服務(wù)業(yè)開放、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)與制造業(yè)企業(yè)的出口國(guó)內(nèi)附加值

呂 越 余 驍

（1.對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，北京 100029；2.浙江工商大學(xué)，浙江 杭州 310018）

一、引言

在當(dāng)前全球價(jià)值鏈分工體系下，出口國(guó)內(nèi)附加值的提升已經(jīng)成為制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和價(jià)值鏈躍升的重要體現(xiàn)（許和連等，2017；諸竹君等，2018）。因此，探索如何通過服務(wù)業(yè)開放提升制造業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值具有重要現(xiàn)實(shí)意義，這不僅關(guān)系到更高質(zhì)量的服務(wù)業(yè)對(duì)外開放問題，更關(guān)乎服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的深度融合發(fā)展以及開放發(fā)展的更高水平協(xié)同問題。

理論上，一國(guó)對(duì)外開放會(huì)使該國(guó)更多使用國(guó)外中間投入，表現(xiàn)為參與全球價(jià)值鏈的深度提高，從而導(dǎo)致出口國(guó)內(nèi)附加值率（DVAR）下降，這顯然與當(dāng)前國(guó)際生產(chǎn)分工日漸深化的背景一致。Kee和Tang（2016）發(fā)現(xiàn)，中國(guó)是世界上少有的在對(duì)外開放之后DVAR仍然提升的國(guó)家。根據(jù)OECD TiVA數(shù)據(jù)庫繪制我國(guó)與世界主要國(guó)家（組織）2000～2007年DVAR變動(dòng)趨勢(shì)發(fā)現(xiàn)，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)除在加入WTO后的2002年DVAR略有下滑外，此后一直處于穩(wěn)步上升階段，世界主要國(guó)家（組織）的DVAR無一例外都出現(xiàn)不同程度的下降，本文將這一現(xiàn)象稱為全球價(jià)值鏈上的“中國(guó)奇跡”。Kee和Tang（2016）指出，這一上升趨勢(shì)主要由進(jìn)口替代所致，即我國(guó)企業(yè)大量使用國(guó)內(nèi)中間投入進(jìn)而導(dǎo)致DVAR上升。但緣何會(huì)產(chǎn)生進(jìn)口替代效應(yīng)呢？尤其是在我國(guó)2001年加入WTO后關(guān)稅水平降低進(jìn)而進(jìn)口中間品價(jià)格大幅下降的大背景下，現(xiàn)有文獻(xiàn)沒有對(duì)此給出合理的解釋。我國(guó)在對(duì)外開放初期以低端加工貿(mào)易形式嵌入全球價(jià)值鏈，雖然獲得了極大的經(jīng)濟(jì)發(fā)展紅利，但有學(xué)者指出，對(duì)外開放是否會(huì)使我國(guó)這類具有勞動(dòng)力比較優(yōu)勢(shì)的國(guó)家陷入“低端鎖定”或者說是“比較優(yōu)勢(shì)陷阱”（呂越等，2018）？在中國(guó)高速融入全球價(jià)值鏈分工體系的同時(shí)，企業(yè)雖然可能面臨“低端鎖定”風(fēng)險(xiǎn)，但也在參與全球生產(chǎn)過程中獲取了大量的國(guó)外先進(jìn)技術(shù)、管理、設(shè)備等有助于提升企業(yè)生產(chǎn)效率、產(chǎn)品質(zhì)量以及研發(fā)創(chuàng)新的資源（Amiti and Konings，2007；田巍和余淼杰，2014）。這就導(dǎo)致了一種可能存在的疊加效應(yīng)，即對(duì)外開放還可能伴隨企業(yè)自身價(jià)值俘獲能力的提升，這或許正好能夠解釋我國(guó)企業(yè)較好地通過進(jìn)口替代實(shí)現(xiàn)DVAR逆勢(shì)提升這一“中國(guó)奇跡”的內(nèi)核所在。目前，除少數(shù)研究從制造業(yè)外資進(jìn)入程度、貿(mào)易自由化等貨物貿(mào)易開放視角考察DVAR的決定因素外，大部分文獻(xiàn)尚未注意到服務(wù)中間投入在當(dāng)前制造業(yè)企業(yè)參與全球價(jià)值鏈中扮演著越來越重要的角色，這為我們的研究提供了可能的突破空間。

與我們的研究相關(guān)的文獻(xiàn)有3類。第一類文獻(xiàn)是服務(wù)業(yè)開放對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。由于服務(wù)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)投入屬于知識(shí)和技術(shù)含量較高的投入要素，擁有顯著質(zhì)量比較優(yōu)勢(shì)的國(guó)外服務(wù)中間品進(jìn)入本地市場(chǎng)后會(huì)與國(guó)內(nèi)服務(wù)中間品激烈競(jìng)爭(zhēng)（鄒國(guó)偉等，2018），因而能倒逼本土服務(wù)型企業(yè)提升服務(wù)產(chǎn)品品質(zhì)，通過溢出效應(yīng)降低服務(wù)產(chǎn)品成本，擴(kuò)大服務(wù)產(chǎn)品供給種類，通過“歸核化”促使下游制造業(yè)企業(yè)更加專注自身核心環(huán)節(jié)，從而提升企業(yè)生產(chǎn)效率（Arnold et al，2011，2015；張艷，2013），促進(jìn)企業(yè)的出口行為（孫浦陽等，2018）。進(jìn)一步來說，上游服務(wù)投入的質(zhì)量提升不僅有助于企業(yè)直接提升產(chǎn)品質(zhì)量，還通過降低單位生產(chǎn)成本間接促使企業(yè)加大研發(fā)投入并購(gòu)買更多的核心技術(shù)和關(guān)鍵零部件（陳啟斐和劉志彪，2014；李宏亮和謝建國(guó)，2018）。第二類文獻(xiàn)是制造業(yè)服務(wù)化對(duì)企業(yè)參與全球價(jià)值鏈的影響。劉斌等（2016）的研究表明，制造業(yè)服務(wù)化不僅提高企業(yè)價(jià)值鏈參與程度，而且顯著提升企業(yè)在價(jià)值鏈體系中的分工地位。彭水軍等（2017）的研究表明，服務(wù)化有利于制造業(yè)出口利得和價(jià)值鏈分工地位提升。許和連等（2017）的研究表明，中國(guó)制造業(yè)投入服務(wù)化與企業(yè)出口國(guó)內(nèi)增加值率之間呈U型關(guān)系。第三類文獻(xiàn)是考察服務(wù)業(yè)改革的影響效應(yīng)。Fernandes和Paunov（2012）使用FDI數(shù)據(jù)研究了智利和印尼服務(wù)業(yè)FDI的影響。Bourlès等（2013）運(yùn)用OECD非制造業(yè)產(chǎn)品市場(chǎng)（主要是服務(wù)業(yè)部門）數(shù)據(jù)說明服務(wù)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度增加有助于提高下游產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率。Shepotylo和Vakhitov（2012）使用EBRD指標(biāo)研究了歐洲國(guó)家貿(mào)易行業(yè)改革的影響。

