制造業服務化能否促進產業結構升級
——基于技術創新和服務需求的中介效應分析

夏 秋

(江西財經大學國際經貿學院,江西 南昌 330013)

0 引言

隨著服務經濟繁榮發展，以服務為主導的全球價值鏈已然形成，推動制造業業務范圍延伸至服務領域，二者深度融合，呈現制造業服務化發展現象。《2019年政府工作報告》強調，“促進先進制造業和現代服務業融合發展，加快建設制造強國”；中共中央 《十四五規劃建議》提出 “提升產業鏈供應鏈現代化水平……發展服務型制造”，這反映出國家政策層面對發展現代服務業、促進制造業服務化的高度重視。

隨著主要工業化國家由高速增長轉向高質量發展階段，產業結構升級成為經濟發展最核心議題。制造業服務化本質是制造與服務相互滲透、互補性融合、協同發展的過程。這一過程能否為產業結構升級提供動力？研究已證實制造業服務化對企業競爭力、利潤或績效、生產率、價值鏈分工、勞動力收入、增加值存在影響，而服務化產業結構升級效應及傳導機制的研究有待補充。隨著服務化范圍與程度擴張，制造業要素投入結構優化，市場需求向服務品轉變，探究其對產業結構升級的影響及路徑有重要現實意義。鑒于此，本文分析制造業服務化的產業結構升級效應，可能的邊際貢獻是：①從技術創新與服務需求角度就制造業服務化對產業結構升級的影響機制進行理論和經驗分析；②利用中介效應模型檢驗服務化影響產業結構升級的方向、程度與路徑；③區分生產性與生活性服務、不同類型生產性服務等，分析制造業服務化對產業結構升級的異質性影響。

1 研究假設

1.1 制造業服務化與產業結構升級

制造業服務化最初由Vandermerwe等[1]提出。通過文獻梳理，本文認為制造業服務化的本質是制造商通過流程設計與能力創新，在生產中增加服務投入且向市場提供更多服務產出的新型制造模式，包括投入服務化與產出服務化。前者從要素投入視角描述制造業中服務要素對企業競爭力的作用超過實物要素；后者從業務范圍視角描述制造業中服務業務對顧客的重要性日益增加的現象。生產性服務業與制造業形成互補關系，以服務為基礎提升制造業競爭力，以制造為載體拉動服務業需求[2-3]，有利于產業結構升級。

制造業服務化對產業結構升級的影響機理是：①發揮服務的紐帶與粘合劑作用以提高生產率。服務是銜接全球價值鏈分工下不同工序或區段的紐帶與粘合劑[4]，能夠提高生產率。運輸、信息技術、金融等服務在不同工序間構筑緊密的經濟技術聯系，實現空間維度連接；物聯網、大數據、分銷網絡等服務促進產品與市場信息及時快速傳導，實現時間維度連接。制造業與服務業協同發展有助于提高生產率[5]。②模糊產業邊界提升產業互動機制，強化產業融合效應、競爭效應和關聯效應。產業融合是培育新產業和新業態、實現產業轉型的重要方向[6]；產業競爭能夠降低資源錯配，提升配置效率[7]；產業關聯效應有助于形成不同產業間的互惠效應[8-9]，制造業技術創新促進生產性服務業過程創新[10]，生產性服務業發展是制造業升級的關鍵[11]，二者互動發展有利于產業升級[12]。③服務嵌入降低生產成本，提高產品差異化，重塑產業競爭力。能源礦產資源日益緊缺導致主要原材料價格維持高位，最低工資標準上調推動勞動力價格上漲，以可編碼的標準化服務替代傳統資源要素能夠降低制造成本[5,13-14]，強化成本和價格優勢。服務嵌入還能構建基于差異化的競爭優勢[15-16]，通過重塑產業競爭力促進產業升級。④通過價值鏈延伸與中間產品種類效應實現產業結構升級。服務化推動制造業向管理、研發、營銷、品牌等價值鏈兩端環節延伸，提高產業增值能力和分工地位[17-18]。生產性服務包含的知識、技術與人力資本也能提高制造業附加值與競爭力[19-20]，成為重要的價值創造環節。同時，通過中間服務種類效應增加生產方式組合，推動產業結構升級。據此，提出假設1：制造業服務化有助于產業結構升級。

