生產性服務進口技術復雜度對我國高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響研究

陳 虹， 王 蓓

(武漢大學 經濟與管理學院， 湖北 武漢 430072)

一、研究背景與文獻綜述

黨的十九屆四中全會提出，我國要實施更大范圍、更寬領域、更深層次的全面開放?，F階段，我國傳統制造業(yè)產能過剩，高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新不足，而高技術制造企業(yè)的產業(yè)升級則需要投入大量的內含高技術復雜度的生產性服務，以提升其自主創(chuàng)新能力。在此背景下研究開放生產性服務進口是否有助于高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新，具有重要的現實意義。

高技術制造企業(yè)是研發(fā)投入較高、研發(fā)人員比重較大的制造業(yè)群體，正處于自主創(chuàng)新(包括自主創(chuàng)新產出和自主創(chuàng)新投入)迅速提升的階段。自主創(chuàng)新產出和投入反映了自主創(chuàng)新活動中投入轉化為產出的關系，是多種因素綜合作用的成果。生產性服務業(yè)孕育自制造業(yè)“母體”，并會隨著產業(yè)分工高度精細化而脫離“母體”[1]。雖然二者可獨立形成專業(yè)化生產和規(guī)模經濟，但實質上制造業(yè)的發(fā)展需要先進生產性服務業(yè)提供高級要素的投入[2]。黃莉芳等[3]認為，生產性服務業(yè)的中間投入也包含了來自制造業(yè)的產出，并催生了對高技術制造企業(yè)生產高科技產品的需求，引發(fā)了制造業(yè)的技術自主創(chuàng)新和產業(yè)升級。

大部分的國外研究認為，生產性服務通過其蘊含的大量的技術、知識、人力資本等高端要素促進了制造業(yè)自主創(chuàng)新。例如：Maggi & Muro[4]認為，生產性服務承擔著技術、知識和自主創(chuàng)新傳播器的功能，是企業(yè)與自主創(chuàng)新環(huán)境之間的中介；Evangelists et al.[5]認為，生產性服務會刺激制造企業(yè)的技術自主創(chuàng)新產出。在實證研究方面，Keller[6]的研究結果表明，經濟合作與發(fā)展組織(OECD)國家能夠通過增加生產性服務的進口來促進國內技術水平升級和制造業(yè)全要素生產率增長。國內也有大量的平行研究。例如：董也琳[7]采用知識生產函數模型進行了實證檢驗，發(fā)現人力資源等生產性服務的進口對制造業(yè)自主創(chuàng)新具有促進作用；陳啟斐、劉志彪[8]通過建立生產性服務進口多邊模型，研究了生產性服務進口對制造業(yè)技術提升的機制，發(fā)現金融服務、研發(fā)服務、商業(yè)服務進口可以顯著促進制造業(yè)生產率提升，進而提高制造業(yè)的技術創(chuàng)新。

目前，關于生產性服務進口技術復雜度的研究聚焦于其技術外溢能否對制造業(yè)生產效率產生正面影響。例如：楊校美、張誠[9]發(fā)現，生產性服務進口技術復雜度的提高能促進知識和技術密集型制造業(yè)的生產效率的提高；戴翔[1]認為，生產性服務進口技術復雜度的提升能夠有效促進工業(yè)經濟增長模式發(fā)展，進而推動制造業(yè)生產效率的提高。而鮮少有文獻關注服務業(yè)進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新投入和產出的影響，僅有馮正強、陳乘[10]的研究測度了各國生產性服務進口技術復雜度，并實證證明了其對各國的制造業(yè)自主創(chuàng)新效率具有正向影響。

