陳曉華，鄧 賀，陳航宇

(1.浙江理工大學 經濟管理學院，浙江 杭州 310018；2.浙江大學 經濟學院，浙江 杭州 310018)

一、 引言

改革開放以來，中國制造業(yè)憑借人口紅利及低成本優(yōu)勢，在對外貿易領域實現規(guī)模上“爆炸式”增長的同時，出口技術復雜度表現出遠高于同等收入水平國家的特征。黨的十九屆五中全會提出，要把經濟高質量發(fā)展放在首要位置。而制造業(yè)作為國民經濟的重要支柱，擺脫其在世界分工中的“低端鎖定”地位具有重要的戰(zhàn)略意義。然而，中國出口技術復雜度呈現出“虛高”特點，使得中國實現制造業(yè)高質量發(fā)展受到極大阻礙。此外，中國企業(yè)高附加值資本和技術密集型產品占比較低，可見提升制造企業(yè)依靠自身生產高技術含量產品，并將核心關鍵技術牢牢掌握在自己手中的能力，推動出口產品技術復雜度的提升，是實現經濟高質量發(fā)展以及全球價值鏈攀升的關鍵之舉。而服務業(yè)對制造業(yè)的支撐作用滲透在其研發(fā)和生產的各環(huán)節(jié)，故如何發(fā)揮服務資源對制造業(yè)高質量發(fā)展的重要作用逐漸被大量學者所關注。

習近平主席在亞太經合組織第二十七次領導人非正式會議上指出，中國將持續(xù)擴大對外開放，由此可見高質量對外開放或將成為中國制造業(yè)轉型和提升出口產品技術復雜度的可行之徑。然而目前中國服務業(yè)開放仍存在以下困境：政府為保護國內相對弱小的服務企業(yè)免受國外同類企業(yè)的競爭，鼓勵外資參股中國服務業(yè)的政策相對匱乏，使得中國服務業(yè)國際競爭力和技術水平較為落后。隨著中國加入世貿組織，有關服務業(yè)開放的相關條款逐步推動服務業(yè)改革進程加快，可見服務業(yè)開放政策，尤其是FDI參股限制政策，對于推進中國服務業(yè)開放進程具有重要的支撐作用。令人遺憾的是，在制造業(yè)出口技術復雜度影響因素的研究領域中，服務業(yè)開放通常被忽視，故本文擬研究服務業(yè)開放對制造業(yè)出口技術復雜度的影響，為政府制定政策提供理論和實證依據。

二、 文獻綜述

基于上述研究背景，大量學者對服務業(yè)開放和技術復雜度分別進行了探究，并形成三個方面的邏輯基礎。

一是服務業(yè)開放的研究。在測度領域，學界較為認同的測度方法包括從宏觀政策視角出發(fā)，探討其對服務業(yè)開放的限制作用[1]，如《外商投資產業(yè)指導目錄》；探究服務貿易壁壘對服務業(yè)開放水平的影響，如服務貿易限制指數；利用服務貿易進出口額、服務業(yè)FDI占比等衡量服務貿易和服務業(yè)FDI依存度。在經濟效應領域，上游服務業(yè)開放對下游制造業(yè)的出口傾向[1]、生產率[2]、出口國內價值鏈[3]、改善資源錯配[4]和貿易方式轉型[5]等方面均有顯著的積極影響。然而鮮有學者量化宏觀限制政策影響下的服務業(yè)開放水平，細化到有關省級服務業(yè)整體開放水平的研究鳳毛麟角。

二是技術復雜度的研究。技術復雜度的測度方法主要有相似度指數法[6]和RCA指數法[7]；經濟水平[8]、外商直接投資水平[9]、物質資本水平[10]及經濟政策[11]等因素均會對技術復雜度帶來不同程度的影響；提高產品出口技術復雜度將有助于促進經濟發(fā)展[12]，且會對就業(yè)性別歧視帶來倒U型影響[13]。然而，鮮有學者將技術復雜度的研究層面細化至省級亞產業(yè)。

三是服務業(yè)開放對技術復雜度作用的研究?，F存有關二者直接作用關系的文獻較為匱乏，但二者間接聯系的研究可以為我們提供一些有效借鑒。首先，從服務業(yè)進口帶來的經濟效應視角出發(fā)，如姚戰(zhàn)琪的研究表明[14]，服務業(yè)進口具有顯著的技術溢出效應，東道國通過服務業(yè)進口獲取國外高端研發(fā)資本以及高質量人才，使得出口產品技術復雜度得以提升，進一步推動全球貿易地位攀升；Segerstorm的研究指出[15]，服務業(yè)進口有助于促進服務型中間投入品與本地生產要素結合，為進口國制造業(yè)技術進步帶來正面影響，這在一定程度上與Jung-Hwan等的研究結論不謀而合[16]。其次，從服務貿易自由化視角出發(fā)，戴翔利用服務業(yè)FDI產業(yè)滲透率和服務貿易進口滲透率衡量服務貿易自由化，得到了服務貿易自由化對中國制成品出口技術內涵表現為促進作用的結論[17]；于翠萍的分析進一步表明，服務貿易自由化的技術進步效應存在顯著的異質性特征，二者間作用效果在非高收入國家以及高技術含量產品中較為顯著[18]。目前，仍鮮有學者將省級服務業(yè)開放水平與制造業(yè)亞產業(yè)出口技術復雜度相聯系并詳細驗證二者作用機制。

