服務(wù)業(yè)開放、生產(chǎn)率與出口產(chǎn)品質(zhì)量

耿曄強(qiáng),黎佩琳

(山西大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,山西 太原 030006)

一、引言

黨的十九大報(bào)告中指出我國正處于由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段的攻關(guān)期,必須堅(jiān)持質(zhì)量第一、效益優(yōu)先,要推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革[1]。黨的十九屆五中全會(huì)公報(bào)也明確提出,“十四五”時(shí)期我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展要“以推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展為主題”。產(chǎn)品質(zhì)量是一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要標(biāo)志,直接決定了我國企業(yè)在國際貿(mào)易中的競爭力,因此,實(shí)現(xiàn)“高質(zhì)量發(fā)展”目標(biāo)的關(guān)鍵在于提高制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量[1]。從加入WTO以來,我國的出口貿(mào)易得到了迅猛發(fā)展,2018年貨物貿(mào)易進(jìn)出口額已達(dá)46 230億美元,相較于2001年的2 661億美元,增長了17.4倍,年均增長率高達(dá)18.3%,然而與龐大的貿(mào)易規(guī)模、“奇跡般”的增長速度對(duì)比鮮明的是“大而不強(qiáng)”的貿(mào)易地位、價(jià)值鏈低端鎖定的困境以及難以為繼的外貿(mào)增長方式[2]。在此背景下,促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)是提高貿(mào)易地位、破解低端鎖定困境、轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式的重要途徑,是成為貿(mào)易強(qiáng)國的必由之路。但在當(dāng)前疫情沖擊,國際形勢復(fù)雜多變和勞動(dòng)力成本不斷上升的新局勢下,我國如何提高出口產(chǎn)品質(zhì)量,實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展?服務(wù)業(yè)是制造業(yè)的上游產(chǎn)業(yè),制造業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量離不開服務(wù)業(yè)的支撐和保障,服務(wù)業(yè)開放為制造業(yè)企業(yè)帶來了更有技術(shù)含量的中間投入品,不僅降低了投入品價(jià)格,節(jié)約了企業(yè)生產(chǎn)成本,還可以提高企業(yè)創(chuàng)新能力,推動(dòng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)[3]。因此,加快提升服務(wù)業(yè)開放水平,發(fā)揮服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的支撐作用是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的重要路徑。近年來,服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的融合程度不斷加深,服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)企業(yè)的影響越來越大,在形成全面開放新格局的目標(biāo)下,我國服務(wù)業(yè)開放水平也在不斷提高,但我國的服務(wù)業(yè)開放度仍然比發(fā)達(dá)國家低,僅比部分發(fā)展中國家略高,這說明我國服務(wù)業(yè)仍然有很大開放空間[4]。因此,研究服務(wù)業(yè)開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響機(jī)制,可以為推進(jìn)服務(wù)貿(mào)易自由化進(jìn)程以及提高我國貿(mào)易地位提供理論參考和政策啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

貿(mào)易自由化與出口產(chǎn)品質(zhì)量之間的關(guān)系一直以來都是國際貿(mào)易領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)。前期研究主要探討最終品貿(mào)易自由化對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響機(jī)制,較為具有代表性的是Amiti和Khandelwal[5]的研究,他們認(rèn)為貿(mào)易自由化會(huì)通過“規(guī)避競爭效應(yīng)”促進(jìn)靠近世界前沿質(zhì)量水平的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí),通過“氣餒效應(yīng)”阻礙遠(yuǎn)離世界前沿質(zhì)量水平的出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí),一些實(shí)證研究支持了這一觀點(diǎn)[6]。其他學(xué)者從不同角度研究了貿(mào)易自由化對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機(jī)制,例如,Haruyama和Zhao[7]認(rèn)為貿(mào)易自由化能提高企業(yè)創(chuàng)新能力,進(jìn)而推動(dòng)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí);Dinopoulos和Unel[8]發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化一方面會(huì)增加貿(mào)易合作國的數(shù)量,從而使出口產(chǎn)品質(zhì)量的臨界值提高；一方面會(huì)減少貿(mào)易成本,從而降低出口產(chǎn)品質(zhì)量的臨界值,最終結(jié)果不確定。國內(nèi)關(guān)于相關(guān)問題的研究較少,殷德生等[9]在理論層面探討了貿(mào)易自由化與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系,貿(mào)易自由化會(huì)通過貿(mào)易成本、技術(shù)溢出、規(guī)模經(jīng)濟(jì)等渠道提高出口產(chǎn)品質(zhì)量;汪建新[10]和劉曉寧等[11]分別使用省際數(shù)據(jù)和微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究,得到了與Amiti和Khandelwal相一致的結(jié)論。由于中間品貿(mào)易在全球貿(mào)易中所占份額的提升,文獻(xiàn)更多關(guān)注了中間品貿(mào)易自由化對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。眾多學(xué)者認(rèn)為中間品貿(mào)易自由化會(huì)使企業(yè)的投入成本大幅減少,在預(yù)算范圍內(nèi),企業(yè)可以購買種類更豐富、質(zhì)量更高、更有技術(shù)含量的進(jìn)口中間品,從而顯著提高了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量[12-15]。