本文的邊際貢獻(xiàn)是：首先，在研究視角上，從服務(wù)業(yè)開放角度揭示出自主創(chuàng)新這一內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力對(duì)21世紀(jì)初期我國(guó)DVAR逆勢(shì)上揚(yáng)這一“中國(guó)奇跡”的重要推動(dòng)作用。其次，在理論上，通過將制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)投入進(jìn)一步細(xì)化為實(shí)物投入和服務(wù)投入后，把服務(wù)業(yè)開放因素引入Kee和Tang（2016）構(gòu)建的理論分析模型后發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)開放主要通過增加進(jìn)口中間投入降低制造業(yè)企業(yè)的出口國(guó)內(nèi)增加值，且進(jìn)一步引入創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)，對(duì)現(xiàn)有研究做了有益補(bǔ)充。最后，本文在精確全面地測(cè)度我國(guó)服務(wù)業(yè)外資管制程度的基礎(chǔ)上，從微觀企業(yè)視角對(duì)上述理論發(fā)現(xiàn)進(jìn)行了細(xì)致完備的實(shí)證檢驗(yàn)，并據(jù)此提出富有針對(duì)性的對(duì)策建議。

二、理論分析框架

借鑒Kee和Tang（2016）的模型設(shè)定，假設(shè)制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報(bào)酬不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Yit表示制造業(yè)企業(yè)i在t時(shí)期的產(chǎn)出，Ait為企業(yè)生產(chǎn)率，K、L和M分別表示企業(yè)的資本、勞動(dòng)和中間品投入，各類投入要素對(duì)應(yīng)的價(jià)格為外生給定的時(shí)間序列。式（1）中制造業(yè)企業(yè)中間品的需求函數(shù)為：

式（2）中，σ表示進(jìn)口投入和國(guó)內(nèi)投入間的替代彈性，通常大于1。考慮到在現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)中，中間投入不僅包括貨物中間投入，還包括各類服務(wù)中間投入，因此，進(jìn)一步將國(guó)內(nèi)中間投入細(xì)分為貨物國(guó)內(nèi)中間投入和服務(wù)國(guó)內(nèi)中間投入對(duì)應(yīng)地將進(jìn)口中間投入細(xì)分為貨物進(jìn)口中間投入和服務(wù)進(jìn)口中間投入并以C-D函數(shù)形式進(jìn)行嵌套。①使用CES函數(shù)形式進(jìn)行嵌套并不會(huì)改變本文的核心結(jié)論。ε表示貨物投入和服務(wù)投入所占比重，②ε的取值在國(guó)內(nèi)中間投入和進(jìn)口中間投入內(nèi)是否相同不影響本文的核心結(jié)論。對(duì)應(yīng)的投入品價(jià)格分別為通過簡(jiǎn)單推導(dǎo)可以得到國(guó)內(nèi)中間投入、進(jìn)口中間投入以及總中間投入的價(jià)格指數(shù)：

進(jìn)一步來說，根據(jù)生產(chǎn)成本最小化原則可以得到制造業(yè)企業(yè)i的成本函數(shù)：

根據(jù)式（4）可求得制造業(yè)企業(yè)i生產(chǎn)最終品的邊際成本參考Kee 和 Tang（2016）的做法，將進(jìn)口投入占總收入的比重表示為：

其中，μit為企業(yè)加成率水平。通過如下企業(yè)成本最小化問題求得進(jìn)口中間投入比重：

由式（6）可知，在考慮制造業(yè)企業(yè)服務(wù)中間投入的前提下，制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值除了與進(jìn)口貨物中間投入價(jià)格與國(guó)內(nèi)貨物中間投入價(jià)格之比相關(guān)外，還與進(jìn)口服務(wù)中間投入價(jià)格與國(guó)內(nèi)服務(wù)中間投入價(jià)格之比相關(guān)。如果我國(guó)服務(wù)業(yè)對(duì)外開放程度提升，那么，由于可供國(guó)內(nèi)生產(chǎn)投入使用的外國(guó)服務(wù)中間投入品種類將增加，相應(yīng)的價(jià)格水平將下降，其直接效應(yīng)為降低制造業(yè)企業(yè)DVAR。此外，企業(yè)貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易存在較強(qiáng)互補(bǔ)性，服務(wù)進(jìn)口增加會(huì)顯著提升貨物進(jìn)口比重（Ariu et al，2019），這又會(huì)進(jìn)一步降低制造業(yè)企業(yè)的DVAR。據(jù)此提出假說1。

