服務(wù)業(yè)開放與制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度

陳曉華，鄧 賀，陳航宇

(1.浙江理工大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，浙江 杭州 310018；2.浙江大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、 引言

改革開放以來，中國制造業(yè)憑借人口紅利及低成本優(yōu)勢，在對外貿(mào)易領(lǐng)域?qū)崿F(xiàn)規(guī)模上“爆炸式”增長的同時，出口技術(shù)復(fù)雜度表現(xiàn)出遠高于同等收入水平國家的特征。黨的十九屆五中全會提出，要把經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展放在首要位置。而制造業(yè)作為國民經(jīng)濟的重要支柱，擺脫其在世界分工中的“低端鎖定”地位具有重要的戰(zhàn)略意義。然而，中國出口技術(shù)復(fù)雜度呈現(xiàn)出“虛高”特點，使得中國實現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展受到極大阻礙。此外，中國企業(yè)高附加值資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品占比較低，可見提升制造企業(yè)依靠自身生產(chǎn)高技術(shù)含量產(chǎn)品，并將核心關(guān)鍵技術(shù)牢牢掌握在自己手中的能力，推動出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的提升，是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展以及全球價值鏈攀升的關(guān)鍵之舉。而服務(wù)業(yè)對制造業(yè)的支撐作用滲透在其研發(fā)和生產(chǎn)的各環(huán)節(jié)，故如何發(fā)揮服務(wù)資源對制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要作用逐漸被大量學(xué)者所關(guān)注。

習(xí)近平主席在亞太經(jīng)合組織第二十七次領(lǐng)導(dǎo)人非正式會議上指出，中國將持續(xù)擴大對外開放，由此可見高質(zhì)量對外開放或?qū)⒊蔀橹袊圃鞓I(yè)轉(zhuǎn)型和提升出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度的可行之徑。然而目前中國服務(wù)業(yè)開放仍存在以下困境：政府為保護國內(nèi)相對弱小的服務(wù)企業(yè)免受國外同類企業(yè)的競爭，鼓勵外資參股中國服務(wù)業(yè)的政策相對匱乏，使得中國服務(wù)業(yè)國際競爭力和技術(shù)水平較為落后。隨著中國加入世貿(mào)組織，有關(guān)服務(wù)業(yè)開放的相關(guān)條款逐步推動服務(wù)業(yè)改革進程加快，可見服務(wù)業(yè)開放政策，尤其是FDI參股限制政策，對于推進中國服務(wù)業(yè)開放進程具有重要的支撐作用。令人遺憾的是，在制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素的研究領(lǐng)域中，服務(wù)業(yè)開放通常被忽視，故本文擬研究服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，為政府制定政策提供理論和實證依據(jù)。

二、 文獻綜述

基于上述研究背景，大量學(xué)者對服務(wù)業(yè)開放和技術(shù)復(fù)雜度分別進行了探究，并形成三個方面的邏輯基礎(chǔ)。

一是服務(wù)業(yè)開放的研究。在測度領(lǐng)域，學(xué)界較為認同的測度方法包括從宏觀政策視角出發(fā)，探討其對服務(wù)業(yè)開放的限制作用[1]，如《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》；探究服務(wù)貿(mào)易壁壘對服務(wù)業(yè)開放水平的影響，如服務(wù)貿(mào)易限制指數(shù)；利用服務(wù)貿(mào)易進出口額、服務(wù)業(yè)FDI占比等衡量服務(wù)貿(mào)易和服務(wù)業(yè)FDI依存度。在經(jīng)濟效應(yīng)領(lǐng)域，上游服務(wù)業(yè)開放對下游制造業(yè)的出口傾向[1]、生產(chǎn)率[2]、出口國內(nèi)價值鏈[3]、改善資源錯配[4]和貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型[5]等方面均有顯著的積極影響。然而鮮有學(xué)者量化宏觀限制政策影響下的服務(wù)業(yè)開放水平，細化到有關(guān)省級服務(wù)業(yè)整體開放水平的研究鳳毛麟角。

二是技術(shù)復(fù)雜度的研究。技術(shù)復(fù)雜度的測度方法主要有相似度指數(shù)法[6]和RCA指數(shù)法[7]；經(jīng)濟水平[8]、外商直接投資水平[9]、物質(zhì)資本水平[10]及經(jīng)濟政策[11]等因素均會對技術(shù)復(fù)雜度帶來不同程度的影響；提高產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度將有助于促進經(jīng)濟發(fā)展[12]，且會對就業(yè)性別歧視帶來倒U型影響[13]。然而，鮮有學(xué)者將技術(shù)復(fù)雜度的研究層面細化至省級亞產(chǎn)業(yè)。