隨著服務(wù)貿(mào)易在國際貿(mào)易中地位的提升以及服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的融合程度的不斷加深,學(xué)者們逐漸開始重視服務(wù)貿(mào)易自由化的作用。已有文獻(xiàn)大多通過研究服務(wù)業(yè)貿(mào)易自由化影響制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率、創(chuàng)新、出口等生產(chǎn)決策間接地探討服務(wù)業(yè)開放與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系。其中,服務(wù)業(yè)開放與制造業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系是研究的重點(diǎn),Arnold[16]等以捷克的數(shù)據(jù)證明了服務(wù)業(yè)開放對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)率有促進(jìn)作用,Beverelli等[17]的研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)開放對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用受到地區(qū)制度環(huán)境的影響;張艷等[18]構(gòu)建了服務(wù)業(yè)開放如何提高制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率的理論模型,并使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)結(jié)論進(jìn)行了檢驗(yàn)。此外,服務(wù)業(yè)開放還對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有著積極影響,陳啟斐和劉志彪[19]用我國制造業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)證明了生產(chǎn)性服務(wù)進(jìn)口能夠顯著促進(jìn)制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步,李宏亮和謝建國[20]從微觀層面實(shí)證檢驗(yàn)了服務(wù)貿(mào)易自由化對(duì)制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。服務(wù)貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)出口的影響也引起了學(xué)術(shù)界的關(guān)注,Bas[21]在理論模型中考慮了服務(wù)投入品的影響,研究了服務(wù)業(yè)開放與制造業(yè)企業(yè)出口的關(guān)系,結(jié)果表明服務(wù)業(yè)開放降低了企業(yè)出口的可變成本和固定成本,有利于企業(yè)出口,Hoekman和Shepherd[22]的研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)開放能夠提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率,進(jìn)而對(duì)制造業(yè)企業(yè)的出口績效產(chǎn)生正向影響,武力超[23]的研究表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)貿(mào)易自由化能提高出口密集度,李方靜等[24]使用中國微觀企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了服務(wù)貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)出口的促進(jìn)作用,孫浦陽等[25]從理論和實(shí)證上證明了服務(wù)業(yè)開放可以通過降低可變成本和固定成本促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)出口。

關(guān)于貿(mào)易自由化與出口產(chǎn)品質(zhì)量的研究已經(jīng)十分翔實(shí),但大部分文獻(xiàn)都是從貨物貿(mào)易自由化和中間品貿(mào)易自由化的角度進(jìn)行探討,或者間接研究服務(wù)貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響,少有文獻(xiàn)直接研究服務(wù)貿(mào)易自由化與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系,本文把服務(wù)部門納入理論模型中,對(duì)服務(wù)業(yè)開放與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行了深入研究。

本文對(duì)現(xiàn)有研究的有益補(bǔ)充:第一,上述文獻(xiàn)大多從最終品貿(mào)易或中間品貿(mào)易自由化的視角進(jìn)行研究,較少關(guān)注服務(wù)貿(mào)易自由化是如何影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的,本文通過構(gòu)建理論模型分析服務(wù)業(yè)開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的作用機(jī)制,深化了已有研究;第二,基于2004—2013年服務(wù)業(yè)貿(mào)易數(shù)據(jù)、中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù),本文利用微觀數(shù)據(jù)對(duì)服務(wù)業(yè)開放與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn);第三,本文通過中介效應(yīng)模型驗(yàn)證了服務(wù)業(yè)開放通過提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)而提升出口產(chǎn)品質(zhì)量這一渠道。

三、理論模型

(一)服務(wù)業(yè)開放與生產(chǎn)率

在壟斷競爭市場,服務(wù)業(yè)企業(yè)使用勞動(dòng)力生產(chǎn)服務(wù)產(chǎn)品。將代表消費(fèi)者的效應(yīng)函數(shù)設(shè)定為CES函數(shù)形式:

(1)

其中,s是不同種類的服務(wù)產(chǎn)品,q(s)是服務(wù)品數(shù)量,S為生產(chǎn)的服務(wù)產(chǎn)品集合,σ(σ>1)為服務(wù)產(chǎn)品替代彈性。設(shè)ri為收入,pi(s)為產(chǎn)品價(jià)格,從而消費(fèi)者預(yù)算約束為:

(2)

(3)

(4)

令R表示企業(yè)收益,有:

R=p(φ)qi(φ)

(5)

將式(3)中的qi和式(4)代入式(5)后,對(duì)θ求導(dǎo),有:

(6)

式(6)中P為加總的價(jià)格指數(shù),可以看出,兩個(gè)價(jià)格彈性(?Pi/θ)*(θ/Pi)和[?p(φ)/θ]*[θ/p(φ)]的大小決定了?R/?θ的正負(fù)。在其他條件不變的情況下,當(dāng)生產(chǎn)率越高,其價(jià)格p(φ)就會(huì)越低,?R/?θ為負(fù);反之,?R/?θ為正。設(shè)?R/?θ=0時(shí),φ=φk,當(dāng)φ>φk時(shí),企業(yè)收益會(huì)隨著θ的增加而減少。企業(yè)的利潤函數(shù)為π=R-f,f為固定成本。壟斷競爭條件下,利潤π=0,在此條件下,重新將式(3)和式(4)代入式(5),并對(duì)φ求導(dǎo),得出?R(φ)/?φ>0,在均衡條件下φi對(duì)服務(wù)管制程度θ求導(dǎo):

(7)

由于?R(φ)/?φ>0,同時(shí)從式(6)可知,當(dāng)φ>φk時(shí),?R(φ)/?θ<0,因此,dφi/θ<0。這說明當(dāng)一國生產(chǎn)率達(dá)到一定水平φk時(shí),該國服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率隨著服務(wù)業(yè)管制程度降低即開放水平提高而提高。

(二)服務(wù)業(yè)開放、生產(chǎn)率與出口產(chǎn)品質(zhì)量

1.消費(fèi)者需求,假設(shè)代表性消費(fèi)者效用函數(shù)如下:

(8)

其中,ω是差異化的產(chǎn)品,q(ω)是產(chǎn)品數(shù)量,η(η>1)為產(chǎn)品之間的替代彈性。λ(ω)為產(chǎn)品質(zhì)量,由效用最大化可得:

q(x)=λ(x)η-1p(x)-ηPη-1Y

(9)