基于已有的研究成果，本文進一步探討如下問題：生產性服務進口技術復雜度能夠為我國高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新帶來何種影響，以及其影響機制如何。本文可能的邊際貢獻體現在以下幾方面：第一，相較于以往文獻對企業(yè)自主創(chuàng)新指標的構建，本文將企業(yè)自主創(chuàng)新產出和自主創(chuàng)新投入分別作為研究對象進行實證研究，發(fā)現生產性服務進口中間品的技術復雜度對高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產出和自主創(chuàng)新投入具有不同程度的影響。該發(fā)現可為我國有效引進不同類型的生產性服務來促進高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新提供政策性啟示。第二，除總樣本外，本文進一步測算了不同所有制、不同規(guī)模的中國高技術制造企業(yè)層面的自主創(chuàng)新指標，并將進口生產性服務類型的異質性納入實證分析，克服了內生性問題，多維度地考察了生產性服務進口技術復雜度對中國高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響，解決了以往文獻因利用宏觀數據而出現的加總性偏差問題。第三，本文不僅考察了生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響程度，還從產業(yè)互動的角度實證檢驗了生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)的產業(yè)升級、勞動生產率和研發(fā)投入的影響。這有助于從深層次理解生產性服務業(yè)與高技術制造企業(yè)的互動關系，并在一定程度上拓展了這類文獻的研究視角。

二、理論分析與研究假設

結合前人的研究，本文將生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的可能影響機制概括為以下三個方面。

第一，通過進口內含技術復雜度的生產性服務進口中間品，高技術制造企業(yè)能夠促進產業(yè)結構高級化、提高創(chuàng)新產值，從而促進自主創(chuàng)新。生產性服務進口將國外高級生產性服務要素內含的技術、知識和信息投入高技術制造企業(yè)的生產過程，形成了高級生產性服務要素作用于高技術制造企業(yè)生產的渠道。另外，由于高技術復雜度的生產性服務內含更為專業(yè)的人力和知識資本，而高技術制造企業(yè)的研發(fā)人員占比較大，若進口技術復雜度更高的生產性服務，就更能推動高技術制造企業(yè)的生產與組織模式創(chuàng)新。例如，企業(yè)能夠通過進口加強相關人力資本的學習和模仿，為下次引進前沿技術以及研發(fā)創(chuàng)新提供可能。戴翔[1]、楊玲[11]均已證實，高技術復雜度的生產性服務進口具備技術溢出效應。在此基礎上，為初步判斷生產性服務進口與高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的關系，本文采用2002—2016年《中國科技數據庫》《中國高技術產業(yè)數據庫》的相關數據，繪制了生產性服務進口技術復雜度與高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新產值的散點圖和擬合線，發(fā)現生產性服務貿易進口技術復雜度與高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產值呈現正相關關系，從而初步證明了生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新確實存在促進效應。

第二，通過進口內含技術復雜度的生產性服務，高技術制造企業(yè)能夠提高勞動生產率和創(chuàng)新產出，從而促進自主創(chuàng)新。戴翔、金碚[12]認為，通過選擇進口或者外包生產性服務，制造企業(yè)逐漸減少并最終不再沿用自給自足的服務，而是通過進口將外部質量更高、成本更低的生產性服務集中到自身的生產過程中。因此，在開放的世界經濟環(huán)境下，制造業(yè)中研發(fā)投入占比較高的高技術制造企業(yè)更需通過購買國外專業(yè)化的生產性服務，整合利用全球的資源。一方面，優(yōu)化資源配置將使高技術制造企業(yè)的勞動生產率得以提高，這意味著企業(yè)人力資源的高技能化，而高技能的人力資本更能在干中學過程中將進口生產性服務中隱含的知識和信息與自身熟知的生產流程和工藝相結合，提出對產品的創(chuàng)新性研究，進而全面提高企業(yè)的自主創(chuàng)新產出；另一方面，進口的生產性服務技術復雜度越高，則高技術制造企業(yè)在使用服務中間品、零部件的同時更能吸收其內含的高級技術，促進企業(yè)對自主創(chuàng)新研發(fā)投入的意愿。