已有文獻雖為本文研究服務業(yè)開放對出口技術復雜度的影響奠定了堅實的理論和實踐基礎，但仍有進一步完善的空間：首先，學界對技術復雜度的測算僅深入省級層面，省級亞產業(yè)出口技術復雜度的測度領域仍涉獵不足；其次，大量學者利用不同方法對服務業(yè)開放進行了測量和分析，但大多忽視了本國對FDI參股限制這一政策根源角度出發(fā)的研究；最后，雖然部分學者對服務業(yè)開放這一熱點內容進行了研究，但鮮有學者測度省級服務業(yè)開放指標，以政策視角為切入點，量化省級層面服務業(yè)開放整體水平的研究更是鳳毛麟角。有鑒于此，本文可能的創(chuàng)新點如下：一是在修正Schott相似度方法基礎上，構建新型測度模型，將出口技術復雜度測度范圍細化至省級亞產業(yè)層級；二是結合政策文件量化服務業(yè)FDI參股限制發(fā)展過程，克服內生性風險和涉獵范圍小等問題；三是創(chuàng)新性建立政策視角出發(fā)的、省級服務業(yè)整體開放水平的測度模型，以完善學界此類政策領域宏微觀框架。

三、 理論分析與研究假設

(一) 服務業(yè)開放對制造業(yè)出口技術復雜度的影響

考慮到企業(yè)上游服務要素決定下游制造業(yè)生產環(huán)節(jié)的效率與產出的技術水平[19]，本文細致整理相關領域現存文獻和理論，得出服務業(yè)開放對制造業(yè)出口技術復雜度的作用機制存在正效應和負效應。

首先是溢出效應。一方面，服務業(yè)開放促進國內外企業(yè)加強業(yè)務聯系，有助于國外前沿經營理念、先進生產技術和多角度創(chuàng)新思維流向本國，使得知識和技術的傳播效率得以提升，即服務業(yè)開放引致的技術溢出效應，提高了企業(yè)的全要素生產率水平[20]，從而促進制造業(yè)國際競爭力及出口技術復雜度提升[21]。另一方面，作為在東道國發(fā)揮重要媒介作用的人力資本，通過“干中學”效應提升制造業(yè)的技術升級和成果轉化效率，在優(yōu)化資源配置模式的同時，增強制造業(yè)出口產品的國際競爭力?？梢娙肆Y本的高效流動，進一步深化知識和技術的溢出效應，不僅是一國經濟增長的核心動力，還對制造業(yè)出口技術復雜度升級具有重要的支撐作用[22]。其次是競爭效應。服務業(yè)開放促進服務業(yè)FDI水平提升，使得國內服務業(yè)企業(yè)進口更多國外先進產品，這會提高國內制造環(huán)節(jié)上游服務企業(yè)的競爭壓力，迫使其降低服務業(yè)產品價格，為下游制造企業(yè)帶來了成本降低效應，有助于促進制造業(yè)出口技術復雜度升級。此外，競爭壓力使得部分長期保持低效率的企業(yè)及生產環(huán)節(jié)逐漸被高效率企業(yè)和生產環(huán)節(jié)所代替[23]，促進生產要素集中于高水平企業(yè)和高附加值的制造環(huán)節(jié)[24]，提升整體的資源配置效率和技術創(chuàng)新水平?？梢姺諛I(yè)開放在降低制造業(yè)生產成本的同時，倒逼企業(yè)提升綜合實力及生產效率[20-21]，從而實現出口技術復雜度的進一步深化。

然而，服務業(yè)開放對出口技術復雜度還存在負向影響。首先，服務業(yè)開放會降低中國服務業(yè)市場外資參股限制標準，推動國外高端企業(yè)入駐中國，加劇了本土企業(yè)整體競爭壓力，為此，部分生產率較低、抗風險能力較弱的企業(yè)會陷入嚴峻的生存危機，生產效率較高且抗風險能力較強的企業(yè)，也會受到一定的利潤沖擊，使得中國企業(yè)在研發(fā)領域缺乏足夠的資金支持，不利于技術復雜度的提升。其次，服務業(yè)開放引致大量高端跨國公司在中國占據有利市場，并通過限制核心技術流向中國企業(yè)，阻礙溢出效應的充分發(fā)揮，為中國企業(yè)帶來潛在的市場壟斷風險[25]?？梢姺諛I(yè)開放對制造業(yè)出口技術復雜度升級存在抑制作用。