假說1：服務(wù)業(yè)開放會(huì)引致進(jìn)口中間服務(wù)投入增加，進(jìn)而降低制造業(yè)企業(yè)DVAR。

以上通過理論模型推導(dǎo)得到靜態(tài)條件下服務(wù)業(yè)開放與制造業(yè)企業(yè)DVAR的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，服務(wù)業(yè)開放的即期影響是降低制造業(yè)企業(yè)DVAR。在此基礎(chǔ)上，下面通過文獻(xiàn)梳理進(jìn)一步探討是否存在制造業(yè)企業(yè)通過服務(wù)業(yè)開放獲得溢出與示范效應(yīng)，然后通過自主創(chuàng)新行為提升國(guó)內(nèi)投入品的質(zhì)量、數(shù)量和種類，降低相對(duì)價(jià)格，進(jìn)而動(dòng)態(tài)提升制造業(yè)企業(yè)DVAR。已有大量研究證實(shí)，服務(wù)業(yè)開放主要通過直接（成本降低效應(yīng)）和間接（技術(shù)外溢效應(yīng)、示范效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)）兩大渠道影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效。Jones和Kierzkowski（1988）最早注意到服務(wù)貿(mào)易深化能夠顯著促進(jìn)國(guó)際生產(chǎn)分工的分段化和專業(yè)化，從而提升企業(yè)生產(chǎn)效率。Amiti和Wei（2009）發(fā)現(xiàn)，服務(wù)中間投入相比于實(shí)物中間品貿(mào)易對(duì)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更明顯。基于這一邏輯，如果一國(guó)服務(wù)業(yè)開放程度提升，這一方面能使制造業(yè)企業(yè)更易獲取質(zhì)優(yōu)價(jià)廉且種類更多的服務(wù)投入品，直接降低生產(chǎn)成本，另一方面也能使制造業(yè)企業(yè)通過將自身不具比較優(yōu)勢(shì)的服務(wù)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包給更具效率的服務(wù)型企業(yè)（所謂的“歸核化”），間接降低生產(chǎn)成本，增加企業(yè)利潤(rùn)，從而可能使企業(yè)加大研發(fā)投入，提升企業(yè)在全球價(jià)值鏈分工中的價(jià)值俘獲能力。相比于其他投入要素，擁有顯著服務(wù)投入品質(zhì)量比較優(yōu)勢(shì)的國(guó)外服務(wù)投入因其特有的高輻射性、高附加值和高知識(shí)性特征而產(chǎn)生顯著的技術(shù)外溢效應(yīng)，這將使下游制造業(yè)企業(yè)間接獲益（舒杏和王佳，2018）。由于生產(chǎn)過程中服務(wù)投入必不可少，因此，上游服務(wù)業(yè)對(duì)下游制造業(yè)具有市場(chǎng)勢(shì)力（Bourles et al，2013），企業(yè)創(chuàng)新投資帶來的部分預(yù)期收益將被提供低效率服務(wù)的供應(yīng)者攫取。與競(jìng)爭(zhēng)缺乏時(shí)相比，服務(wù)業(yè)對(duì)外開放使得擁有顯著產(chǎn)品質(zhì)量比較優(yōu)勢(shì)的國(guó)外服務(wù)供應(yīng)商進(jìn)入本土市場(chǎng)，加劇市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，本土服務(wù)企業(yè)為抵御外部沖擊并保有市場(chǎng)份額，會(huì)通過學(xué)習(xí)國(guó)外企業(yè)的先進(jìn)理念，對(duì)其先進(jìn)模式進(jìn)行學(xué)習(xí)、模仿與進(jìn)一步創(chuàng)新，以優(yōu)化資源配置，降低成本和提升服務(wù)質(zhì)量（謝慧和黃建忠，2015），并為下游制造業(yè)企業(yè)提供更多的服務(wù)選擇，從而降低服務(wù)提供者對(duì)制造業(yè)企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力，提高下游制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)力以及在全球價(jià)值鏈上的價(jià)值俘獲能力。據(jù)此提出假說2。

假說2：動(dòng)態(tài)條件下，服務(wù)業(yè)開放通過研發(fā)創(chuàng)新行為動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)制造業(yè)企業(yè)DVAR。

三、計(jì)量模型、數(shù)據(jù)來源與變量說明

（一）計(jì)量策略

借鑒Arnold等（2011）和諸竹君等（2018）的模型設(shè)定，我們構(gòu)建如下計(jì)量模型，用以考察上游服務(wù)業(yè)開放對(duì)下游制造業(yè)企業(yè)DVAR的靜態(tài)與動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)：①動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)以服務(wù)業(yè)開放度指標(biāo)的滯后一階表示。

其中，下標(biāo)i和t分別表示企業(yè)和年份，DVARit表示制造業(yè)企業(yè)i的出口國(guó)內(nèi)附加值率，sfnrjt為制造業(yè)企業(yè)i的上游服務(wù)業(yè)管制指數(shù)，innoit表示企業(yè)創(chuàng)新，Xit表示其他控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、企業(yè)生產(chǎn)率、是否是國(guó)有企業(yè)、是否是加工貿(mào)易等企業(yè)層面控制變量以及行業(yè)中間品關(guān)稅率、市場(chǎng)集中度等行業(yè)層面控制變量；αi為個(gè)體固定效應(yīng)，αt為時(shí)間固定效應(yīng)，εit和ηit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，我們還控制了年份、行業(yè)以及省際固定效應(yīng)。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

為考察上游服務(wù)業(yè)開放對(duì)制造業(yè)附加值貿(mào)易的影響以及創(chuàng)新在其中的動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)作用，本文的實(shí)證數(shù)據(jù)主要來自《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》《中國(guó)海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)庫》《中國(guó)專利數(shù)據(jù)庫》以及《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》，在對(duì)每套數(shù)據(jù)進(jìn)行清洗和處理的基礎(chǔ)上，本文通過進(jìn)一步整合形成研究需要的定制數(shù)據(jù)，并參考Upward等（2013）和孫浦陽等（2018）的研究對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行清洗，最終所用數(shù)據(jù)年限為2000～2007年。

（三）變量說明

1.制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率（DVAR）①這里需要注意的是，實(shí)際海關(guān)數(shù)據(jù)庫中產(chǎn)品的金額數(shù)據(jù)已經(jīng)包含了保險(xiǎn)、運(yùn)費(fèi)等信息，也包括售后服務(wù)費(fèi)；同時(shí)，部分資本品以及高技術(shù)投入品還包含廠商的技術(shù)指導(dǎo)費(fèi)。

參考Upward等（2013）和呂越等（2015）的做法，結(jié)合我國(guó)的實(shí)際情況進(jìn)行調(diào)整，得到制造業(yè)企業(yè)DVAR的計(jì)算公式為：

式（9）中，DVAR表示制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)附加值率；相應(yīng)地，VAD表示制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)內(nèi)增加值，VAF表示制造業(yè)企業(yè)出口國(guó)外增加值；M、X和D分別表示制造業(yè)企業(yè)的進(jìn)口、出口和國(guó)內(nèi)銷售；上標(biāo)p和o分別表示加工貿(mào)易和一般貿(mào)易；MAmo表示進(jìn)口中間產(chǎn)品，MT表示制造業(yè)企業(yè)中間投入額，參考已有研究，假定制造業(yè)企業(yè)國(guó)內(nèi)中間投入中的5%為國(guó)外附加值。

2.上游服務(wù)業(yè)管制程度（TSRI）

首先，參考孫浦陽等（2018）的方法，利用《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》中的各服務(wù)業(yè)部門外資準(zhǔn)入信息和對(duì)應(yīng)年份投入產(chǎn)出表構(gòu)建服務(wù)業(yè)外資管制指標(biāo)。其次，根據(jù)Kalinova等（2010）的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將外資投資股權(quán)比例限制分成3類，包括禁止外資進(jìn)入（外資股權(quán)比例為0）、禁止外資控股（外資股權(quán)比例小于50%）和禁止外資獨(dú)資（外資股權(quán)比例小于100%）。第一類外資管制指數(shù)的計(jì)算方式為服務(wù)業(yè)4分位行業(yè)中任意存在禁止外資進(jìn)入的項(xiàng)目，則該4分位行業(yè)的外資限制程度取值為1，反之為0。第二類是任意存在禁止外資進(jìn)入或禁止外資控股的項(xiàng)目，則該4分位行業(yè)的外資限制程度取值為1，反之為0。第三類是存在禁止外資進(jìn)入、禁止外資控股或禁止外資獨(dú)資的項(xiàng)目，則該4分位行業(yè)的外資限制程度取值為1，反之為0。然后，將國(guó)民經(jīng)濟(jì)代碼中的服務(wù)業(yè)4分位行業(yè)與投入產(chǎn)出表中的服務(wù)部門相匹配，假設(shè)在t年的投入產(chǎn)出表中服務(wù)部門k包含的服務(wù)業(yè)4分位行業(yè)總數(shù)為nkt，其中，禁止外資進(jìn)入的行業(yè)個(gè)數(shù)為mkt，則t年投入產(chǎn)出表中服務(wù)部門k第一類外資管制指數(shù)為：

