中圖分類號：F425 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A DOI： 10.13714/j.cnki.1002-3100.2025.12.007

Abstract：High-qualitydevelopment（HQD）isonecrucialideologyofthe14thFive-YearPlan，whichaccountsforthepractical significanceofanalyzingtherelationshipbetweenmanufacturingandproducerservicesthatderivedfromthemanufacturing.This paperstartsbyemployingaddedvalueratesofintermediateproductsofexport，combining withstepwiseregression，Sobeltest andBotstraptest，folowedbyconsideringthetechnicalcomplexityasthemediatingvariableandaplyingcontrolvariablesto modelingtoanalyzetheinfluenceofrelevantfactorsthroughmediatingefectanalysis.Theresultsindicatesthatthedirectffect of manufacturingismoresignificantthanthemediatingefectofthetechnicalcomplexityonproducerservices，sugestigimperfectionsof themeasureofthetechnicalcomplexity.Basedontheresearch，thispaperadvocatesthatChinashouldutliethe opportunityofthesignedRegionalComprehensiveEconomicPartnership（RCEP），strengthencooperationwithcountriesofthe regionalvaluechain，enhancethelevelofinformatizationandimprovemarketdevelopmentofthefinancialindustrywhichcould achieve space for development of domestic alternative enterprises.

Key words： high-quality development; manufacturing; producer services; technical complexity; mediation effect

0引言

我國已轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，需致力于實(shí)現(xiàn)關(guān)鍵核心技術(shù)突破，進(jìn)人創(chuàng)新型國家行列，這是中國追求全球價(jià)值鏈地位攀升的重要階段性戰(zhàn)略目標(biāo)之一。中國長期被“鎖定”在微笑曲線低端，以加工組裝為主的制造業(yè)大而不強(qiáng)，產(chǎn)品增加值較低，制造業(yè)宏觀抗風(fēng)險(xiǎn)能力不足。制造業(yè)與服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展相融合派生出的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)成為了新興研究方向，其核心在于將制造業(yè)進(jìn)一步劃分，把最終產(chǎn)品生產(chǎn)前的制造業(yè)服務(wù)投人獨(dú)立拉出，從而為研究高質(zhì)量發(fā)展提供了新的視野。這是因?yàn)樵趨^(qū)分二者后，制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的核心便轉(zhuǎn)向如何推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展。基于高質(zhì)量發(fā)展背景下學(xué)界對制造業(yè)方向的研究，本文將進(jìn)一步研究其對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響，通過融合價(jià)值鏈理論構(gòu)建面板模型，以期拓展中國高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)證研究基礎(chǔ)。

1文獻(xiàn)綜述

生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)研究在早期并沒有得到較多關(guān)注，在高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)提出以后，學(xué)界主要先針對高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵、評估體系優(yōu)先展開研究。金碚（2018）1]，王瑞峰等（2019）[2先后定性探討了高質(zhì)量發(fā)展的時(shí)代意義，強(qiáng)調(diào)了其評估的主觀性與不一致性。曲維璽等（2019）3]，湯婧等（2020）[4]，王偉（2020）5在定性分析基礎(chǔ)上分別提出了外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展、服務(wù)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的評估體系，這些體系均以層次分析法為基礎(chǔ)，通過創(chuàng)建不同三級指標(biāo)以評估相應(yīng)對象的高質(zhì)量發(fā)展水平。除類層次分析方法，也有學(xué)者利用全要素生產(chǎn)率，產(chǎn)業(yè)增加值率作為高質(zhì)量發(fā)展的代理顯變量，通過實(shí)證模型的回歸分析相應(yīng)的要素影響問題?？梢钥闯觯瑢W(xué)界對于高質(zhì)量發(fā)展的評估與研究尚不充分，對于實(shí)證的評估方法暫不統(tǒng)一，其原因可能在于一是高質(zhì)量發(fā)展仍舊是新興概念，缺乏足夠的產(chǎn)業(yè)實(shí)踐作為研究支撐，難以在短期形成完善的研究方法；二是高質(zhì)量發(fā)展具備綜合性又不失方向性，不同方向的高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)與側(cè)重有所不同，這也必然生成了多角度評價(jià)體系。因此在高質(zhì)量發(fā)展研究早期，明確研究方向是較為穩(wěn)妥的方法，將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從制造業(yè)中獨(dú)立成篇成為了研究趨勢之一。