綜上可知，服務業(yè)開放對制造業(yè)出口技術復雜度存在正向和負向兩方面效應，具體影響作用取決于總效應的方向。但學界大量研究表明，服務業(yè)開放顯著提高東道國整體出口技術水平[14-17]，其對經濟發(fā)展和技術進步具有不可忽視的積極影響。由此，本文提出如下假設：

假設H1：服務業(yè)開放有助于提升中國制造業(yè)出口技術復雜度。

(二) 技術創(chuàng)新與資本存量在二者間的中介作用

一是技術創(chuàng)新效應。一方面，自主創(chuàng)新需要資本和人才的雙重投入，服務業(yè)開放的溢出效應在為企業(yè)帶來研發(fā)資源的同時，也幫助企業(yè)吸引置身于海外的本土高端人才回流，推動科研人員規(guī)模和質量增長，為本國企業(yè)提升產品研發(fā)水平注入人才動力?；诖?，人力資本透過其“技術載體”與其流動傳播功能，使得服務業(yè)開放表現出顯著的技術創(chuàng)新效應，從而深化制造業(yè)出口技術內涵[26-27]。另一方面，服務業(yè)開放通過提升國外高質量服務資源對本國制造業(yè)價值鏈上游環(huán)節(jié)的投入水平，促進制造業(yè)技術創(chuàng)新。服務業(yè)開放政策降低國外前沿服務資源的引進壁壘，有助于吸收國外多樣化服務類產品和技術型外商直接投資，提升制造業(yè)產業(yè)鏈，尤其是產業(yè)鏈上游各環(huán)節(jié)之間的契合程度，有助于發(fā)揮技術創(chuàng)新效應對于深化出口產品技術內涵的重要作用。由此，本文提出如下假設：

假設H2：服務業(yè)開放通過促進創(chuàng)新水平提升中國制造業(yè)出口技術復雜度。

二是資本存量效應。首先，服務業(yè)開放擴大了國內制造業(yè)企業(yè)進口中間服務投入品的選擇范圍，提升了服務資源質量及專業(yè)化水平，有助于中國企業(yè)獲取世界各國先進的研發(fā)資本，進而促進產業(yè)結構轉型升級，給制造業(yè)出口技術復雜度帶來積極影響。其次，服務業(yè)開放在推動技術和人力資本跨國流動的同時[23-24]，提升外商直接投資水平，為制造業(yè)資本存量的積累奠定了堅實的資本及人才基礎，有助于發(fā)揮高端資源對全要素生產率的支撐作用，從而深化出口產品技術復雜度。據此可以推定，服務業(yè)開放有助于提升資本存量水平，引致制造業(yè)出口技術復雜度的顯著變動。由此，本文提出如下假設：

假設H3：服務業(yè)開放通過促進資本存量水平提升中國制造業(yè)出口技術復雜度。

四、 研究設計

(一) 樣本選取與數據來源

結合數據可獲得性和減小內生性的要求[1]，本文的數據主要源自兩個方面：一是服務業(yè)開放指標，本文主要利用2007年、2011年、2015年和2017年在內相應四個年份的《外商投資產業(yè)指導目錄》、《中華人民共和國服務貿易具體承諾減讓表》、2017年國民經濟行業(yè)分類代碼和2017年(1)本文將投入產出表和國民經濟行業(yè)分類代碼表的年份固定在幾類數據來源的交叉年份，即2017年，以克服相關內生性問題[1,28]。中國地區(qū)投入產出表。二是技術復雜度指標，學者將國研網數據庫中HS2位碼的二十二類產品進行篩選剔除，最終將包括第六到第十三類及第十五到第十八類在內的十二類產品納入測算對象[10]。

(二) 變量定義與測度方法構建

1. 出口技術復雜度。本文基于Schott的相似度模型[6]，并進行以下修正：首先，同時采用HS2位碼和HS4位碼產品的出口總額；其次，將原模型中經濟體整體出口總額替換成為納入模型的HS2位碼產品的出口總額，使得技術復雜度的測度范圍突破傳統(tǒng)意義上的省級產業(yè)層面，深入制造業(yè)亞產業(yè)領域，進而充分擴大樣本容量，增加本文結果的穩(wěn)健性。修正后的測度方法如下：

(1)

(2)