采用上述相同的計(jì)算方式，計(jì)算出投入產(chǎn)出表中任一服務(wù)部門k在t年的第二類和第三類外資管制指數(shù)，分別標(biāo)記為regulation2kt和regulation3kt。圖1為1997～2007年我國(guó)服務(wù)業(yè)3類外資管制指標(biāo)的變動(dòng)情況。

圖1 1997～2007年我國(guó)服務(wù)業(yè)3類外資管制指標(biāo)變化

最后，通過投入產(chǎn)出表計(jì)算出上下游投入產(chǎn)出權(quán)重αjk，得到下游任一制造業(yè)部門j面臨的全部上游服務(wù)業(yè)外資管制程度的表達(dá)式：

其中，f=1,2,3為指標(biāo)分類標(biāo)識(shí)。

3.其他控制變量

（1）生產(chǎn)率。采用LP方法測(cè)算全要素生產(chǎn)率；（2）企業(yè)規(guī)模虛擬變量。根據(jù)全部從業(yè)人員數(shù)指標(biāo)排序，將所有企業(yè)劃分為大、中、小3類；（3）企業(yè)年齡。運(yùn)用以下公式得到企業(yè)成立時(shí)間：企業(yè)成立時(shí)間=當(dāng)年年份-企業(yè)開業(yè)年份+1；（4）行業(yè)集中度。采用企業(yè)銷售額占4分位行業(yè)總銷售額百分比的平方來計(jì)量企業(yè)所處行業(yè)的赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)（HHI）；（5）企業(yè)所有制。按照企業(yè)注冊(cè)投資資本所占比重（≥50%）來區(qū)分；（6）貿(mào)易模式虛擬變量。在海關(guān)數(shù)據(jù)庫中，如果某企業(yè)的貿(mào)易方式中包含加工貿(mào)易，則將加工貿(mào)易變量設(shè)定為1，否則為0；（7）關(guān)稅。本文測(cè)算了行業(yè)層面關(guān)稅水平，關(guān)稅數(shù)據(jù)來自WTO Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）靜態(tài)回歸結(jié)果

參考呂越等（2015）的研究，采用針對(duì)刪失數(shù)據(jù)的常用處理方法Tobit估計(jì)，并考慮數(shù)據(jù)存在的上下門限問題，設(shè)定估計(jì)模型的左刪失和右刪失，即采用雙限制Tobit模型進(jìn)行估計(jì)。理論模型揭示：在其他條件一定時(shí)，服務(wù)業(yè)開放對(duì)制造業(yè)企業(yè)DVAR具有抑制作用。表1為針對(duì)這一假說的靜態(tài)模型檢驗(yàn)結(jié)果，在列（1）中，我們單獨(dú)考察了服務(wù)業(yè)開放程度提高對(duì)制造業(yè)企業(yè)DVAR的影響，結(jié)果顯示，服務(wù)業(yè)開放程度提高會(huì)顯著抑制制造業(yè)企業(yè)DVAR提升，且在1%水平上顯著；列（2）為加入中間品關(guān)稅的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)開放仍然會(huì)顯著抑制制造業(yè)企業(yè)DVAR提升；列（3）為加入控制變量后的估計(jì)結(jié)果，我們的核心發(fā)現(xiàn)仍然顯著成立，同時(shí)估計(jì)系數(shù)的波動(dòng)非常有限；在列（4）中我們采用OLS估計(jì)，結(jié)果顯示上游服務(wù)業(yè)開放同樣會(huì)顯著抑制制造業(yè)企業(yè)DVAR；列（5）為進(jìn)一步控制企業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，我們的核心結(jié)論依舊穩(wěn)健成立。由于Tobit模型的估計(jì)系數(shù)并未直接反映邊際效應(yīng)，因此，我們進(jìn)一步測(cè)算了核心解釋變量的邊際效應(yīng)。以列（3）的回歸結(jié)果為例，服務(wù)業(yè)開放程度提高一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差，將引致我國(guó)制造業(yè)企業(yè)DVAR下降1.178。此外，我們還分別采用不同的服務(wù)業(yè)開放指數(shù)和DVAR測(cè)度指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。①我們參考呂越等（2017）的做法，采用是否創(chuàng)新的滯后一期作為Heckman兩步法第一階段的外生變量。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果（靜態(tài)模型）

（二）創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)

創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)效應(yīng)模型回歸結(jié)果見表2，其中，l.sfnr表示滯后一期的服務(wù)業(yè)開放度，以此刻畫服務(wù)業(yè)開放對(duì)制造業(yè)企業(yè)DVAR的動(dòng)態(tài)影響，而patent、invention以及utility&design分別表示以專利申請(qǐng)總量、發(fā)明專利申請(qǐng)總量、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利申請(qǐng)總量代理制造業(yè)企業(yè)的不同類型創(chuàng)新行為。列（1）顯示了動(dòng)態(tài)基準(zhǔn)效應(yīng)回歸結(jié)果，結(jié)果顯示全樣本下上游服務(wù)業(yè)開放對(duì)制造業(yè)企業(yè)DVAR有負(fù)向動(dòng)態(tài)影響。理論模型揭示：服務(wù)業(yè)開放下制造業(yè)企業(yè)DVAR正向動(dòng)態(tài)效應(yīng)的潛在路徑是自主創(chuàng)新行為。因此，列（2）～（8）分別匯報(bào)了基于制造業(yè)企業(yè)不同創(chuàng)新類型的條件效應(yīng)回歸結(jié)果，其中，l.sfnr#patent、l.sfnr#invention和l.sfnr#uti&des分別表示制造業(yè)企業(yè)專利申請(qǐng)總量、發(fā)明專利申請(qǐng)總量、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利申請(qǐng)總量與滯后服務(wù)業(yè)開放度的交互項(xiàng)，用以反映服務(wù)業(yè)開放通過創(chuàng)新行為影響制造業(yè)企業(yè)DVAR的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。考慮到創(chuàng)新行為通常存在較高的固定投入成本，因而存在較強(qiáng)的選擇性偏誤問題（諸竹君等，2018），因此，通過Heckman模型控制這一潛在的選擇性偏誤。具體操作方法是：首先，選擇影響制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的重要變量如生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、是否是國(guó)企、是否是外資、前期是否創(chuàng)新等對(duì)創(chuàng)新虛擬變量進(jìn)行Probit回歸；②由于篇幅限制未在正文匯報(bào)。其次，根據(jù)第一步估計(jì)的逆米爾斯比率（lambda）估計(jì)原模型，得到相關(guān)參數(shù)的一致估計(jì)量。從表2的回歸結(jié)果可知，所有l(wèi)ambda系數(shù)均在1%水平下顯著，說明模型存在明顯的樣本選擇性問題，若不加以控制可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏誤。