外國學(xué)者早期提出了廣義的生產(chǎn)性服務(wù)8，本文更多關(guān)注以制造業(yè)為核心的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，國內(nèi)相關(guān)研究大多從三個(gè)方面展開。一是在全球價(jià)值鏈視角下對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)展開針對性研究。崔日明等（2020）基于價(jià)值鏈理論認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)存在三種機(jī)理關(guān)系，并劃定出六種生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，通過實(shí)證分析認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能有效促進(jìn)制造業(yè)全球價(jià)值鏈攀升；孟方琳等（2019）針對性分析了中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)國際競爭力問題，認(rèn)為要素稟賦，技術(shù)創(chuàng)新以及制定規(guī)則對提升競爭力具有重要作用。二是研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對高質(zhì)量發(fā)展的影響[]。上官緒明等（2020）通過門檻效應(yīng)研究認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)升級具備支撐性，而在不同地區(qū)受外部環(huán)境因素影響其支撐性會有所差別；顧雪芹（2020）構(gòu)建生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放度指標(biāo)，通過實(shí)證分析認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放通過勞動力結(jié)構(gòu)效應(yīng)促進(jìn)制造業(yè)價(jià)值鏈升級[12]。三是引入技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的相互影響。陳虹等（2020）刻畫生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度，并結(jié)合靜態(tài)與動態(tài)面板回歸分析，發(fā)現(xiàn)技術(shù)復(fù)雜度對制造業(yè)出口質(zhì)量的影響具備異質(zhì)性、方向性與時(shí)序性[3；羅軍（2020）與前者相反，刻畫了制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度來研究其受生產(chǎn)性服務(wù)FDI的影響，認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)FDI對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的間接提升效應(yīng)強(qiáng)于直接效應(yīng)[4]。在上述三方面研究中，引入技術(shù)復(fù)雜度介入分析慢慢形成了趨勢。馬盈盈等（2018）基于價(jià)值鏈理論下的前向與后向關(guān)聯(lián)分析，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)服務(wù)化對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度影響顯著性不盡相同[5；趙富森（2020）通過多重檢驗(yàn)論證了技術(shù)復(fù)雜度對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，并重點(diǎn)分析了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在不同地區(qū)產(chǎn)生的促進(jìn)效應(yīng)。

梳理學(xué)界已有的研究，可發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)二者關(guān)系密切，且技術(shù)復(fù)雜度在二者之間扮演著潛在的橋梁作用，但是不同學(xué)者對三者之間影響的顯著性結(jié)論并不一致。而在高質(zhì)量發(fā)展的背景下，結(jié)合價(jià)值鏈理論，應(yīng)用中介效應(yīng)可針對性地分析制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的聯(lián)系，同時(shí)判斷技術(shù)復(fù)雜度是否作為引子推動二者相互影響。因此，本文從附加值高的中間產(chǎn)品出發(fā)，利用WIOD世界投入產(chǎn)出表構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，通過逐步回歸與Sobel Test中介效應(yīng)模型分析制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的推動作用，驗(yàn)證技術(shù)復(fù)雜度在二者之間是否表現(xiàn)出中介作用以及探討其他因素對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響。本文主要的邊際貢獻(xiàn)可能有以下幾點(diǎn)：一是拓展學(xué)界關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)方向的研究，選用中間產(chǎn)品增加值率作為二者代理顯變量更符合高質(zhì)量背景下的評估要求；二是結(jié)合Sobel Test中介效應(yīng)分析與Botstrap檢驗(yàn)法，揭示了技術(shù)復(fù)雜度雖具有一定中介效應(yīng)，但并不顯著的問題，相比僅用傳統(tǒng)逐步法更具可靠性。

