu)?0.0412，且后者在5%的置信水平上顯著，再次驗證了基準結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 改變實證樣本的穩(wěn)健性檢驗

2.改變實證方法

是否參與全球價值鏈生產(chǎn)體系的選擇行為會影響其所處的價值鏈地位，為避免由于樣本選擇偏差帶來的偏誤，須考慮選擇行為對樣本的影響。因此，我們采用Heckman兩步法對實證樣本進行重新回歸，相應(yīng)結(jié)果列于表5。

表5 改變實證方法的穩(wěn)健性檢驗

表5中，選擇方程的估計結(jié)果見列(1)、(3)、(5)，結(jié)果方程的估計結(jié)果見列(2)、(4)、(6)。其中，服務(wù)業(yè)外資自由化在結(jié)果方程中的估計系數(shù)分別為-0.0245、-0.1196、-0.1153，且均通過了1%顯著性水平上的檢驗，驗證了本文基準結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.替換核心指標的檢驗

與現(xiàn)有研究一致，本文首先采用企業(yè)以出口為目的的進口的中間品中包含的國外增加值占其總出口的比例來衡量企業(yè)全球價值鏈下游環(huán)節(jié)參與度，該值越大，說明企業(yè)越處于全球價值鏈的低端生產(chǎn)環(huán)節(jié)，即企業(yè)所在的價值鏈地位越低，預(yù)測核心解釋變量對其影響系數(shù)為正。進一步地，根據(jù)Koopman et al.(2010)的方法，利用企業(yè)全球價值鏈上游環(huán)節(jié)參與度和下游環(huán)節(jié)參與度構(gòu)造綜合反映企業(yè)全球價值鏈分工地位的指標，其測度公式為：企業(yè)全球價值鏈分工地位=ln(1+企業(yè)上游環(huán)節(jié)參與度)-ln(1+企業(yè)下游環(huán)節(jié)參與度)，該值越大，說明企業(yè)全球價值鏈上游環(huán)節(jié)參與程度越高，即企業(yè)所在價值鏈地位越高。實證結(jié)果見表6列(1)、(2)。觀察其結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)外資自由化對企業(yè)全球價值鏈下游參與度的估計系數(shù)為0.0383，在5%的置信水平上顯著；服務(wù)業(yè)外資自由化對企業(yè)全球價值鏈分工地位的影響系數(shù)顯著為負，表明服務(wù)業(yè)外資自由化有效抑制了企業(yè)向全球價值鏈下游環(huán)節(jié)延伸，顯著促進了企業(yè)向全球價值鏈上游環(huán)節(jié)攀升，與基準檢驗結(jié)果一致。

4.剔除遺漏變量的影響

首先，借鑒蔣靈多等(2018)的做法，在模型(1)中加入2000年各行業(yè)國有企業(yè)占比(soeshare)與μ的交互項，以剔除1998—2003年國企改革對實證結(jié)果的干擾，結(jié)果見表6列(3)，此時opser的符號顯著為負，表明剔除國企改革的干擾之后，外商直接投資的放松程度越高，對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的推動作用越強。同樣，為了緩解由于遺漏關(guān)稅消減對結(jié)果的干擾，將2000年企業(yè)進口關(guān)稅稅率(tariff)與μ的交互項納入模型，其結(jié)果匯報于表6列(4)。結(jié)果顯示，在剔除關(guān)稅減讓政策干擾后，opser的估計系數(shù)仍為負數(shù)，且通過了5%顯著性水平上的檢驗。表6列(5)同時控制了國企改革和關(guān)稅減讓的影響，發(fā)現(xiàn)本文基本結(jié)論依然成立。

