服務市場開放對服務業增長的促進效應及其傳遞渠道
——來自服務業上市公司數據的微觀證據

唐保慶 任小燕

(1.南京財經大學 國際經貿學院，江蘇 南京 210023；2.東北林業大學 經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150036)

一、引言與文獻回顧

中國長期存在以制造業高度開放和服務業開放不足并存為特征的“偏向型開放”的開放格局，這就為促進新時代服務業市場高質量發展、推進服務業市場進一步開放提出了要求。雖然決策層和學術界均認為中國的服務業發展離不開更加開放的國際市場，然而中國的服務業市場的真實開放度究竟有多高一直缺乏系統性的研究，尤其對經濟型服務業和教育業為代表的非經濟型公共服務業在開放中的合理水平缺乏深入的探討，這也在服務市場開放影響服務業增長的真實作用上面蒙上了一層迷霧。由于服務貿易僅僅占據國際經濟活動的較小部分，加上服務業政策數據的稀缺性(Scarcity)，有關服務市場政策引發各種經濟效應的文獻較為匱乏(Hoekman,2006)。正因為如此，直到20世紀90年代才出現文獻研究服務業領域的自由化政策對經濟增長的影響(Francois,1990)以及金融服務等局部服務業領域自由化對下游產業增長的影響(Rajan et al.,1998)。

進入21世紀之后，隨著服務經濟的進一步發展，服務經濟相關研究數據的日益完善，服務市場開放所引發的經濟效應日漸受到學術界的廣泛關注。從經濟效應各個細分領域來看，服務業自由化程度對經濟增長的促進作用在經濟轉型國家較早得到了的詮釋(Eschenbach et al.,2006)；之后，學者們把目光轉向了服務市場開放對制造業生產率增長的影響方面，且深刻解析了服務市場開放對制造業生產率增長影響的傳遞渠道，這一傳遞渠道主要表現在國內市場的要素再配置效應(Shepotylo et al.,2015)以及服務市場開放所引入的關鍵要素投入(Arnold et al.,2011)。相關研究結論也得到了跨國經驗數據的支持(Beverelli et al.,2017)。這一階段的研究主要通過量化方法做了精細化的論證，也是對服務業與制造業互動發展思想在開放條件下做的進一步拓展。在國際貿易領域的文獻研究發現，上游服務品的市場開放不僅提高了下游制造業企業出口的概率，還提高了出口商的出口份額，這種促進效應對于高生產率的出口企業作用更強(Bas,2014)；服務市場開放對貨物貿易出口的影響具有較為顯著的外部效應，而且這種促進作用大于服務業部門對自身出口的作用(Li et al.,2017)。從本質上來看，服務市場開放對出口貿易的促進作用大多得益于技術溢出效應和要素配置效應，這些效應提高了出口部門的技術水平和運行效率。此外，另有學者研究了服務市場開放對產業升級以及產業安全的影響(Langhammer,2017；姚戰琪，2013；陳明 等，2016)。

近年來，聚焦于服務市場開放對服務業部門自身發展的文獻逐漸出現。Hagemejer et al.(2014)、Leiren(2015)研究顯示，服務市場開放存在對服務業增長的促進效應。這一研究結論也成為眾多學者呼吁服務市場開放的重要依據。當然，也有部分研究者指出，服務市場的開放可能會對競爭力較弱的經濟體帶來過強的競爭效應，對服務業投資和增長會產生擠出效應(Michel et al.,2012)。從服務市場開放促進服務業增長的傳遞渠道來看，服務市場開放為技術領先型服務業跨國企業進行技術轉移或者從事技術貿易提供了可能，這使得服務市場自由化成為提高服務業競爭力的關鍵制度安排(Corning, 2016)。由此導致的服務市場開放，這會產生服務資源流動以及服務業跨國企業投資活動，進一步帶來行業內的競爭效應和技術溢出效應(Ishido,2017)，從而有效規避東道國服務業企業的重復研發和高風險投入，短期內提高整個服務行業的技術水準(Wilkin et al.,2015)。

很顯然，關于服務市場開放影響服務業增長或者發展的研究才剛剛起步，相關文獻的數量仍然較少，本文的邊際貢獻主要體現在以下四個方面：第一，通過追蹤服務市場開放的經濟效應這一學術熱點，研究了服務市場開放推動中國服務業增長這一重大現實問題；第二，本文通過構建“政策承諾-市場反饋”綜合評價法，為全面測算服務市場開放度提供了新的方法論；第三，深入研究了服務市場開放影響服務業增長的理論機制，并借助于大樣本企業微觀數據經驗檢驗了四個傳遞渠道，這有助于揭開服務市場開放推動服務業增長這一知識“黑箱”，從而彌補了國內服務經濟學領域嚴重缺乏微觀證據的缺憾；第四，以中國加入WTO作為準自然實驗，運用倍差法(DID)和安慰劑檢驗這一研究方法，可以進一步確保研究結論的穩健性。

二、服務市場開放促進服務業增長的傳遞渠道的理論解讀

由于服務市場開放會通過需求維度以及供給維度對服務業增長形成復雜的影響，其中蘊含著多元化的傳遞渠道和作用機制。

(一)服務市場開放引致創新激勵效應

服務市場開放對服務業增長的影響首先體現在需求側，即服務市場開放會引發服務品的市場需求量瞬間增大。為了能夠在市場中保持長期的競爭力，服務業企業會增加創新投入、提高服務品質量或者提供新穎的服務模式，這些是持續占領迅速擴大的服務業市場的關鍵戰略選擇。企業面臨的潛在需求規模越大，服務業企業在創新投入方面增加投資的激勵越強(Mudambi et al.,2007)。服務市場開放為服務業企業提供超常市場需求規模的同時，還會通過引入國外服務業企業而引發更加激烈的市場競爭。產業組織理論認為，趨于競爭型的市場結構是迫使企業增加創新投入或者改進經營模式的一個重要觸動機制。Chalioti et al.(2017)的研究表明，激烈的市場競爭所引發的創新投入爆發式增長不僅會推動服務業的增長，還會改善服務行業的內部結構，使得知識密集型服務業占比上升。由此，一個邏輯上的判斷是，通過增加創新投入而取得成功的服務業企業不僅能夠鞏固其原有市場地位，而且還能夠借助于服務市場開放的契機進入更加廣闊的國際市場，這種潛在激勵會構成服務業企業開展創新活動的動力。綜上，本文提出理論假說1。

