市場競爭環(huán)境下的制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率

李振洋，金文翰

(1.鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001；2.安徽財經大學 經濟學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

改革開放以來，中國工業(yè)對經濟增長發(fā)揮了重要的作用。然而，傳統(tǒng)高投資、高能耗、高排放特征的粗放型工業(yè)發(fā)展模式已難以為繼，大量資源的消耗和嚴重的環(huán)境污染正逐步接近資源環(huán)境所承受的極限[1]。與此同時，新一輪工業(yè)革命的到來以及能源價格和勞動力成本等的不斷上升，也促使工業(yè)發(fā)展模式的改變。實現工業(yè)發(fā)展和環(huán)境的雙贏，逐步改變中國工業(yè)的發(fā)展模式，全面提高工業(yè)發(fā)展的綠色全要素生產率將是轉變的根本問題[2]。而制造業(yè)作為工業(yè)發(fā)展的重要組成部分，其轉型升級和高質量發(fā)展將主導工業(yè)的比重、結構與前景[3]。因而，有必要對如何提高制造業(yè)綠色全要素生產率水平進行研究。

現有文獻中，相關學者主要研究了經濟開放度、環(huán)境規(guī)制、市場化改革、人力資本、金融發(fā)展水平等因素對綠色全要素生產率的影響。田銀華等指出人均收入與環(huán)境約束下TFP的增長呈現“U”型變化，經濟開放度和工業(yè)結構中的大中企業(yè)比例呈現正向作用，而能源強度、國企比重發(fā)揮著負向的影響[4]。汪鋒和解晉通過索羅余值法對中國各省綠色全要素生產率進行了測算，并研究了教育投入、研發(fā)投入、市場化改革、外商投資等對綠色全要素生產率的影響[5]。蔡烏趕和周小亮對不同環(huán)境規(guī)制工具與省域綠色全要素生產率之間的關系進行了研究，發(fā)現命令控制型、市場激勵型和自愿協議型環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產率分別呈現尚未有影響、倒“U”型影響和“U”型影響三種情況[6]。王偉和孫芳城通過對長江經濟帶107個城市綠色全要素生產率的測度，指出金融發(fā)展和環(huán)境規(guī)制對綠色全要素生產率發(fā)揮了顯著的正向作用[7]。師博等在測度制造業(yè)綠色全要素生產率的基礎上，研究了創(chuàng)新投入和市場競爭對綠色全要素生產率的影響[8]。劉贏時等通過對中國260個城市綠色全要素生產率的測度，研究了產業(yè)結構升級、能源效率對綠色生產率的影響[9]。朱金鶴和王雅莉利用DEA的Malmquist指數，對中國省域的綠色全要素生產率進行了測度，并且利用GMM方法研究了對外貿易、FDI、財政支出的市場化、自由化程度、人力資本、環(huán)境規(guī)制等12個指標對綠色全要素生產率的影響[10]。

雖然現有研究對如何提高綠色全要素生產率提供了豐富的文獻基礎，但鮮有文獻關注制造業(yè)服務化對綠色全要素生產率的影響。隨著市場競爭的加劇和服務業(yè)的快速發(fā)展，眾多制造業(yè)企業(yè)開始涉足服務業(yè)務，中國制造業(yè)企業(yè)的生產投入結構呈現“軟化”特征[11]，也就是制造業(yè)服務化[12]。部分學者對制造業(yè)服務化與企業(yè)效率之間的關系進行了研究，基本上認為制造業(yè)服務化有利于企業(yè)生產效率的提升[13-18]。而周念利等則認為制造業(yè)服務化雖然有利于促進企業(yè)生產效率的提高，但是二者之間呈現出“倒U型”關系[11]。王嵐基于投入服務化的角度指出，投入服務化與制造業(yè)生產率之間呈現“U型”關系[19]。在資源與環(huán)境約束逐步趨緊的新形勢下，制造業(yè)發(fā)展亟待轉型升級，而制造業(yè)服務化是當前制造業(yè)轉型升級的趨勢之一。隨著發(fā)達國家如德國提出“工業(yè)4.0”、美國提出“工業(yè)互聯網”等制造業(yè)重振計劃，眾多制造業(yè)企業(yè)開始將制造業(yè)服務化作為其發(fā)展的核心戰(zhàn)略。而制造業(yè)服務化能否有利于制造業(yè)綠色全要素生產率的提升，二者之間是否存在非線性關系，市場競爭環(huán)境是否會對制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率之間的關系造成影響，這些問題都有待進一步研究。