表2 動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果（動(dòng)態(tài)模型）

從列（2）以專利申請(qǐng)總量衡量的制造業(yè)企業(yè)總體創(chuàng)新能力的條件效應(yīng)回歸結(jié)果來看，整體而言，制造業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能有效提升企業(yè)DVAR，而交互項(xiàng)顯著為負(fù)，表明服務(wù)業(yè)開放的動(dòng)態(tài)效應(yīng)受到創(chuàng)新行為的條件影響，通過計(jì)算正向效應(yīng)門檻值可知：當(dāng)制造業(yè)企業(yè)專利申請(qǐng)總量的對(duì)數(shù)值整體超過1.59時(shí)，①基于交互項(xiàng)模型性質(zhì)可知，這一臨界值由表2列（2）中服務(wù)業(yè)開放系數(shù)與交互項(xiàng)系數(shù)之比得到，1.59=1.822/1.149。全樣本呈現(xiàn)正向動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)。根據(jù)專利申請(qǐng)總量對(duì)數(shù)值的描述性統(tǒng)計(jì)可知，該指標(biāo)的整體樣本均值僅為0.14，且僅有2,710個(gè)樣本點(diǎn)（約占樣本總量的3.7%），越過了1.59的臨界值，因此，服務(wù)業(yè)開放對(duì)制造業(yè)企業(yè)DVAR的動(dòng)態(tài)效應(yīng)仍然為負(fù)，但是受創(chuàng)新行為影響，這一負(fù)向效應(yīng)會(huì)減弱。我們進(jìn)一步將制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新行為根據(jù)不同技術(shù)含量進(jìn)行區(qū)分。通常來說，發(fā)明專利最具技術(shù)含量，而實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利的技術(shù)含量相對(duì)較低（龍小寧和王俊，2015），因此，將制造業(yè)企業(yè)的專利申請(qǐng)分為高技術(shù)含量專利（發(fā)明專利）和低技術(shù)含量專利（實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利）進(jìn)行進(jìn)一步分析。根據(jù)表2列（3）和列（6）的回歸結(jié)果來看，無論是發(fā)明專利還是實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利均能有效提升制造業(yè)企業(yè)DVAR。重點(diǎn)關(guān)注交互項(xiàng)的系數(shù)和顯著性可以發(fā)現(xiàn)，l.sfnr#invention的系數(shù)雖為負(fù)但并不顯著，而l.sfnr#uti&des的系數(shù)顯著為負(fù)，這一結(jié)果說明，更多進(jìn)行低技術(shù)創(chuàng)新的制造業(yè)企業(yè)可在服務(wù)業(yè)開放下通過創(chuàng)新行為動(dòng)態(tài)提升自身DVAR水平，而主要從事高技術(shù)創(chuàng)新的制造業(yè)企業(yè)則相對(duì)可能無法從服務(wù)業(yè)開放中通過創(chuàng)新行為使自身DVAR獲益。一個(gè)可能的原因是，發(fā)明專利的技術(shù)門檻更高，導(dǎo)致研發(fā)難度更大，且對(duì)研發(fā)資金的需求也更多，這就使得服務(wù)業(yè)開放引致的制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)成本下降無益于有效降低發(fā)明專利的資金技術(shù)門檻，但能有效降低低技術(shù)專利的研發(fā)門檻，進(jìn)而使得這一動(dòng)態(tài)效應(yīng)能有效促進(jìn)低技術(shù)研發(fā)企業(yè)的DVAR而具有條件效應(yīng)。在區(qū)分創(chuàng)新模式的基礎(chǔ)上，我們可能更關(guān)心不同貿(mào)易類型企業(yè)在不同創(chuàng)新模式下的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，因此，進(jìn)一步將樣本劃分為加工貿(mào)易企業(yè)和一般貿(mào)易企業(yè)進(jìn)行分析。從表2列（4）～（5）和列（7）～（8）的回歸結(jié)果來看，無論是一般貿(mào)易企業(yè)還是加工貿(mào)易企業(yè)進(jìn)行高技術(shù)含量創(chuàng)新，均無法使得自身DVAR獲得服務(wù)業(yè)開放的動(dòng)態(tài)提升效應(yīng)，但是對(duì)于一般貿(mào)易企業(yè)，進(jìn)行低技術(shù)創(chuàng)新卻能獲得服務(wù)業(yè)開放帶來的顯著動(dòng)態(tài)DVAR提升效應(yīng)，但這一動(dòng)態(tài)效應(yīng)并未發(fā)生在加工貿(mào)易企業(yè)上，這可能是因?yàn)?，加工貿(mào)易企業(yè)具備較低的經(jīng)營(yíng)自主權(quán)，導(dǎo)致其很難通過創(chuàng)新行為明顯提升自身在全球價(jià)值鏈中的價(jià)值俘獲能力?；谏鲜龇治隹芍?，上游服務(wù)業(yè)開放對(duì)我國(guó)下游制造業(yè)企業(yè)DVAR的動(dòng)態(tài)影響主要發(fā)生在低技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)上，尤其是一般貿(mào)易企業(yè)，而對(duì)高技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)的動(dòng)態(tài)影響不足。

（三）內(nèi)生性處理

核心解釋變量服務(wù)業(yè)開放程度根據(jù)《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》中的服務(wù)業(yè)部分及配套附件中的相關(guān)外資參股開放政策構(gòu)造，這一方法不僅緩解了以往對(duì)服務(wù)業(yè)開放度刻畫存在的顯著內(nèi)生性問題，同時(shí)也較好地保持了度量指標(biāo)的外生性和客觀性（孫浦陽等，2018）。但是，我們不能忽視的是，我國(guó)作為典型的出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)體，加快出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、培育出口競(jìng)爭(zhēng)新優(yōu)勢(shì)一直都是開放政策的核心立足點(diǎn)。因此，為使制造業(yè)企業(yè)獲得低成本和高質(zhì)量的服務(wù)投入來轉(zhuǎn)變出口競(jìng)爭(zhēng)方式，可能存在政府有針對(duì)性地依據(jù)制造業(yè)企業(yè)全球價(jià)值鏈（GVC）需求來制定和執(zhí)行服務(wù)業(yè)開放政策的現(xiàn)象。因此，制造業(yè)企業(yè)GVC表現(xiàn)可能會(huì)反向作用于服務(wù)業(yè)外資參股開放，從而導(dǎo)致實(shí)證結(jié)論可能存在一定內(nèi)生性，因此，本文采用以下兩種方法進(jìn)行處理。