理論假說1：服務市場開放所帶來的服務品需求規模瞬間增大會激發服務業企業加大創新投入，同時服務市場開放所推動的競爭型市場結構也會觸發服務業企業的創新投入激勵，進而促進服務業增長。

(二)服務市場開放產生人力資本積累效應

相比于傳統行業，人力資本在服務業這一特定行業中發揮著更加積極的作用(Acs et al.,2004)。在服務業開放條件下，外部服務業企業進入本土市場通常會采納本土化競爭戰略，服務業跨國企業較為完善的培訓體系能夠有效提高本土人員的人力資本水平，而且這種人力資本的積累過程廣泛存在于跨境支付和商業存在模式之中。一旦服務業跨國企業的本土人員通過正常途徑流入本土服務業企業之后，原先積累的人力資本則會進一步滲透到本土服務業企業。即使不發生服務業企業之間的人員流動，服務業跨國公司在積累人力資本方面的成功經驗也會被本土服務業企業所模仿，這種自我強化的方式也會增加人力資本的存量。對于自然人流動模式而言，雖然這種模式更多地依靠個人行動向本土提供服務，但是蘊含于其中的一對多甚至一對一的服務提供模式，也會對本土人員的人力資本積累產生積極的作用(Dias et al.,2014)。Netten et al.(1999)通過對英國醫療行業的大樣本數據調查發現，醫療行業的自然人流動是提升英國本土人力資本的重要途徑。不僅如此，服務市場開放度的提高也為中國的服務業企業和個人“走出去”提供了便利，上述人力資本積累機制在國外市場同樣得以運轉，并且對中國的服務業增長形成反向促進作用。由此，本文提出理論假說2。

理論假說2：服務市場開放通過“引進來”和“走出去”兩種相反的方式極大地促進了本國服務業領域的人力資本積累，人力資本積累對于促進服務業的增長尤其是高端化發展提供了積極的支持。

(三)服務市場開放的技術溢出效應

首先，服務市場開放條件下的服務業企業會面臨更加激烈的市場競爭，出于生存和進一步發展的需要，服務業企業會在企業組織、人員配備以及服務模式等諸多方面向競爭對手選擇性學習，由此形成的“干中學”(Learning by Doing)效應，這有助于提高企業的全要素生產率(Symeonidis,2008;Buccirossi et al.,2013)，促進服務業的增長。其次，在服務市場開放條件下，國外的先進服務業企業有更高的概率向本土服務業企業輸入技術，尤其國外企業屬于技術生命周期后期而國內企業屬于技術生命周期前期的技術(Newman et al.,2015)，這導致國內企業開展自主創新的成本大幅度下降，自主創新成功的幾率也會相應上升。最后，隨著服務市場開放度的提高，進入本土的服務業跨國企業出于全球資源尋求(Global Sourcing)的需要，通常會尋覓一些本土的上下游合作企業。由于服務品提供或者服務鏈合作大多具有“一對一”的獨特性，被服務業跨國企業遴選出的本土服務業企業會獲得與技術領先企業近距離接觸的機遇，雙方企業在完善合作模式的近距離交流中能夠采取較為相同的技術標準和管理模式(Rainer et al.,2015)，甚至本土服務業企業能夠獲得服務業跨國企業的技術幫扶。由此，本文提出理論假說3。

理論假說3：服務市場開放為本土服務業企業提供了更多的與服務業跨國企業交流和碰撞的機遇，本土服務業企業能夠通過“干中學”、技術輸入以及上下游服務鏈合作等途徑獲得技術溢出，進而促進本土服務業增長。

(四)服務市場開放形成資源優化配置效應

首先，服務市場開放為服務業企業在更大的市場空間中尋求資源提供了條件。要素投入是服務業企業經營過程中的必然環節，高端創意和技術等要素的投入能夠提高服務品的質量，低端要素投入能夠降低企業的經營成本(Elia et al.,2014)，服務市場開放為服務業企業尋求各類合意的資源提供了較大的取舍余地。其次，服務市場開放提高了服務業企業的資源分配效率。服務業企業在全球范圍內尋求各類資源會面臨資源配置的問題，資源配置的邊際效用遞減規律要求企業在不同地區和不同部門的資源配置邊際收益趨于均等化，以便實現整體收益最大化。服務市場開放為服務業企業提供了較大的地域空間和經營范圍，這有效地降低了資源邊際效用遞減的速度，有助于提高企業的單位資源的邊際價值。最后，服務市場開放為服務業企業對企業內部資源和業務的增減提供了決策依據。分工和專業化生產幾乎被認為是企業提高核心競爭力的必然選擇，服務市場開放所帶來的離岸外包機會能夠進一步推動服務業企業專注于自身的核心領域(Munch et al.,2009)，而把非核心業務切割在企業之外，由此提高服務業企業對有限資源的配置效率。因此，本文提出理論假說4。

理論假說4：服務市場開放為服務業企業提供了廣闊的資源配置空間，服務業企業能夠以較低的成本開展資源尋求、資源分配以及資源增減決策，進而提高了有限資源的配置效率。

三、服務市場開放度的測算

現有測算服務市場開放度的通行做法主要包括兩類：一是遵循Hoekman(1995)的頻度測量法；二是遵循以服務市場的對外依存度表征服務市場的開放度(Mattoo et al.,2006;El Khoury et al.,2006)。