三是服務(wù)業(yè)開放對技術(shù)復(fù)雜度作用的研究。現(xiàn)存有關(guān)二者直接作用關(guān)系的文獻較為匱乏，但二者間接聯(lián)系的研究可以為我們提供一些有效借鑒。首先，從服務(wù)業(yè)進口帶來的經(jīng)濟效應(yīng)視角出發(fā)，如姚戰(zhàn)琪的研究表明[14]，服務(wù)業(yè)進口具有顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)，東道國通過服務(wù)業(yè)進口獲取國外高端研發(fā)資本以及高質(zhì)量人才，使得出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度得以提升，進一步推動全球貿(mào)易地位攀升；Segerstorm的研究指出[15]，服務(wù)業(yè)進口有助于促進服務(wù)型中間投入品與本地生產(chǎn)要素結(jié)合，為進口國制造業(yè)技術(shù)進步帶來正面影響，這在一定程度上與Jung-Hwan等的研究結(jié)論不謀而合[16]。其次，從服務(wù)貿(mào)易自由化視角出發(fā)，戴翔利用服務(wù)業(yè)FDI產(chǎn)業(yè)滲透率和服務(wù)貿(mào)易進口滲透率衡量服務(wù)貿(mào)易自由化，得到了服務(wù)貿(mào)易自由化對中國制成品出口技術(shù)內(nèi)涵表現(xiàn)為促進作用的結(jié)論[17]；于翠萍的分析進一步表明，服務(wù)貿(mào)易自由化的技術(shù)進步效應(yīng)存在顯著的異質(zhì)性特征，二者間作用效果在非高收入國家以及高技術(shù)含量產(chǎn)品中較為顯著[18]。目前，仍鮮有學(xué)者將省級服務(wù)業(yè)開放水平與制造業(yè)亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度相聯(lián)系并詳細驗證二者作用機制。

已有文獻雖為本文研究服務(wù)業(yè)開放對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響奠定了堅實的理論和實踐基礎(chǔ)，但仍有進一步完善的空間：首先，學(xué)界對技術(shù)復(fù)雜度的測算僅深入省級層面，省級亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的測度領(lǐng)域仍涉獵不足；其次，大量學(xué)者利用不同方法對服務(wù)業(yè)開放進行了測量和分析，但大多忽視了本國對FDI參股限制這一政策根源角度出發(fā)的研究；最后，雖然部分學(xué)者對服務(wù)業(yè)開放這一熱點內(nèi)容進行了研究，但鮮有學(xué)者測度省級服務(wù)業(yè)開放指標(biāo)，以政策視角為切入點，量化省級層面服務(wù)業(yè)開放整體水平的研究更是鳳毛麟角。有鑒于此，本文可能的創(chuàng)新點如下：一是在修正Schott相似度方法基礎(chǔ)上，構(gòu)建新型測度模型，將出口技術(shù)復(fù)雜度測度范圍細化至省級亞產(chǎn)業(yè)層級；二是結(jié)合政策文件量化服務(wù)業(yè)FDI參股限制發(fā)展過程，克服內(nèi)生性風(fēng)險和涉獵范圍小等問題；三是創(chuàng)新性建立政策視角出發(fā)的、省級服務(wù)業(yè)整體開放水平的測度模型，以完善學(xué)界此類政策領(lǐng)域宏微觀框架。

三、 理論分析與研究假設(shè)

(一) 服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響

考慮到企業(yè)上游服務(wù)要素決定下游制造業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的效率與產(chǎn)出的技術(shù)水平[19]，本文細致整理相關(guān)領(lǐng)域現(xiàn)存文獻和理論，得出服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用機制存在正效應(yīng)和負效應(yīng)。

首先是溢出效應(yīng)。一方面，服務(wù)業(yè)開放促進國內(nèi)外企業(yè)加強業(yè)務(wù)聯(lián)系，有助于國外前沿經(jīng)營理念、先進生產(chǎn)技術(shù)和多角度創(chuàng)新思維流向本國，使得知識和技術(shù)的傳播效率得以提升，即服務(wù)業(yè)開放引致的技術(shù)溢出效應(yīng)，提高了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平[20]，從而促進制造業(yè)國際競爭力及出口技術(shù)復(fù)雜度提升[21]。另一方面，作為在東道國發(fā)揮重要媒介作用的人力資本，通過“干中學(xué)”效應(yīng)提升制造業(yè)的技術(shù)升級和成果轉(zhuǎn)化效率，在優(yōu)化資源配置模式的同時，增強制造業(yè)出口產(chǎn)品的國際競爭力?？梢娙肆Y本的高效流動，進一步深化知識和技術(shù)的溢出效應(yīng)，不僅是一國經(jīng)濟增長的核心動力，還對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度升級具有重要的支撐作用[22]。其次是競爭效應(yīng)。服務(wù)業(yè)開放促進服務(wù)業(yè)FDI水平提升，使得國內(nèi)服務(wù)業(yè)企業(yè)進口更多國外先進產(chǎn)品，這會提高國內(nèi)制造環(huán)節(jié)上游服務(wù)企業(yè)的競爭壓力，迫使其降低服務(wù)業(yè)產(chǎn)品價格，為下游制造企業(yè)帶來了成本降低效應(yīng)，有助于促進制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度升級。此外，競爭壓力使得部分長期保持低效率的企業(yè)及生產(chǎn)環(huán)節(jié)逐漸被高效率企業(yè)和生產(chǎn)環(huán)節(jié)所代替[23]，促進生產(chǎn)要素集中于高水平企業(yè)和高附加值的制造環(huán)節(jié)[24]，提升整體的資源配置效率和技術(shù)創(chuàng)新水平?？梢姺?wù)業(yè)開放在降低制造業(yè)生產(chǎn)成本的同時，倒逼企業(yè)提升綜合實力及生產(chǎn)效率[20-21]，從而實現(xiàn)出口技術(shù)復(fù)雜度的進一步深化。