第三，通過進口內含技術復雜度的生產性服務進口中間品，高技術制造企業(yè)能夠降低生產成本，充實創(chuàng)新資金，從而促進自主創(chuàng)新。毛其淋[13]認為，企業(yè)研發(fā)是一項較為長期的投資項目，往往需要投入大量的研發(fā)資金。Goldberg et al.[14]的研究發(fā)現，每年新增進口1種中間產品將會平均降低4.7%的投入中間品進口價格指數。出口商往往會進一步增加服務種類，提高技術復雜度，以應對激烈的競爭[15]?；诖耍呒夹g制造企業(yè)在通過進口不同種類的生產性服務并投入生產性制造業(yè)生產過程，替代國內昂貴或稀缺的生產性服務種類時，可以降低生產成本，以保證企業(yè)有可用于技術改造和產業(yè)升級的充足資金。同時，高技術制造企業(yè)通過進口國外內含高技術復雜度的生產性服務，不僅能夠彌補國內同類型生產性服務質量低、種類少、投入低的缺陷，還能夠產生貿易競爭效應，引發(fā)行業(yè)間的競爭，進而反向加強出口商提高服務技術復雜度的意愿。

綜上，本文提出如下研究假設：生產性服務進口技術復雜度的提高能夠提升高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新。

本文的研究框架如圖1所示。

三、研究設計

(一)模型設定

基于前文的理論分析和假設，本文依據Cobb-Douglas經典生產函數(C- D函數)的基本思想，構建如下基本模型：

I=ARαLβ

(1)

式(1)中，I表示高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新，R和L分別表示高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的投入和產出，A表示影響高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的因素，α、β表示待估計的參數。對式(1)取自然對數可減小異方差的影響，并得到如下變化模型：

LnI1=αLnR+βLnL+LnA+ε

(2)

LnI2=αLnR+βLnL+LnA+ε

(3)

其中，I1表示自主創(chuàng)新產出，I2表示自主創(chuàng)新投入，ε為隨機擾動項。根據黃燁菁[16]關于制造業(yè)自主創(chuàng)新和產業(yè)融合等的研究，本文引入生產性服務進口技術復雜度(Ser)作為核心解釋變量，建立如下生產性服務進口技術復雜度對我國高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新影響的模型:

LnI1it=αLnSerit+∑Controlsitd+ωt+ωd+εtd

(4)

LnI2it=αLnSerit+∑Controlsitd+ωt+ωd+εtd

(5)

其中，I1代表中國高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產出,I2代表中國高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新投入，Controls是一系列企業(yè)和宏觀層面的控制變量；下標i代表制造業(yè)細分行業(yè)，t代表年度，d代表高技術制造企業(yè)；ωd表示企業(yè)固定效應，ωt表示時間固定效應，εtd表示隨機擾動項。估計系數α完全刻畫了生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的平均綜合效應，α為正，表示生產性服務進口技術復雜度的提升對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新有促進作用，反之則是抑制作用。

(二)變量與數據說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量包括高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產出(I1)和自主創(chuàng)新投入(I2)。參考張峰等[17]、陳思等[18]的研究，I1采用高技術制造企業(yè)專利申請數量來表示；借鑒高靜等[19]的方法，I2采用高技術制造企業(yè)研發(fā)投入占銷售總值的比重來表示。依據國家統計局發(fā)布的《高技術產業(yè)(制造業(yè))分類(2017)》，本文將中醫(yī)藥制造，航空、航天器及設備制造，電子及通信設備制造，計算機及辦公設備制造，醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造，以及信息化學品制造這6類制造業(yè)歸為高技術制造業(yè)。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為生產性服務進口技術復雜度(Ser)。借鑒杜運蘇、彭冬冬[20]的做法，利用增加值貿易理論來進行測算，測算公式為：

(6)

其中，Sertk是生產性服務業(yè)細分行業(yè)k在t年的技術復雜度，ntk是生產性服務業(yè)細分行業(yè)k在t年出口所包含的國內增加值，Nt是t年對外出口服務的增加值，Gt是t年的人均GDP水平。利用杜運蘇、彭冬冬[20]的測算方法，一國的生產性服務進口技術復雜度(Ser)測算公式為：

(7)