頻度測量法準確地捕捉了服務市場開放的政策承諾(即開放的“主觀意志”或者“原像”)，服務市場依存度方法在一定程度上以“市場反饋”的結果度量了服務市場開放的水平(即開放的“客觀效果”或者“鏡像”)。兩種方法的不足之處均表現在：片面地選取了服務市場開放水平的測算維度，即從政府的政策源頭出發測算服務市場開放度，實際上難以兼顧服務業企業作為微觀主體對服務市場開放的態度和實際參與能力；同時，從服務市場依存度結果維度出發測算服務市場開放度，實際上忽視了一個國家在服務市場開放問題上的態度、過程和政策。為此，本文構建了“政策承諾-市場反饋”綜合評價法，對現有的兩種測算方法進行取長補短。

(一)運用頻度測量法對開放承諾賦分

我們借鑒姚戰琪(2013)的方法，對Hoekman(1995)的頻度測量法進一步細化，并對《服務貿易總協定》和《中華人民共和國與東南亞國家聯盟成員國政府全面經濟合作框架協議服務貿易協議》開放承諾的等級做更為細致的分類：“不做承諾”得分為0，發放許可證的“限制”得分為0.1，審慎性的“批準標準”得分為0.2，低于50%的外國資本建立限制得分為0.3，高于50%的外國資本建立限制得分為0.4，業務范圍的部分限制得分為0.5，企業形式的部分限制得分為0.6，地域范圍的部分限制得分為0.7，開放時間的階段性限制得分為0.8，其它程度較小的限制得分為0.9，沒有任何限制得分為1。根據WTO的分類標準，服務業共包含12大類部門160子部門，各子部門在中國經濟中的體量占比不同，本文運用占比設計出不同的權重并且運用加權平均法進行計算，這有助于提高測算精準度。但是由于我們難以獲得準確的各子部門占比數據，因此，我們以算術平均法代替加權平均法。

(二)對《外商投資產業指導目錄》的開放承諾賦分

中國于1995年頒布了《外商投資產業指導目錄》，隨后分別在1997年、2002年、2004年、2007年、2011年、2014年、2015年、2017年和2019年不定期地進行修訂和調整。對于尚未發布新目錄的年份，我們以前面最近年份的《外商投資產業指導目錄》作為代替。我們分別對四類政策進行賦分為0分(禁止)、1分(限制)、2分(未注明)和3分(鼓勵)，分值越高，表明某一子行業的開放度越高。由于《外商投資產業指導目錄》并未給出類似于國民經濟行業分類的明確行業劃分標準，我們從國民經濟行業分類三位碼出發，借鑒孫浦陽(2015)的方法，采用手工匹配的方法與《外商投資產業指導目錄》進行對接。隨后，根據先前的賦分原則以及三位碼行業在禁止、限制、未注明以及鼓勵四種情形中的歸屬結果，計算綜合得分。在計算綜合得分的過程中，一個較為理想的方法是，根據三位碼行業的行業規模開展加權平均計算，但是受到行業規模數據不可獲得性的限制，我們采用了簡單的算術平均予以替代，進一步得到了大類服務行業的開放程度。

(三)對服務市場依存度進行全面修正

Kuznets(1960)的研究表明，一國貿易依存度與該國的國民收入(即經濟規模)呈負相關關系。具體而言，倘若A國與B國“合并”成一個統一的國家(簡稱為AB國)，原先兩個單獨國家的國際貿易額會轉化為國內貿易額，那么AB國的貿易依存度必然趨于下降。我們借鑒許統生(2003)的經濟實體單元化的思想，假定整個世界經濟由N(N>1)個完全相同的經濟單元構成，不同數量的經濟單元形成了不同經濟規模的國家。假定一個經濟單元的GDP為G，它向每一個其它經濟單元的出口額為e，那么該經濟單元的出口依存度i=e(N-1)/G。現在假定由m個經濟單元構成一個國家，其出口依存度可以表示如下：

(1)

進一步地，忽略各服務行業規模的大小也會影響傳統服務業依存度的計算精度(例如，倘若服務行業Ⅰ的規模遠大于服務行業Ⅱ的規模，即使兩個行業的開放度完全相同，但是在運用傳統的貿易依存度進行計算時，服務行業Ⅰ的計算結果也會遠遠大于服務行業Ⅱ的計算結果)。因而，我們用服務業增加值代替傳統貿易依存度公式中的GDP。

通過上述三個步驟分別計算出三個層面的服務市場開放度，隨后運用熵值法計算出合成的指標。為了得到符合直觀感受的測算結果，我們最后對服務市場開放度做了標準化處理，使其變動范圍介于0～1之間。

四、經驗檢驗

(一)計量模型構建

本文主要研究服務市場開放對服務業增長的促進作用，同時考慮到服務業增長還會受到其它因素的影響，因此納入現有文獻識別出的其它影響因素，構建計量模型如下：

Servicei,j,k,t=β0+β1×Openj,t+Φ×Xi,j,k,t+γi+υt+εi,j,k,t

(2)

其中，因變量Servicei,j,k,t表示服務業增長(下文對此詳細說明)；Openj,t為服務市場開放度；Xi,j,k,t為控制變量集合；下標i、j、k、t分別表示企業、行業、地區、時間；β0、β1為擬合系數；Φ為擬合系數集合；γi為企業固定效應；υt為時間固定效應；εi,j,k,t為隨機擾動項。