2模型構(gòu)建與變量選取

如前文所述，本文旨在探討高質(zhì)量發(fā)展背景下制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響，分析技術(shù)復(fù)雜度是否扮演中介角色，因此本文采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

2.1建立中介效應(yīng)模型

傳統(tǒng)中介效應(yīng)模型主要通過逐步回歸法進(jìn)行分析[I7]，第一步分析被解釋變量與核心解釋變量之間的影響系數(shù)及顯著性；第二步分析中介變量與核心解釋變量之間的影響系數(shù)及顯著性；第三步分析三者共同納入模型后相關(guān)影響系數(shù)與顯著性的變化程度，以此來判斷是否存在中介效應(yīng)。但是逐步回歸法對存在微弱中介效應(yīng)的情形難以察覺[8]，于是學(xué)界開始使用Sobel檢驗(yàn)，同時(shí)配合Bootstrap檢驗(yàn)以取得具有較高統(tǒng)計(jì)效力的分析結(jié)果[19]?；谝陨峡剂?，本文構(gòu)建出如下中介效應(yīng)模型。

intser_it=λ₁ivax_it+γ₁X_it+c₁+ε₁

tecom_it=λ₂ivax_it+γ₂X_it+c₂+ε₂

intser_it=αtecom_it+λ₃ivax_it+γ₃X_it+c₃+ε₃

其中下標(biāo)i、t分別表示國家和時(shí)間， λ 、 γ 和 α 表示回歸系數(shù)， 表示常數(shù)， ε 代表殘差， X 表示控制變量。

2.2 變量選取

被解釋變量：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中間產(chǎn)品出口國內(nèi)增加值率（intser）。在價(jià)值鏈理論中，產(chǎn)品被分為中間及最終產(chǎn)品，前者產(chǎn)品增加值往往大于后者，處于全球價(jià)值鏈上游，微笑曲線兩端的位置，后者則以加工組裝為代表，處于價(jià)值鏈下游，微笑曲線底端的位置。傳統(tǒng)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)無法有效區(qū)分二者，同時(shí)對于產(chǎn)品增加值存在多重計(jì)算問題，因此基于投入產(chǎn)出法的增加值分解被廣泛使用。從早期HIY分解20到完整分解架構(gòu)的KWW法2]，到研究層面更廣的WWZ法[2]，增加值分解框架逐漸成熟，這些框架大多基于 X=（I-A）^-1Y=BY 的基本表達(dá)式，通過線性代數(shù)與冪級數(shù)分解將增加值從總出口中分解出來。本文參考WWZ方法，該分解框架將總出口劃分成八個(gè)部分，因?yàn)樽罱K產(chǎn)品多反映行業(yè)規(guī)模問題，與本文探究的高質(zhì)量發(fā)展背景關(guān)系較弱，因此本文取中間產(chǎn)品直接與間接出口增加值結(jié)果，計(jì)算增加值率以其作為被解釋變量的代理顯變量。

中介變量：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度（tecom）。學(xué)界對于技術(shù)復(fù)雜度的研究大多借鑒 Hausmann et al.（2007）的兩步法[23]，并根據(jù)數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)的修改，本文采用增加值計(jì)算出口技術(shù)復(fù)雜度過程，首先定義某國家 j 在 Φ_t 年的所有產(chǎn)品l總出口增加值，如式（4）所示。

其次，定義國家j在t年人均GDP為 Y_jt ，則定義某產(chǎn)品 k 的出口技術(shù)復(fù)雜度一階段指數(shù)VAP，如式（5）所示。

最后，定義國家j在t年的出口技術(shù)復(fù)雜度tecom，如式（6）所示。

式（6）是技術(shù)復(fù)雜度的二階段指數(shù)，即最終指數(shù)，相對于Hausmamn et al.的方法[23]，本文修改之處在于將數(shù)據(jù)替換成增加值數(shù)據(jù)，同時(shí)加入時(shí)間 Φ_t 變量以計(jì)算每個(gè)國家每年的技術(shù)復(fù)雜度情況。