2.制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)與服務(wù)投入

在壟斷競爭的條件下,制造業(yè)企業(yè)使用勞動(dòng)和服務(wù)作為中間投入來生產(chǎn)差異化產(chǎn)品。據(jù)此本文設(shè)定制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為:

(10)

其中,Xs為服務(wù)投入品集合,l為勞動(dòng)力,α為服務(wù)要素在生產(chǎn)中投入的比例。參考孫浦陽的方法(1)孫浦陽，侯欣裕，盛斌.服務(wù)業(yè)開放、管理效率與企業(yè)出口[J].經(jīng)濟(jì)研究，2018,53(7)：136-151.,設(shè)服務(wù)投入組合為:

(11)

(12)

企業(yè)的利潤函數(shù)為:

(13)

τ是出口的冰山成本,F為固定成本,包括生產(chǎn)的固定成本和出口的固定成本

在利潤最大化條件下,b國出口廠商i出口產(chǎn)品ω的最優(yōu)定價(jià):

(14)

將之帶入利潤函數(shù),而可得企業(yè)的最大化利潤為:

(15)

在壟斷競爭市場,均衡利潤為0。由此可得:

(16)

(17)

由(4)式可知,服務(wù)業(yè)管制程度提高一方面直接提高了服務(wù)價(jià)格,另一方面通過降低服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率間接提高了服務(wù)價(jià)格,因此有?Ps/?θ>0,由此推出?λi/?θ<0。

通過以上理論推導(dǎo),可得:

假說1:上游服務(wù)業(yè)受到更少的管制、開放程度越高,服務(wù)投入品價(jià)格越低,出口企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量越高。

假說2:當(dāng)服務(wù)生產(chǎn)率φ>φk時(shí),服務(wù)業(yè)開放能夠提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率,從而降低服務(wù)投入品價(jià)格,提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。

四、計(jì)量模型、變量和數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型設(shè)定

lnqualityijkt=a0+a1lnservice-penetrationjt

+a3Zijkt+ηj+ζk+ξt+εijkt

(18)

其中,下標(biāo)i表示企業(yè)、j表示行業(yè)、k表示地區(qū)、t表示年份qualityijkt表示企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量,service-penetrationjt表示各行業(yè)的服務(wù)開放滲透率,Zijkt為控制變量集合。此外,ηj、ζk、ξt分別代表行業(yè)固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng),εijkt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)變量選取和說明

1.服務(wù)開放程度的測量

以往研究對(duì)服務(wù)開放程度的測度主要從服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口和外資進(jìn)入的角度進(jìn)行,即以服務(wù)業(yè)貿(mào)易額或FDI衡量,但由于FDI只是國際服務(wù)進(jìn)入國內(nèi)市場的方式之一,以FDI衡量服務(wù)開放可能會(huì)對(duì)服務(wù)開放程度造成低估[26]。因此,本文參考陳啟斐和劉志彪[19]的方法測量制造業(yè)企業(yè)使用的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口數(shù)量,用以衡量服務(wù)業(yè)開放程度,公式為:

(19)

其中,Services-openingkt表示服務(wù)業(yè)分行業(yè)開放度,Mk表示服務(wù)業(yè)分行業(yè)進(jìn)口額、Pk表示服務(wù)業(yè)分行業(yè)增加值、Ek表示服務(wù)業(yè)分行業(yè)出口額,進(jìn)出口額數(shù)據(jù)來自WTO服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫,增加值數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

為了衡量服務(wù)業(yè)開放對(duì)制造業(yè)企業(yè)的影響程度,本文與Arnold等[15]和張艷等[18]一樣,以各種服務(wù)投入占制造業(yè)中間總投入的比重為權(quán)重,計(jì)算中國制造業(yè)各個(gè)行業(yè)的服務(wù)開放滲透率。公式如下:

(20)

其中,αjs為服務(wù)業(yè)s的服務(wù)投入占制造業(yè)行業(yè)j中間總投入的比重,由2002、2007和2012年投入產(chǎn)出表分別計(jì)算得到,本文用2002年投入產(chǎn)出表計(jì)算2004—2006年的服務(wù)投入比例,使用2007年的投入產(chǎn)出表計(jì)算2007—2011年的服務(wù)投入比例,使用2012年投入產(chǎn)出表計(jì)算2012—2013年的服務(wù)投入比例。由于WTO服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫與我國《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類與代碼》對(duì)服務(wù)業(yè)的行業(yè)分類不一樣,為統(tǒng)一行業(yè)分類,我們借鑒陳啟斐和劉志彪[19]的方法對(duì)服務(wù)行業(yè)進(jìn)行刪除和合并,將服務(wù)業(yè)分為運(yùn)輸和通訊服務(wù)業(yè)、信息服務(wù)業(yè)、金融保險(xiǎn)服務(wù)、科技服務(wù)、個(gè)人服務(wù)和其他商業(yè)服務(wù)六大類。2002和2012年頒布的《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類與代碼》對(duì)制造業(yè)的分類不完全一致,為保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性,將投入產(chǎn)出表中農(nóng)副食品加工業(yè)和食品制造業(yè)合并為一個(gè)行業(yè),將2012年投入產(chǎn)出表中汽車制造業(yè)與運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)合并為一個(gè)行業(yè),本文最后分為26個(gè)行業(yè)。