1.2 技術創新與服務需求的作用

產業結構升級與要素稟賦、技術進步、需求結構等密切相關。制造業投入服務化強化了知識、技術、人力資本與先進生產性服務等高端要素比較優勢，對技術創新產生推動作用。制造業產出服務化、差異化、復雜化驅動市場需求向服務轉變，需求結構升級倒逼供給側升級。本文從技術創新與服務需求角度分析制造業服務化影響產業結構升級的機制。

就技術創新效應而言，制造業服務化通過為研發創新提供要素基礎、提高創新效率、強化創新的外溢效應和示范效應等產生技術創新效應。具體分析如下：①服務投入優化了制造業要素結構，促進生產性服務集聚，成為研發創新的基礎。服務融入能夠引導人力資本、知識資本等高端要素進入生產[21]，優化要素組合，為研發創新提供基礎。服務投入促進制造業中生產性服務集聚，生產性服務具有知識密集、技術密集、信息密集與人才密集特征[22]，能夠將新技術、新知識對生產力的促進作用傳導至下游產業[23]。李平等[22]指出生產性服務具有較高技術進步水平，原毅軍等[24]發現生產性服務集聚會顯著促進技術創新。②服務化戰略有助于企業獲取與產品及市場相關的知識，加快研發創新。客戶接觸類服務能夠提升創新效率[25]，制造業服務化企業將價值鏈延伸至需求調研、定制設計、體驗式營銷、安裝維護等客戶接觸類服務，有助于企業獲取產品和市場相關的隱性知識。與概念形成、理念設計、產品體驗、客戶需求相關的隱性知識是技術創新的基礎[26]，能夠提高技術創新效率。③制造業服務化強化了產業關聯，擴大技術創新的外溢效應和示范效應。產業關聯度提升能夠增強企業對上下游產業的把握，促進知識、技能、技術創新通過關聯環節的外溢效應和示范效應進行傳導擴散，推動價值鏈不同環節與模塊協同創新，實現產業結構轉型升級。對非洲和奧地利的經驗研究證實制造業服務中間投入有助于企業技術進步[27-28]。據此，提出假設2：制造業服務化通過技術創新效應影響產業結構升級。

就服務需求效應而言，制造業服務化通過引發市場需求轉變，表現為服務需求規模和市場需求結構向產品服務包、集成解決方案轉變而產生服務需求效應。具體分析如下：①通過提高客戶滿意度和競爭優勢引導需求結構向服務品轉變。基于差異化、個性化、有戰略深度的服務化產品相對純制造品更能滿足客戶需求[1]，服務成分具有優化客戶體驗以提高客戶滿意度與忠誠度的功能[29]，通過提高產品差異化，服務化促使制造商獲得新型競爭優勢[15]。②通過將顧客引入價值創造過程，強化客戶關聯，擴大服務需求規模。隨著消費模式升級，消費者不再滿足于單一產品的使用價值，而是希望參與產品價值創造過程。制造業服務化通過需求調研、定制、維護升級等客戶參與類服務，將客戶引入價值創造過程，尤其復雜服務的價值創造需要客戶參與[30]，從而將客戶關系管理延伸至整個產品生命周期[31]，強化客戶關聯和客戶忠誠度[32]，擴大服務品需求規模。③通過技術支持類長期合約提升產品性能，推動市場需求升級。隨著產品復雜度與技術含量提升，為了保障產品可用性與性能，企業向客戶提供技術支持類長期合約。這類合約能夠維持客戶關系、提高產品競爭力[33]，且提升產品性能、延長產品生命周期[34]，促進需求結構向性能更優的復雜產品轉變，推動市場需求結構升級。總之，制造業服務化通過滿足個性化需求、強化客戶關聯、提升產品性能與產品生命周期等擴大服務化產品消費需求，導致消費規模和需求結構向服務化商品轉變。需求變動是產業結構轉型的動因之一，服務需求在總需求中占比不斷提升，有助于引導制造業生產重心轉向知識、技術密集型服務環節，通過需求拉動效應推動生產性服務與第三產業發展，促進產業結構升級。據此，提出假設3：制造業服務化通過服務需求效應影響產業結構升級。