其中，mk為該國生產性服務業(yè)細分行業(yè)k的進口額，M為該國服務業(yè)進口總額。

綜合中國國家統計局《2017年國民經濟行業(yè)分類》(GB/T 4754—2017)以及《生產性服務業(yè)分類(2015)》對生產性服務各行業(yè)的歸類，并結合聯合國 Comtrade 數據庫中進口服務數據的可得性，本文所指的生產性服務業(yè)包括房地產業(yè)，金融業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)，商務服務業(yè)，專利和特許知識產權服務業(yè)，以及交通運輸、倉儲和郵政業(yè)共6個行業(yè)。

3.控制變量

借鑒毛其淋[13]的做法，本文在實證研究中控制了一系列可能影響高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新活動和進口生產性服務技術復雜度的變量。(1)高技術制造企業(yè)勞動生產率(Lp)。由前文的理論分析可知，勞動生產率的提升是進口生產性服務發(fā)揮“要素重組效應”的關鍵。借鑒楊玲[11]的方法，該指標用企業(yè)增加值與全部從業(yè)人員平均人數之比來表示。(2)高技術制造企業(yè)規(guī)模(S)。企業(yè)規(guī)模是直觀反映企業(yè)資源充裕程度的指標，而企業(yè)資源是否充裕將對自主創(chuàng)新投入有著較大影響。借鑒張峰等[17]的做法，該指標用高技術制造企業(yè)資產總值的對數來衡量。(3)高技術制造企業(yè)經濟效能(Ec)，以營業(yè)收入增長率來表示。(4)高技術制造企業(yè)R&D投入強度(R)，以高技術制造企業(yè)在報告年度R&D經費支出與企業(yè)主營業(yè)務收入之比來衡量。(5)人民幣實際對美元匯率(E)，以年度人民幣對美元實際匯率的平均值來度量。該變量作為時間變量加入，用來控制隨時間變化的宏觀經濟環(huán)境。

本研究數據來源于2002—2016年《中國科技數據庫》《中國高技術產業(yè)數據庫》以及世界銀行數據庫(World Bank Open Data)、世界貿易組織數據庫(WTO Statistics Database)和世界投入產出數據庫(WIOT)。其中，各國各生產性服務行業(yè)進出口額數據來源于世界貿易組織數據庫，各國人均GDP數據來源于世界銀行數據庫，各國生產性服務產品出口國內增加值數據來源于世界投入產出數據庫?？紤]到樣本量據的代表性和準確性，本文選取服務貿易進口規(guī)模前60位的經濟體的生產性服務進口額和人均GDP計算其生產性服務進口技術復雜度。該樣本既包括發(fā)達經濟體，也包括發(fā)展中經濟體，總體服務貿易進口額占到世界服務貿易總額的80%以上，說明樣本量據能夠較好地反映世界生產性服務貿易的現狀和水平。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計分析

變量的描述性統計結果見表1。LnI1、LnI2及LnSer的標準差均小于均值，說明數據離散程度不高，不存在極端異常值，可做進一步的實證分析。

(二)基準回歸結果與分析

生產性服務進口技術復雜度對中國高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新影響的基本回歸結果報告在表2的列(1)和列(3)中。從Hausman檢驗的結果可知，應選用固定效應(FE)模型作為計量方程。生產性服務進口技術復雜度的估計系數顯著為正，說明我國高技術制造企業(yè)進口的生產性服務技術復雜度的提高能顯著促進企業(yè)的自主創(chuàng)新產出，這驗證了理論假設中的影響大小和方向。為了檢驗生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新產出估計結果的穩(wěn)健性，本文采用動態(tài)系統GMM方法進行再次估計。參考羅軍[21]的實證研究方法，采用高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新產出的滯后一期(L.LnI1)作為工具變量，估計結果報告在表2的列(2)中。對于該工具變量，Sargan 檢驗的p值為0.391 8，故接受了“所有工具變量均有效”的原假設；AR(1)及AR(2)檢驗的p值分別為0.000 3和 0.733 1，說明隨機擾動項的差分存在一階自相關但二階不自相關，滿足無自相關條件；Hansen J統計的p值為0.285 0，表明工具變量與擾動項不相關且滿足外生性假設；Wald檢驗的p值為 0.000 0，說明模型整體非常顯著。生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新產出影響的估計系數顯著為正，這與固定效應(FE)模型的估計結果一致，說明本文的估計結果具有穩(wěn)健性。列(4)為采用高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新投入的滯后一期(L.LnI2)作為工具變量的系統GMM估計結果，其核心解釋變量和控制變量的系數符號和顯著性基本與基準回歸結果一致，說明本文的估計結果是穩(wěn)健的。