然而，服務(wù)業(yè)開放對出口技術(shù)復(fù)雜度還存在負向影響。首先，服務(wù)業(yè)開放會降低中國服務(wù)業(yè)市場外資參股限制標(biāo)準(zhǔn)，推動國外高端企業(yè)入駐中國，加劇了本土企業(yè)整體競爭壓力，為此，部分生產(chǎn)率較低、抗風(fēng)險能力較弱的企業(yè)會陷入嚴峻的生存危機，生產(chǎn)效率較高且抗風(fēng)險能力較強的企業(yè)，也會受到一定的利潤沖擊，使得中國企業(yè)在研發(fā)領(lǐng)域缺乏足夠的資金支持，不利于技術(shù)復(fù)雜度的提升。其次，服務(wù)業(yè)開放引致大量高端跨國公司在中國占據(jù)有利市場，并通過限制核心技術(shù)流向中國企業(yè)，阻礙溢出效應(yīng)的充分發(fā)揮，為中國企業(yè)帶來潛在的市場壟斷風(fēng)險[25]?？梢姺?wù)業(yè)開放對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度升級存在抑制作用。

綜上可知，服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度存在正向和負向兩方面效應(yīng)，具體影響作用取決于總效應(yīng)的方向。但學(xué)界大量研究表明，服務(wù)業(yè)開放顯著提高東道國整體出口技術(shù)水平[14-17]，其對經(jīng)濟發(fā)展和技術(shù)進步具有不可忽視的積極影響。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：服務(wù)業(yè)開放有助于提升中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。

(二) 技術(shù)創(chuàng)新與資本存量在二者間的中介作用

一是技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。一方面，自主創(chuàng)新需要資本和人才的雙重投入，服務(wù)業(yè)開放的溢出效應(yīng)在為企業(yè)帶來研發(fā)資源的同時，也幫助企業(yè)吸引置身于海外的本土高端人才回流，推動科研人員規(guī)模和質(zhì)量增長，為本國企業(yè)提升產(chǎn)品研發(fā)水平注入人才動力?；诖?，人力資本透過其“技術(shù)載體”與其流動傳播功能，使得服務(wù)業(yè)開放表現(xiàn)出顯著的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，從而深化制造業(yè)出口技術(shù)內(nèi)涵[26-27]。另一方面，服務(wù)業(yè)開放通過提升國外高質(zhì)量服務(wù)資源對本國制造業(yè)價值鏈上游環(huán)節(jié)的投入水平，促進制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。服務(wù)業(yè)開放政策降低國外前沿服務(wù)資源的引進壁壘，有助于吸收國外多樣化服務(wù)類產(chǎn)品和技術(shù)型外商直接投資，提升制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，尤其是產(chǎn)業(yè)鏈上游各環(huán)節(jié)之間的契合程度，有助于發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)對于深化出口產(chǎn)品技術(shù)內(nèi)涵的重要作用。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2：服務(wù)業(yè)開放通過促進創(chuàng)新水平提升中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。

二是資本存量效應(yīng)。首先，服務(wù)業(yè)開放擴大了國內(nèi)制造業(yè)企業(yè)進口中間服務(wù)投入品的選擇范圍，提升了服務(wù)資源質(zhì)量及專業(yè)化水平，有助于中國企業(yè)獲取世界各國先進的研發(fā)資本，進而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，給制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度帶來積極影響。其次，服務(wù)業(yè)開放在推動技術(shù)和人力資本跨國流動的同時[23-24]，提升外商直接投資水平，為制造業(yè)資本存量的積累奠定了堅實的資本及人才基礎(chǔ)，有助于發(fā)揮高端資源對全要素生產(chǎn)率的支撐作用，從而深化出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度。據(jù)此可以推定，服務(wù)業(yè)開放有助于提升資本存量水平，引致制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的顯著變動。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：服務(wù)業(yè)開放通過促進資本存量水平提升中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。

四、 研究設(shè)計

(一) 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

結(jié)合數(shù)據(jù)可獲得性和減小內(nèi)生性的要求[1]，本文的數(shù)據(jù)主要源自兩個方面：一是服務(wù)業(yè)開放指標(biāo)，本文主要利用2007年、2011年、2015年和2017年在內(nèi)相應(yīng)四個年份的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》、《中華人民共和國服務(wù)貿(mào)易具體承諾減讓表》、2017年國民經(jīng)濟行業(yè)分類代碼和2017年(1)本文將投入產(chǎn)出表和國民經(jīng)濟行業(yè)分類代碼表的年份固定在幾類數(shù)據(jù)來源的交叉年份，即2017年，以克服相關(guān)內(nèi)生性問題[1,28]。中國地區(qū)投入產(chǎn)出表。二是技術(shù)復(fù)雜度指標(biāo)，學(xué)者將國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫中HS2位碼的二十二類產(chǎn)品進行篩選剔除，最終將包括第六到第十三類及第十五到第十八類在內(nèi)的十二類產(chǎn)品納入測算對象[10]。

(二) 變量定義與測度方法構(gòu)建

1. 出口技術(shù)復(fù)雜度。本文基于Schott的相似度模型[6]，并進行以下修正：首先，同時采用HS2位碼和HS4位碼產(chǎn)品的出口總額；其次，將原模型中經(jīng)濟體整體出口總額替換成為納入模型的HS2位碼產(chǎn)品的出口總額，使得技術(shù)復(fù)雜度的測度范圍突破傳統(tǒng)意義上的省級產(chǎn)業(yè)層面，深入制造業(yè)亞產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，進而充分擴大樣本容量，增加本文結(jié)果的穩(wěn)健性。修正后的測度方法如下：