核心解釋變量及控制變量：本文的核心解釋變量為制造業(yè)中間產(chǎn)品出口國內(nèi)增加值率（ _ivax ），選取原因與被解釋變量一致。對于控制變量，本文分別選取外資凈流人（sofdi）、信息化水平（inter）、金融市場建設(shè)（finmar）、人口規(guī)模（lndop）、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)（ipri），政府穩(wěn)定性（gs）進(jìn)行分析。

相關(guān)變量說明及數(shù)據(jù)來源如表1所示。

3基于技術(shù)復(fù)雜度中介效應(yīng)的實(shí)證分析

為探究高質(zhì)量發(fā)展背景下制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響關(guān)系以及技術(shù)復(fù)雜度扮演的角色，本文實(shí)證部分在描述性統(tǒng)計(jì)分析的基礎(chǔ)上，首先利用基準(zhǔn)面板回歸進(jìn)行傳統(tǒng)逐步分析觀察影響系數(shù)變化，接著通過 Sobel 與Bootstrap檢驗(yàn)進(jìn)行深人探究。

3.1數(shù)據(jù)處理與描述性統(tǒng)計(jì)分析

限于WIOD投人產(chǎn)出表與其他變量數(shù)據(jù)可得性限制，本文構(gòu)建了全球38個(gè)國家2006—2014年的短面板數(shù)據(jù)庫，其中對制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的劃分，本文參考黃蕙萍等（2020）[24和李金昌等（2014）[25]的劃分重新整理后如表2所示。

在此基礎(chǔ)上，本文以2006年數(shù)據(jù)為基準(zhǔn)，利用熵值法對各行業(yè)賦權(quán)以計(jì)算兩種大類行業(yè)增加值率，其中非負(fù)平移均為0.000 01以減小誤差。數(shù)據(jù)庫中部分仍舊缺失的數(shù)據(jù)采用線性插值進(jìn)行補(bǔ)充，考慮到正負(fù)性與數(shù)值偏大問題，對外資凈流入進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，對技術(shù)復(fù)雜度與人口密度數(shù)據(jù)采用對數(shù)化處理。

3.2逐步回歸中介效應(yīng)分析

通過描述性分析對數(shù)據(jù)進(jìn)行初步了解后，通過面板逐步回歸可以進(jìn)一步了解各變量之間的相互關(guān)系，同時(shí)可以對中介效應(yīng)的存在進(jìn)行初步判斷。在進(jìn)行固定與隨機(jī)效應(yīng)回歸后，豪斯曼檢驗(yàn) P 值為 0.3346 ，因此選擇使用隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行逐步回歸?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示，其中，ivax對中介變量tecom的回歸結(jié)果系數(shù)為0.7904，且在 1% 的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，因制表篇幅限制不在匯總表中體現(xiàn)。