鑒于此，本文在測度制造業(yè)分行業(yè)服務化水平和綠色全要素生產率的基礎上，對制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率之間的關系進行了研究，同時進一步考察了市場競爭環(huán)境對制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率之間關系的調節(jié)作用。

本文可能的貢獻在于：(1)基于制造業(yè)服務化角度，對其與綠色全要素生產率關系的研究，進一步拓展了綠色全要素生產率影響因素的研究視角。(2)對制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率之間非線性關系的研究，豐富了相關研究內容。(3)檢驗制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率關系中市場競爭的作用，能夠為市場化改革提供進一步的政策依據。

二、理論分析與研究假設

(一)制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率

Vandermerwe和Rada首次提出“制造業(yè)服務化”這一概念，他們指出越來越多的制造業(yè)企業(yè)通過涉足服務業(yè)來增加企業(yè)資產的核心價值[12]。企業(yè)由產品提供向服務提供的演進過程，是一種基于產品的服務[20]。這種服務化轉型，不僅能夠增加制造業(yè)產品中知識型服務要素的密集度，帶來產品種類的增加，實現范圍經濟[21]，而且能夠降低制造業(yè)的交易成本[22]，加強專業(yè)化分工等，從而提高企業(yè)的生產效率水平。制造業(yè)企業(yè)生產環(huán)節(jié)中服務投入的增加，也意味著高效的企業(yè)管理、完善的產品研發(fā)體系等不斷進入企業(yè)生產環(huán)節(jié)，這些要素無疑將有利于企業(yè)生產效率水平的提高[23]。另外，制造業(yè)企業(yè)的服務化傾向，也將減少企業(yè)對能源等物質資料的消耗[24]，服務要素在產品價值中的作用將越來越重要。這樣，制造業(yè)服務化就有可能使得制造業(yè)在實現進一步發(fā)展的同時，也能夠降低自身環(huán)境污染水平，從而促進制造業(yè)綠色全要素生產率的提高。但是服務業(yè)并不一定比制造業(yè)綠色環(huán)保，基于能源效率的角度，服務業(yè)并未顯示出比制造業(yè)更優(yōu)的綠色環(huán)保特征[25]，而且鮑莫爾—?？怂辜僬f也指出，服務業(yè)的勞動效率相對要低于制造業(yè)。因而，制造業(yè)的服務化程度可能并不是越高越好，制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率之間的關系可能存在拐點效應?；谏鲜龇治?，提出研究假設1。

假設1：制造業(yè)服務化水平的上升有利于提高綠色全要素生產率水平，但服務化水平存在一個門檻值，當服務化水平超過該門檻值時，制造業(yè)服務化會造成綠色全要素生產率的下降。

(二)市場競爭對制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率關系的調節(jié)作用

隨著制造業(yè)市場競爭的日益加劇，制造業(yè)企業(yè)必須提高自身的市場競爭力才能在激烈的市場競爭環(huán)境中贏得一席之地。根據波特的競爭優(yōu)勢理論，企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢主要依靠成本領先戰(zhàn)略和差異化戰(zhàn)略。制造業(yè)企業(yè)由主要提供產品到“產品+服務”運營模式的轉變，其服務化程度的增加可以提高產品的差異性[17]，從而提高企業(yè)的市場競爭力。這樣，在激烈的市場競爭環(huán)境以及全球制造業(yè)呈現出服務化的新趨勢下，企業(yè)很大程度上會采取將產品產業(yè)鏈由制造為中心向服務為中心轉變以獲取競爭優(yōu)勢的戰(zhàn)略。另一方面，隨著中國經濟發(fā)展水平的不斷提高，政府對環(huán)境的規(guī)制越來越嚴格，消費者的環(huán)保意識也日益增強。基于制造業(yè)企業(yè)的服務化傾向往往以顧客為中心[12]，為了能夠在市場競爭中幸存，制造業(yè)企業(yè)必須滿足消費者更高的消費需求，通過服務化轉型降低污染，提升綠色全要素生產率，樹立綠色企業(yè)的品牌形象，突出自身產品的環(huán)境友好型特征。從而，可以提出假設2。