(1)

(2)

其中，F(xiàn)ZDtiq代表t年i經(jīng)濟體的第q類(HS2位碼，下同)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度，Vtip代表t年i經(jīng)濟體p類(HS4位碼，下同)產(chǎn)品的出口額，Vtiq代表t年i經(jīng)濟體q類產(chǎn)品的出口總額，Vtjp及Vtjq分別代表t年j參照國的相應(yīng)變量。目前，美國處在全球創(chuàng)新水平最高的經(jīng)濟體行列中，具有較強的引領(lǐng)作用，此處將技術(shù)參照國設(shè)定為2020年的美國。

2. 省級服務(wù)業(yè)開放度指數(shù)。中國加入世界貿(mào)易組織使得中國服務(wù)業(yè)開放程度逐漸提高，大量關(guān)鍵文件的頒布，從“根源”上體現(xiàn)了中國政府通過降低本國服務(wù)業(yè)FDI參股限制的方式，促進服務(wù)業(yè)全球化發(fā)展。其中，《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》自1995年首次頒布以來分別進行了7次修訂(2)分別為1997年、2002年、2004年、2007年、2011年、2015年和2017年；本文主要參考時期為2007年、2011年、2015年和2017年的指導(dǎo)目錄。，因此，考慮到FDI參股限制政策的變化主要體現(xiàn)在2007年、2011年、2015年和2017年，筆者選取以上四個年份的數(shù)據(jù)進行計量分析。值得一提的是，一方面，考慮到FDI參股限制是中國服務(wù)業(yè)開放的政策落腳點，本文從政策性“根源”視角出發(fā)量化服務(wù)業(yè)開放水平，能顯著減小“過程”和“效果”兩個維度所存在的內(nèi)生性缺陷；另一方面，F(xiàn)DI對中國制造企業(yè)提高核心競爭力及融入國際市場具有重要推動作用，進而顯著影響中國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量和技術(shù)水平。如孫浦陽、杜運蘇以及符大海等的研究均采用了類似的處理方法[28,3,5]，因此，基于FDI參股限制的測度方式具有較強的科學(xué)性及必要性。

由此，省級服務(wù)業(yè)開放水平的量化首先要求深入挖掘國家政策文件中有關(guān)FDI參股限制方面的信息。具體做法如下：一是手工匹配?！锻馍掏顿Y產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》將產(chǎn)業(yè)分為鼓勵型、限制型和禁止型三種類型。參考孫浦陽等的做法[28]，利用《中華人民共和國服務(wù)貿(mào)易具體承諾減讓表》和《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》中對產(chǎn)業(yè)內(nèi)容的具體描述，通過手工匹配將其相關(guān)產(chǎn)業(yè)對應(yīng)到《國民經(jīng)濟行業(yè)分類代碼》的四分位服務(wù)業(yè)代碼中。二是賦值匯總。針對四分位碼下的三種分類，將禁止型、限制型和鼓勵型分別賦值1、0.5和0.25，并參照符大海等的做法[5]，將四分位碼的賦值結(jié)果加總到各門類層面，匹配出四個年份對應(yīng)的按門類劃分的服務(wù)業(yè)外資自由化變量(servicedt)，該指數(shù)越大，表明對FDI參股限制越大，即服務(wù)業(yè)開放程度越低。三是測度模型新建。由于不同省份、不同服務(wù)業(yè)嵌入制造業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的程度不同，且服務(wù)業(yè)開放對不同制造業(yè)企業(yè)的影響程度不同。本文借鑒Bas、Arnold及符大海等的做法[1,29,5]，利用中國地區(qū)投入產(chǎn)出表中各省份服務(wù)業(yè)中間投入占總中間投入比重作為其對下游制造業(yè)影響因子的權(quán)重系數(shù)(Wpcd)。區(qū)別現(xiàn)有文獻，此處創(chuàng)新性利用制造業(yè)產(chǎn)出占比作為各產(chǎn)業(yè)的雙重權(quán)重系數(shù)，并進行兩次加權(quán)平均以得到省級服務(wù)業(yè)整體開放度指數(shù)，具體模型如下：

(3)

其中，Ser_openpt表示中國p省t年制造業(yè)的上游服務(wù)業(yè)開放度指數(shù)，servicedt表示t年d服務(wù)業(yè)外資自由化變量，wpcd表示p省c制造業(yè)使用d服務(wù)要素中間投入占比，bi表示c制造業(yè)產(chǎn)出。Ser_openpt值越小，表明p省服務(wù)業(yè)開放水平越高，對制造業(yè)影響程度越大。