表6 替換核心指標及剔除政策干擾的穩(wěn)健性檢驗

(三)內(nèi)生性問題的處理

本文意在考察服務(wù)業(yè)外資開放對中國制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的影響，在指標方面，核心解釋變量用中國國民經(jīng)濟二分位行業(yè)的服務(wù)業(yè)外資開放指數(shù)來衡量，被解釋變量使用企業(yè)層面的全球價值鏈上游參與度來表示。由于行業(yè)層面指標(服務(wù)業(yè)外資開放)不會對企業(yè)層面指標(企業(yè)全球價值鏈地位提升)產(chǎn)生反應(yīng)，所以兩者之間不太可能產(chǎn)生反向因果關(guān)系(侯欣裕 等，2018)。但為了更為嚴謹?shù)氐玫椒?wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的作用程度，本文借鑒Arnold et al.(2016)的方法，選取印度服務(wù)業(yè)外資開放作為中國服務(wù)業(yè)外資自由化的工具變量，使用兩階段最小二乘估計方法進行實證回歸，相應(yīng)結(jié)果報于表7列(1)、(2)。在控制企業(yè)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)之后，依次加入企業(yè)和行業(yè)層面的控制變量，發(fā)現(xiàn)識別不足檢驗均通過了1%顯著性水平上的檢驗，拒絕原假設(shè)，說明工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)。進一步地，弱工具變量檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)工具變量與內(nèi)生變量之間具有較強的相關(guān)性。綜上表明，本文選擇印度服務(wù)業(yè)外資自由化水平作為工具變量具有一定的合理性。另外，opser的估計系數(shù)均顯著為負，說明服務(wù)業(yè)外資管制程度越低，服務(wù)業(yè)外資開放程度越大，對中國制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的促進作用越明顯，與基準回歸檢驗結(jié)果一致。

進一步采用印度服務(wù)業(yè)外資自由化指標和滯后一期的中國服務(wù)業(yè)外資自由化指標作為工具變量重新對實證結(jié)果進行回歸檢驗，其結(jié)果匯報于表7列(3)、(4)。其中，列(3)僅加入了核心解釋變量服務(wù)業(yè)外資自由化，列(4)在此基礎(chǔ)上又加入了所有控制變量。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)，在列(3)、(4)中，Sargan-Hansen過度識別檢驗的伴隨概率均大于0.1，不能在10%的顯著性水平上拒絕工具變量過度識別的原假設(shè)，即本文所選取的工具變量是外生的。另外，列(3)、(4)opser的系數(shù)分別為-0.0117和-0.0108，且均通過了5%顯著性水平上的檢驗，說明在采用印度服務(wù)業(yè)外資自由化和中國服務(wù)業(yè)外資自由化滯后一期指標作為工具變量緩解內(nèi)生性問題后，服務(wù)業(yè)外資自由化仍然有利于中國制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升，再次表明基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表7 內(nèi)生性問題處理

綜上，不管是改變實證樣本、實證方法、替換核心指標、剔除遺漏變量的影響，還是緩解模型存在的內(nèi)生性問題，均發(fā)現(xiàn)提高服務(wù)業(yè)外資自由化程度有利于促使中國制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升。

(四)異質(zhì)性討論

上述實證結(jié)果表明，提高服務(wù)業(yè)外資自由化程度對提升制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位具有顯著的推動作用。那么該作用是否會因企業(yè)、行業(yè)或地區(qū)等的差別而發(fā)生變化？本文將從企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和時間特征四個方面來回答該問題。借鑒Wright(1976)的思路，構(gòu)建如下異質(zhì)性分析模型：

(7)

其中：H表示異質(zhì)性樣本虛擬變量，主要包括企業(yè)貿(mào)易方式、服務(wù)業(yè)發(fā)展程度、服務(wù)業(yè)開放程度、服務(wù)使用率、城市規(guī)模及時間段；K為異質(zhì)性樣本分組個數(shù)；θ是我們最為關(guān)注的估計系數(shù)，其余變量與基準模型相同。表8匯報了該實證結(jié)果。

1.貿(mào)易方式

不同貿(mào)易方式的企業(yè)，可能由于經(jīng)營目標不同而對服務(wù)業(yè)部門的依賴程度有所差異。本文將樣本企業(yè)劃分為兩種貿(mào)易類型：加工貿(mào)易類型企業(yè)(p=1)和非加工貿(mào)易類型企業(yè)(np=1)，將兩者分別與opser相乘所得的交互項納入模型(7)，實證結(jié)果報告于表8列(1)。結(jié)果顯示，交互項opser×p的估計系數(shù)為-0.0438，僅通過了10%的顯著性水平上的檢驗；而opser×np的估計系數(shù)為-0.0662，且在5%的水平上顯著。這表明相比于對加工貿(mào)易類型企業(yè)全球價值鏈地位提升的作用而言，服務(wù)業(yè)外資自由化更加有利于非加工貿(mào)易類型企業(yè)向全球價值鏈上游環(huán)節(jié)攀升。這是因為加工貿(mào)易類型企業(yè)主要從事簡單的加工生產(chǎn)，對服務(wù)要素中間投入的依賴度較低。而非加工貿(mào)易類型企業(yè)因為其生產(chǎn)的產(chǎn)品質(zhì)量較高，對服務(wù)要素投入的需求較大，且該部分企業(yè)的生產(chǎn)率水平和人力資本水平相對較高，更容易通過外商直接投資產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)獲得向價值鏈上游攀升的動力。