假設2：市場競爭程度的提高，將強化制造業(yè)服務化對綠色全要素生產率的促進作用。

三、計量模型設定與指標說明

(一)計量模型設定

根據前文的理論分析與研究假設，制造業(yè)服務化不僅能夠直接對綠色全要素生產率產生影響，而且市場競爭也可能對二者之間的關系產生正向調節(jié)作用，為了較好刻畫上述變量之間的邏輯關系，本文建立如下面板數據的回歸模型。

為了驗證假設1，將制造業(yè)服務化水平(Service)的一次項和平方項(Sqr_Service)作為核心解釋變量，制造業(yè)綠色全要素生產率(GTFP)作為被解釋變量，同時考慮其他可能影響制造業(yè)綠色全要素生產率的控制變量(Control)，如環(huán)境治理、行業(yè)資本密集度、資產專用性等，構建模型(1)。

Controlj+εit

(1)

為了驗證假設2，在模型(1)的基礎上加入市場競爭(Competition)與制造業(yè)服務化水平(Service)的交互項，構建模型(2)以檢驗市場競爭對制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率關系的調節(jié)作用。

(2)

其中，αi、βi分別為各變量的系數，εit為隨機擾動項。

(二)核心指標構建說明

1.制造業(yè)綠色全要素生產率(GTFP)

本文利用非導向SBM模型，通過將能源與環(huán)境因素納入分析框架，在測算DEA-Malmquist指數的基礎上，對2003—2016年制造業(yè)分行業(yè)的綠色全要素生產率進行了測度。具體的投入產出指標測算如下：(1)投入要素中，考慮資本、勞動力、能源三種要素，其中，資本采用制造業(yè)分行業(yè)的固定資產凈值表示，同時為了消除通貨膨脹的影響，利用固定資產投資價格指數(2003年作為基期)對相關數據進行了平減處理。投入要素中的勞動力采用制造業(yè)分行業(yè)從業(yè)人數的平均人數表示。投入要素中的能源用制造業(yè)分行業(yè)能源消費總量表示。(2)期望產出要素，利用制造業(yè)分行業(yè)的增加值表示。由于2008年以后《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》不再公布制造業(yè)分行業(yè)的增加值數據，本文采用公式：工業(yè)增加值=工業(yè)總產值×工業(yè)增加值率進行測算；而2012年之后，工業(yè)總產值數據也不再公布，本文采用工業(yè)總產值=工業(yè)銷售產值/產品銷售率進行核算。同時，制造業(yè)增加值數據利用各行業(yè)生產者出廠價格指數(2003年作為基期)進行平減。(3)非期望產出要素，主要考慮制造業(yè)分行業(yè)的環(huán)境污染因素，包括工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙(粉)塵排放量、工業(yè)固體廢棄物產生量。測算過程中，利用熵值法將上述指標合成環(huán)境污染綜合指數，并取該指數的倒數對制造業(yè)分行業(yè)的綠色全要素生產率水平進行測度。

2.制造業(yè)服務化水平(Service)

本文運用投入產出法對制造業(yè)細分行業(yè)的服務化水平進行測度，主要包括制造業(yè)對服務的直接消耗系數(Direct_Service)和完全消耗系數(Total_Service)兩項指標。直接消耗系數(亦稱投入系數)指的是生產一單位j部門產品所要消耗的i部門產品的數量，其計算公式為：

(3)