其中，FZDtiq代表t年i經濟體的第q類(HS2位碼，下同)產品出口技術復雜度，Vtip代表t年i經濟體p類(HS4位碼，下同)產品的出口額，Vtiq代表t年i經濟體q類產品的出口總額，Vtjp及Vtjq分別代表t年j參照國的相應變量。目前，美國處在全球創(chuàng)新水平最高的經濟體行列中，具有較強的引領作用，此處將技術參照國設定為2020年的美國。

2. 省級服務業(yè)開放度指數。中國加入世界貿易組織使得中國服務業(yè)開放程度逐漸提高，大量關鍵文件的頒布，從“根源”上體現了中國政府通過降低本國服務業(yè)FDI參股限制的方式，促進服務業(yè)全球化發(fā)展。其中，《外商投資產業(yè)指導目錄》自1995年首次頒布以來分別進行了7次修訂(2)分別為1997年、2002年、2004年、2007年、2011年、2015年和2017年；本文主要參考時期為2007年、2011年、2015年和2017年的指導目錄。，因此，考慮到FDI參股限制政策的變化主要體現在2007年、2011年、2015年和2017年，筆者選取以上四個年份的數據進行計量分析。值得一提的是，一方面，考慮到FDI參股限制是中國服務業(yè)開放的政策落腳點，本文從政策性“根源”視角出發(fā)量化服務業(yè)開放水平，能顯著減小“過程”和“效果”兩個維度所存在的內生性缺陷；另一方面，FDI對中國制造企業(yè)提高核心競爭力及融入國際市場具有重要推動作用，進而顯著影響中國制造業(yè)出口產品質量和技術水平。如孫浦陽、杜運蘇以及符大海等的研究均采用了類似的處理方法[28,3,5]，因此，基于FDI參股限制的測度方式具有較強的科學性及必要性。

由此，省級服務業(yè)開放水平的量化首先要求深入挖掘國家政策文件中有關FDI參股限制方面的信息。具體做法如下：一是手工匹配?！锻馍掏顿Y產業(yè)指導目錄》將產業(yè)分為鼓勵型、限制型和禁止型三種類型。參考孫浦陽等的做法[28]，利用《中華人民共和國服務貿易具體承諾減讓表》和《外商投資產業(yè)指導目錄》中對產業(yè)內容的具體描述，通過手工匹配將其相關產業(yè)對應到《國民經濟行業(yè)分類代碼》的四分位服務業(yè)代碼中。二是賦值匯總。針對四分位碼下的三種分類，將禁止型、限制型和鼓勵型分別賦值1、0.5和0.25，并參照符大海等的做法[5]，將四分位碼的賦值結果加總到各門類層面，匹配出四個年份對應的按門類劃分的服務業(yè)外資自由化變量(servicedt)，該指數越大，表明對FDI參股限制越大，即服務業(yè)開放程度越低。三是測度模型新建。由于不同省份、不同服務業(yè)嵌入制造業(yè)生產環(huán)節(jié)的程度不同，且服務業(yè)開放對不同制造業(yè)企業(yè)的影響程度不同。本文借鑒Bas、Arnold及符大海等的做法[1,29,5]，利用中國地區(qū)投入產出表中各省份服務業(yè)中間投入占總中間投入比重作為其對下游制造業(yè)影響因子的權重系數(Wpcd)。區(qū)別現有文獻，此處創(chuàng)新性利用制造業(yè)產出占比作為各產業(yè)的雙重權重系數，并進行兩次加權平均以得到省級服務業(yè)整體開放度指數，具體模型如下：

(3)

其中，Ser_openpt表示中國p省t年制造業(yè)的上游服務業(yè)開放度指數，servicedt表示t年d服務業(yè)外資自由化變量，wpcd表示p省c制造業(yè)使用d服務要素中間投入占比，bi表示c制造業(yè)產出。Ser_openpt值越小，表明p省服務業(yè)開放水平越高，對制造業(yè)影響程度越大。

3. 控制變量。此處篩選以下幾種可能對制造業(yè)出口技術復雜度產生影響的變量作為控制變量：(1)外商直接投資水平(fdi)。外商直接投資對中國制造業(yè)具有顯著的示范效應和技術溢出效應，投資水平的提升為中國企業(yè)帶來大量資本和技術，是影響中國制造業(yè)產品出口技術復雜度變化的重要因素之一，以實際利用外商直接投資額占GDP比重表示。(2)全要素生產率(tfp)。作為區(qū)域經濟發(fā)展的重要動力之一，全要素生產率水平的變化將影響該地區(qū)經濟增長的質量，進而影響制造業(yè)出口產品的技術內涵，以LP法求得。(3)服務業(yè)集聚(agg_ser)。生產性服務業(yè)企業(yè)在一定區(qū)域內部集聚有助于促進企業(yè)間實現資源要素共享，進而充分發(fā)揮企業(yè)的規(guī)模經濟效應，推進企業(yè)提升技術創(chuàng)新效率，使得制造業(yè)技術復雜度受到影響，以區(qū)位熵指數法求得。(4)金融發(fā)展水平(fin)。金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，其區(qū)域內部企業(yè)融資成本較低，即金融發(fā)展為制造業(yè)企業(yè)開辟了融資渠道，有助于推動企業(yè)實現轉型升級，進而影響制造業(yè)出口技術復雜度，以金融存貸款余額的自然對數表示。