表1 變量的描述性統計

表2 生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新影響的回歸結果

(三)異質性分析

1.進口生產性服務類型異質性分析

根據2017年《國民經濟行業(yè)分類》(GB/T 4754—2017)以及《生產性服務業(yè)分類(2015)》對生產性服務各行業(yè)的歸類，結合聯合國Comtrade數據庫的服務進口數據，除金融服務歸口不變外，本文將信息傳輸、軟件和信息技術服務歸為信息服務；將專利和特許知識產權服務歸為研發(fā)服務；將房地產服務，交通運輸、倉儲和郵政服務以及商務服務歸為其他商業(yè)服務。基于回歸模型(3)，本文分別考察其對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新產出和自主創(chuàng)新投入的影響，表3報告了回歸結果。

表3 進口生產性服務類型異質性檢驗結果

從金融服務來看，金融服務進口技術復雜度的提高顯著促進了高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產出和創(chuàng)新投入，這可能是因為高技術制造企業(yè)通過進口金融服務可以緩解其融資約束，獲得可用于企業(yè)創(chuàng)新的資金支持，這與經濟現實預期相符。信息服務進口技術復雜度分別在5%和10%的顯著性水平下促進了高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產出和創(chuàng)新投入，說明高技術制造企業(yè)通過進口具有高技術復雜度的信息服務，可以將國外先進的互聯網及電子信息技術與生產環(huán)節(jié)相結合，在“進口中學習”并提高生產效率，進而提高企業(yè)的生產率和自主創(chuàng)新產出。研發(fā)服務進口雖然有效地促進了高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新產出的提高，但對企業(yè)的自主創(chuàng)新投入并無影響。這一方面說明接觸國外先進的研發(fā)技術可以直接獲得技術溢出效應，提高自主創(chuàng)新產出；另一方面說明跨國公司會控制研發(fā)服務出口的技術溢出程度，形成技術出口壁壘，這也與羅軍[21]的實證結果相符。從其他商業(yè)服務進口對高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新影響結果來看，其僅對自主創(chuàng)新產出存在顯著的正向影響，而對自主創(chuàng)新投入的影響并不顯著。這可能是因為，交通運輸等其他商業(yè)服務所內含的技術復雜度較低，能夠為高技術制造企業(yè)帶來的技術溢出、資源重組空間較小，因此無法對其自主創(chuàng)新活動造成顯著的正向影響。

2.企業(yè)所有制和企業(yè)規(guī)模異質性分析

考慮到生產性服務進口對不同所有制和規(guī)模的高技術制造企業(yè)可能有不同的影響，本文把高技術制造企業(yè)分為國有控股、非國有股兩種所有制類型，以及大型、中型兩種規(guī)模。相關數據分別采用《中國高技術產業(yè)數據庫》中大型、中型高技術產業(yè)企業(yè)數據。表4中，列(1)、列(5)的回歸結果表明，生產性服務進口技術復雜度對國有控股高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新無顯著影響；列(2)、列(6)的回歸結果表明，對非國有控股高技術制造企業(yè)有著較為顯著的正向影響。列(3)、列(7)的回歸結果表明，生產性服務進口技術復雜度對大型高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新有一定的促進作用；列(4)、列(8)的回歸結果表明，對中型高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新作用不明顯。對該結論可能的解釋是，大型高技術制造企業(yè)更易形成規(guī)模效應，從而提升自我的自主創(chuàng)新以應用于國際競爭。