由表3結(jié)果可看出，在高質(zhì)量發(fā)展背景下，總體上制造業(yè)對與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具備顯著的正向促進(jìn)作用，而技術(shù)復(fù)雜度的加人會一定程度減弱這種促進(jìn)作用的影響系數(shù)，因此可以初步判斷技術(shù)復(fù)雜度對制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)存在部分中介效應(yīng)，但是觀察模型（1）和（2）發(fā)現(xiàn)，加入技術(shù)復(fù)雜度后，iuax的影響系數(shù)下降了 9.4% ，且技術(shù)復(fù)雜度對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響系數(shù)只有0.0574，相對較小，因此中介效應(yīng)可能并不顯著，有待Sobel檢驗(yàn)進(jìn)一步分析。具體地，首先對于制造業(yè)出口國內(nèi)增加值率，隨著控制變量的加入，其對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)影響力逐漸下降，但就影響系數(shù)而言始終占據(jù)主導(dǎo)地位且均在 1% 的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說明高質(zhì)量發(fā)展背景下制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的直接影響效應(yīng)較強(qiáng)，可能是因?yàn)橹圃鞓I(yè)作為實(shí)體經(jīng)濟(jì)之根本，在追求高質(zhì)量的基礎(chǔ)上，以中間產(chǎn)品為發(fā)展重點(diǎn)會催生一系列生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的連鎖反應(yīng)，尤其會提高對產(chǎn)品創(chuàng)新與設(shè)計(jì)，物流與供應(yīng)鏈，金融與網(wǎng)絡(luò)等制造業(yè)服務(wù)投入需求[20]。其次對于出口技術(shù)復(fù)雜度，隨著控制變量的加入，其對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響系數(shù)起伏不定，但總體在0.048＼～0.058之間且均在 1% 的水平下顯著，可以認(rèn)為技術(shù)復(fù)雜度對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)存在一定的促進(jìn)作用，這是因?yàn)殡S著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)自身出口技術(shù)復(fù)雜度的提高，無論其動力來自制造業(yè)的“大”亦或是“強(qiáng)”，均會對提供生產(chǎn)性服務(wù)的企業(yè)產(chǎn)生“激將”效應(yīng)，尤其是對于部分行業(yè)準(zhǔn)入門檻較低的制造業(yè)服務(wù)投入，良好的市場帶來“大”的需求前景會吸引更多的新興企業(yè)加入，于是行業(yè)競爭愈加激烈，從而制造業(yè)廠商對服務(wù)投入的“質(zhì)”需求提高，亦能推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)向“強(qiáng)”更快發(fā)展。

對于控制變量，結(jié)果顯示隨著控制變量的加入，各變量對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響與現(xiàn)實(shí)預(yù)期基本一致，但顯著性存在不同差異性。首先，外資凈流人對于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有一定的促進(jìn)作用但在統(tǒng)計(jì)水平上并不顯著，這可能是因?yàn)樯a(chǎn)性服務(wù)業(yè)對國內(nèi)融資的依賴要強(qiáng)于外資，尤其對于發(fā)展中國家而言，外資流入更多在于對實(shí)體制造業(yè)的投資，通過投資建廠利用目標(biāo)國比較優(yōu)勢降低生產(chǎn)成本，而對于研發(fā)設(shè)計(jì)等服務(wù)性環(huán)節(jié)更多傾向于本地化發(fā)展，從而提升核心競爭力與抗風(fēng)險(xiǎn)能力。其次，信息化水平的影響較為穩(wěn)定且基本在 5% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這說明在經(jīng)濟(jì)全球化的今天，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對信息化水平要求不斷提高，通過網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行項(xiàng)目外包可以極大提升服務(wù)效率和節(jié)省成本，而在5G網(wǎng)絡(luò)逐漸商業(yè)化的時(shí)代，信息化水平的影響力也會愈加明顯。再次，金融市場建設(shè)與人口規(guī)模均對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)生了負(fù)向影響且隨著控制變量的加入，二者分別在 10% 和 5% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這可能是因?yàn)橐皇墙鹑谑袌鼋ㄔO(shè)管理較為困難，尤其是資產(chǎn)證券化與互聯(lián)網(wǎng)金融服務(wù)等手段具備杠桿效應(yīng)，容易制造金融風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)覆蓋面廣，從業(yè)企業(yè)多，市場競爭相對充分，過快的金融市場建設(shè)可能不利于中小型生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)融資與發(fā)展，形成跨行業(yè)擠出；二是較高的人口規(guī)模雖可提供人口紅利，但中間產(chǎn)品生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對人才需求不在于多而在于質(zhì)，同時(shí)人口規(guī)模大的國家易在少數(shù)城市形成人口集聚，不利于不同區(qū)域企業(yè)篩選人才和各地區(qū)綜合發(fā)展。最后，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)和政府穩(wěn)定性對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)存在促進(jìn)作用。一是因?yàn)閲H上缺少生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的針對性數(shù)據(jù)，且產(chǎn)品設(shè)計(jì)，創(chuàng)新等環(huán)節(jié)也暫未明確歸屬至生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，而物流與供應(yīng)鏈管理等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)并不敏感；二是由于各個(gè)國家體制存在很大差異，這種差異使政府針對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的政策實(shí)踐效果各不相同，導(dǎo)致了在統(tǒng)計(jì)水平上的不顯著。