(三) 模型構建

本文的主要目的是探究服務業(yè)開放對制造業(yè)出口技術復雜度的影響，為此，設置被解釋變量為中國30個地區(qū)12個亞產業(yè)出口技術復雜度，解釋變量為30個地區(qū)服務業(yè)開放度指標。由此設定如下計量模型：

us20outtpq=α1+α11Ser_opentpq+γ1Xtpq+γt+γp+γq+εtpq

由表1可知，適用3%征收率的增值稅小規(guī)模納稅人在“營改增”后，流轉稅稅負降低了0.1%，所得稅稅負有所提升，但是總稅負呈下降趨勢。由表2可知，適用5%征收率的增值稅小規(guī)模納稅人在“營改增”后，流轉稅稅負降低了0.023%，所得稅稅負有所提升，但是總稅負也呈下降趨勢。如果考慮到小規(guī)模納稅人可能享受小微企業(yè)所得稅稅收優(yōu)惠政策，稅負下降更加明顯。

(4)

其中，us20outtpq為制造業(yè)出口技術復雜度，Ser_opentpq為服務業(yè)開放度指標，Xtpq為控制變量，γt、γp及γq表示時間、地區(qū)及個體三個維度的固定效應，εtpq為隨機誤差項，α1、α11及γ1表示常數項、核心解釋變量和控制變量的系數。

五、 實證結果與分析

(一) 關鍵變量特征分析

本文測度了除西藏、港澳臺以外30個地區(qū)12個亞產業(yè)(3)十二個亞產業(yè)分別為第六至第十三、第十五至第十八類產業(yè)，限于篇幅，具體名稱可見國研網數據庫。出口技術復雜度。表1報告了中國部分地區(qū)制造業(yè)亞產業(yè)出口技術復雜度相似水平均值。由表1可知：一是整體來看，東部地區(qū)的第六、七、九、十一、十二、十三、十五、十六及十八類產品出口技術復雜度均值高于全國(除港澳臺、西藏外，下同)和中西部地區(qū)均值，中西部地區(qū)的第八、十和十七類產品出口技術復雜度均值高于全國和東部地區(qū)均值，可見中國東部地區(qū)出口產品技術復雜度較高；二是從具體數值來看，第七、九、十二、十六和十八類產業(yè)的全國平均出口技術復雜度較高，均超過了0.75，其中，只有第九和十二類為勞動密集型產業(yè)，其余均為資本密集型，全國平均出口技術復雜度較低的產業(yè)分別為第六、八和十一類，均低于0.55，其中最低的是第十一類產品，僅為0.44，其與第八類產品同屬勞動密集型產品?？梢娋C合來看，資本密集型產業(yè)出口技術復雜度高于勞動密集型。

表1 中國部分地區(qū)制造業(yè)亞產業(yè)出口技術復雜度相似水平均值

本文進一步測度了2007年、2011年、2015年和2017年中國省級服務業(yè)開放度指數。圖1將4年間中國各地區(qū)按照觀測期間服務業(yè)開放度指數均值由低到高(開放程度由高到低)的順序進行排列，考慮到圖片空間的限制以及呈現效果的美觀性，此處僅報告了2007年和2017年兩年間的服務業(yè)開放度指數。分析可知：一是從時間維度來看，各地區(qū)的服務業(yè)開放度指標數值表現出下降趨勢，表明中國服務業(yè)開放程度逐漸升高；二是從整體水平來看，中國東部地區(qū)服務業(yè)開放度指標數值低于全國范圍及中西部地區(qū)均值，可見中國東部地區(qū)服務業(yè)平均開放程度最大；三是從具體省份來看，服務業(yè)開放程度由高到低排名的前10位分別是江蘇、廣東、浙江、福建、上海、山東、遼寧、北京、天津及河北，可見經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，服務業(yè)開放程度相對較高。

圖1 中國各地區(qū)2007年、2017年服務業(yè)開放度指數

(二) 基準回歸結果

表2報告了在控制時間、地區(qū)和個體的固定效應下基準檢驗的計量結果，可見服務業(yè)開放對制造業(yè)出口技術復雜度的回歸系數為負，且均通過了1%的顯著性檢驗。隨著控制變量的加入，核心解釋變量系數大小進行微弱變動，但顯著性水平和符號均未改變。由此，服務業(yè)開放顯著提升制造業(yè)出口產品技術復雜度，即支持了前文H1和影響機制。