1.工具變量法

參考李宏亮和謝建國(guó)（2018）的研究，使用工具變量法（IV）進(jìn)行處理。使用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性處理的關(guān)鍵在于找到合適的工具變量，它需同時(shí)滿足與內(nèi)生解釋變量相關(guān)以及與其他擾動(dòng)項(xiàng)無關(guān)這兩個(gè)條件，因此，參考Beverelli等（2017）的做法，通過計(jì)算印度服務(wù)業(yè)股權(quán)管制指數(shù)與我國(guó)各行業(yè)服務(wù)投入產(chǎn)出系數(shù)進(jìn)行加權(quán)作為工具變量。這是因?yàn)椋阂环矫?，由于服?wù)業(yè)管制指數(shù)主要基于各國(guó)服務(wù)業(yè)開放的相關(guān)政策測(cè)算得到，而國(guó)與國(guó)之間的開放政策制定可能受到經(jīng)濟(jì)或政治因素的共同影響，因此，印度的服務(wù)部門開放程度將會(huì)影響我國(guó)的服務(wù)業(yè)對(duì)外開放改革，從而滿足相關(guān)性要求；另一方面，印度的服務(wù)業(yè)開放政策與影響我國(guó)制造業(yè)企業(yè)DVAR的其他擾動(dòng)項(xiàng)并不相關(guān)，從而滿足外生性要求?；貧w結(jié)果（表3）表明，在緩解了內(nèi)生性問題后，服務(wù)業(yè)開放同樣顯著抑制我國(guó)制造業(yè)企業(yè)DVAR提升，結(jié)論穩(wěn)健成立，并且檢驗(yàn)結(jié)果表明本文選取的工具變量不存在弱工具變量問題，異方差穩(wěn)健的DWH-F檢驗(yàn)顯示服務(wù)業(yè)開放度指標(biāo)確實(shí)是內(nèi)生解釋變量。同樣的結(jié)論還可以基于IV-Tobit模型估計(jì)得到。

表3 工具變量法回歸結(jié)果

2.內(nèi)生性的進(jìn)一步處理：基于“入世”的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)

本文構(gòu)造雙重差分模型對(duì)內(nèi)生性問題進(jìn)行進(jìn)一步處理。選擇2001年12月我國(guó)正式加入WTO作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的外生政策沖擊，據(jù)此以2002年作為時(shí)間虛擬變量的設(shè)定標(biāo)志，在2002年前B=0，在2002年后B=1。將處理組虛擬變量（A=1）設(shè)定為一般貿(mào)易企業(yè)，對(duì)照組虛擬變量（A=0）設(shè)定為加工貿(mào)易企業(yè)。這樣設(shè)定的主要原因是，我國(guó)貨物貿(mào)易開放度伴隨“入世”顯著上升，服務(wù)業(yè)開放度也有較大提升，主要是逐步解除了對(duì)外資的參股限制。②從圖1可以看出我國(guó)服務(wù)業(yè)外資管制力度從2002年開始有了較大幅度的下降?！吨袊?guó)加入世界貿(mào)易組織議定書》有專門規(guī)定服務(wù)業(yè)開放相關(guān)措施的“服務(wù)貿(mào)易具體承諾減讓表”，這標(biāo)志著我國(guó)服務(wù)業(yè)開放性改革正式開始（孫浦陽等，2018）。因此，我們可以認(rèn)為：首先，“入世”是我國(guó)服務(wù)業(yè)開放的一次較大的外生政策性沖擊；其次，服務(wù)業(yè)開放對(duì)我國(guó)兩類貿(mào)易企業(yè)的影響顯著不同。根據(jù)異質(zhì)性貿(mào)易理論（Melitz，2003），出口企業(yè)在參與GVC過程中需要克服各類固定成本，其中服務(wù)投入是全球生產(chǎn)配置必需的“黏合劑”，這一協(xié)調(diào)成本在企業(yè)出口固定成本中占據(jù)關(guān)鍵位置（Lee，2018），而一國(guó)服務(wù)業(yè)開放能顯著降低本國(guó)企業(yè)參與GVC的固定組織成本。相對(duì)于一般貿(mào)易企業(yè)，加工貿(mào)易企業(yè)由于以承接國(guó)外企業(yè)的定制、裝配等訂單式生產(chǎn)為主，因此，上游發(fā)包方通常還會(huì)配套提供包括設(shè)計(jì)藍(lán)圖、設(shè)備使用、人員培訓(xùn)、管理績(jī)效以及市場(chǎng)搜尋等在內(nèi)的各類服務(wù)投入（Naghavi et al，2017），對(duì)于加工貿(mào)易企業(yè)而言，進(jìn)口中間服務(wù)投入很可能內(nèi)嵌在整個(gè)接包生產(chǎn)中。而對(duì)于一般貿(mào)易企業(yè)來說，其參與全球生產(chǎn)所需的各類中間服務(wù)投入支出均需自行承擔(dān)，從這一角度看，加工貿(mào)易企業(yè)的中間服務(wù)投入成本顯著低于一般貿(mào)易企業(yè)，可見服務(wù)業(yè)開放能使一般貿(mào)易企業(yè)以更低廉的價(jià)格獲取國(guó)外先進(jìn)中間服務(wù)投入，大幅降低其參與GVC所需的各類固定成本。由此可知，服務(wù)業(yè)開放對(duì)一般貿(mào)易企業(yè)的影響顯然大于加工貿(mào)易企業(yè)，因此，將一般貿(mào)易企業(yè)設(shè)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的處理組，將加工貿(mào)易企業(yè)視作對(duì)應(yīng)的控制組較為合理。本文的雙重差分模型設(shè)定為如下形式：

其中，Ait表示處理組與控制組企業(yè)虛擬變量，Bit表示政策沖擊實(shí)施時(shí)間虛擬變量，Dit為雙重差分項(xiàng)，也是我們重點(diǎn)關(guān)注的核心變量，其他變量與基準(zhǔn)模型一致。