3.3Sobel與Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)

通過基準(zhǔn)逐步回歸可以發(fā)現(xiàn)技術(shù)復(fù)雜度在制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展之間可能存在中介效應(yīng)，但是二者之間的直接效應(yīng)更為顯著，為了更加準(zhǔn)確地判斷它們之間的關(guān)系，本文使用Sobel檢驗(yàn)進(jìn)行再次分析，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4中的列（1）（2）（3）是Stata軟件輸出的過程分析，相關(guān)系數(shù)與顯著性只具備一定的參考性，Sobel檢驗(yàn)的最終結(jié)果為表4中右側(cè)兩列的數(shù)據(jù)。首先，簡單觀察將所有變量囊括的列（3），可以發(fā)展總體結(jié)果與基準(zhǔn)面板回歸相差不大，部分變量的影響方向與顯著性有所差別，其中核心解釋變量及中介變量與面板逐步回歸一致，二者對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)均存在正向促進(jìn)作用且均在 1% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而技術(shù)復(fù)雜度的影響力要顯著弱于制造業(yè)出口增加值率，說明制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響著重于直接效應(yīng)。其次，觀察右上角Sobel檢驗(yàn)結(jié)果， P 值在 10% 的水平上顯著，具備顯著性但要弱于學(xué)界普遍認(rèn)可的 5% 顯著性統(tǒng)計(jì)水平，同時(shí)中介效應(yīng)在總效應(yīng)中占比只有 8.31% 。以上結(jié)果再次說明高質(zhì)量發(fā)展背景下制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的直接影響效應(yīng)顯著大于技術(shù)復(fù)雜度的中介效應(yīng)，技術(shù)復(fù)雜度可能并未發(fā)揮強(qiáng)有力作用。為此，使用Botstrap檢驗(yàn)對Sobel檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行自主抽樣2000次，結(jié)果顯示間接效應(yīng) P 值為0.195，不顯著，直接效應(yīng) P 值在 1% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，因此最終的Botstrap 檢驗(yàn)否定了技術(shù)復(fù)雜度的中介效應(yīng)，這與文獻(xiàn)述評中技術(shù)復(fù)雜度的重要角色具有一定的矛盾性。本文認(rèn)為其原因應(yīng)從技術(shù)復(fù)雜度的計(jì)量角度出發(fā)，學(xué)界目前普遍使用的技術(shù)復(fù)雜度借鑒的是Hausmann提出的PRODY與 EXPY指標(biāo)，實(shí)際上這兩個(gè)指標(biāo)在原文中體現(xiàn)的是與收入和專業(yè)化生產(chǎn)模式關(guān)聯(lián)的產(chǎn)品生產(chǎn)率水平，通過該指標(biāo)可以對貿(mào)易產(chǎn)品的潛在生產(chǎn)率進(jìn)行分級量化，原文認(rèn)為國家生產(chǎn)結(jié)構(gòu)決定不僅取決于要素稟賦，同時(shí)在于有多少企業(yè)能夠被激勵(lì)參與成本發(fā)現(xiàn)過程（Cost Discovery），因?yàn)樯a(chǎn)不同產(chǎn)品帶來的經(jīng)濟(jì)效益是不同的[2]，而這就需要企業(yè)敢于嘗試生產(chǎn)不同產(chǎn)品并根據(jù)結(jié)果來判斷是否值得，可能正是該指標(biāo)涉及多種行業(yè)使得國內(nèi)逐漸將該指標(biāo)作為技術(shù)復(fù)雜度顯變量，但本文認(rèn)為這樣使用略顯牽強(qiáng)，雖然技術(shù)復(fù)雜度在學(xué)者研究中的確發(fā)揮了重要價(jià)值，但是更全面與針對性的技術(shù)復(fù)雜度評估方法還有待發(fā)掘。