表8 異質(zhì)性檢驗

2.服務(wù)業(yè)發(fā)展程度

服務(wù)業(yè)開放所產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)因一地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展程度的不同而有所差異。一般來講，服務(wù)業(yè)發(fā)展程度越高，其帶來的積極作用越大。因此，本文按照服務(wù)業(yè)發(fā)展程度進行分組，將第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重高于其中位數(shù)的地區(qū)稱為服務(wù)業(yè)發(fā)達地區(qū)(hdevep=1)；將第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比GDP比重低于其中位數(shù)的地區(qū)稱為服務(wù)業(yè)欠發(fā)達地區(qū)(ldevep=1)。將其分別與opser相乘形成交互項opser×hdevep和opser×ldevep，實證結(jié)果如表8列(2)所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，交互項的估計系數(shù)分別為-0.1019和-0.0875，且在5%和10%的置信水平上顯著。這表明服務(wù)業(yè)外資自由化更有利于促進服務(wù)業(yè)發(fā)達地區(qū)企業(yè)向全球價值鏈高端環(huán)節(jié)攀升。這是因為，服務(wù)業(yè)越發(fā)達的地區(qū)，其所受服務(wù)業(yè)開放帶來的溢出效應(yīng)越大，且也更有利于降低企業(yè)的生產(chǎn)成本。

3.服務(wù)業(yè)外資自由化程度

為探究服務(wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的促進作用是否因服務(wù)業(yè)外資自由化程度而有所差異，本文進一步按照服務(wù)業(yè)外資自由化開放指數(shù)進行劃分。若實際值大于其樣本數(shù)值的75%分位，則為服務(wù)業(yè)外資自由化程度較低的制造業(yè)企業(yè)；反之，則為服務(wù)業(yè)外資自由化程度較高的企業(yè)。分別將其與opser相乘形成交互項opser×low和opser×high，實證結(jié)果報告于表8列(3)。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)，交互項opser×low的估計系數(shù)為-0.1166，opser×high的估計系數(shù)為-0.0528，且兩者都在5%的統(tǒng)計性水平上顯著。這表明較低的服務(wù)業(yè)外資自由化水平不利于中國制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升，與基準回歸結(jié)果相一致。

4.服務(wù)使用率

制造業(yè)對服務(wù)業(yè)中間投入使用率越高，說明該制造業(yè)對服務(wù)業(yè)的依賴程度越高，從而可以預(yù)測服務(wù)業(yè)外資自由化對使用服務(wù)投入更高的制造業(yè)企業(yè)的影響更大。為此，本文進一步按照制造業(yè)使用服務(wù)業(yè)中間投入占比使用所有行業(yè)總投入的比值對行業(yè)進行分組，將該值大于其中位數(shù)的行業(yè)稱為服務(wù)使用率較高的行業(yè)(hservice=1)；將該值小于其中位數(shù)的行業(yè)稱為服務(wù)使用率較低的行業(yè)(lservice=1)，對兩類型行業(yè)企業(yè)的回歸結(jié)果見表8列(4)。觀察交互項系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，opser×hservice和opser×lservice的估計系數(shù)均為負，但前者的顯著性和系數(shù)的絕對值均大于后者，說明服務(wù)業(yè)外資自由化促進了對服務(wù)使用率較高的行業(yè)企業(yè)向全球價值鏈上游環(huán)節(jié)攀升，驗證了猜測的合理性。