直接消耗系數忽視了制造業(yè)中服務的間接投入，因而可能造成制造業(yè)服務化水平的低估，鑒于此，本文采用完全消耗系數測度制造業(yè)服務化水平。完全消耗系數指的是生產一單位j部門產品所要直接和間接消耗i部門產品的數量之和，因此，完全消耗系數等于直接消耗系數加上間接消耗系數，其計算公式為：

(4)

其中，k表示中間產品部門。(4)式用矩陣可表示為：

B=A+BA

(5)

B=(I-A)-1-I=

(6)

其中，I為單位矩陣。

本文計算直接消耗系數和完全消耗系數所需的數據來源于2002、2007、2012年的全國投入產出表以及2005、2010、2015年的投入產出表延長表，并依據其行業(yè)設置選取制造業(yè)中的15個大類行業(yè)作為研究對象。一般而言，一個國家相近年份的投入產出結構變化不大，因此中間缺失年份的制造業(yè)服務化相關數據采用相近年份數據進行替代。

3.市場競爭水平(Competition)

衡量市場競爭水平，通常能夠采用勒納指數度量市場壟斷程度進而表征市場的競爭水平，然而制造業(yè)分行業(yè)數據中，行業(yè)生產的邊際成本數據難以獲取，從而直接使用該指標測度市場競爭水平存在困難。因而，本文借鑒孫早和宋煒的做法[26]，采用利稅總額與利息支出之和占平均資產總額的比重對行業(yè)市場勢力進行度量，市場勢力數值越大，行業(yè)壟斷程度越高，反之，行業(yè)市場競爭水平越高。進一步，本文采用楊振兵等的做法[27]，通過對行業(yè)市場競爭勢力數值取倒數，構造行業(yè)市場競爭水平的指標。

4.其他控制變量

(1)環(huán)境規(guī)制(ER)。本文借鑒林伯強和劉泓汛的做法[28]，采用制造業(yè)分行業(yè)廢水和廢氣治理運行費用之和占工業(yè)增加值的比重表示。(2)行業(yè)資產專用性(Asset)。采用制造業(yè)各行業(yè)固定資產與總資產的比值衡量，該比值越大，表示資產專用性越高。(3)外貿參與度(Trade)。利用制造業(yè)各行業(yè)出口交貨值占制造業(yè)總出口交貨值的比值表示。(4)行業(yè)資本密集度(Capital_Intense)。利用行業(yè)固定資產凈值與總就業(yè)人數之比表示。(5)行業(yè)規(guī)模(Ind_Scale)。利用行業(yè)主營業(yè)務收入的對數值表示。(6)產權制度(State)。采用制造業(yè)分行業(yè)國有資本占實收資本的比重表示。(7)本土市場規(guī)模(Local_Market)。借鑒陳豐龍和徐康寧的做法[29]，采用制造業(yè)分行業(yè)銷售產值與出口交貨值差值的對數值表示。一般而言，本土市場規(guī)模的擴大能夠對企業(yè)技術創(chuàng)新發(fā)揮有利作用，進而提高其生產效率[30]。

由于在利用中國投入產出表對制造業(yè)服務化水平進行測度的過程中，投入產出表對制造業(yè)某些行業(yè)進行了合并，因而本文針對制造業(yè)合并行業(yè)后的數據，選取15個大類行業(yè)2003—2016年的面板數據作為研究樣本①，上述各變量數據來自于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》等。