3. 控制變量。此處篩選以下幾種可能對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生影響的變量作為控制變量：(1)外商直接投資水平(fdi)。外商直接投資對中國制造業(yè)具有顯著的示范效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)，投資水平的提升為中國企業(yè)帶來大量資本和技術(shù)，是影響中國制造業(yè)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度變化的重要因素之一，以實際利用外商直接投資額占GDP比重表示。(2)全要素生產(chǎn)率(tfp)。作為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要動力之一，全要素生產(chǎn)率水平的變化將影響該地區(qū)經(jīng)濟增長的質(zhì)量，進而影響制造業(yè)出口產(chǎn)品的技術(shù)內(nèi)涵，以LP法求得。(3)服務(wù)業(yè)集聚(agg_ser)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)在一定區(qū)域內(nèi)部集聚有助于促進企業(yè)間實現(xiàn)資源要素共享，進而充分發(fā)揮企業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，推進企業(yè)提升技術(shù)創(chuàng)新效率，使得制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度受到影響，以區(qū)位熵指數(shù)法求得。(4)金融發(fā)展水平(fin)。金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，其區(qū)域內(nèi)部企業(yè)融資成本較低，即金融發(fā)展為制造業(yè)企業(yè)開辟了融資渠道，有助于推動企業(yè)實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，進而影響制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，以金融存貸款余額的自然對數(shù)表示。

(三) 模型構(gòu)建

本文的主要目的是探究服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，為此，設(shè)置被解釋變量為中國30個地區(qū)12個亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，解釋變量為30個地區(qū)服務(wù)業(yè)開放度指標(biāo)。由此設(shè)定如下計量模型：

us20outtpq=α1+α11Ser_opentpq+γ1Xtpq+γt+γp+γq+εtpq

由表1可知，適用3%征收率的增值稅小規(guī)模納稅人在“營改增”后，流轉(zhuǎn)稅稅負降低了0.1%，所得稅稅負有所提升，但是總稅負呈下降趨勢。由表2可知，適用5%征收率的增值稅小規(guī)模納稅人在“營改增”后，流轉(zhuǎn)稅稅負降低了0.023%，所得稅稅負有所提升，但是總稅負也呈下降趨勢。如果考慮到小規(guī)模納稅人可能享受小微企業(yè)所得稅稅收優(yōu)惠政策，稅負下降更加明顯。

(4)

其中，us20outtpq為制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，Ser_opentpq為服務(wù)業(yè)開放度指標(biāo)，Xtpq為控制變量，γt、γp及γq表示時間、地區(qū)及個體三個維度的固定效應(yīng)，εtpq為隨機誤差項，α1、α11及γ1表示常數(shù)項、核心解釋變量和控制變量的系數(shù)。

五、 實證結(jié)果與分析

(一) 關(guān)鍵變量特征分析

本文測度了除西藏、港澳臺以外30個地區(qū)12個亞產(chǎn)業(yè)(3)十二個亞產(chǎn)業(yè)分別為第六至第十三、第十五至第十八類產(chǎn)業(yè)，限于篇幅，具體名稱可見國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。出口技術(shù)復(fù)雜度。表1報告了中國部分地區(qū)制造業(yè)亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度相似水平均值。由表1可知：一是整體來看，東部地區(qū)的第六、七、九、十一、十二、十三、十五、十六及十八類產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度均值高于全國(除港澳臺、西藏外，下同)和中西部地區(qū)均值，中西部地區(qū)的第八、十和十七類產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度均值高于全國和東部地區(qū)均值，可見中國東部地區(qū)出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度較高；二是從具體數(shù)值來看，第七、九、十二、十六和十八類產(chǎn)業(yè)的全國平均出口技術(shù)復(fù)雜度較高，均超過了0.75，其中，只有第九和十二類為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，其余均為資本密集型，全國平均出口技術(shù)復(fù)雜度較低的產(chǎn)業(yè)分別為第六、八和十一類，均低于0.55，其中最低的是第十一類產(chǎn)品，僅為0.44，其與第八類產(chǎn)品同屬勞動密集型產(chǎn)品?？梢娋C合來看，資本密集型產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度高于勞動密集型。

表1 中國部分地區(qū)制造業(yè)亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度相似水平均值

本文進一步測度了2007年、2011年、2015年和2017年中國省級服務(wù)業(yè)開放度指數(shù)。圖1將4年間中國各地區(qū)按照觀測期間服務(wù)業(yè)開放度指數(shù)均值由低到高(開放程度由高到低)的順序進行排列，考慮到圖片空間的限制以及呈現(xiàn)效果的美觀性，此處僅報告了2007年和2017年兩年間的服務(wù)業(yè)開放度指數(shù)。分析可知：一是從時間維度來看，各地區(qū)的服務(wù)業(yè)開放度指標(biāo)數(shù)值表現(xiàn)出下降趨勢，表明中國服務(wù)業(yè)開放程度逐漸升高；二是從整體水平來看，中國東部地區(qū)服務(wù)業(yè)開放度指標(biāo)數(shù)值低于全國范圍及中西部地區(qū)均值，可見中國東部地區(qū)服務(wù)業(yè)平均開放程度最大；三是從具體省份來看，服務(wù)業(yè)開放程度由高到低排名的前10位分別是江蘇、廣東、浙江、福建、上海、山東、遼寧、北京、天津及河北，可見經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，服務(wù)業(yè)開放程度相對較高。

圖1 中國各地區(qū)2007年、2017年服務(wù)業(yè)開放度指數(shù)