5.城市規(guī)模

由于服務(wù)業(yè)專業(yè)化和多樣化集聚特征受到城市規(guī)模的影響(席強敏 等，2015)，因而服務(wù)業(yè)開放程度對企業(yè)全球價值鏈的作用大小也會因城市規(guī)模而有所差異。本文以城市人口規(guī)模作為分組變量，將人口100萬以上的城市稱為大城市(region1=1)，人口在50～100萬之間的城市稱為中等城市(region2=1)，人口在50萬以下的城市稱為小城市(region3=1)。將三個虛擬變量分別與服務(wù)業(yè)外資自由化指標相乘得到交互項，納入模型(7)進行回歸檢驗，結(jié)果見表8列(5)。其中，opser×region1的估計系數(shù)為-0.0922，在5%的置信水平上顯著；opser×region2的估計系數(shù)雖亦為負，但僅在10%的統(tǒng)計性水平上的顯著；而opser×region3的估計系數(shù)并不顯著。這表明服務(wù)業(yè)外資自由化對大城市制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈升級的促進作用最明顯，而對小城市企業(yè)的影響十分有限。可能的原因在于，服務(wù)業(yè)尤其是中高端的服務(wù)業(yè)主要集中在發(fā)達的大城市，而小城市生活性服務(wù)業(yè)和低端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)占據(jù)主要地位，服務(wù)的能力較低和服務(wù)半徑較小，難以形成規(guī)模效應(yīng)和專業(yè)分工效應(yīng)。因此，在服務(wù)業(yè)開放的情形下，大城市所受影響更大，且更有利于其地區(qū)內(nèi)企業(yè)價值鏈地位提升。

6.區(qū)分時間段

為考察服務(wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的影響程度是否在中國加入WTO前后有所不同，本文構(gòu)建year1和year2虛擬變量，當年份在2002年之前時，year1取值為1，否則取0；當年份處于2002年之后時，year2取值為1，否則取0，相應(yīng)實證結(jié)果匯報在表8列(6)。由表可知，交互項opser×year1的系數(shù)為-0.0393，但未能通過10%顯著性水平上的檢驗；而opser×year2的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上為負。這表明服務(wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的促進作用在中國加入WTO之后更加明顯。

四、影響機制檢驗

上文實證結(jié)果驗證了提高服務(wù)業(yè)外資自由化程度有利于中國制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升，但其內(nèi)在機理如何尚未可知。本部分旨在闡述服務(wù)業(yè)外資自由化通過何種路徑對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升產(chǎn)生影響，然后通過建立實證模型進行回歸檢驗。

首先，服務(wù)業(yè)外資自由化水平提高可以促使服務(wù)供給規(guī)模、產(chǎn)品范圍、服務(wù)效率和質(zhì)量得以提升，有助于推動制造業(yè)企業(yè)向依靠技術(shù)、人才和管理等要素轉(zhuǎn)變，進而有利于企業(yè)增加提高其生產(chǎn)商品的外觀或使用方式的技術(shù)創(chuàng)新性。另外，外資生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為制造業(yè)的中間投入，其技術(shù)和人力資本含量較高，可以為制造業(yè)企業(yè)帶來示范和競爭效應(yīng)(Fernandes et al.，2012；Duggan et al.，2013)，積極推進制造業(yè)企業(yè)對管理模式進行創(chuàng)新，同時激勵企業(yè)增加研發(fā)投入，促進企業(yè)自主創(chuàng)新水平提高使其不斷靠近技術(shù)前沿，進而提升其在全球價值鏈地位。

其次，制造業(yè)發(fā)展離不開服務(wù)要素的中間投入。一方面，隨著服務(wù)中間投入的逐漸提升，服務(wù)業(yè)外資自由化后競爭激烈，使得效率更高、質(zhì)量更優(yōu)、費用更低的專業(yè)化生產(chǎn)性服務(wù)更加受到企業(yè)的青睞。另一方面，為了降低內(nèi)部生產(chǎn)成本，企業(yè)更傾向于提高自身主營業(yè)務(wù)的技術(shù)水平和產(chǎn)品競爭力，而把非核心環(huán)節(jié)外包給外資服務(wù)企業(yè)。此外，產(chǎn)業(yè)分工的細化能夠間接節(jié)約企業(yè)的交易成本，原因在于企業(yè)可以將生產(chǎn)中涉及統(tǒng)籌、協(xié)調(diào)等環(huán)節(jié)交由具有更高能力的外資生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)來完成(呂政 等，2006)，進而有利于實現(xiàn)企業(yè)的內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟和外部規(guī)模經(jīng)濟，提高企業(yè)所在全球價值鏈上的地位。