基于上文的分析，可以發(fā)現(xiàn)中國對于服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展重視程度雖逐步加大，但是由于其短期收益不明朗，各地方政府多著力于制造業(yè)發(fā)展，這在理論上對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)也能構(gòu)成正向影響，但是實(shí)踐中由于國內(nèi)制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)投入不足等問題，導(dǎo)致生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的有效需求遠(yuǎn)低于潛在需求，進(jìn)而抑制了制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的實(shí)際推動效果。因此，在高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)思想下，政府除保證技術(shù)復(fù)雜度穩(wěn)步提升，也應(yīng)看重生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在制造業(yè)生產(chǎn)中的實(shí)際投入占比，同時(shí)結(jié)合本文控制變量的分析，還要關(guān)注對投資環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施、金融發(fā)展和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)問題的宏觀調(diào)控。

4結(jié)論與啟示

本文基于高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)提出的背景，使用增加值理論與中介效應(yīng)模型探討了制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響，同時(shí)探討了相關(guān)控制變量帶來的影響。通過實(shí)證分析本文主要可以得出以下結(jié)論：一是在高質(zhì)量發(fā)展背景下，從增加值角度出發(fā)發(fā)現(xiàn)制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展可以產(chǎn)生顯著的正向促進(jìn)作用，其直接效應(yīng)要遠(yuǎn)大于基于技術(shù)復(fù)雜度的中介效應(yīng)，且中介效應(yīng)在嚴(yán)格條件檢驗(yàn)下并不顯著；二是外資凈流入、信息化水平、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與政府穩(wěn)定度均存在促進(jìn)作用但顯著性不盡相同，而金融市場建設(shè)、人口規(guī)模均存在一定促進(jìn)作用，總體上控制變量的影響與現(xiàn)實(shí)預(yù)期一致；三是技術(shù)復(fù)雜度的評估方法還有待商榷，基于Hausmann提出的指標(biāo)刻畫方式用來映射技術(shù)復(fù)雜度從計(jì)量角度略顯牽強(qiáng)。

基于上述研究，本文可能的相關(guān)啟示有：一是加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)價(jià)值鏈合作，更好服務(wù)于中國制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。對于國內(nèi)，應(yīng)推動對制造業(yè)中間產(chǎn)品廠商的扶持，減緩產(chǎn)品對外強(qiáng)依賴性；對于區(qū)域內(nèi)合作，基于RCEP簽署生效之際，加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)貿(mào)易合作，構(gòu)建區(qū)域價(jià)值鏈?zhǔn)侵袊嵘圃鞓I(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重大機(jī)遇之一。二是提高信息化水平建設(shè)，合理安排金融市場發(fā)展。信息化水平提高與金融市場發(fā)展相輔相成，在能夠得到有效監(jiān)管的前提下，金融市場發(fā)展可為替代性新興企業(yè)提供融資幫助，信息化水平提高也能更好幫助企業(yè)加入全球貿(mào)易，降低合作成本。三是技術(shù)復(fù)雜度評估仍需商榷，生產(chǎn)性服務(wù)應(yīng)更加依賴制造業(yè)自身成長。技術(shù)復(fù)雜度只具備一定參考價(jià)值，推動生產(chǎn)性服務(wù)的核心在于制造業(yè)自身競爭力的提升。本文實(shí)證了制造業(yè)是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的主要內(nèi)在驅(qū)動力，服務(wù)于制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展便是服務(wù)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]金碚．關(guān)于“高質(zhì)量發(fā)展”的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（4）：5-18.

[2]王瑞峰，李爽．中美貿(mào)易摩擦背景下中國外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的評價(jià)[J]．中國流通經(jīng)濟(jì)，2019，33（12）：16-24.

[3]曲維璽，崔艷新，馬林靜，等．我國外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的評價(jià)與對策[J]．國際貿(mào)易，2019（12）：4-11.