2.出口產(chǎn)品質(zhì)量的測量

在出口產(chǎn)品質(zhì)量的測算方面,最初,學(xué)者們用單位價(jià)值即產(chǎn)品價(jià)格作為出口產(chǎn)品質(zhì)量的代理變量,單位價(jià)值法的優(yōu)點(diǎn)在于測算方便,且有一定的合理性,但畢竟只是間接地反映出口產(chǎn)品質(zhì)量,忽略了市場供求、成本、壟斷等影響產(chǎn)品價(jià)格的因素[27]。為了更準(zhǔn)確地測度出口產(chǎn)品質(zhì)量,部分學(xué)者試圖從單位價(jià)值中分離出口產(chǎn)品質(zhì)量,比如用價(jià)格指數(shù)法從出口產(chǎn)品價(jià)格中分解出與質(zhì)量無關(guān)的“純凈價(jià)格”以及與質(zhì)量相關(guān)的“非純凈價(jià)格”[28-30],還有很多學(xué)者利用需求函數(shù)反推得到出口產(chǎn)品質(zhì)量[31-32]。本文采用Khandelwal和Amiti[31]事后推理的方法對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行測算。首先根據(jù)(9)式可得:

(21)

其中,λifgt、pifgt、qifgt分別表示企業(yè)i在t期出口到目的國f的產(chǎn)品g的質(zhì)量、價(jià)格和數(shù)量。Pft代表目的國f的價(jià)格水平,Yft為目的國f的收入水平。

對(duì)(21)式兩邊取對(duì)數(shù),整理后可得:

lnqifgt+σlnpifgt=μg+μft+εifgt

(22)

其中,μg和μft分別代表產(chǎn)品固定效應(yīng)和國家—年份固定效應(yīng),εifgt=(σ-1)λifgt為回歸方程的殘差項(xiàng),由此可得產(chǎn)品質(zhì)量的表達(dá)式為:

(23)

為便于比較,本文將產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理:

(24)

其中,maxqualityifgt和minqualityifgt分別表示出口產(chǎn)品g的最大值和最小值。經(jīng)式(24)處理后,我們得到標(biāo)準(zhǔn)化后的企業(yè)-產(chǎn)品-出口國-年份層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量,以出口價(jià)值比例為權(quán)重,加權(quán)求和可得企業(yè)-年份層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量:

(25)

3.控制變量的選取

(1)管理成本(manage),用管理費(fèi)用占營業(yè)收入之比的對(duì)數(shù)值來進(jìn)行表示;(2)融資約束(finance),本文使用流動(dòng)比率作為融資約束的衡量指標(biāo),其計(jì)算方法為流動(dòng)資產(chǎn)減去流動(dòng)負(fù)債再除以總資產(chǎn);(3)企業(yè)年齡(age),用當(dāng)年年份減去成立年份的差值加1后取對(duì)數(shù)表示;(4)資本密集度(capital),采用企業(yè)固定資產(chǎn)與企業(yè)就業(yè)人數(shù)之比的對(duì)數(shù)值表示;(5)企業(yè)規(guī)模(scale),用企業(yè)就業(yè)人數(shù)的對(duì)數(shù)值表示；(6)行業(yè)競爭程度(hhi),用2分位行業(yè)的赫芬達(dá)爾指數(shù)來衡量,計(jì)算公式為:

(三)數(shù)據(jù)

由于中國行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)在2003年有過一次調(diào)整,因此本文的樣本區(qū)間選取在2004—2013。本文分析主要涉及兩類數(shù)據(jù):第一類是服務(wù)業(yè)方面的數(shù)據(jù),用于測算服務(wù)開放滲透率和服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率,數(shù)據(jù)主要來自:2002年、2007年和2012年三張投入產(chǎn)出表,《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國固定資產(chǎn)年鑒》和WTO服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫;第二類是企業(yè)層面的數(shù)據(jù)和產(chǎn)品層面的貿(mào)易數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來自工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫。我們借鑒余淼杰[33]的方法將工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配,并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下處理:(1)刪除所需變量缺失、不符合會(huì)計(jì)準(zhǔn)則、企業(yè)年齡為0、職工人數(shù)小于8的樣本;(2)刪除樣本量小于100的樣本;(3)刪除規(guī)模以下企業(yè);(4)刪除貿(mào)易中間商樣本。經(jīng)過上述數(shù)據(jù)處理后,我們得到119 949個(gè)企業(yè),共425 169個(gè)樣本。

五、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)基準(zhǔn)回歸

本文采取的是固定效應(yīng)模型,在控制了企業(yè)、年份、行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)的前提下,使用匹配好的2004—2013年非平衡面板數(shù)據(jù)對(duì)服務(wù)業(yè)開放與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),表1報(bào)告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果,模型中使用了企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以避免異方差的可能影響。其中,第(1)列僅考察了服務(wù)業(yè)開放對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響,回歸結(jié)果顯示,服務(wù)開放滲透率的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正,說明服務(wù)業(yè)開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量有顯著的正向影響;在第(2)—(7)列中逐個(gè)加入企業(yè)層面和行業(yè)層面的各控制變量進(jìn)行回歸,結(jié)果發(fā)現(xiàn),在加入其他控制變量后,服務(wù)業(yè)開放的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正,表明模型的穩(wěn)定性較好;第(7)列完整的回歸結(jié)果顯示,服務(wù)業(yè)開放的回歸系數(shù)為0.0176,并在5%的水平上顯著為正,說明服務(wù)業(yè)開放程度每提高一個(gè)百分點(diǎn),出口產(chǎn)品質(zhì)量會(huì)提高約0.02個(gè)百分點(diǎn)。實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了假說1,服務(wù)業(yè)開放水平提高促進(jìn)了服務(wù)業(yè)市場競爭,引進(jìn)了國外先進(jìn)技術(shù),降低了服務(wù)品價(jià)格,從而減少了制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)成本,使企業(yè)有更充足的資金推動(dòng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