綜上分析，本文將服務(wù)業(yè)外資自由化影響制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的內(nèi)在機制歸納為技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)和成本效應(yīng)，并且服務(wù)業(yè)外資自由化可以通過提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力和降低企業(yè)成本對其全球價值鏈地位升級產(chǎn)生正向促進作用。

(一)模型構(gòu)建

本文借鑒方森輝等(2021)、毛其淋等(2022)的做法，將技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)成本作為分別作為因變量，將服務(wù)業(yè)外資自由化作為核心變量進行回歸，模型構(gòu)建如下：

Channel=α+βopser+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(8)

同時，為驗證該做法所得結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進一步構(gòu)建技術(shù)創(chuàng)新、企業(yè)成本與核心解釋變量的交互項并納入實證模型中，如模型(9)所示：

gvcup=α+βopser+ψopser×Channel+vChannel+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(9)

其中：Channel表示不同的作用機制，主要包括技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)和成本效應(yīng)；innovation為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，采用企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值的比重取對數(shù)來衡量(許和連 等，2017)；cost為企業(yè)成本，采用管理費用、財務(wù)費用、銷售費用、主營業(yè)務(wù)應(yīng)付工資總額以及主營業(yè)務(wù)應(yīng)付福利費總額的總和并取對數(shù)來衡量(劉斌 等，2016)；其余變量與基準模型相一致。在模型(8)、(9)中，β和ψ是本文重點關(guān)注的估計系數(shù)。

(二)計量結(jié)果分析

表9列(1)、(2)為技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的回歸結(jié)果。列(1)考察了服務(wù)業(yè)外資自由化對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，opser的估計系數(shù)顯著為負，說明服務(wù)業(yè)外資限制程度越高，越不利于企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，即服務(wù)業(yè)外資自由化顯著提升了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。而隨著創(chuàng)新水平的提高，企業(yè)更容易向技術(shù)前沿靠近，進而提高其在全球價值鏈的地位。因此，技術(shù)創(chuàng)新是服務(wù)業(yè)外資自由化促進制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的重要途徑。列(2)匯報了模型(9)的檢驗結(jié)果，本文最為關(guān)注的交互項opser×innovation的估計系數(shù)為-0.0289，且在5%的統(tǒng)計性水平上顯著，表明對于技術(shù)創(chuàng)新能力越大的企業(yè)而言，服務(wù)業(yè)外資自由化對該制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的促進作用越大，即服務(wù)業(yè)外資自由化通過提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新促進了其全球價值鏈地位提升。列(3)、(4)為企業(yè)成本效應(yīng)的回歸結(jié)果。列(3)結(jié)果表明服務(wù)業(yè)外資自由化有利于企業(yè)降低生產(chǎn)成本，即企業(yè)生產(chǎn)成本降低可能是服務(wù)業(yè)外資自由化作用于制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的渠道之一。列(4)中，交互項opser×cost估計系數(shù)小于0，且通過了10%統(tǒng)計性水平上的檢驗，表明對于生產(chǎn)成本越高的企業(yè)而言，服務(wù)業(yè)外資管制越高，越不利于該制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈向上游環(huán)節(jié)攀升，即服務(wù)業(yè)外資自由化有利于促使生產(chǎn)成本較低的企業(yè)全球價值鏈地位提升。為了更進一步地考察技術(shù)效應(yīng)和成本效應(yīng)的大小，本文將技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)成本與服務(wù)業(yè)外資自由化的交互項作用渠道同時放進模型(9)，相應(yīng)實證結(jié)果匯報于列(5)。交互項opser×innovation的估計系數(shù)為負，在5%置信水平上顯著；而交互項opser×cost的估計系數(shù)僅通過了10%顯著性水平上的負向檢驗。這表明服務(wù)業(yè)外資自由化更加有利于技術(shù)創(chuàng)新能力更強、企業(yè)生產(chǎn)成本更低的制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升，且前者的作用效果更為明顯。