(二) 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報告了在控制時間、地區(qū)和個體的固定效應(yīng)下基準(zhǔn)檢驗的計量結(jié)果，可見服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的回歸系數(shù)為負，且均通過了1%的顯著性檢驗。隨著控制變量的加入，核心解釋變量系數(shù)大小進行微弱變動，但顯著性水平和符號均未改變。由此，服務(wù)業(yè)開放顯著提升制造業(yè)出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，即支持了前文H1和影響機制。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(三) 內(nèi)生性問題處理

1. 工具變量法

考慮到該模型可能存在內(nèi)生性問題，本文通過以下兩種工具變量進行內(nèi)生性檢驗：其一是工具變量1的選取。Arnold等的研究利用中國服務(wù)業(yè)開放水平作為印度服務(wù)業(yè)開放的工具變量[29]，符大海等采用除中國外金磚四國的加權(quán)服務(wù)業(yè)開放水平作為中國的工具變量處理內(nèi)生性風(fēng)險[5]。本文將以下兩方面內(nèi)容納入考慮因素：一方面，作為發(fā)展中大國的金磚五國，各國間經(jīng)濟和社會的發(fā)展階段與發(fā)展模式較為相似，引致金磚五國間始終保持著激烈的競爭關(guān)系，很好地印證了中國與其余金磚四國之間在服務(wù)業(yè)開放政策的制定上必然相互影響，具有較強的相關(guān)性。另一方面，其余金磚四國服務(wù)業(yè)開放程度在理論上并不會直接引致中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度這一領(lǐng)域發(fā)生顯著變化，且暫無文獻證明二者之間存在直接的聯(lián)系，因此有足夠理由推定該工具變量具有較強獨立性。為此，本文此部分利用其余金磚四國加權(quán)服務(wù)業(yè)開放度指標(biāo)(Ser_open_ivpt)構(gòu)建工具變量1，具有較強的相關(guān)性和外生性。其二是工具變量2的選取。結(jié)合施炳展等的處理方法[30]，首先，考慮到異質(zhì)性區(qū)域間服務(wù)業(yè)初始開放水平存在差異，且初始開放指數(shù)越高的區(qū)域，其在開放政策中的受益成果越顯著，使得該地區(qū)政府的持續(xù)開放意愿愈發(fā)強烈，進而影響該地區(qū)后續(xù)開放工作的推進及完善速度，即服務(wù)業(yè)開放的初始水平作為工具變量具有較強的相關(guān)性。其次，考慮到2007年的服務(wù)業(yè)開放水平可能會對2007年的出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生影響，為消除這一不利影響，本文在第二個工具變量的內(nèi)生性檢驗中剔除2007年當(dāng)年的樣本，以2007年初始服務(wù)業(yè)開放水平(Ser_open_ivp,2007)作為工具變量2，對2007年以后的樣本進行實證分析，力求進一步減小2007年數(shù)據(jù)可能存在的內(nèi)生性問題，而2011年、2015年和2017年的技術(shù)復(fù)雜度，在理論上是不太會對2007年的服務(wù)業(yè)開放水平產(chǎn)生作用的，因而該工具變量是相對有效的。結(jié)合已有研究[28，5]，以其余金磚四國加權(quán)服務(wù)業(yè)開放度指標(biāo)構(gòu)建工具變量1的具體方法如下：

(5)

(6)

service_ivpt=∑BserviceBt×w1Bt

(7)

Ser_open_ivpt=∑dservice_ivpt×w2pd

(8)

首先，選取OECD發(fā)布的FDI限制指數(shù)作為其余金磚四國服務(wù)業(yè)開放度的參照指標(biāo)(serviceBt)，其中B表示四國中的一國；其次，構(gòu)建上述權(quán)重系數(shù)w1Bt和w2pd，w1Bt為用B國經(jīng)濟發(fā)展水平相似度表示的加總權(quán)重，w2pd為p省d服務(wù)業(yè)中間投入占總中間投入比重，用p省c制造業(yè)的d服務(wù)業(yè)中間投入(mpcd)占p省c制造業(yè)總中間投入(Mpc)比重的制造業(yè)行業(yè)總值表示；最后，通過上式得到service_ivpt作為其余金磚四國整體服務(wù)業(yè)外資自由度指標(biāo)，進而求得Ser_open_ivpt為t年p省服務(wù)業(yè)開放影響度的工具變量1，將2007年服務(wù)業(yè)開放水平(Ser_open_ivp,2007)作為工具變量2，并同時檢驗兩大工具變量對更換三項被解釋變量后的估計結(jié)果，力求提升各工具變量的科學(xué)性及核心結(jié)論的穩(wěn)健性。

表3報告了利用工具變量1和工具變量2分別進行內(nèi)生性檢驗的2SLS回歸結(jié)果，其中，LM檢驗及F檢驗結(jié)果均表明，結(jié)論不存在過度識別、弱識別和不足識別的情況，即采用的兩大工具變量是合理有效的。此外，服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的負向作用在1%的顯著性水平上穩(wěn)健成立，其作用方向和顯著性水平均不受控制變量的影響，與基準(zhǔn)檢驗所得結(jié)論高度一致。因此，在考慮內(nèi)生性條件下，服務(wù)業(yè)開放提升制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的積極作用依然成立(4)此處進行了更換三種被解釋變量的2SLS檢驗，限于篇幅，結(jié)果存檔備索。。