表4 企業(yè)所有制和企業(yè)規(guī)模異質性檢驗結果

(四)內生性問題的處理

各高技術制造企業(yè)通常根據自己的標準和意愿進口生產性服務中間品，這可能導致制造企業(yè)樣本存在個體偏好等不可觀測的遺漏變量，或是與自主創(chuàng)新存在交互關系而產生“反向因果”的情形，從而引發(fā)內生性問題。因此，本文選取生產性服務技術溢出率(Spill)作為工具變量以解決內生性問題。借鑒高靜等[19]的方法，其表達式為Spilljtm=∑(importjtm/gdptm)rdt。其中，importjtm/gdptm構建的權重代表t年企業(yè)j的進口生產性服務業(yè)中間品m的金額占當年進口國GDP的比重，rdt表示t年進口國的研發(fā)總支出。測算該指標的相關數據均來自世界銀行數據庫。表5為使用工具變量后的檢驗結果。在自主創(chuàng)新投入和自主創(chuàng)新產出的動態(tài)回歸方程中，F統計值均大于10，并且在1%的水平下顯著，表明工具變量與生產性服務業(yè)進口技術復雜度相關； Hansen J 統計的p值分別為0.733 5和0.688 7，說明工具變量與擾動項不相關且滿足外生性假設，因此該工具變量滿足相關性和外生性的假設。

本文使用動態(tài)系統GMM回歸方法實證檢驗工具變量的估計結果。表5的回歸結果表明，生產性服務進口技術復雜度的回歸系數均顯著為正，再次驗證了生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新存在正向影響。加入工具變量后的生產性服務進口技術復雜度回歸系數的絕對值與原回歸結果相比稍有提高，說明內生性略微導致原回歸結論向下偏移，但生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新產出和創(chuàng)新投入的影響的回歸結果與基準模型的回歸結果仍基本一致，說明在考慮了內生性問題后，本文的研究結論依然具有穩(wěn)健性。

表5 內生性檢驗結果

(五)穩(wěn)健性檢驗

高技術工業(yè)企業(yè)數據庫2009之前的數據存在缺失問題，具體包括：(1)2002—2008年規(guī)模以上內資、國有、港澳臺和外商投資的高技術制造企業(yè)專利申請數、新產品產值全部缺失，無法用于計算相關企業(yè)的自主創(chuàng)新產出和自主創(chuàng)新投入；(2)2002—2016年規(guī)模以上大中型高技術制造企業(yè)的新產品產值數據全部缺失，無法用于計算相關企業(yè)的自主創(chuàng)新投入；(3)2002—2004年高技術制造行業(yè)以及大中型內資、大中型外資和大中型港澳臺高技術制造企業(yè)的專利申請數、新產品產值全部缺失，無法用于計算相關企業(yè)的自主創(chuàng)新產出和自主創(chuàng)新投入。本文擬構建完整全面板數據，旨在分析生產性服務進口技術復雜度對我國現階段高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新獲得的重要性。借鑒王永欽等[22]的思路，本文整合了全部2002—2016年的數據。針對部分高技術制造企業(yè)的專利申請書和新產品產值缺失問題，本文用近年的數據計算自然增長率來補齊以前的數據；并且用專利申請數與專利擁有數的比值替換原被解釋變量自主創(chuàng)新產出，用新產品開發(fā)項目數與新產品產值的比值替換原被解釋變量自主創(chuàng)新投入。根據表6，在擴大樣本的面板固定效應回歸結果中，生產性服務進口技術復雜度仍顯著地促進了高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新，說明本文的結果是穩(wěn)健的。鑒于2009年之前的較多數據為根據自然增長率計算而進行補齊的，從嚴謹性角度考慮，此處的結果僅作參考，本文實證結果仍以原樣本的數據為準。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

五、影響機制檢驗

基于前文的理論分析，本文將進一步檢驗生產性服務進口技術復雜度影響我國高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的作用機制，并構建以下計量模型：