四、實證結果與分析

針對面板數據可能存在的組間異方差、組內自相關和組間同期相關問題，本文使用Stata16統(tǒng)計分析軟件對面板數據的組間異方差、組內自相關和組間同期相關進行相關檢驗。對于組間異方差，使用沃爾德檢驗進行分析，該檢驗的原假設為：不同個體的擾動項方差均相等。由表1，通過對直接消耗系數和完全消耗系數未包含控制變量和包含全部變量數據的檢驗，發(fā)現上述四組數據的Wald統(tǒng)計量分別為845.92、1 088.74、583.67、723.69，P值皆為0，這樣檢驗結果拒絕原假設，面板數據存在組間異方差。對于組內自相關，根據Wooldridge提供的沃爾德檢驗進行分析，該檢驗的原假設為：不存在組內自相關，四組數據的F統(tǒng)計量分別為2.06、1.21、1.75、0.81，P值分別為0.172 7、0.290 7、0.206 6、0.384 8，這樣檢驗結果未能拒絕原假設，面板數據組內自相關問題并不嚴重。對于組間同期相關或者截面相關，本文分別利用Friedman[31]、Frees[32]、Pesaran[33]提出的檢驗方法，對組間同期相關進行分析，該檢驗的原假設為：不存在組間同期相關。根據Friedman的檢驗方法，四組數據的統(tǒng)計量分別為40.81、41.67、38.25、37.21，P值分別為0.000 2、0.000 1、0.000 5、0.000 7，檢驗結果拒絕不存在組間同期相關的原假設，類似地，Frees和Pesaran檢驗的統(tǒng)計量，同樣給出拒絕原假設的證據，這樣，面板數據存在組間同期相關。

表1 制造業(yè)服務化對綠色全要素生產率的影響

綜合上述分析，本文使用的數據存在組間異方差和組間同期相關問題，為了有效控制面板數據存在的異方差以及組間同期相關對回歸結果的影響，本文使用Stata16中的xtgls命令進行回歸分析，該命令通過使用可行廣義最小二乘估計法(FGLS)，能夠有效控制數據存在的異方差、自相關以及組間相關問題。

(一)制造業(yè)服務化對行業(yè)綠色全要素生產率的回歸結果分析

表1給出了回歸模型(1)的估計結果，根據表1中模型(1-1)未包含控制變量的回歸結果，發(fā)現制造業(yè)服務化的一次項系數顯著為正，二次項系數顯著為負，表明制造業(yè)服務化水平的提高有利于行業(yè)綠色全要素生產率水平的改進，但是存在一個最優(yōu)的服務化水平門檻值。當制造業(yè)服務化處于該水平時，其對行業(yè)綠色全要素生產率的促進作用最大；當制造業(yè)服務化水平進一步提高跨過該門檻值時，綠色全要素生產率下降，即制造業(yè)服務化與行業(yè)綠色全要素生產率之間呈現出“倒U型”關系。表1中模型(1-2)為包含全部變量的回歸結果，發(fā)現制造業(yè)服務化的一次項系數和二次項系數依然分別顯著為正和顯著為負。表1中模型(1-3)和模型(1-4)分別為完全消耗系數衡量服務化水平下的未添加控制變量和包含全部變量的回歸結果，制造業(yè)服務化系數依然在1%的水平上顯著，而且符號也未發(fā)生變化，進一步驗證了研究結果的穩(wěn)健性。這樣，上述回歸結果基本上驗證了假設1，即制造業(yè)服務化水平雖然有利于行業(yè)綠色全要素生產率水平的提高，但二者關系呈現一種非線性關系，服務化水平存在最優(yōu)的門檻值，超過該門檻值，會抑制綠色全要素生產率的提高。對此可能的解釋是，制造業(yè)的服務化傾向能夠通過范圍經濟、加強專業(yè)化分工、降低彼此之間的協調成本等，促進自身生產效率的提高，同時隨著制造業(yè)中服務要素投入的增加，也能減少自身對能源等物質資料的消耗，從而有利于減少自身環(huán)境污染物質的排放，進而制造業(yè)服務化有益于行業(yè)綠色全要素生產率水平的提高。但是當服務化程度過高時，服務要素會對生產設備等生產資料的投入產生一定的“擠出效應”，從而對生產效率提高產生抑制性作用[11]。并且服務業(yè)雖然發(fā)展迅速，但尚處于發(fā)展初期階段，可能存在與工業(yè)發(fā)展類似的粗放型發(fā)展模式，忽略對服務業(yè)發(fā)展的環(huán)境規(guī)制，從而使得服務業(yè)的綠色環(huán)保性并未顯著優(yōu)于制造業(yè)。這樣，制造業(yè)服務化程度可能并不是越高越好，跨過最優(yōu)服務化水平，將使得制造業(yè)服務化對行業(yè)綠色全要素生產率的促進作用下降。