表9 影響機制檢驗

五、進一步分析

服務(wù)業(yè)外資自由化顯著促進了制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升，但該結(jié)論并未考慮企業(yè)所在地區(qū)制度環(huán)境的差異。North(1991)認為，企業(yè)經(jīng)營績效及戰(zhàn)略選擇在一定程度上依賴于所在地的制度環(huán)境，制度環(huán)境越高的地區(qū)，所在地企業(yè)生產(chǎn)及交易成本越低，企業(yè)經(jīng)濟活動的可行性和利潤水平越高。伴隨著加入WTO后外資管制政策的放松，中國的制度環(huán)境也在發(fā)生變化，雖然各地區(qū)的制度環(huán)境存在較大的差異(Li et al.，2013；Wang，2013；樊綱 等，2011)，但總體上呈現(xiàn)良好發(fā)展態(tài)勢。本部分進一步分析地區(qū)差異化制度環(huán)境是否對服務(wù)業(yè)外資自由化經(jīng)濟效應(yīng)的結(jié)果產(chǎn)生影響。參照李文貴等(2012)、楊瑞龍等(2017)的做法，制度環(huán)境采用市場化總分來衡量，并將基準模型擴展至模型(10)：

gvcup=α+φopser+βopser×ins+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(10)

Acemoglu et al.(2005)認為，產(chǎn)權(quán)制度和契約制度之間存在較大的差別，契約制度和產(chǎn)權(quán)制度分別界定了個人與個人之間以及個人與國家之間的關(guān)系。因此，兩種制度對服務(wù)業(yè)外資自由化與企業(yè)全球價值鏈地位提升之間關(guān)系的影響可能存在差異化。借鑒楊瑞龍等(2017)的做法，將產(chǎn)權(quán)制度和契約制度分別采用市場化指數(shù)中“政府與市場關(guān)系”得分和“中介組織和法律”得分來表示，模型構(gòu)建如下：

gvcup=α+φopser+βopser×property+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(11)

gvcup=α+φopser+βopser×contract+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(12)

模型(10)～(12)中，ins、property和contract分別為制度環(huán)境、產(chǎn)權(quán)制度和契約制度虛擬變量，若實際值大于其均值，則ins、property和contract均取值為1；反之，則取0(許和連 等，2017)。交互項系數(shù)β是本文關(guān)注的重點，用于考察制度環(huán)境、產(chǎn)權(quán)制度和契約制度對服務(wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈升級影響的調(diào)節(jié)作用。如果β<0(i=1,2,3)且顯著，說明二者在影響制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升方面存在互補性，即一地區(qū)制度環(huán)境越完善，提高服務(wù)業(yè)外資自由化程度對該地區(qū)制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的正向影響越大；反之，二者存在替代性，即提高服務(wù)業(yè)外資自由化程度更加抑制了該地區(qū)制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升。

表10列(1)結(jié)果顯示，交互項opser×ins的估計系數(shù)通過了1%顯著性水平上的負向檢驗，表明在制度越完善的地區(qū)，提高服務(wù)業(yè)外資自由化越有利于該地區(qū)制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升。也說明制度環(huán)境對服務(wù)業(yè)外資自由化促進制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升具有強化作用。由表10列(2)可知，交互項opser×property的估計系數(shù)為-0.0173，同樣在1%的顯著性水平上通過了檢驗，表明較為完善的產(chǎn)權(quán)制度更加有利于服務(wù)業(yè)外資自由化推動該地區(qū)制造業(yè)企業(yè)向全球價值鏈上游環(huán)節(jié)攀升，即產(chǎn)權(quán)制度強化了服務(wù)業(yè)外資自由化對企業(yè)全球價值鏈地位的提升效應(yīng)。列(3)交互項opser×contract的估計系數(shù)為-0.0080，通過了5%顯著性水平上的檢驗，但其系數(shù)絕對值小于交互項opser×property的估計系數(shù)，表明較為完善的契約制度同樣有利于服務(wù)業(yè)外資自由化推動該地區(qū)制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升，但其調(diào)節(jié)作用不及產(chǎn)權(quán)制度。