Upgrade_hit=α1LnSerit+∑Controlsitd+
ωt+ωd+εtd

(8)

Lpit=α2LnSerit+∑Controlsitd+ωt+ωd+εtd

(9)

Rit=α3LnSerit+∑Controlsitd+ωt+ωd+εtd

(10)

LnIit=α4LnSerit+α5LnSerit×Upgrade_hit+
α6LnSerit×Lpit+α7LnSerit×Rit+
∑Controlsitd+ωt+ωd+εtd

(11)

其中，Upgrade_h為高技術制造企業(yè)產業(yè)結構高級化指標?？紤]到企業(yè)利潤能夠更為直觀地反映企業(yè)生產的成果，企業(yè)利潤越高則間接表明產業(yè)結構高級化程度越高，而企業(yè)產值也可以間接反映企業(yè)產業(yè)升級的成果，因此本文將高級化指標設定為高技術制造企業(yè)利潤與產值之比。所有模型都采用固定效應估計法進行回歸，數據均來源于2002—2016年的《高技術產業(yè)數據庫》。模型(8)～模型(10)主要是為了檢驗生產性服務進口技術復雜度能否影響高技術制造企業(yè)的產業(yè)升級、勞動生產率和研發(fā)投入；模型(11)則突出了交互項的貢獻，以驗證生產性服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響機制。

根據戴翔、金碚[12]的研究，生產性服務進口技術復雜度能轉變工業(yè)經濟發(fā)展方式，即產業(yè)結構高級化。結合前文的理論分析，內含高技術復雜度的進口生產性服務可能與高技術制造企業(yè)產業(yè)結構高級化有交互作用，從而促進其自主創(chuàng)新提升，因此以LnSer×Upgrade_h來檢驗生產性服務進口技術復雜度是否能夠對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新活動產生影響。另外，生產性服務進口技術復雜度可以產生要素重組效應，并帶來勞動生產率的提高，因此以LnSer×Lp來檢驗生產性服務進口技術復雜度與勞動生產率的交互作用及其對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響。最后，根據Goldberg et al.[14]的研究，進口服務中間品可以降低制造企業(yè)生產成本，因此以LnSer×R來檢驗生產性服務進口技術復雜度與研發(fā)投入的交互作用及其對高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響。

表7中，列(1)的估計系數顯著為正，說明生產性服務進口技術復雜度通過技術溢出，有效促進了高技術制造企業(yè)的產業(yè)升級。列(4)、列(5)中，生產性服務進口技術復雜度與產業(yè)升級的交叉項估計系數皆顯著為正，說明高技術制造企業(yè)通過吸收進口生產性服務內含的技術，促進了產業(yè)結構高級化，從而推動了其自主創(chuàng)新的提升。列(2)、列(4)、列(5)的估計結果顯著為正，說明生產性服務進口技術復雜度提高了高技術制造企業(yè)的勞動生產率，進而推動了其自主創(chuàng)新的提升。這可能是因為，通過進口內含高技術復雜度的生產性服務中間品，高技術制造企業(yè)獲得了前沿的信息和專業(yè)的人力資源，從而提升了其對生產運營的控制能力，引發(fā)了生產模式的自主創(chuàng)新。列(3)、列(4)、列(5)的估計結果顯著為正，說明生產性服務進口技術復雜度有效地促進了高技術制造企業(yè)研發(fā)投入的增加，并且與研發(fā)投入發(fā)生交互作用，進而提高了高技術制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力。其原因可能是，隨著高技術制造企業(yè)不斷引進內含高技術復雜度的生產性服務，逐步形成了專業(yè)化生產和規(guī)模經濟，實現了生產成本的降低，從而獲得了更多資本投入研發(fā)。綜上，本文證明了進口高技術復雜度的生產性服務能夠帶來高技術制造企業(yè)產業(yè)結構升級、勞動生產率提高、研發(fā)投入加大，進而促進其自主創(chuàng)新全面提升這一影響機制。