由于我們構建的計量模型是受到經濟增長理論的啟發，為了得到更為精準的估計結果，我們引入以下影響因素作為控制變量：(1)勞動力投入(Labori,j,k,t)，本文以服務業企業的員工數量反映勞動力投入(做取對數處理)。(2)資本投入(Capitali,j,k,t)，本文基于服務業企業的歷年固定資產投資數據，運用永續盤存法計算資本存量(以2000年為基期做取對數處理)。(3)基礎設施(Infrastructurek,t)，本文以能夠反映信息化建設的網絡普及率表示基礎設施水平。(4)市場化程度(Marketk,t)，本文的市場化程度指標來源于歷年《中國市場化指數》，缺失數據用回歸方法補充得到。(5)收入水平(Incomek,t)，本文以城鎮居民家庭人均可支配收入、農村居民家庭人均可支配收入、城鎮人口以及農村人口數據為基礎，利用加權平均法測算出的人均可支配收入反映收入水平(以2000年為基期做取對數處理)。(6)制造業規模(Manufacturek,t)，對于某一個服務業企業而言，除了當地的制造業企業與之發生業務聯系以外，其它地區的制造業也會隨著與該服務業企業之間空間距離的加大而與之產生逐漸弱化的聯系，所以必須同時考慮服務業企業所在地區和其它地區的制造業發展水平，為此，我們根據Hansen(1959)的建議，通過計算服務業企業所在地區與周邊其它地區的空間距離，折算出服務業企業真正面臨的制造業規模。(7)上市公司的上市持續期(Lastingi,j,k,t)，理論上而言，上市公司是所有企業中較為優秀的企業，而且上市的年份越早(即持續期越長)，該公司在行業中的影響力越大，甚至品牌效應越顯著，在經營過程中越能夠整合資源。本文以樣本所在的年份減去該公司上市(IPO)年份的差額作為上市持續期。

在以上自變量中，勞動力投入、資本投入、人力資本和上市持續期所涉及的服務業企業微觀數據來源于萬得資訊數據庫，基礎設施、收入水平所涉及的省級數據來源于各省份《統計年鑒》和《新中國六十年統計資料匯編》，市場化程度所涉及的省級數據來源于歷年《中國市場化指數》。由于近年來國家統計局和地方統計局紛紛取消公布制造業增加值數據，因此，本文出于統一口徑的考慮，采用工業增加值代替制造業增加值，數據來源于各省份《統計年鑒》。

本文以服務業增加值作為服務業增長的指標。對于服務業增加值數據，我們基于“增加值=勞動者報酬+生產稅凈額+固定資產折舊+營業盈余”這一公式進行計算，其中，生產稅凈額=生產稅-生產補貼。需要說明的是，中國的“營改增”是漸進式推進的，因此我們會根據不同階段做稅收的甄別，對已經納入“營改增”范圍的服務業企業不考慮營業稅，取而代之的是考慮增值稅。因變量所涉及的數據來源于萬得資訊數據庫。

(二)對內生性的處理

雖然本文考察的對象是服務業企業，但是這些服務業上市公司是各經濟領域中較為優秀的企業，它們在行業中通常擁有較強的話語權。由于企業價值鏈這種現代組織形態的存在，上市公司本身以及與上市公司相關聯企業的發展狀況很可能會引領整個行業的發展動向，它們完全有可能對宏觀政策產生影響，這就有可能給我們的研究帶來內生性問題。

針對內生性問題，我們將通過三種方法加以解決：第一，用服務市場開放的滯后一期項進入計量模型，進而運用OLS方法進行估計；第二，運用系統GMM(Sys-GMM)方法進行估計；第三，尋找恰當的工具變量，并且使用2SLS方法進行估計。同時運用以上三種方法處理內生性問題，能夠較好地考察研究結論的穩健性。

為了選取同時滿足相關性和外生性兩個條件的工具變量，我們借鑒Autor et al.(2013)選取相似國家經濟變量作為工具變量的思想，篩選出立陶宛的服務市場開放度作為本文的工具變量。首先，在相關性方面，立陶宛于2001年5月31日加入WTO，與中國加入WTO的時間十分接近。立陶宛的服務業發展水平較為落后，服務業在國民經濟中的比例在全球所有國家中相對也相對較低，常年在50%～60%之間。因此，立陶宛政府為了防止加入WTO對本國經濟造成嚴重沖擊，不僅為保護本國的農業而據理力爭，而且在服務業領域也設置了重要的保護措施，其中一項即為類似于中國的“過渡期”。因此，我們認為立陶宛的服務市場開放程度與中國的服務市場開放度滿足相關性的要求。

其次，外生性方面，一是立陶宛地處東歐，與俄羅斯、白俄羅斯以及波蘭接壤，立陶宛與中國的空間距離長達6557.29公里(以兩國首都之間的距離為計算依據)，其服務市場開放政策難以受到中國服務業上市公司的影響；二是中國的服務業企業真正實施“走出去”戰略實際上開始于21世紀，不僅步伐較為緩慢，而且大型的服務業上市公司通常選擇美國、日本和西歐等服務業市場開放度相對較高的國家(地區)作為進駐目的地，或者選取東南亞這些地理上較為臨近的地區作為進駐目的地，立陶宛并非服務業上市公司首選的進駐目的地。綜合以上兩點，我們認為，中國的服務業上市公司的發展無法影響立陶宛的服務市場開放進程。此外，我們認為立陶宛的服務市場開放只能通過中國的服務市場開放這條渠道作用于中國服務業上市公司的增長，其理由是：第一，當一個國家加入WTO之后，世界貿易組織會定期對該成員在市場開放方面的努力進行審議，由于世界經濟在特定階段會呈現不同的特點，世界貿易組織也期待各成員采取較為一致的行動應對世界經濟中的“危機”，因而世界貿易組織對“入世”時間越接近的成員所采取的審議標準也較趨同(Kapoor,2004)。由于立陶宛加入WTO的時間略早于中國，因此世界貿易組織對立陶宛的審議標準和結果可能會影響中國，即立陶宛在服務市場開放方面的實踐很可能成為中國履行承諾的參照，這就導致立陶宛的情況在一定程度上影響中國的服務市場開放進程。第二，自從中國與立陶宛建交以來，雖然兩國能夠保持正常的經貿合作、文化交流以及軍事往來，但是兩國未能簽署影響力較大的經貿協議(尤其是服務業方面的合作協議)，因此立陶宛的服務市場開放難以直接影響中國服務業上市公司的發展，只能通過中國對立陶宛服務市場開放方面的經驗借鑒方式而間接作用于中國服務業上市公司的增長。基于上述原因，我們認為立陶宛服務市場的開放程度是中國服務市場開放程度的一個合適工具變量，而且為了能夠進一步確保該工具變量的外生性，我們以第t-1期的立陶宛服務市場開放度作為第t期的中國服務市場開放度的工具變量，此外，為了便于對工具變量做過度識別檢驗，我們最終以第t-2期和第t-1期的立陶宛服務市場開放度作為第t期的中國服務市場開放度的工具變量。