表2 基準回歸結果

(三) 內生性問題處理

1. 工具變量法

考慮到該模型可能存在內生性問題，本文通過以下兩種工具變量進行內生性檢驗：其一是工具變量1的選取。Arnold等的研究利用中國服務業(yè)開放水平作為印度服務業(yè)開放的工具變量[29]，符大海等采用除中國外金磚四國的加權服務業(yè)開放水平作為中國的工具變量處理內生性風險[5]。本文將以下兩方面內容納入考慮因素：一方面，作為發(fā)展中大國的金磚五國，各國間經濟和社會的發(fā)展階段與發(fā)展模式較為相似，引致金磚五國間始終保持著激烈的競爭關系，很好地印證了中國與其余金磚四國之間在服務業(yè)開放政策的制定上必然相互影響，具有較強的相關性。另一方面，其余金磚四國服務業(yè)開放程度在理論上并不會直接引致中國制造業(yè)出口技術復雜度這一領域發(fā)生顯著變化，且暫無文獻證明二者之間存在直接的聯系，因此有足夠理由推定該工具變量具有較強獨立性。為此，本文此部分利用其余金磚四國加權服務業(yè)開放度指標(Ser_open_ivpt)構建工具變量1，具有較強的相關性和外生性。其二是工具變量2的選取。結合施炳展等的處理方法[30]，首先，考慮到異質性區(qū)域間服務業(yè)初始開放水平存在差異，且初始開放指數越高的區(qū)域，其在開放政策中的受益成果越顯著，使得該地區(qū)政府的持續(xù)開放意愿愈發(fā)強烈，進而影響該地區(qū)后續(xù)開放工作的推進及完善速度，即服務業(yè)開放的初始水平作為工具變量具有較強的相關性。其次，考慮到2007年的服務業(yè)開放水平可能會對2007年的出口技術復雜度產生影響，為消除這一不利影響，本文在第二個工具變量的內生性檢驗中剔除2007年當年的樣本，以2007年初始服務業(yè)開放水平(Ser_open_ivp,2007)作為工具變量2，對2007年以后的樣本進行實證分析，力求進一步減小2007年數據可能存在的內生性問題，而2011年、2015年和2017年的技術復雜度，在理論上是不太會對2007年的服務業(yè)開放水平產生作用的，因而該工具變量是相對有效的。結合已有研究[28，5]，以其余金磚四國加權服務業(yè)開放度指標構建工具變量1的具體方法如下：

(5)

(6)

service_ivpt=∑BserviceBt×w1Bt

(7)

Ser_open_ivpt=∑dservice_ivpt×w2pd

(8)

首先，選取OECD發(fā)布的FDI限制指數作為其余金磚四國服務業(yè)開放度的參照指標(serviceBt)，其中B表示四國中的一國；其次，構建上述權重系數w1Bt和w2pd，w1Bt為用B國經濟發(fā)展水平相似度表示的加總權重，w2pd為p省d服務業(yè)中間投入占總中間投入比重，用p省c制造業(yè)的d服務業(yè)中間投入(mpcd)占p省c制造業(yè)總中間投入(Mpc)比重的制造業(yè)行業(yè)總值表示；最后，通過上式得到service_ivpt作為其余金磚四國整體服務業(yè)外資自由度指標，進而求得Ser_open_ivpt為t年p省服務業(yè)開放影響度的工具變量1，將2007年服務業(yè)開放水平(Ser_open_ivp,2007)作為工具變量2，并同時檢驗兩大工具變量對更換三項被解釋變量后的估計結果，力求提升各工具變量的科學性及核心結論的穩(wěn)健性。

表3報告了利用工具變量1和工具變量2分別進行內生性檢驗的2SLS回歸結果，其中，LM檢驗及F檢驗結果均表明，結論不存在過度識別、弱識別和不足識別的情況，即采用的兩大工具變量是合理有效的。此外，服務業(yè)開放對制造業(yè)出口技術復雜度的負向作用在1%的顯著性水平上穩(wěn)健成立，其作用方向和顯著性水平均不受控制變量的影響，與基準檢驗所得結論高度一致。因此，在考慮內生性條件下，服務業(yè)開放提升制造業(yè)出口技術復雜度的積極作用依然成立(4)此處進行了更換三種被解釋變量的2SLS檢驗，限于篇幅，結果存檔備索。。