表7 影響機制檢驗回歸結果表

六、研究結論與啟示

(一)研究結論

本文的研究發(fā)現：(1)生產性服務進口技術復雜度總體對高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產出和自主創(chuàng)新投入具有顯著的正向影響，進口技術復雜度越高則越能顯著促進企業(yè)自主創(chuàng)新。該結論通過采用基于國家—行業(yè)層面的高技術制造企業(yè)、生產性服務進口技術復雜度數據進行實證分析得出，克服了基于國家層面數據研究而出現的偏差。(2)金融服務、信息服務、研發(fā)服務和商業(yè)服務進口技術復雜度的提高均能夠顯著提升高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產出，但研發(fā)服務進口技術復雜度對高技術制造企業(yè)創(chuàng)新投入沒有影響，這可能是由于發(fā)達國家出口高技術復雜度的生產性服務時設置了技術壁壘。通過對自主創(chuàng)新產出、自主創(chuàng)新投入加以區(qū)分，本文修正了董也琳[7]“以制造企業(yè)專利申請數作為自主創(chuàng)新指標”做法的片面性，同時通過異質性分析，深化并修正了對李惠娟、蔡偉宏[23]“生產性服務進口技術復雜度對于制造企業(yè)自主創(chuàng)新投入具有顯著正向影響”結論的認識。(3)本文驗證了生產性服務進口技術復雜度能夠通過促進高技術制造企業(yè)產業(yè)結構升級、提高勞動生產率、加大研發(fā)投入而影響其自主創(chuàng)新的機制，這對于戴翔、金碚[12]提出的“服務進口技術含量對中國工業(yè)經濟方式轉變具有正向影響”的結論有一定的實證補充。(4)生產性服務進口技術復雜度的提高對非國有控股和大型高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新的促進作用較為顯著，而對國有高技術制造企業(yè)的促進作用不明顯。這一結論對許家云等[24]關于“民營企業(yè)存在諸如金融抑制的政策壁壘”的認識進行了實證補充。

(二)研究啟示

本文的研究結論對從傳統的外向型經濟體制向更高水平的開放型經濟體制過渡具有一定的理論參考意義。(1)本文發(fā)現開放內含高技術復雜度的生產性服務進口有助于提升高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新，因此，我國應該堅定地推進和深化開放，包括金融服務進口、信息服務進口，加強高技術制造企業(yè)與內含技術復雜度的生產性服務進口的互動和融合。高技術制造企業(yè)應進口具有高技術復雜度的生產性服務中間品，利用高技術復雜度的生產性服務技術溢出效應提升企業(yè)技術自主創(chuàng)新產值，為進一步提升自主創(chuàng)新產出和自主創(chuàng)新投入創(chuàng)造條件。(2)本文的結論有助于理解中國繼續(xù)堅持推進貿易自由化和經濟全球化戰(zhàn)略的經濟績效。我國應通過對話和合作爭取使部分發(fā)達國家放松出口管制，提高生產性服務中間品引進的技術復雜度，降低高技術復雜度的生產性服務貿易成本，從貿易相關制度上強化經濟全球化動力，減少經濟全球化阻力。(3)鑒于現代生產性服務進口技術復雜度比傳統商業(yè)服務進口技術復雜度更能提高企業(yè)自主創(chuàng)新產出和創(chuàng)新投入，我國應對不同類型生產性服務進口技術復雜度產品實行差異化的開放政策。具體而言，應進一步加大對金融服務、信息服務和研發(fā)服務的開放力度，而對傳統商業(yè)服務可遵循循序漸進的開放步驟。(4)本文的異質性分析證實了非國有高技術制造企業(yè)的市場活力，引進高技術復雜度的生產性服務中間品能夠顯著刺激非國有高技術制造企業(yè)的自主創(chuàng)新績效。因此，我國要堅定推進混合所有制經濟改革，對私營、外商和港澳臺資本進入高技術制造企業(yè)提供支持，這將有助于我國高技術制造企業(yè)在國際競爭中全面增強自主創(chuàng)新實力。