(三)檢驗結果及分析

1.對初步回歸結果的分析

表1報告了運用多種回歸方法研究的服務市場開放影響服務業增長的結果。為了得到更加全面和細致的研究結論，我們先后以增加值、營業收入和營業盈余作為因變量。

表1 服務市場開放影響服務業增長的基本回歸

表1回歸結果表明，不論運用哪一種方法進行回歸，服務市場開放對服務業增長的影響都在1%水平上通過了顯著性檢驗，服務市場開放有助于推動服務業增長這一論斷基本得到了證實。特別地，列(5)、列(6)是運用立陶宛服務市場開放度為工具變量的估計結果，估計結果顯示，既不存在弱工具變量，也不存在過度識別的問題。第一階段回歸的結果顯示，立陶宛服務市場開放度對中國服務市場開放度的影響通過了5%顯著性水平的檢驗(1)受到表格空間的限制，我們省略了第一階段回歸，回歸結果備索。。此外，列(7)、列(8)分別以營業收入、營業盈余為因變量的輔助性回歸結果也十分理想，服務市場開放同樣對服務業增長產生了顯著的促進作用，各項檢驗指標也都符合要求。基于以上分析，中國的服務市場開放措施對服務業的增長發揮了積極的促進作用。

2.對分類回歸結果的分析

為了能夠獲得更加深入和精細的研究結論，我們按照地區、企業規模、要素密集度以及所有制性質等四個標準對服務業企業進行分類，為提出更加具有針對性的政策措施提供經驗證據。

(1)地區異質性檢驗。在按照地區進行分類的過程中，我們以西部地區作為參照組，分別設置東部地區(East)和中部地區(Central)兩個虛擬變量，進而構建Open×East和Open×Central兩個交互項。具體回歸結果見表2。

表2 服務市場開放影響服務業增長的地區差異回歸(2SLS估計)

表2回歸結果顯示，Open的回歸系數全部通過顯著性檢驗，服務市場開放對服務業增長的促進作用得到再次論證。Open×East和Open×Central的回歸系數為正，也通過了1%或者5%顯著性水平的檢驗，這表明服務市場開放對東中西部地區服務業企業增長的促進作用呈現出分化特征，服務市場開放對東中部地區服務業企業增長的作用大于對西部地區服務業企業的作用。其中的原因可能在于，東中部地區的服務業市場競爭更為激烈，東中部地區生存下來的服務業企業具有相對更強的適應能力和學習能力，由此，服務市場開放政策會導致東中部地區的服務業企業與西部地區形成有偏的學習效應和知識型技術進步，東中部地區的服務業企業能夠更好地得益于服務市場開放政策，因此上述差異并不是由東中西部地區的地區“自然屬性”所引發的。Winston et al.(2015)的研究也較好地佐證了這一點，即由于企業的吸收能力存在差異，服務市場開放對經濟發達地區服務業企業資源配置效率的影響大于對其它地區服務業企業資源配置效率的影響。

為了證明這一點，我們重新以省會城市(Provincial Capital)以外的城市為參照組，研究服務市場開放對省會城市和非省會城市服務業企業增長的差異(2)為了簡化起見，我們把北京、天津、上海以及重慶四個直轄市作為省會城市處理。。結果顯示，服務市場開放更加能夠促進省會城市服務業企業的增長。由于省會城市大多是一個省份的經濟中心，能夠在省會城市這樣較為發達的市場體系生存下來的服務業企業，通常具有較高的生產率和較強的學習能力(3)我們的計算表明，在樣本期間內，省會城市服務業企業的全要素生產率平均值是其它城市服務業企業的2.071倍。，因此這些服務業企業與日益開放的服務市場環境能夠形成更好的匹配，從服務市場開放中獲得更多的經濟溢出。進一步地，省會城市服務業企業從服務市場開放中獲得的增長效應越大，其對服務市場開放的適應能力越強，由此形成累積循環效應。由此，我們進一步確信，服務市場開放促進東中西部服務業企業增長的差異根源在于不同地區服務業企業對服務市場開放這一政策的異質性“吸收能力”，而非“自然屬性”意義上的異質性。

(2)企業規模異質性檢驗。由于不同規模的服務業企業對服務市場開放的響應機制可能有所差異，我們接下來研究服務市場開放對不同規模服務業企業增長的影響差異。我們參照工業企業劃分規模大小的標準(以銷售額為劃分標準)，先計算出每一個服務業企業在樣本期間內的規模平均數Si，隨后計算各行業所有公司在樣本期間內規模的平均數Sall，倘若某公司的規模Si與對應行業規模Sall的關系是Si>Sall，那么該企業被界定為大企業，否則為中小企業。具體回歸結果見表3。

表3 服務市場開放影響服務業增長的企業規模差異回歸(2SLS估計)

表3的結果顯示，服務市場開放對服務業增長的影響顯著為正，結果較為穩健。我們最關心的變量Open×Big的系數在1%水平上顯著為正，可見服務市場開放對大型服務業企業增長的促進作用大于對中小型服務業企業增長的促進作用，服務市場開放能夠使大型服務業企業受益更多。對此我們的理解是，相比于中小型服務業企業，大型服務業企業具備較為充裕的資金和高端人才，在服務市場開放的過程中面臨激烈的國際市場競爭時有較強的能力開展創新和研發活動，即來自海外的橫向競爭和正面對抗反而能夠通過倒逼機制促使本土大型服務業企業開展創新活動或加大人力資本投資，進而提升其競爭力(4)我們還以規模的中位數作為企業規模劃分的標準，檢驗結果與以規模的平均值為標準的結果幾乎相同。。

由于本文的樣本期間為1999—2017年，發展較快的企業可能會從小型企業演變為大型企業，反之亦然，這會導致特定企業的規模歸屬內生于服務市場開放。因此，我們以企業剛剛上市年份的規模與對應行業所有企業的平均規模進行比較，以判斷該企業到底是大企業還是小企業。結果依然表明，大型服務業企業確實能夠更多地得益于服務市場開放，從而獲得了更加明顯的增長。