2. 聯立方程法

為確保上述內生性檢驗結果的穩(wěn)健性，進一步采用同樣可以克服內生性的聯立方程法進行內生性問題處理?？紤]到資本存量是推動中國制造業(yè)出口技術結構深化的主要動力之一[10]，利用資本存量水平(ziben)，以方程(4)為聯立方程的第一個方程，以Ser_opentpq=β1+β11us20outtpq+μ1Ltpq+εtpq為第二個方程。式中Ltpq為控制變量，即資本存量水平。本文的這一做法也參照了陳曉華等的處理方法[31]。表3進一步報告了聯立方程法的回歸結果，從結果可見服務業(yè)開放指標的系數在1%的顯著性水平上為負，表明在減少內生性風險的條件下，基準結論十分穩(wěn)健(5)筆者進行了更換解釋變量和更換被解釋變量的聯立方程法檢驗，結果存檔備索。。

表3 內生性檢驗結果(6)該表中控制變量“有”表示控制全部的控制變量，限于篇幅無法報告全部結果，存檔備索。后文控制變量說明與此處相同。

(四) 穩(wěn)健性檢驗

1. 制造業(yè)出口技術復雜度再度量。多年以來，德國和美國共同保持在全球創(chuàng)新水平前列，二者近幾年的數據均具有較強的借鑒價值，此部分以2019年美國、2020年和2019年德國的各項出口數據替代前文2020年美國數據作為參照。表4中列(1)至列(3)報告了服務業(yè)開放分別對以2019年美國、2020年和2019年德國為參照的制造業(yè)出口技術復雜度的2SLS回歸結果，由結果可見服務業(yè)開放的系數均顯著為負，且均通過了1%的顯著性水平檢驗，驗證了本文基準檢驗結果的科學性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果(7)此處2SLS回歸結果是有效的，限于篇幅略去相應檢驗結果，存檔備索，后文同。

2. 服務業(yè)開放再度量。借鑒孫浦陽和杜運蘇等的方法[28，3]，進一步構建服務業(yè)開放度指數的三個遞進指標，進一步驗證服務業(yè)開放與制造業(yè)出口技術復雜度的作用關系。首先，在手工匹配環(huán)節(jié)，保持上文完成手工匹配后的分類數據不變。其次，在賦值時環(huán)節(jié)，分別進行如下操作：一是對禁止型分類賦值為1，其余全部賦值為0，構建指標Seropen1；二是對禁止型和限制型均賦值為1，其余全部賦值為0，構建指標Seropen2；三是對禁止型、限制型和鼓勵型均賦值為1，其余全部賦值為0，構建指標Seropen3。最后，在代入模型環(huán)節(jié)，將三個遞進指標分別代入新建測度模型，進而得到三個對應省級服務業(yè)開放度指標。同理，該指標越大表示服務業(yè)FDI參股限制程度越大，即服務業(yè)開放水平越低。表4中列(4)至列(6)報告了以上三個遞進服務業(yè)開放指標的2SLS回歸結果，可見三個指標的系數均顯著為負，與基準檢驗結果基本保持一致，進一步驗證了上文結果是穩(wěn)健可靠的(8)筆者還進行了三種遞進解釋變量條件下，更換被解釋變量的進一步檢驗，估計結果存檔備索。。

3. 加大約束力度。此處將個體和地區(qū)交互項引入實證模型的回歸分析，有助于增加固定效應的約束程度，且檢驗結果與前文保持高度一致，再一次證明本文結論具有較強的科學性和穩(wěn)健性。限于篇幅，此處結果存檔備索。

(五) 異質性檢驗

1. 制造業(yè)產業(yè)異質性。本文將制造業(yè)劃分為資本密集型和勞動密集型(9)第八、九、十一和十二類為勞動密集型制造業(yè)，其余為資本密集型制造業(yè)。，表5報告了服務業(yè)開放對資本密集型產業(yè)和勞動密集型產業(yè)出口技術復雜度的2SLS回歸結果。其中，資本密集型制造業(yè)回歸中解釋變量的符號和顯著性水平均未改變，表明該促進作用在產業(yè)異質性情況下顯著成立；勞動密集型制造業(yè)回歸中解釋變量顯著性水平降低為5%?？赡艿脑蚴莿趧用芗彤a業(yè)對技術水平要求較低，使得其對服務業(yè)開放帶來的技術和知識外溢效應的吸收和利用率較低，由此，服務業(yè)開放對資本密集型產業(yè)回歸系數的顯著性水平高于勞動密集型。

表5 異質性檢驗結果(10)針對兩類異質性檢驗，筆者分別進行了更換解釋變量和被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗，估計結果均證實了該結論是科學可靠的。限于篇幅，存檔備索。