2. 聯(lián)立方程法

為確保上述內(nèi)生性檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，進一步采用同樣可以克服內(nèi)生性的聯(lián)立方程法進行內(nèi)生性問題處理?？紤]到資本存量是推動中國制造業(yè)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)深化的主要動力之一[10]，利用資本存量水平(ziben)，以方程(4)為聯(lián)立方程的第一個方程，以Ser_opentpq=β1+β11us20outtpq+μ1Ltpq+εtpq為第二個方程。式中Ltpq為控制變量，即資本存量水平。本文的這一做法也參照了陳曉華等的處理方法[31]。表3進一步報告了聯(lián)立方程法的回歸結(jié)果，從結(jié)果可見服務(wù)業(yè)開放指標(biāo)的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負，表明在減少內(nèi)生性風(fēng)險的條件下，基準(zhǔn)結(jié)論十分穩(wěn)健(5)筆者進行了更換解釋變量和更換被解釋變量的聯(lián)立方程法檢驗，結(jié)果存檔備索。。

表3 內(nèi)生性檢驗結(jié)果(6)該表中控制變量“有”表示控制全部的控制變量，限于篇幅無法報告全部結(jié)果，存檔備索。后文控制變量說明與此處相同。

(四) 穩(wěn)健性檢驗

1. 制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度再度量。多年以來，德國和美國共同保持在全球創(chuàng)新水平前列，二者近幾年的數(shù)據(jù)均具有較強的借鑒價值，此部分以2019年美國、2020年和2019年德國的各項出口數(shù)據(jù)替代前文2020年美國數(shù)據(jù)作為參照。表4中列(1)至列(3)報告了服務(wù)業(yè)開放分別對以2019年美國、2020年和2019年德國為參照的制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的2SLS回歸結(jié)果，由結(jié)果可見服務(wù)業(yè)開放的系數(shù)均顯著為負，且均通過了1%的顯著性水平檢驗，驗證了本文基準(zhǔn)檢驗結(jié)果的科學(xué)性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果(7)此處2SLS回歸結(jié)果是有效的，限于篇幅略去相應(yīng)檢驗結(jié)果，存檔備索，后文同。

2. 服務(wù)業(yè)開放再度量。借鑒孫浦陽和杜運蘇等的方法[28，3]，進一步構(gòu)建服務(wù)業(yè)開放度指數(shù)的三個遞進指標(biāo)，進一步驗證服務(wù)業(yè)開放與制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用關(guān)系。首先，在手工匹配環(huán)節(jié)，保持上文完成手工匹配后的分類數(shù)據(jù)不變。其次，在賦值時環(huán)節(jié)，分別進行如下操作：一是對禁止型分類賦值為1，其余全部賦值為0，構(gòu)建指標(biāo)Seropen1；二是對禁止型和限制型均賦值為1，其余全部賦值為0，構(gòu)建指標(biāo)Seropen2；三是對禁止型、限制型和鼓勵型均賦值為1，其余全部賦值為0，構(gòu)建指標(biāo)Seropen3。最后，在代入模型環(huán)節(jié)，將三個遞進指標(biāo)分別代入新建測度模型，進而得到三個對應(yīng)省級服務(wù)業(yè)開放度指標(biāo)。同理，該指標(biāo)越大表示服務(wù)業(yè)FDI參股限制程度越大，即服務(wù)業(yè)開放水平越低。表4中列(4)至列(6)報告了以上三個遞進服務(wù)業(yè)開放指標(biāo)的2SLS回歸結(jié)果，可見三個指標(biāo)的系數(shù)均顯著為負，與基準(zhǔn)檢驗結(jié)果基本保持一致，進一步驗證了上文結(jié)果是穩(wěn)健可靠的(8)筆者還進行了三種遞進解釋變量條件下，更換被解釋變量的進一步檢驗，估計結(jié)果存檔備索。。

3. 加大約束力度。此處將個體和地區(qū)交互項引入實證模型的回歸分析，有助于增加固定效應(yīng)的約束程度，且檢驗結(jié)果與前文保持高度一致，再一次證明本文結(jié)論具有較強的科學(xué)性和穩(wěn)健性。限于篇幅，此處結(jié)果存檔備索。

(五) 異質(zhì)性檢驗

1. 制造業(yè)產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性。本文將制造業(yè)劃分為資本密集型和勞動密集型(9)第八、九、十一和十二類為勞動密集型制造業(yè)，其余為資本密集型制造業(yè)。，表5報告了服務(wù)業(yè)開放對資本密集型產(chǎn)業(yè)和勞動密集型產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的2SLS回歸結(jié)果。其中，資本密集型制造業(yè)回歸中解釋變量的符號和顯著性水平均未改變，表明該促進作用在產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性情況下顯著成立；勞動密集型制造業(yè)回歸中解釋變量顯著性水平降低為5%?？赡艿脑蚴莿趧用芗彤a(chǎn)業(yè)對技術(shù)水平要求較低，使得其對服務(wù)業(yè)開放帶來的技術(shù)和知識外溢效應(yīng)的吸收和利用率較低，由此，服務(wù)業(yè)開放對資本密集型產(chǎn)業(yè)回歸系數(shù)的顯著性水平高于勞動密集型。

表5 異質(zhì)性檢驗結(jié)果(10)針對兩類異質(zhì)性檢驗，筆者分別進行了更換解釋變量和被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果均證實了該結(jié)論是科學(xué)可靠的。限于篇幅，存檔備索。