我們繪制了兩類出口企業(yè)2000～2007年進(jìn)口中間服務(wù)投入占對(duì)應(yīng)出口總額比重的變動(dòng)趨勢(shì)（圖2），①本文使用OECD TiVA數(shù)據(jù)庫發(fā)布的區(qū)分我國(guó)加工貿(mào)易與一般貿(mào)易出口的國(guó)家間非競(jìng)爭(zhēng)型投入產(chǎn)出表，計(jì)算得到2000～2007年我國(guó)兩類貿(mào)易中的進(jìn)口服務(wù)投入量。由于擔(dān)心兩類貿(mào)易模式的進(jìn)口中間服務(wù)投入變動(dòng)差異主要由各自規(guī)模變動(dòng)所致，因此，本文使用兩類貿(mào)易模式下的進(jìn)口中間服務(wù)投入占對(duì)應(yīng)出口的比重來去除這一規(guī)模效應(yīng)的影響。以初步檢驗(yàn)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)是否滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。從圖2可以看到，“入世”前，我國(guó)兩類貿(mào)易企業(yè)的進(jìn)口中間服務(wù)投入占出口比重的變動(dòng)趨勢(shì)較為相近，“入世”后，一般貿(mào)易企業(yè)的進(jìn)口中間服務(wù)投入占比大幅上漲，而加工貿(mào)易企業(yè)則出現(xiàn)緩慢下滑趨勢(shì)，兩者呈現(xiàn)出截然相反的變動(dòng)趨勢(shì)。這一方面證實(shí)本文設(shè)置的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)正確，另一方面也初步驗(yàn)證了平行趨勢(shì)假設(shè)條件得到滿足。由于在同一時(shí)期我國(guó)貨物貿(mào)易的對(duì)外開放度也有較大提升，同時(shí)我國(guó)自2003年開始逐步推進(jìn)國(guó)企改革，本文實(shí)證中加入的行業(yè)層面關(guān)稅率以及國(guó)有企業(yè)虛擬變量正好能對(duì)兩大沖擊加以控制。準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的所有結(jié)果見表4，列（1）回歸結(jié)果顯示“入世”后處理組（一般貿(mào)易企業(yè)）的創(chuàng)新能力顯著提升，說明本文的基本回歸設(shè)定正確，即“入世”后處理組企業(yè)可能通過創(chuàng)新能力提升對(duì)DVAR產(chǎn)生動(dòng)態(tài)效應(yīng)；列（2）結(jié)果顯示，在控制貨物貿(mào)易自由化和國(guó)企改革因素后，處理組企業(yè)DVAR在“入世”后顯著下降，全樣本顯示準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的處理效應(yīng)是-0.060。由于政策沖擊前樣本年限相對(duì)較短，對(duì)主要變量的均值趨勢(shì)檢驗(yàn)可能存在困難，因此，參考余驍和郭志芳（2020）的做法，引入企業(yè)時(shí)間趨勢(shì)作為主要控制變量，②假定處理組和控制組存在線性時(shí)間趨勢(shì)?；貧w結(jié)果見表4列（3），結(jié)果顯示，交互項(xiàng)系數(shù)仍顯著為負(fù)，這進(jìn)一步證實(shí)了時(shí)間趨勢(shì)差異并未顯著影響上述準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)結(jié)果。由于我國(guó)服務(wù)業(yè)對(duì)外開放政策在2004年進(jìn)行過調(diào)整，為避免調(diào)整帶來的估計(jì)偏誤，將樣本區(qū)間設(shè)定為2000～2004年并再次進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)，結(jié)果見表4列（4），結(jié)果仍穩(wěn)健。準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)還可能受到時(shí)間趨勢(shì)影響，對(duì)被解釋變量制造業(yè)企業(yè)DVAR滯后一階（L.DVAR）進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)（Placebo Test），結(jié)果見表4列（5），交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，表明不存在明顯處理效應(yīng)，準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)通過安慰劑檢驗(yàn)。準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)還可能受到預(yù)期效應(yīng)影響，即制造業(yè)企業(yè)可能因提前知曉我國(guó)將會(huì)加入WTO而導(dǎo)致政策沖擊前的共同趨勢(shì)假設(shè)不成立，為此表4列（6）將2001年作為虛擬“入世”時(shí)點(diǎn)進(jìn)行再一次檢驗(yàn)，結(jié)果顯示交互項(xiàng)系數(shù)并不顯著，即準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)無明顯預(yù)期效應(yīng)，處理效應(yīng)結(jié)果有效。

表4 基于“入世”的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)

圖2 加工貿(mào)易與一般貿(mào)易進(jìn)口中間服務(wù)投入占出口比重

由于服務(wù)業(yè)開放對(duì)制造業(yè)企業(yè)GVC收益存在動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)，參考Beck等（2010）以及王海成和呂鐵（2016）的做法，設(shè)置如下動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

圖3 動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

五、進(jìn)一步的分析

（一）投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)對(duì)動(dòng)態(tài)效應(yīng)的條件影響

首先看投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)對(duì)動(dòng)態(tài)效應(yīng)產(chǎn)生的條件影響。我國(guó)制造業(yè)生產(chǎn)分割不斷提升（倪紅福，2016），服務(wù)投入在產(chǎn)品生產(chǎn)過程中的作用不斷凸顯，這一方面反映了制造業(yè)與服務(wù)業(yè)融合發(fā)展的大趨勢(shì)，另一方面也是企業(yè)通過“歸核化”戰(zhàn)略提升生產(chǎn)效率的重要體現(xiàn)（Amiti and Wei，2009）。通常，以高質(zhì)量的人力資本和知識(shí)資本為主要內(nèi)容的生產(chǎn)性服務(wù)投入在生產(chǎn)過程中會(huì)產(chǎn)生直接的技術(shù)外溢效應(yīng)（劉維剛和倪紅福，2018）以及間接的學(xué)習(xí)效應(yīng)以實(shí)現(xiàn)“干中學(xué)”（Grossman and Helpman，2002），進(jìn)而有效促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。因此，納入制造業(yè)行業(yè)對(duì)服務(wù)業(yè)投入的依賴程度指標(biāo)input2002①input2002表示根據(jù)2002年版本的投入產(chǎn)出表測(cè)算得到的第p制造行業(yè)總投入中來自所有服務(wù)行業(yè)中間產(chǎn)品的占比，從而考察該行業(yè)對(duì)服務(wù)業(yè)投入的依賴程度。重新進(jìn)行回歸分析。結(jié)果見表5，從列（1）～（3）的回歸結(jié)果可知，滯后的服務(wù)業(yè)開放度顯著促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)整體以及不同技術(shù)含量的創(chuàng)新行為，而交互項(xiàng)為負(fù)則表明，對(duì)于越依賴服務(wù)投入的行業(yè)所屬企業(yè)而言，服務(wù)業(yè)開放的創(chuàng)新動(dòng)態(tài)效應(yīng)越明顯，且這一結(jié)論無論在整體創(chuàng)新上還是區(qū)分高低技術(shù)含量創(chuàng)新上均成立。

表5 投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)與離技術(shù)前沿距離對(duì)動(dòng)態(tài)效應(yīng)的條件影響分析