續(xù)表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在控制變量方面,管理成本的系數(shù)顯著為負(fù),說明管理成本越低的企業(yè),出口產(chǎn)品質(zhì)量越高;融資約束的系數(shù)顯著為正,說明融資約束可以顯著抑制企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí);企業(yè)年齡的系數(shù)顯著為正,即企業(yè)年齡越大的企業(yè)出口更高質(zhì)量的產(chǎn)品;企業(yè)規(guī)模的系數(shù)顯著為正,說明企業(yè)規(guī)模越大,出口產(chǎn)品質(zhì)量越高;資本密集度的系數(shù)顯著為正,說明資本密集度的提高對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量有明顯的提升作用;hhi的回歸系數(shù)值顯著為負(fù),說明市場競爭激烈對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量有提升作用。

(二)異質(zhì)性分析

1.服務(wù)部門的異質(zhì)性。本文以同樣的方法構(gòu)建了不同服務(wù)部門的服務(wù)開放滲透率,并進(jìn)行回歸,表2報(bào)告了不同服務(wù)部門開放對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響?；貧w結(jié)果顯示,金融服務(wù)部門、科技服務(wù)部門、個(gè)人服務(wù)部門和商業(yè)服務(wù)部門的估計(jì)系數(shù)顯著為正,說明這些服務(wù)部門開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著正向影響,與預(yù)期相符。其中金融服務(wù)部門貿(mào)易自由化對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用最為明顯,估計(jì)系數(shù)值為0.0387,并且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。金融服務(wù)業(yè)開放能夠滿足企業(yè)的資金需求,緩解企業(yè)的流動(dòng)性約束,降低企業(yè)的融資成本,提高企業(yè)生產(chǎn)效率,進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。我國的金融業(yè)存在較為嚴(yán)重的壟斷現(xiàn)象,大型金融機(jī)構(gòu)基本都是國有企業(yè),主要滿足大型企業(yè)的融資需求,而中小企業(yè)經(jīng)常由于不能提供足夠的擔(dān)保而難以獲得融資,因此,我國有著大量的融資需求,金融服務(wù)業(yè)開放水平的提高能夠?yàn)橹行∑髽I(yè)提供足夠的資金,從而提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。商業(yè)服務(wù)部門對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升效應(yīng)僅低于金融服務(wù)部門,可能是因?yàn)閷徲?jì)、法律等商業(yè)服務(wù)專業(yè)性較強(qiáng),制造業(yè)企業(yè)對(duì)商業(yè)服務(wù)的依賴性比較大,這就導(dǎo)致商業(yè)服務(wù)部門開放對(duì)制造業(yè)企業(yè)造成了較大的影響。此外,科技服務(wù)部門開放可以促進(jìn)企業(yè)研發(fā),提高企業(yè)創(chuàng)新能力,生產(chǎn)出更高質(zhì)量的產(chǎn)品。個(gè)人服務(wù)部門開放可以促進(jìn)人才引進(jìn),通過提高企業(yè)研發(fā)能力和管理效率的方式,推動(dòng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)[24]。

表2 不同服務(wù)部門開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的回歸結(jié)果

表3 服務(wù)業(yè)開放對(duì)企業(yè)出口

出乎預(yù)料的是,運(yùn)輸服務(wù)部門和信息服務(wù)部門的估計(jì)系數(shù)值顯著為負(fù),這說明運(yùn)輸服務(wù)部門和信息服務(wù)部門開放都不能提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量,可能的原因是,國際運(yùn)輸服務(wù)與國內(nèi)運(yùn)輸服務(wù)的同質(zhì)化程度較高,而企業(yè)使用國際運(yùn)輸服務(wù)反而要承擔(dān)額外的成本,因此,國際運(yùn)輸服務(wù)對(duì)國內(nèi)運(yùn)輸服務(wù)的替代性較弱,運(yùn)輸服務(wù)部門開放無法對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生正向影響;信息服務(wù)業(yè)具有較強(qiáng)的壟斷勢力,更換信息服務(wù)提供商將會(huì)使企業(yè)承擔(dān)高額的轉(zhuǎn)換成本,信息服務(wù)業(yè)通過“先占優(yōu)勢”和“在位優(yōu)勢”阻礙了國外競爭者進(jìn)入市場[34-35],信息服務(wù)業(yè)開放難以動(dòng)搖其壟斷地位[24],并且我國信息服務(wù)業(yè)的技術(shù)水平并不低于國外信息服務(wù)業(yè),服務(wù)業(yè)開放帶來的技術(shù)外溢效應(yīng)較少,因此信息服務(wù)的貿(mào)易自由化同樣無法提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

2.企業(yè)層面異質(zhì)性

服務(wù)業(yè)開放對(duì)異質(zhì)性企業(yè)的影響可能不同,我們考慮了地域分布、所有制結(jié)構(gòu)、貿(mào)易方式、服務(wù)使用率四個(gè)方面的異質(zhì)性。在地域分布上,根據(jù)省域代碼將企業(yè)劃分為東部企業(yè)(east)、中部企業(yè)(mid)和西部企業(yè)(west),具體做法是按地區(qū)分布生成虛擬變量,在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上引入服務(wù)業(yè)開放與地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng),回歸結(jié)果見表3第(1)列。所有制結(jié)構(gòu)方面,我們根據(jù)集體資本、個(gè)人資本和外資占實(shí)收資本的比重將企業(yè)分為國有企業(yè)(SOE)、外資企業(yè)(FOE)和民營企業(yè)(POE)三種類型,在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上引入服務(wù)業(yè)開放與所有制虛擬變量的交互項(xiàng),回歸結(jié)果見表3第(2)列。在貿(mào)易方式方面,我們將企業(yè)劃分為一般貿(mào)易企業(yè)(normal)、加工貿(mào)易企業(yè)(proce)和其他貿(mào)易企業(yè)(qita),在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上引入服務(wù)業(yè)開放與貿(mào)易方式虛擬變量的交互項(xiàng),回歸結(jié)果見表3第(3)列。行業(yè)類別方面,將服務(wù)使用率(服務(wù)中間投入與總產(chǎn)出的比值)大于平均值的行業(yè)劃分為高服務(wù)使用率行業(yè)(high),低于平均值的行業(yè)劃分為低服務(wù)使用率行業(yè)(low),在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上引入服務(wù)業(yè)開放與服務(wù)使用率虛擬變量的交互項(xiàng),回歸結(jié)果見表3第(4)列。