2. 區(qū)域異質性。該部分將地區(qū)分為東部地區(qū)及中西部地區(qū)，表5進一步報告了東部和中西部地區(qū)服務業(yè)開放對出口技術復雜度的2SLS回歸結果，可見不同區(qū)域的服務業(yè)開放均可以有效提升制造業(yè)出口技術復雜度，進一步驗證上述結論的可靠性。其中，值得一提的是，中西部地區(qū)回歸結果中解釋變量的顯著性水平降低為5%，可能的原因是：相比于中西部地區(qū)，東部地區(qū)較為發(fā)達，其整體的經濟水平、基礎設施水平和服務業(yè)發(fā)展水平較高，有助于東部企業(yè)充分發(fā)揮服務業(yè)開放為之帶來的知識和技術的外溢效應，使得東部地區(qū)的服務業(yè)開放對制造業(yè)出口技術復雜度的提升效果更加顯著。

(六) 中介效應檢驗

根據前文理論機制的分析和實證結果可知，服務業(yè)開放可能通過提升創(chuàng)新水平和資本存量水平等渠道，顯著促進制造業(yè)出口技術復雜度升級，那么二者間中介作用渠道能否得到驗證呢？為此，首先分析服務業(yè)開放對創(chuàng)新水平和資本存量水平的影響，再檢驗二者分別對制造業(yè)出口技術復雜度的作用效果。具體中介效應模型如下：

inno=α0+α1Ser_opentpq+γ1Xtpq+εtpq

(9)

ziben=α0+α1Ser_opentpq+γ1Xtpq+εtpq

(10)

us20outtpq=α0+α1Ser_opentpq+α2inno+γt+γp+γq+εtpq

(11)

us20outtpq=α0+α1Ser_opentpq+α3ziben+γt+γp+γq+εtpq

(12)

其中，inno為各省新產品銷售收入的自然對數，ziben為利用永續(xù)盤存法測度的資本存量水平。表6報告了中介效應的檢驗結果，列(1)和列(2)分別顯示服務業(yè)開放對創(chuàng)新水平及資本存量水平的作用系數顯著為負，表明其對二者均有顯著的促進效應；列(3)和列(4)報告了依次引入創(chuàng)新水平和資本存量水平后的回歸結果，可見中介變量的回歸系數均顯著為正，且服務業(yè)開放水平系數顯著為負，進而證實了服務業(yè)開放通過提升創(chuàng)新和資本存量水平促進制造業(yè)出口技術復雜度的提升，支持了本文H2、H3及相關理論機制。

表6 中介效應檢驗結果(11)筆者進行了更換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗及Sobel檢驗，結果存檔備索。

六、 結論性評述

本文基于服務業(yè)外資參股制度及修正后的Schott相似度模型，考察服務業(yè)開放對制造業(yè)亞產業(yè)出口技術復雜度的作用機制，得到的結論主要有：首先，整體來看，服務業(yè)開放能有效提高中國制造業(yè)產品出口技術復雜度，該結論在多維檢驗中均穩(wěn)健成立。其次，服務業(yè)開放對制造業(yè)出口技術復雜度的積極作用存在細微的異質性特征，主要表現在其對資本密集型產業(yè)的促進作用顯著于勞動密集型；相比于中西部地區(qū)，其對東部地區(qū)企業(yè)出口技術復雜度積極作用較為顯著。最后，從作用渠道來看，服務業(yè)開放通過提高創(chuàng)新及資本存量水平，有效促進制造業(yè)出口技術復雜度升級。故加快服務業(yè)開放的改革進程，是實現中國制造業(yè)由“制造大國”向“制造強國”轉變，擺脫全球價值鏈“低端鎖定”，進而順應經濟發(fā)展趨勢的可行之徑。

基于上述結論，可以提出如下政策啟示：(1)應增加服務業(yè)試點城市數量，放寬服務業(yè)外資準入限制。地方政府參照開放試點成功案例，在東部沿海地區(qū)及經濟發(fā)展水平較高的中西部城市實施服務業(yè)開放試點戰(zhàn)略；降低市場準入限制標準，尤其放寬對高端新興服務領域的外資準入限制，完善新版市場準入“負面清單”管理制度。(2)應推進中西部地區(qū)服務業(yè)開放政策，增強勞動密集型產業(yè)出口技術復雜度提升效應。在保持東部地區(qū)技術復雜度提升優(yōu)勢的同時，加大對中西部地區(qū)及勞動密集型企業(yè)的研發(fā)投入；招引國外優(yōu)質服務企業(yè)落戶包括成都和重慶等在內基礎較好的中西部城市，助力中高端制造業(yè)向中西部地區(qū)的轉移。(3)應促進生產性服務業(yè)發(fā)展，推動服務貿易與新技術緊密結合。服務企業(yè)要掌握智能化技術與管理經驗，加快新基礎設施建設，發(fā)展與制造業(yè)息息相關的生產性服務業(yè)；培育新興服務業(yè)，推動傳統(tǒng)產業(yè)與互聯網、人工智能等前沿技術緊密結合，破解傳統(tǒng)產業(yè)的技術瓶頸。