(3)要素密集度異質性檢驗。接下來，我們按照要素密集度的差異，把服務業企業劃分為知識密集型和非知識密集型兩類，以考察服務市場開放對不同要素密集型服務業企業增長的差異。由于知識密集型企業的核心競爭力在于其掌握的技術和知識，而且技術和知識的存量與R&D投入呈正相關關系(Bournakis et al.,2018)。因此，我們以R&D存量(以永續盤存法計算)與勞動力數量的相對數作為要素密集度的衡量指標，以比較樣本期間內單個服務業企業和所有企業的人均R&D存量的平均值RDi和RDall，當RDi>RDall時，該企業被界定為知識密集型服務業企業。具體結果見表4。

表4 服務市場開放影響服務業增長的要素密集度差異回歸(2SLS估計)

表4回歸結果表明，Open×Knowledge的回歸系數并未全部通過顯著性檢驗，說明知識密集型服務業企業相比于非知識密集型服務業企業而言，并未從服務市場開放中獲益更多。一種可能的解釋是，非知識密集型服務業企業的核心競爭力在于低成本運作和規模經濟(Jouini et al.,2014)，它們與國外同類企業的差距較小，這導致本國非知識密集型服務業企業與本國知識密集型服務業企業相比未必存在比較劣勢，使得知識密集型服務業企業在服務市場開放條件下未能擴大對非知識密集型服務業增長固有的領先優勢。

類似地，服務業企業的要素密集度水平也可能內生于服務市場開放。因此，我們以上市初期的要素密集度狀況判斷服務業企業屬于知識密集型抑或非知識密集型。回歸結果進一步表明，相比于非知識密集型服務業企業而言，知識密集型服務業企業并沒有從服務市場開放政策中增長的更快。換言之，服務市場開放未能促進中國服務業上市公司的內部結構向知識密集型方向進行轉化。

(4)企業所有制異質性檢驗。我們進一步以企業所有制為標準把服務業上市公司劃分為國有企業(包括中央國有企業和地方國有企業)、外資企業和民營企業三類。我們以民營企業(Private)作為參照組，分別設置國有企業(State)和外資企業(Foreign)兩個虛擬變量。具體結果見表5。

表5回歸結果顯示，Open×State的回歸系數顯著為正，表明國有企業比民營企業在服務市場開放的條件下實現了更快的增長，Open×Foreign的回歸系數也顯著為正，即服務市場開放對外資企業增長的促進作用大于民營企業。我們的理解是，國有企業比民營企業具有更大的規模和更強的經濟實力，在服務市場開放的“競爭效應”條件下能夠投入更多的創新資源以提高市場競爭力。在1999—2017年期間，國有服務業企業的R&D投入平均值是民營服務業企業R&D投入平均值的2.278倍。此外，國有企業能夠在更大的市場空間中發揮規模經濟作用，而民營企業可能在國內都尚未充分實現規模經濟，即使面臨更大的市場空間，其資源利用效率也會因為“資源稀釋”的緣故而難以得到提升(Porter,1990)。在開放進程不斷推進的情形下，這些外資企業能夠與母公司在更加廣闊的市場范圍內進行全球資源尋求(Shepotylo et al.,2015)活動，并通過提高資源配置效率和全要素生產率促進企業的增長。

表5 服務市場開放影響服務業增長的企業所有制差異回歸(2SLS估計)

需要說明的是，雖然在Open×State和Open×Foreign的兩個回歸系數都顯著為正的前提條件下可以直接比較兩個系數的大小，但是兩個系數的差異，即0.201(由0.825減去0.624計算而得)和0.303(由0.811減去0.508計算而得)能否通過顯著性檢驗則是無法保證的。為此，我們參照伍德里奇(2007)的建議，以外資企業作為參照組，分別設置國有企業(State)和民營企業(Private)兩個虛擬變量及其與Open的交互項重新進行回歸。從回歸結果來看，Open×State的回歸系數為負，而且通過了10%的顯著性檢驗，進一步證明了服務市場開放對外資企業增長的促進作用大于對國有企業增長的促進作用這一結論。

(四)對傳遞渠道的檢驗

前文的理論分析認為，服務市場開放分別通過創新激勵效應、人力資本積累效應、技術溢出效應和資源優化配置效應四個渠道促進了服務業增長。本部分將借助于經驗檢驗的方法對上述傳遞渠道進行量化分析，以揭開服務市場開放影響服務業增長的“黑箱”。

我們借鑒Cutler et al.(2010)的識別方法，即在模型(2)的基礎上添加渠道變量Ci,j,k,t，構建新的計量模型如下:

Servicei,j,k,t=α0+α1×Openj,t+α2×Ci,j,k,t+Φ×Xi,j,k,t+γi+υt+εi,j,k,t

(3)

為了考察檢驗結果的穩健性，本文還將借助于學術界另一種通行識別方法，即以核心自變量和反映傳遞渠道的“渠道變量”做交互項，借助于交互項的回歸系數識別傳導機制是否顯著成立。

對于創新激勵效應而言，我們以服務業企業的R&D投入存量反映創新行為。對于人力資本積累效應而言，我們用服務業企業的人均受教育年限這一指標表征人力資本。對于技術溢出效應而言，學術界大多通過計算TFP來考察技術溢出效應是否存在，由于萬得資訊數據庫缺乏完善的服務業企業的中間投入數據，難以運用LP法進行測算，因此我們選擇OP方法。對于資源優化配置效應而言，我們使用“平均資本效率”(即“增加值t/Kt”)作為企業資源配置效率的代理變量，為了做穩健性檢驗，我們還使用“營業收入t/Kt”和“營業盈余t/Kt”作為企業資源配置效率的代理變量。