在地域分布方面,從回歸結(jié)果來看,東部地區(qū)企業(yè)的估計(jì)系數(shù)值在10%的水平上顯著為正,中西部地區(qū)企業(yè)的系數(shù)不顯著,說明服務(wù)貿(mào)易自由化能夠推動(dòng)?xùn)|部地區(qū)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí),但對(duì)中西部地區(qū)企業(yè)的質(zhì)量提升作用較弱。東部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)達(dá),服務(wù)業(yè)開放程度比中西部地區(qū)高很多,因此服務(wù)業(yè)開放對(duì)東部地區(qū)企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量提升效應(yīng)比中西部企業(yè)更為顯著。

在所有制方面,國有企業(yè)、外資企業(yè)和民營企業(yè)的回歸系數(shù)均顯著為正,但國有企業(yè)的估計(jì)系數(shù)值要大于外資和民營企業(yè),與民營企業(yè)和外資企業(yè)相比,中國國有企業(yè)的壟斷地位使其能夠掌握更多的資源,同時(shí)國有企業(yè)整體規(guī)模較大,技術(shù)水平較高，管理效率也更高,有較強(qiáng)知識(shí)吸收能力,能夠更好地吸收服務(wù)投入的溢出效應(yīng),因此,與外資和民營企業(yè)相比,服務(wù)業(yè)開放更能提升國有企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量。

在貿(mào)易方式方面,回歸結(jié)果表明,一般貿(mào)易企業(yè)和其他貿(mào)易企業(yè)的回歸系數(shù)顯著為正,加工貿(mào)易企業(yè)的回歸系數(shù)不顯著?？赡艿脑蚴羌庸べQ(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)流程和出口行為不同,加工貿(mào)易企業(yè)主要是通過承接國外訂單進(jìn)行加工生產(chǎn)活動(dòng),幾乎不購買國內(nèi)的中間投入品,而服務(wù)業(yè)開放主要是通過降低服務(wù)投入品的價(jià)格對(duì)制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)生影響,因此,服務(wù)業(yè)開放難以影響到加工貿(mào)易企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量[25]。

在服務(wù)使用率方面,處于高服務(wù)使用率行業(yè)的企業(yè)估計(jì)系數(shù)值在1%的水平上顯著為正,但處于低服務(wù)使用率行業(yè)的企業(yè),其估計(jì)系數(shù)值顯著為負(fù)?？赡艿脑蚴?服務(wù)業(yè)開放促進(jìn)了服務(wù)業(yè)發(fā)展,而服務(wù)業(yè)與制造業(yè)在勞動(dòng)力資源上存在競爭關(guān)系,這種競爭關(guān)系會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)力工資提高,從而增加制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)成本,低服務(wù)使用率的企業(yè)從服務(wù)業(yè)開放中獲得的收益較少,卻承擔(dān)了更高的用工成本,因此,服務(wù)業(yè)開放不能提高低服務(wù)使用率的企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量[36]。處于高服務(wù)投入使用率行業(yè)的企業(yè)對(duì)服務(wù)業(yè)開放的依賴程度更高,反應(yīng)更為敏感,這一類企業(yè)對(duì)服務(wù)投入的溢出效應(yīng)吸收消化較快,學(xué)習(xí)能力更強(qiáng),服務(wù)業(yè)開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的正向效應(yīng)能夠抵消勞動(dòng)力成本上升的負(fù)向影響,因此服務(wù)業(yè)開放能夠顯著促進(jìn)高服務(wù)使用率企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量[24]。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性。我國一直推行“出口導(dǎo)向”戰(zhàn)略,促進(jìn)出口和提高出口產(chǎn)品質(zhì)量也是制定開放政策的出發(fā)點(diǎn)之一,因此,政府可能會(huì)為了使企業(yè)獲得低成本和高質(zhì)量的服務(wù)投入以提高出口產(chǎn)品質(zhì)量,有針對(duì)性的依據(jù)出口企業(yè)需求來制定和執(zhí)行服務(wù)業(yè)開放政策,那么,企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量與服務(wù)業(yè)開放之間可能存在雙向因果關(guān)系,導(dǎo)致本文的實(shí)證結(jié)果可能會(huì)有內(nèi)生性問題[25]。工具變量的選擇要滿足與內(nèi)生解釋變量相關(guān)但與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)兩個(gè)條件,因此,本文構(gòu)建印度服務(wù)開放滲透率作為工具變量,根據(jù)OECD FDI Restrictiveness數(shù)據(jù)庫公布的印度各個(gè)服務(wù)行業(yè)的FDI限制性指數(shù)衡量服務(wù)業(yè)開放程度,印度與中國的服務(wù)業(yè)開放過程有一定的相似性,都是在政府主導(dǎo)下進(jìn)行的,而且印度和中國在經(jīng)濟(jì)體量上相似,并有一定的競爭關(guān)系,兩國的服務(wù)業(yè)開放政策相互影響,所以印度的服務(wù)業(yè)開放與中國相關(guān),與此同時(shí),我國的出口產(chǎn)品質(zhì)量不會(huì)影響印度的服務(wù)業(yè)開放,因此,本文選取印度服務(wù)業(yè)FDI限制性指數(shù)作為工具變量是合理的[20]。