2. 區(qū)域異質(zhì)性。該部分將地區(qū)分為東部地區(qū)及中西部地區(qū)，表5進一步報告了東部和中西部地區(qū)服務(wù)業(yè)開放對出口技術(shù)復(fù)雜度的2SLS回歸結(jié)果，可見不同區(qū)域的服務(wù)業(yè)開放均可以有效提升制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，進一步驗證上述結(jié)論的可靠性。其中，值得一提的是，中西部地區(qū)回歸結(jié)果中解釋變量的顯著性水平降低為5%，可能的原因是：相比于中西部地區(qū)，東部地區(qū)較為發(fā)達，其整體的經(jīng)濟水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平和服務(wù)業(yè)發(fā)展水平較高，有助于東部企業(yè)充分發(fā)揮服務(wù)業(yè)開放為之帶來的知識和技術(shù)的外溢效應(yīng)，使得東部地區(qū)的服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升效果更加顯著。

(六) 中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)前文理論機制的分析和實證結(jié)果可知，服務(wù)業(yè)開放可能通過提升創(chuàng)新水平和資本存量水平等渠道，顯著促進制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度升級，那么二者間中介作用渠道能否得到驗證呢？為此，首先分析服務(wù)業(yè)開放對創(chuàng)新水平和資本存量水平的影響，再檢驗二者分別對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用效果。具體中介效應(yīng)模型如下：

inno=α0+α1Ser_opentpq+γ1Xtpq+εtpq

(9)

ziben=α0+α1Ser_opentpq+γ1Xtpq+εtpq

(10)

us20outtpq=α0+α1Ser_opentpq+α2inno+γt+γp+γq+εtpq

(11)

us20outtpq=α0+α1Ser_opentpq+α3ziben+γt+γp+γq+εtpq

(12)

其中，inno為各省新產(chǎn)品銷售收入的自然對數(shù)，ziben為利用永續(xù)盤存法測度的資本存量水平。表6報告了中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果，列(1)和列(2)分別顯示服務(wù)業(yè)開放對創(chuàng)新水平及資本存量水平的作用系數(shù)顯著為負，表明其對二者均有顯著的促進效應(yīng)；列(3)和列(4)報告了依次引入創(chuàng)新水平和資本存量水平后的回歸結(jié)果，可見中介變量的回歸系數(shù)均顯著為正，且服務(wù)業(yè)開放水平系數(shù)顯著為負，進而證實了服務(wù)業(yè)開放通過提升創(chuàng)新和資本存量水平促進制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，支持了本文H2、H3及相關(guān)理論機制。

表6 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果(11)筆者進行了更換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗及Sobel檢驗，結(jié)果存檔備索。

六、 結(jié)論性評述

本文基于服務(wù)業(yè)外資參股制度及修正后的Schott相似度模型，考察服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)亞產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用機制，得到的結(jié)論主要有：首先，整體來看，服務(wù)業(yè)開放能有效提高中國制造業(yè)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度，該結(jié)論在多維檢驗中均穩(wěn)健成立。其次，服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的積極作用存在細微的異質(zhì)性特征，主要表現(xiàn)在其對資本密集型產(chǎn)業(yè)的促進作用顯著于勞動密集型；相比于中西部地區(qū)，其對東部地區(qū)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度積極作用較為顯著。最后，從作用渠道來看，服務(wù)業(yè)開放通過提高創(chuàng)新及資本存量水平，有效促進制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度升級。故加快服務(wù)業(yè)開放的改革進程，是實現(xiàn)中國制造業(yè)由“制造大國”向“制造強國”轉(zhuǎn)變，擺脫全球價值鏈“低端鎖定”，進而順應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展趨勢的可行之徑。

基于上述結(jié)論，可以提出如下政策啟示：(1)應(yīng)增加服務(wù)業(yè)試點城市數(shù)量，放寬服務(wù)業(yè)外資準(zhǔn)入限制。地方政府參照開放試點成功案例，在東部沿海地區(qū)及經(jīng)濟發(fā)展水平較高的中西部城市實施服務(wù)業(yè)開放試點戰(zhàn)略；降低市場準(zhǔn)入限制標(biāo)準(zhǔn)，尤其放寬對高端新興服務(wù)領(lǐng)域的外資準(zhǔn)入限制，完善新版市場準(zhǔn)入“負面清單”管理制度。(2)應(yīng)推進中西部地區(qū)服務(wù)業(yè)開放政策，增強勞動密集型產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度提升效應(yīng)。在保持東部地區(qū)技術(shù)復(fù)雜度提升優(yōu)勢的同時，加大對中西部地區(qū)及勞動密集型企業(yè)的研發(fā)投入；招引國外優(yōu)質(zhì)服務(wù)企業(yè)落戶包括成都和重慶等在內(nèi)基礎(chǔ)較好的中西部城市，助力中高端制造業(yè)向中西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移。(3)應(yīng)促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，推動服務(wù)貿(mào)易與新技術(shù)緊密結(jié)合。服務(wù)企業(yè)要掌握智能化技術(shù)與管理經(jīng)驗，加快新基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，發(fā)展與制造業(yè)息息相關(guān)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；培育新興服務(wù)業(yè)，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與互聯(lián)網(wǎng)、人工智能等前沿技術(shù)緊密結(jié)合，破解傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)瓶頸。