（二）離技術(shù)前沿距離對(duì)動(dòng)態(tài)效應(yīng)的條件影響

進(jìn)一步看離技術(shù)前沿距離對(duì)動(dòng)態(tài)效應(yīng)產(chǎn)生的條件影響。早期文獻(xiàn)表明，后發(fā)經(jīng)濟(jì)體對(duì)技術(shù)前沿國(guó)家的技術(shù)模仿與其技術(shù)差距有正向關(guān)聯(lián)（Fagerberg，1994），因?yàn)楹蟀l(fā)經(jīng)濟(jì)體和技術(shù)前沿國(guó)家的技術(shù)差距越大，其通過模仿創(chuàng)新的難度系數(shù)相對(duì)越小，后發(fā)經(jīng)濟(jì)體更有概率進(jìn)行技術(shù)模仿。還有文獻(xiàn)從后發(fā)經(jīng)濟(jì)體技術(shù)趕超的動(dòng)態(tài)條件出發(fā)提出“發(fā)展門檻”概念，即后發(fā)經(jīng)濟(jì)體和發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)差距越大時(shí)，表現(xiàn)為正向的“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”，當(dāng)后發(fā)經(jīng)濟(jì)體技術(shù)水平收斂到接近發(fā)達(dá)國(guó)家水平時(shí)，表現(xiàn)出技術(shù)趕超的“后發(fā)劣勢(shì)”，即行業(yè)技術(shù)差距越大，技術(shù)追趕難度也越大（Blomstrom and Sjoholm，1999）。Aghion等（2005）在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步提出，當(dāng)后發(fā)國(guó)家技術(shù)水平接近前沿時(shí)，可能存在“逃離競(jìng)爭(zhēng)”效應(yīng)而激勵(lì)企業(yè)加大研發(fā)投入。本文參考Bourle等（2013）、Bas和Causa（2013）以及邱立成等（2017）的做法，以中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫測(cè)算得到的LP法全要素生產(chǎn)率為基礎(chǔ)，以國(guó)民經(jīng)濟(jì)4位碼行業(yè)下制造業(yè)企業(yè)的最高生產(chǎn)率水平為本行業(yè)的技術(shù)前沿，構(gòu)造該行業(yè)的技術(shù)距離指標(biāo)。根據(jù)表5列（4）～（6）的回歸結(jié)果，總體樣本以及高技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)的回歸結(jié)果中并不存在明顯的正向條件效應(yīng)，但低技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)則表現(xiàn)出明顯的正向條件影響。這一結(jié)果說明，離技術(shù)前沿越近時(shí)，制造業(yè)企業(yè)越可能選擇低技術(shù)創(chuàng)新來動(dòng)態(tài)增強(qiáng)自身競(jìng)爭(zhēng)力。

六、結(jié)論和政策建議

本文在Kee 和 Tang（2016）的理論模型基礎(chǔ)上，通過引入服務(wù)業(yè)開放因素考察了服務(wù)業(yè)開放如何影響制造業(yè)企業(yè)的出口國(guó)內(nèi)附加值，并采用我國(guó)企業(yè)層面數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了理論假說，主要結(jié)論是：首先，本文通過構(gòu)建理論模型，從服務(wù)業(yè)開放視角解釋了Kee 和Tang（2016）提出的中國(guó)在全球價(jià)值鏈上通過進(jìn)口替代實(shí)現(xiàn)“中國(guó)奇跡”的深層次原因，即服務(wù)業(yè)開放對(duì)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)DVAR的即期效應(yīng)雖為負(fù)，但通過溢出效應(yīng)促使創(chuàng)新能力提升，進(jìn)而動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)了制造業(yè)企業(yè)的DVAR。其次，本文在理論模型基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建服務(wù)業(yè)對(duì)外開放程度指數(shù)以及制造業(yè)企業(yè)DVAR指標(biāo)對(duì)上述問題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：無論是基準(zhǔn)回歸結(jié)果，還是進(jìn)一步的工具變量估計(jì)、準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)等較好地處理內(nèi)生性問題的因果識(shí)別后，核心結(jié)論依然穩(wěn)健。再次，我們也發(fā)現(xiàn)，可能受限于制造業(yè)企業(yè)實(shí)行發(fā)明創(chuàng)新的沉沒成本過高以及加工貿(mào)易企業(yè)自主創(chuàng)新動(dòng)機(jī)不足等因素，動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)主要集中在相對(duì)低端的實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利上及一般貿(mào)易企業(yè)上。最后，在擴(kuò)展分析中，我們將投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)與技術(shù)距離納入計(jì)量分析框架后發(fā)現(xiàn)，越依賴服務(wù)投入的制造業(yè)行業(yè)以及離技術(shù)前沿越近的制造業(yè)行業(yè)所屬企業(yè)，其服務(wù)業(yè)開放的創(chuàng)新動(dòng)態(tài)效應(yīng)越明顯，且對(duì)低技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)影響相對(duì)越大。

國(guó)際金融危機(jī)以來，全球經(jīng)貿(mào)體系的不確定性日漸增強(qiáng)，加之2018年以來中美貿(mào)易摩擦不斷升級(jí)、新冠肺炎疫情全球大流行，這都在很大程度上沖擊了業(yè)已成形的全球價(jià)值鏈分工體系，導(dǎo)致全球價(jià)值鏈分工面臨斷裂和重構(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)。因此，提升以知識(shí)密集型為顯著特征的服務(wù)業(yè)，尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，是新形勢(shì)下提升我國(guó)對(duì)外貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的重要途徑之一。我國(guó)仍應(yīng)堅(jiān)定不移地遵循以開放促發(fā)展的總體思路，以高質(zhì)量服務(wù)業(yè)對(duì)外開放為目標(biāo)，籍由“一帶一路”、自貿(mào)區(qū)等建設(shè)契機(jī)，先行先試開放我國(guó)相對(duì)落后的服務(wù)業(yè)，逐步降低行業(yè)進(jìn)入壁壘，營(yíng)造良好的營(yíng)商環(huán)境，形成良性競(jìng)爭(zhēng)以不斷提升國(guó)內(nèi)服務(wù)投入質(zhì)量，進(jìn)而帶動(dòng)下游產(chǎn)品生產(chǎn)的國(guó)內(nèi)增加值貢獻(xiàn)度，增強(qiáng)服務(wù)業(yè)對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的支撐作用。同時(shí)，應(yīng)在財(cái)稅、協(xié)同創(chuàng)新等方面大力支持制造業(yè)企業(yè)開展高質(zhì)量的發(fā)明創(chuàng)新活動(dòng)，掌握自有核心技術(shù)以實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展模式轉(zhuǎn)型升級(jí)，盡最大可能提升上游服務(wù)業(yè)開放帶來的政策紅利，降低在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中面臨的“卡脖子”風(fēng)險(xiǎn)。此外，還應(yīng)加強(qiáng)地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，尤其是執(zhí)法力度，保障創(chuàng)新者合法權(quán)益，以自主創(chuàng)新提升技術(shù)水平，最終促進(jìn)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)國(guó)際分工地位的跨越式升級(jí)，突破我國(guó)面臨的價(jià)值鏈“低端鎖定”困局。