表4匯報(bào)了內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果,第(3)(4)(5)列分別使用了2SLS、兩步GMM和迭代GMM估計(jì)法,2SLS的結(jié)果顯示,服務(wù)業(yè)開放的系數(shù)值在1%的水平下顯著為正,Kleibergen-Paaprk Wald F statistict大于10%水平的臨界值,拒絕了弱工具變量的假設(shè),Kleibergen-Paaprk LM statistic的p值為0.000,拒絕了識(shí)別不足的假設(shè),說明服務(wù)業(yè)開放提高企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的結(jié)論穩(wěn)健;同時(shí)兩步GMM和迭代GMM的估計(jì)結(jié)果與2SLS的結(jié)果十分接近,這說明工具變量的回歸是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

續(xù)表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

2.替代變量回歸。我們可以用使用我國服務(wù)業(yè)FDI限制指數(shù)作為替換指標(biāo),這一指標(biāo)由OECD FDI Restrictiveness公布,從多個(gè)方面綜合度量了對(duì)外資的限制程度,服務(wù)業(yè)FDI限制指數(shù)越大,服務(wù)業(yè)開放程度越小,因此,本文用(1-中國服務(wù)業(yè)FDI限制性指數(shù))衡量服務(wù)業(yè)開放,并以通過投入產(chǎn)出表計(jì)算的服務(wù)投入比例為系數(shù)構(gòu)建服務(wù)開放滲透率,以新構(gòu)建的服務(wù)開放滲透率為替代變量,檢驗(yàn)結(jié)果是否穩(wěn)健,回歸結(jié)果見表4第(1)列。也可以像以前很多文獻(xiàn)一樣,用服務(wù)業(yè)FDI的數(shù)量衡量服務(wù)業(yè)開放,采取同樣的方法構(gòu)建服務(wù)業(yè)開放滲透率(service-fdi)作為本文穩(wěn)健性檢驗(yàn)的替代指標(biāo),結(jié)果如表4第(2)列所示。從表中可以看出,服務(wù)開放滲透率系數(shù)符號(hào)都顯著為正,從而證明了實(shí)證回歸結(jié)果是穩(wěn)鍵的。

3.剔除異常樣本。將樣本按照出口產(chǎn)品質(zhì)量從高到低排序,將出口產(chǎn)品質(zhì)量低于1%和高于99%分位數(shù)的樣本予以剔除?；貧w結(jié)果見表3第(6)列,服務(wù)業(yè)開放的估計(jì)系數(shù)保持顯著為正,因此本文的分析是穩(wěn)健的。

六、進(jìn)一步研究

在上文中,我們通過基準(zhǔn)回歸和異質(zhì)性分析檢驗(yàn)了服務(wù)業(yè)開放與出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系,估計(jì)結(jié)果顯著地支持了服務(wù)業(yè)開放提高制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的理論假說。出于研究興趣,本文進(jìn)一步研究服務(wù)業(yè)開放如何影響制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響。

由本文第三部分可知,服務(wù)業(yè)開放不僅可以通過降低生產(chǎn)成本的方式直接對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生提升作用,還通過提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率間接地對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生了正向影響,因此,服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率是服務(wù)業(yè)開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響中的中介變量。通過以下計(jì)量模型對(duì)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率的中介作用進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn):

quality=a0+a1service+a3X+ε1

(26)

tfp=b0+b1service+b3X+ε2(27)quality=

c0+c1service+c2tfp+c4X+ε3

(27)

其中,quality表示出口產(chǎn)品質(zhì)量,service表示服務(wù)業(yè)開放,X表示控制變量,ε1、ε2、ε3為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率的測量,服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率的測算方法主要有三種：一種是索洛余值法,在產(chǎn)出增長率中扣除各種投入要素增長率所剩余的就是全要素生產(chǎn)率的增長率,但該方法需要滿足較強(qiáng)的假設(shè)條件。楊勇[37]使用這種方法測算了我國1952—2006年的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率。一種是隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法(SFA),在索洛余值法的基礎(chǔ)上做了改進(jìn),區(qū)分了統(tǒng)計(jì)誤差和技術(shù)無效率項(xiàng),更接近現(xiàn)實(shí)中生產(chǎn)活動(dòng),顧乃華[38]用隨機(jī)前沿法測算了中國1992—2002年的全要素生產(chǎn)率。一種是以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(DEA),這種方法的優(yōu)點(diǎn)在于不用設(shè)定具體的生產(chǎn)函數(shù),避免了因?yàn)樵O(shè)定的生產(chǎn)函數(shù)不同而造成的誤差,劉興凱[39]使用DEA法測算了我國31個(gè)省市自治區(qū)的全要素生產(chǎn)率。

本文使用DEA方法測算的Malmquist指數(shù)作為我國服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的衡量指標(biāo)。采用DEAP2.1軟件,通過2004—2013年31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)測算中國各地區(qū)服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率。測算Malmquist指數(shù)需要服務(wù)業(yè)增加值、勞動(dòng)力投入和資本投入三個(gè)指標(biāo)。其中,服務(wù)業(yè)增加值來自《第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值,并按各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)換算為2004年的不變價(jià);勞動(dòng)投入以各省市“年末從業(yè)人員”來表示,數(shù)據(jù)來自各省市統(tǒng)計(jì)年鑒;資本投入以永續(xù)盤存法計(jì)算,公式為:Kit=Kit-1+Iit-Kit-1δit,Kit和Kit-1分別為t期和t-1期各地區(qū)的資本存量,Iit為t期的投資,δit為t期的折舊率,本文借鑒劉興凱和張誠(2013)的方法,以各地區(qū)服務(wù)業(yè)固定資產(chǎn)投資指標(biāo)衡量投資額,數(shù)據(jù)來自《中國固定資產(chǎn)年鑒》,并使用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)換算為2004年的不變價(jià),基期資本存量用Ki2004=Ii2004/(δit+git)來估算,git為實(shí)際增加值的平均增長率。實(shí)證結(jié)果見表5。