對于創新激勵效應和人力資本積累效應兩個傳遞渠道而言，我們將借助于模型(3)進行檢驗。對于技術溢出效應和資源優化配置效應兩個傳遞渠道而言，由于這兩個渠道的計算指標都涉及增加值數據，運用模型(3)進行檢驗則會引入內生性，因此我們將以兩個渠道變量分別作為因變量，設立相應的計量模型進行檢驗。

表6 服務市場開放影響服務業增長的渠道分析：創新激勵效應(2SLS估計)

不僅如此，我們還基于學術界廣泛運用的交互項方法識別創新激勵效應，回歸結果如表6的列(5)所示。很顯然，Open×Innovation的系數顯著為正，表明創新活動會隨著開放度的不斷提升而有所強化。由此，本文的理論假說1得到了證實，即創新激勵效應是服務市場開放推動服務業增長的顯著渠道。

人力資本積累效應的回歸結果如表7所示，回歸結果列(3)是在列(1)的基礎上加入人力資本渠道變量的結果，列(4)是在列(2)的基礎上納入人力資本渠道變量的結果。

表7 服務市場開放影響服務業增長的渠道分析：人力資本積累效應(2SLS估計)

實際上，人力資本的積累也會推動企業的創新，因此把創新激勵效應和人力資本積累效應同時納入模型中進行識別，考察兩者的累計作用可以撇除它們各自在推動服務業增長過程中重疊的效應，這是一個有意義的嘗試。然而，由于包含R&D數據的樣本相對較少(表6中僅有3458個觀測值)，部分企業人力資本數據的缺失也導致一定程度的樣本損失(表7中的觀測值為7062)，同時包含R&D數據和人力資本數據的樣本則更少，不具有代表性，而且樣本量的差異會導致回歸的結果與表2、表3的結果缺乏可比性，因此我們放棄了這一研究設想。

關于技術溢出效應和資源優化配置效應的回歸結果合并于表8中，列(1)和列(2)顯示，服務市場開放的回歸系數顯著為正，即服務市場開放產生了顯著的技術溢出效應，這構成了推動服務業增長的重要因素。由此，本文的理論假說3得到了證實。

表8 服務市場開放影響服務業增長的渠道分析：技術溢出效應和資源優化配置效應(2SLS估計)

列(3)和列(4)以“增加值t/資本t”刻畫“平均資本效率”，以此作為資源配置效率的代理變量，結果表明，服務市場開放的回歸系數通過了5%水平的顯著性檢驗，即服務市場開放有助于推進資源的優化配置，進而促進服務業增長，這與本文的理論假說4吻合。回歸列(5)和列(6)分別以“營業收入t/資本t”和“營業盈余t/資本t”作為資源配置效率代理變量，回歸結果顯示，服務市場開放在列(5)中通過10%水平的顯著性檢驗，在式(6)中通過了15%水平的顯著性檢驗。總體而言，列(3)～(6)中Open的回歸系數的顯著性水平較好，可以認為服務市場開放顯著地提高了資源的優化配置效應。

五、以“入世”作為外生沖擊的進一步分析：基于DID方法

(一)基于“入世”精準時點的檢驗

“入世”對于中國的服務市場開放是一件十分重大的標志性事件，它是中國服務市場實質性開放的一個重要起點，而且也是中國經濟發展過程中的一個準實驗(Quasi-experiment)，這為我們運用雙重差分方法(Difference-In-Difference, DID)研究服務市場開放對服務業增長的影響提供了絕好的外生性條件。為此，我們在這部分僅僅運用中國在WTO框架下對《服務貿易總協定》的承諾、對《中華人民共和國與東南亞國家聯盟成員國政府全面經濟合作框架協議服務貿易協議》的開放承諾以及在《外商投資產業指導目錄》框架下的服務市場開放戰略這三部分外生于服務業增長的信息測度服務市場開放度，也就是僅僅考慮“政策承諾”維度的服務市場開放，不考慮“市場反饋”維度的服務市場開放(即服務業依存度)，以確保測算出的服務市場開放度滿足外生性要求。

考慮到中國“入世”并未對所有服務行業徹底放開，不僅擁有五年過渡期，而且還對部分行業的部分業務做了更長時間的限制，即使在五年過渡期中，不同行業的開放進程也有較大的差異。因此，我們借鑒Sivadasan(2009)的方法，僅僅把“入世”后自由化程度較高的服務行業作為受到沖擊的行業，其它行業作為未受到沖擊的行業。具體而言，我們首先把“入世”后開放度提高幅度排名第一的服務行業(即Top1)作為受到沖擊的行業(實驗組)，其它行業作為未受到沖擊的行業(控制組)；其次把“入世”后開放度提高幅度排名前二的服務行業(即Top2)作為受到沖擊的行業，其它行業作為未受到沖擊的行業。

DID分析的一個重要前提是，外生沖擊發生之前實驗組與控制組的變動趨勢一致，即滿足平行趨勢要求。為此，我們開展平行趨勢檢驗，以1999年為基期構建計量模型(4)：

(4)

其中，β-2和β-1分別為“入世”之前2年和1年的效應；β0為“入世”當年的效應；β1、β2、β3……分別為“入世”之后1年、2年、3年……的效應。倘若回歸系數β-2和β-1不通過顯著性檢驗，那么意味著在“入世”外生沖擊之前實驗組和控制組滿足平行趨勢的要求。我們發現，兩種情形下的回歸系數β-2和β-1都未能通過顯著性檢驗，這說明平行趨勢假說是成立的。由于受到篇幅所限，回歸結果省略。

在DID分析中，我們最為關心交互項Industry×D(WTO)的回歸系數，其中Industry表示服務行業，受到“入世”沖擊的行業為1，否則為0；D(WTO)表示中國“入世”的時間虛擬變量。考慮到篇幅所限，我們在分析“入世”外生沖擊影響服務業增長的過程中，把總體樣本回歸和分類回歸的結果合并于表9中，而且僅僅給出了交互項Industry×D(WTO)的回歸系數。

表9 “入世”外生沖擊對服務業增長的影響(2SLS估計)