[4]湯婧，夏杰長．我國服務(wù)貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展評價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建與實(shí)施路徑[J].北京工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2020，20（5）：47-57.

[5]王偉．中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的測度與評估[J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2020，34（6）：1-9.

[6]朱風(fēng)慧，劉立峰．我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展——基于地級及以上城市經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2020，36（6）：42-53.

[7]高麗娜，宋慧勇．創(chuàng)新驅(qū)動、人口結(jié)構(gòu)變動與制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[J]．經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2020，37（4）：81-88.

[8]GREENFIELDHI.Manpowerandthegrowthof producerservices[Cy/Conservationof Human ResourcesProject（ColumbiaUniversity）.NewYork：Columbia University Press，1966.

[9]崔日明，鄒康乾．生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與全球價(jià)值鏈分工體系——基于我國制造業(yè)的研究[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2020，37（4）：56-63.

[10]孟方琳，趙袁軍，秦玉蘭．全球價(jià)值鏈視角下我國生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易國際競爭力提升路徑研究[J].管理現(xiàn)代化，2019，39（6）：20-26.

[11]上官緒明，吳慧．生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)升級的門檻效應(yīng)[J].地域研究與開發(fā)，2020，39（5）：8-12.

[12]顧雪芹．中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放與制造業(yè)價(jià)值鏈升級[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2020（3）：121-134，137.

[13]陳虹，王蓓．生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度對制造業(yè)出口質(zhì)量的影響研究[J]．國際貿(mào)易問題，2020（9）：97-112.

[14] 羅軍．生產(chǎn)性服務(wù)FDI對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響研究[J].中國管理科學(xué)，2020，28（9）：54-65.

[15]馬盈盈，盛斌．制造業(yè)服務(wù)化與出口技術(shù)復(fù)雜度：基于貿(mào)易增加值視角的研究[J]．產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2018（4）：1-13，87.

[16]趙富森．高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度與中國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2020，35（9）：42-53.

[17]溫忠麟，張雷，侯杰泰，等．中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用[J].心理學(xué)報(bào)，2004（5）：614-620.

[18]MACKINNOND，F(xiàn)AIRCHILDA，F(xiàn)RITZMS.Mediationanalysis[J].AnnualReviewofPsychology，2007，58（1）：593-614.

[19]方杰，張敏強(qiáng)．中介效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)和區(qū)間估計(jì)：乘積分布法、非參數(shù)Bootstrap和MCMC法[J].心理學(xué)報(bào)，2012，44（10）：1408-1420.

[20]HUMMELSD，SHIJ，YIK-M.henatureandgrowthofverticalspecializationinworldtrade[J].JoualofInteatalEconomics，2001，54（1）：75-96.

[21]KOOPMANR，WANGZhiWEIShangjin.Tracingsalue-addedanddoublecountingingrossexports[J].Social ScienceElectronic Publishing，2014，104（2）：459-494.

[22]WANGZhiWEIShangzhi，ZHUKunfu.Quantifyinginternationalproductionsharingatthebilateralandsectorlevels[/L].NBER Working Paper，2013：1-49.[2024-09-23]. http：//www.nber.org/papers/w19677.

[23] HAUSMANNR，HWANGJ，RODRIKD.Whatyou export maters[J].Journalof EconomicGrowth，2007，12：1-25.

[24]黃蕙萍，繆子菊，袁野，等．生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的全球價(jià)值鏈及其中國參與度[J]．管理世界，2020，36（9）：82-97.

[25]李金昌，項(xiàng)瑩．中國制造業(yè)出口增值份額及其國別（地區(qū)）來源——基于SNA-08框架下《世界投入產(chǎn)出表》的測度與分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014（8）：84-96.

[26]黃永生，郭曉靜．制造業(yè)企業(yè)供應(yīng)鏈數(shù)字化轉(zhuǎn)型研究[J].物流科技，2024，47（24）：136-139.

[27]向思鳳，秦迎林，數(shù)字化背景下物流企業(yè)員工工作-家庭平衡研究——一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型[J].物流科技，2024，47（11）：35-38.