表5 服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率中介效應(yīng)回歸結(jié)果

從表5的第(1)列和(3)列可以看出,服務(wù)業(yè)開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)ɑ1和c1分別為0.0176和0.0173,且都通過了1%的顯著水平檢驗(yàn)。這兩個(gè)系數(shù)中a1代表服務(wù)業(yè)開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的總體效應(yīng),c1代表服務(wù)業(yè)開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的直接效應(yīng),這說明,服務(wù)業(yè)開放從總體上和直接效應(yīng)上都提升了出口產(chǎn)品質(zhì)量。

從表5的第(2)列來看,服務(wù)業(yè)開放的系數(shù)為0.001 8,且在1%的顯著水平下顯著。第(3)列中服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率的回歸系數(shù)為0.192 1,顯著性水平為1%。中介效應(yīng)的系數(shù)c2b1=0.000 346,中介效應(yīng)占總效應(yīng)比值為1.96%,這說明假說2是正確的,服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率確實(shí)起到了部分中介作用,即我國服務(wù)業(yè)開放通過提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率為制造業(yè)企業(yè)提供價(jià)格更低或質(zhì)量更高的服務(wù)投入品,從而提高了出口產(chǎn)品質(zhì)量。

七、結(jié)論與建議

本文通過構(gòu)建理論模型的方式,論證了服務(wù)業(yè)開放對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的正向影響,并證明了服務(wù)業(yè)開放可以通過提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率這一渠道間接影響出口產(chǎn)品質(zhì)量。在經(jīng)驗(yàn)研究方面,我們運(yùn)用2004—2013年海關(guān)數(shù)據(jù)和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)服務(wù)業(yè)開放與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果表明,服務(wù)業(yè)開放可以顯著提升出口產(chǎn)品質(zhì)量,并通過多個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)證明了結(jié)果是穩(wěn)健的;控制變量中,企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、資本密集度、市場競爭能夠顯著提高出口產(chǎn)品質(zhì)量,管理成本、融資約束則會(huì)抑制出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。在異質(zhì)性分析中,我們發(fā)現(xiàn):(1)從不同服務(wù)部門來看,金融服務(wù)、科技服務(wù)、個(gè)人服務(wù)和其他商務(wù)服務(wù)能顯著提高出口產(chǎn)品質(zhì)量,而運(yùn)輸服務(wù)和信息服務(wù)會(huì)抑制出口產(chǎn)品質(zhì)量提升;(2)從不同地區(qū)來看,服務(wù)業(yè)開放能顯著提高東中西地區(qū)企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量;(3)從不同所有制來看,服務(wù)業(yè)貿(mào)易自由化對(duì)國有、民營和外資三種所有制企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量有正向促進(jìn)作用,同時(shí)對(duì)國有企業(yè)的提升作用更為明顯;(4)從不同貿(mào)易方式來看,服務(wù)業(yè)開放能夠顯著提高一般貿(mào)易企業(yè)和其他貿(mào)易企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量,對(duì)加工貿(mào)易企業(yè)沒有明顯的促進(jìn)作用;(5)從不同服務(wù)使用率來看,高服務(wù)使用率的企業(yè)對(duì)服務(wù)業(yè)開放的反應(yīng)更為敏感,會(huì)出口更高質(zhì)量的產(chǎn)品。進(jìn)一步研究證明,服務(wù)業(yè)開放能夠通過提高服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率這一渠道提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。

基于上述結(jié)論,我們可以提出以下建議:第一,提高服務(wù)業(yè)開放程度,降低服務(wù)貿(mào)易壁壘,鼓勵(lì)服務(wù)業(yè)進(jìn)出口和外資進(jìn)入,便于國內(nèi)服務(wù)企業(yè)吸收國外的先進(jìn)技術(shù),為制造業(yè)提供技術(shù)含量高、成本低的服務(wù)品,為企業(yè)解決產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的資金需求,最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[19]。不同服務(wù)行業(yè)開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量有不同的提升效果,應(yīng)精準(zhǔn)施策,具體來說,對(duì)運(yùn)輸服務(wù)業(yè)和信息服務(wù)業(yè),應(yīng)以促進(jìn)市場競爭、減少壟斷勢力、提高服務(wù)效率為主,對(duì)金融服務(wù)業(yè)、商業(yè)服務(wù)業(yè)、科技服務(wù)業(yè)和個(gè)人服務(wù)業(yè),則應(yīng)以提高服務(wù)開放水平,更好地發(fā)揮服務(wù)業(yè)開放對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進(jìn)作用為主。第二,提高我國服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率,促進(jìn)服務(wù)業(yè)高效健康發(fā)展,更好地發(fā)揮服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)的支撐作用,推動(dòng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。服務(wù)業(yè)要為下游制造業(yè)企業(yè)提供低廉優(yōu)質(zhì)的服務(wù),提高企業(yè)生產(chǎn)率,以降低企業(yè)生產(chǎn)成本的方式提高出口產(chǎn)品質(zhì)量;與此同時(shí),要提高服務(wù)業(yè)現(xiàn)代化水平,推動(dòng)服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的深度融合,為制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、提升全球價(jià)值鏈地位提供必要保障。第三,對(duì)異質(zhì)性企業(yè)精準(zhǔn)施策,例如,針對(duì)服務(wù)業(yè)開放程度不同的地區(qū),要注重區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展,提高中西部地區(qū)服務(wù)業(yè)開放水平,針對(duì)不同所有制的企業(yè),應(yīng)促進(jìn)服務(wù)業(yè)與非國有企業(yè)生產(chǎn)過程融合,讓非國有企業(yè)也能從服務(wù)業(yè)開放中獲益,從而提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。