隨后，我們以“入世”作為外生沖擊研究了服務業增長的四個傳遞渠道，結果如表10所示。在列(1)～(4)中，因變量分別為四個傳遞渠道，因此每一列所包含的控制變量差異較大，完全列出所有控制變量會導致表格的篇幅過長，所以我們僅僅在表格下方對每一個回歸所控制的變量名稱加以說明。交互項Industry×D(WTO)的回歸系數在列(1)～(4)中均顯著為正，表明“入世”會通過創新激勵效應、人力資本積累效應、技術溢出效應和資源優化配置效應四個渠道促進服務業增長。因此，本部分以“入世”作為外生沖擊的方法，以進一步揭開服務市場開放推動服務業增長的“黑箱”，而且與前文的檢驗結果十分吻合。

表10 “入世”外生沖擊對服務業增長的傳遞渠道(2SLS估計)

(二)基于偏離“入世”時點的安慰劑檢驗

上文運用DID方法的檢驗，進一步證實了服務市場開放能夠促進服務業的增長，而且其中的傳遞渠道也得到了進一步的確認。那么一個潛在的疑問是，上述結論是否源于“入世”時點虛擬變量的設置所引發的偶然性呢？為此，我們將通過設置偏離“入世”時點的安慰劑檢驗方法證實或者證偽上述疑問。

在設置偏離“入世”時點的過程中，大致有兩種選擇：一是選擇2001年之前的時點；二是選擇2001年之后的時點。由于本文的樣本期間是1999—2017年，2001年之前的年份僅僅包括1999年和2000年兩個年份，而2001年之后的年份則有16年，選取2001年之后的年份作為“入世”假想年份有助于平衡外生沖擊前后的時間跨度，反之，選取2001年之前的年份作為“入世”假想年份會使得外生沖擊前后的時間跨度更加不平衡。因此我們分別選取2002年和2003年作為“入世”的假想年份。當選取2002年作為“入世”年份時，2003年之后(含2003年)的D(WTO)為1，否則為0；當選取2003年作為“入世”年份時，2004年之后(含2004年)的D(WTO)為1，否則為0(9)受到篇幅所限，我們在安慰劑檢驗部分僅僅列出了Top1行業受到沖擊情形的回歸結果，省略報告Top2行業受到沖擊情形的回歸結果(與Top1行業受到沖擊情形的結果十分類似，結果備索)。。

表11 “入世”外生沖擊影響服務業增長的安慰劑檢驗(2SLS估計)

我們首先考察2002年作為“入世”年份的反事實估計結果(如表7所示)，發現只有3個回歸系數通過了顯著性檢驗，其它8個回歸系數均沒有通過顯著性檢驗。隨后考察2003年作為“入世”年份的反事實估計結果(如表11所示)，此時所有回歸系數都沒有通過顯著性檢驗。其中的規律是，選取的“入世”年份與2001年越偏離，安慰劑檢驗的結果與原始結果越背離，這意味著表9的回歸結果并非源于“入世”時點虛擬變量的設置所引發的偶然性，表9的回歸結果是可靠的。

類似地，我們分別以2002年和2003年作為“入世”的假想年份，觀察了“入世”外生沖擊對服務業增長傳遞渠道的影響(如表12所示)，發現所有回歸系數均沒有通過顯著性檢驗，這也證實了表10的回歸結果與“入世”時點虛擬變量的設置無關，表10的研究結論是可靠的。

表12 “入世”外生沖擊影響服務業增長傳遞渠道的安慰劑檢驗(2SLS估計)

六、研究結論與政策啟示

本文的研究發現，中國“入世”以來的服務市場開放程度穩步上升，并且顯著地促進了服務業增長，中國在服務業領域的漸進式開放為服務業增長帶來了改革紅利，而且服務市場開放對不同服務業企業增長的影響存在明顯的異質性。本文的進一步研究還發現，服務市場開放通過創新激勵效應、人力資本積累效應、技術溢出效應和資源優化配置效應四個傳遞渠道實現了對服務業增長的促進作用。基于雙重差分方法(DID)和安慰劑檢驗的結果進一步確認了上述研究結論。基于上述研究結論，本文提出政策啟示如下。

首先，要進一步擴大服務業對外開放，以捕獲服務業高質量發展的戰略機遇。中國于2018年12月25日頒布了《市場準入負面清單(2018年版)》，并且于2019年3月15日正式通過了《中華人民共和國外商投資法》，這充分表明了最高決策層對中國進一步擴大服務業開放的堅定決心。一方面，中國可以完善服務業市場準入制度，借助于“負面清單”加快與發達國家(地區)服務市場開放進程的對接。另一方面，要堅持“競爭中性”原則，以彌合中國與發達國家在對外經濟政策方面的分歧。當然，對于以教育業為代表的公共服務業而言，開放的程度和步驟需要適當區別于經濟型服務業，例如教育業是涉及到人才培養和意識形態的基礎行業，對于國家的長遠發展至關重要，所以應當循序漸進、穩扎穩打地開放，以推動教育事業的高質量發展。其次，夯實企業內核，完善頂層設計的服務市場開放戰略。在面臨服務市場開放的新型國際環境下，本國領頭型服務業企業可以分別從自主創新、人力資本積累、獲取技術外溢以及優化資源配置等方面出發，多管齊下，以提高業務增長能力。而本國跟隨型服務業企業可以借助于服務市場開放所提供的廣闊市場進行業務的調整，獲取資源優化配置的收益，進而通過專業化途徑與國外大型企業開展業務合作，獲取上下游技術溢出和人力資本積累，同時為后續自主創新奠定基礎。對于教育業這樣的公共服務業，各級學校應當抓住開放契機，爭取與國外頂尖高校合作，為培養高質量人才提供條件。最后，借道“入世”經驗，提高服務市場開放的政府管理水平。一方面，政府部門應當“防越位”，理順政府部門與企業之間的關系，處理好本土服務業發展與服務市場開放之間的關系；另一方面，政府部門應當“補缺位”，建立“三位一體”的管理機制，強化服務市場開放的執行力。