控制變量中，環(huán)境規(guī)制變量的系數顯著為正，表明環(huán)境規(guī)制促進了制造業(yè)綠色全要素生產率水平的提高。行業(yè)資產專用性的系數顯著為負，表明行業(yè)內資產專用性程度越高，越不利于制造業(yè)企業(yè)改良生產設備，提高企業(yè)的綠色環(huán)保生產特征，進而對行業(yè)綠色全要素生產率的提高造成了負向影響。行業(yè)規(guī)模的系數顯著為負，說明行業(yè)規(guī)模的擴大將抑制行業(yè)綠色全要素生產率水平的提高。類似地，產權制度也對行業(yè)綠色全要素生產率提高發(fā)揮了負向作用。而本土市場規(guī)模的擴大對行業(yè)綠色全要素生產率的提升發(fā)揮了正向促進作用。

(二)市場競爭環(huán)境下制造業(yè)服務化對綠色全要素生產率的回歸結果分析

在前述分析的基礎上，本文進一步分析在市場競爭環(huán)境下，制造業(yè)服務化對行業(yè)綠色全要素生產率的影響。為此，本文在模型(1)的基礎上加入了市場競爭與制造業(yè)服務化水平的交互項，通過對回歸模型(2)的估計，對市場競爭環(huán)境下制造業(yè)服務化對綠色全要素生產率的影響進行了分析，回歸結果如表2所示。根據表2中模型(2-1)的回歸結果，市場競爭與制造業(yè)服務化水平交互項的系數為正，且在1%的水平上顯著，表明隨著制造業(yè)市場競爭程度的不斷提高，制造業(yè)服務化對行業(yè)綠色全要素生產率的促進作用將會更加突出。表2中模型(2-2)為以完全消耗系數衡量制造業(yè)服務化水平的回歸結果，發(fā)現制造業(yè)服務化水平與市場競爭的交互項系數仍然顯著為正。總體而言，無論是考慮服務業(yè)直接投入還是完全投入，當制造業(yè)行業(yè)市場競爭程度提高時，都將進一步提高制造業(yè)服務化對行業(yè)綠色全要素生產率的促進作用，上述實證結果基本上驗證了假設2。出現上述結果的原因可能是，隨著市場競爭水平的不斷提高，制造業(yè)企業(yè)取得的利潤將越來越稀薄，激烈的市場競爭必將促使企業(yè)尋找新的利潤增長點，保證自身有一定的競爭優(yōu)勢，以在市場競爭中得以幸存。制造業(yè)服務化程度的增加，能夠增加企業(yè)產品的差異性特征，從而保證在制造業(yè)行業(yè)更加細分的市場擁有一定的競爭力，這樣，面臨市場競爭的外部壓力，制造業(yè)行業(yè)內的企業(yè)就有涉足服務業(yè)的動力。而且為了滿足細分市場中消費者對產品環(huán)保屬性的要求，企業(yè)也會進一步改善生產技術，突出產品的環(huán)保友好型特征，這將有利于制造業(yè)服務化對行業(yè)綠色全要素生產率的提升。

為了保證研究結論的穩(wěn)健可靠，本文根據研究數據的可得性，更換了部分變量的度量方式進行回歸分析。更換的變量包括：(1)環(huán)境規(guī)制。借鑒韓先鋒等的做法[34]，采用制造業(yè)分行業(yè)的工業(yè)生產總值與能源消費總量的比值進一步衡量了環(huán)境規(guī)制強度，指標數值越大，表明行業(yè)環(huán)境規(guī)制強度越高。(2)行業(yè)規(guī)模。借鑒屈小娥等的做法[35]，采用制造業(yè)行業(yè)總產值與行業(yè)內企業(yè)數的比值，進一步衡量了行業(yè)的平均規(guī)模。更換變量之后的回歸結果如表2中模型(2-3)和模型(2-4)所示，可以看出，本文主要關注的變量制造業(yè)服務化的一次項系數、二次項系數，以及制造業(yè)服務化與市場競爭的交互項系數符號和顯著性均未發(fā)生明顯變化，這進一步驗證了本文提出的假設。