表10 制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

為證明上述結(jié)論的穩(wěn)健性，替換產(chǎn)權(quán)制度和契約制度綜合效應(yīng)進行實證檢驗，該替換指標為產(chǎn)權(quán)制度和契約制度的算術(shù)平均數(shù)，結(jié)果見表10列(4)。由表可知，交互項opser×prcon的估計系數(shù)仍然顯著為負，表明產(chǎn)權(quán)制度和契約制度的加權(quán)平均水平越高，服務(wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的促進作用越大。為了便于比較產(chǎn)權(quán)制度和契約制度在服務(wù)業(yè)外資自由化與提高制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位之間的作用大小，本文同時將兩者納入實證模型中，結(jié)果見表10列(5)。交互項opser×property和opser×contract的估計系數(shù)分別為-0.0163和-0.0066，前者在1%的置信水平上顯著，而后者僅通過了10%顯著性水平上的檢驗；且前者系數(shù)的絕對值遠遠大于后者。這表明產(chǎn)權(quán)制度和契約制度均有利于強化服務(wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位的提升效應(yīng)，但前者發(fā)揮的作用更大。

六、結(jié)論與建議

本文基于2000—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、海關(guān)數(shù)據(jù)庫、產(chǎn)品關(guān)稅數(shù)據(jù)庫和投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)的匹配數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察了服務(wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的影響程度及內(nèi)在機理，得到以下結(jié)論：(1)提高服務(wù)業(yè)外資自由化程度有利于制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升。在改變實證樣本、實證方法、替換核心指標、剔除遺漏變量的影響以及緩解模型存在的內(nèi)生性問題之后，該結(jié)論依然成立。(2)提高服務(wù)業(yè)外資自由化程度更加有利于非加工貿(mào)易類型企業(yè)、服務(wù)業(yè)發(fā)達地區(qū)企業(yè)、服務(wù)業(yè)開放程度較高的行業(yè)企業(yè)、使用服務(wù)要素投入更高的企業(yè)以及大城市企業(yè)全球價值鏈地位的提升，且這一促進作用在中國加入WTO之后更為明顯。(3)機制檢驗結(jié)果表明，提高技術(shù)創(chuàng)新和降低生產(chǎn)成本是服務(wù)業(yè)外資自由化促進制造業(yè)企業(yè)向全球價值鏈上游環(huán)節(jié)攀升的重要途徑，且前者發(fā)揮的作用更大。(4)服務(wù)業(yè)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈地位提升的影響程度依賴于企業(yè)所在地制度環(huán)境的變化，制度環(huán)境越完善，提高服務(wù)業(yè)外資自由化水平對該地區(qū)企業(yè)全球價值鏈地位提升的促進作用越大，且產(chǎn)權(quán)制度相比契約制度發(fā)揮作用更強。

上述結(jié)論對中國目前的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整有重要的政策指導(dǎo)和支持作用。為此，本文提出以下建議：第一，擴大服務(wù)業(yè)開放程度，放寬服務(wù)業(yè)外資企業(yè)進入中國市場的標準和投資限制，尤其是國內(nèi)市場缺口較大的教育、醫(yī)療等領(lǐng)域也需要放寬外資股比限制，進而刺激國內(nèi)服務(wù)業(yè)的競爭程度，提升服務(wù)業(yè)資源配置效率。第二，從區(qū)域分布來看，一方面，需保持和提高大城市的服務(wù)業(yè)開放水平，同時也要放寬其他地區(qū)服務(wù)業(yè)的開放政策，鼓勵各地區(qū)對外資服務(wù)業(yè)企業(yè)的招商引資；另一方面，要降低地區(qū)之間服務(wù)和商品貿(mào)易壁壘，不斷降低市場分割程度，為大城市服務(wù)業(yè)開放福利的地區(qū)溢出效應(yīng)掃平障礙，惠及相鄰地區(qū)，帶動整體經(jīng)濟的健康平衡發(fā)展。第三，當前中國制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展脫節(jié)較為嚴重，服務(wù)業(yè)管制較多且競爭不夠充分。中國可以通過吸引外資、提供政策扶持、培養(yǎng)高技術(shù)人才等角度擴大服務(wù)業(yè)體量，同時推動高端服務(wù)業(yè)發(fā)展和制造業(yè)企業(yè)服務(wù)化。第四，考慮到外資服務(wù)業(yè)企業(yè)進入的競爭效應(yīng)對中國服務(wù)業(yè)的不利影響，政府可以通過稅收優(yōu)惠等政策來減免服務(wù)業(yè)企業(yè)的成本支出，促使其增強自身競爭力，從而更好地服務(wù)于制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。