表2 市場競爭環(huán)境下制造業(yè)服務化對行業(yè)綠色全要素生產率的影響

五、結論與政策建議

新時代背景下，制造業(yè)亟待擺脫傳統(tǒng)粗放型的發(fā)展模式，實現經濟增長與環(huán)境保護兼顧的高質量發(fā)展，制造業(yè)服務化將是制造業(yè)轉型升級的重要途徑之一。本文利用制造業(yè)2003—2016年的行業(yè)面板數據，在測度制造業(yè)分行業(yè)服務化水平以及綠色全要素生產率的基礎上，對制造業(yè)服務化與綠色全要素生產率之間的關系進行了研究，同時進一步考察了市場競爭環(huán)境下制造業(yè)服務化對行業(yè)綠色全要素生產率的影響效應，得到如下研究結論。

1.制造業(yè)服務化程度與行業(yè)綠色全要素生產率之間呈現出顯著的“倒U型”關系。無論是考慮制造業(yè)中服務要素的直接投入還是完全投入，制造業(yè)服務化水平的提高均有利于綠色全要素生產率的改善，但存在一個最優(yōu)的制造業(yè)服務化水平，當服務化水平超過該門檻值時，會使得行業(yè)綠色全要素生產率水平下降。

2.市場競爭水平的提高，有利于促進制造業(yè)服務化對行業(yè)綠色全要素生產率的正向提升作用。激烈的市場競爭環(huán)境會驅使制造業(yè)企業(yè)不斷提升自身的市場競爭優(yōu)勢，引致制造業(yè)服務化對綠色全要素生產率的促進作用增強。

基于上述研究結論，可以得到如下啟示：第一，服務已經成為當前制造業(yè)發(fā)展的重要投入要素，必須進一步提高服務業(yè)發(fā)展的質量，發(fā)展高端技術服務業(yè)，優(yōu)化服務業(yè)產業(yè)結構。同時需要政府放松對服務業(yè)的管制，推動制造業(yè)與服務業(yè)的融合，提高制造業(yè)的服務化程度，實現制造業(yè)轉型升級的同時，提高制造業(yè)綠色全要素生產率水平，從而既能夠實現經濟增長，又能夠實現環(huán)境保護。但是，推動制造業(yè)與服務業(yè)的融合也需要防止制造業(yè)的過度服務化。第二，新工業(yè)革命方興未艾，其帶來的新一代信息通信技術使得制造業(yè)和服務業(yè)的融合不斷加深，新的制造、服務模式也不斷涌現，應抓住這個歷史機遇，鼓勵服務模式的創(chuàng)新，大力發(fā)展服務型制造業(yè)；利用新一代信息通信技術建設協作創(chuàng)新平臺，積極推動定制化服務和智能制造系統(tǒng)的有機融合。第三，當前階段，需要進一步推動市場化改革，破除政府在某些行業(yè)的價格管制、行政管制或壟斷現象，提高市場競爭的程度，要對行業(yè)內的企業(yè)做到一視同仁，這樣，才能夠最大程度地激發(fā)市場競爭的活力，從而進一步促進制造業(yè)服務化對行業(yè)綠色全要素生產率提升的正向作用。

注釋：

① 由于論文中使用的數據主要來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》，但是《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒—2018》以及《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒—2019》并未公布。雖然《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒—2020》已經公布，但本文所需要的數據：制造業(yè)分行業(yè)銷售產值、固定資產合計、主營業(yè)務收入、出口交貨值等存在缺失。進一步查閱《中國經濟普查年鑒—2018》以及《中國統(tǒng)計年鑒—2018》《中國統(tǒng)計年鑒—2019》，上述數據在相關年鑒中也存在缺失。另外，論文中計算制造業(yè)綠色全要素生產率的數據，部分數據來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，但是《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒—2018》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒—2019》數據缺少本文所需要的數據，包括制造業(yè)分行業(yè)工業(yè)廢水排放量、工業(yè)煙(粉)塵排放量、工業(yè)廢氣排放量。因而，論文中數據截至2016年。