2 研究設計

2.1 研究方法

利用依次檢驗法進行中介效應分析，國內相關研究均采用該方法進行影響機制檢驗[35-36]。若X通過M對Y產生作用，則將M稱為中介變量。圖1的β1衡量X對Y的總效應，(β2×β4)衡量中介效應，β3為X對Y的直接效應。構建中介效應模型進行檢驗，模型如下：

圖1 中介效應模型

ISUit=α1+β1serit+δXit+λi+γt+εit

(1)

Mit=α2+β2serit+φXit+λi+γt+εit

(2)

ISUit=α3+β3serit+β4Mit+φXit+λi+γt+εit

(3)

其中，ISUit為產業結構升級；serit為制造業服務化；Xit為控制變量集合；λt、γi、εit分別為時間效應、個體效應與隨機擾動項；Mit為中介變量。

為了降低中介效應檢驗錯誤率，在依次檢驗基礎上輔以Sobel檢驗，步驟如圖2所示。

圖2 中介效應檢驗步驟

步驟1：檢驗方程(1)。若β1顯著則繼續進行步驟2，不顯著則停止中介效應分析；

步驟2：依次檢驗方程(2)和(3)。若β2和β4同時顯著則存在中介效應，若β2和β4至少有1個不顯著則繼續進行步驟3；

步驟3：Sobel檢驗。計算Sobel檢驗統計量，公式為：

其中，S2和S4分別為β2和β4的標準差。比較Z統計量與5%臨界值的大小判定中介效應是否顯著。若中介效應顯著，根據(β2×β4/β1)計算中介效應占總效應的比重。

本文選取以下中介變量：①技術創新(rdexpend)。利用研發經費占GDP之比衡量，數據來自世界發展指標數據庫。②服務消費支出占比(scomp)。由于制造業服務化商品的消費需求難以量化，采用服務品消費支出占比衡量消費需求效應。利用WIOD各國投入產出表中家庭、非營利組織和政府部門的服務最終品消費支出與最終品總消費支出之比衡量。

2.2 變量與指標構建

(1)產業結構升級。一般利用產業結構合理化、產業結構高級化衡量產業結構升級。本文從產業結構合理化視角，認為結構優化標準更能反映產業結構升級的內涵。參考徐敏等[37]以三次產業產值占國民生產總值的加權平均構建產業結構升級指數的做法，并考慮全球價值鏈分工深化背景下，增加值相對產值能更準確地反映三次產業的真實產出情況，利用增加值代替產值對指標進行優化，重構以下產業結構升級指標：

(4)

其中，等號addvi為第i產業增加值，addv為三次產業總增加值，數據來自WIOD各國投入產出表。

(2)制造業服務化。從要素投入服務化視角，基于WIOD核算制造業對服務部門的完全消耗系數，公式為：

(5)

其中，等號右側依次表示j部門對i部門的直接消耗、第一輪間接消耗、第二輪間接消耗、……、第n輪間接消耗，實際計算中借助里昂惕夫逆矩陣簡化運算：

B=(I-A)-1-I

(6)

其中，A是直接消耗系數矩陣，I是單位陣。根據服務投入不同，測算制造業生產性服務化和生活性服務化，發現2000—2014年制造業總服務化、生產性服務化與生活性服務化不斷提升，且生產性服務化均值(0.354)遠大于生活性服務化(0.211)。

根據服務種類不同，測算制造業運輸倉儲服務化(TSser)、信息通信服務化(ICser)、金融保險服務化(FIser)、專業科技服務化(STser)、房產出租租賃服務化(RRLser)、行政支助服務化(ASser)、教育服務化(EDUser)。制造業服務化轉型消耗的運輸倉儲、專業科技類服務最多，金融保險、信息通訊類服務居中，其他類型服務投入份額相對較低。發展中國家總生產性服務化明顯低于發達國家，只有運輸倉儲服務化略高于發達國家，其他類型生產性服務化低于發達國家，見表1。

表1 生產性服務化水平 單位：%

(3)其他控制變量。①物質資本密集度(lnkl)，用取對數的 “物質資本存量/勞動力”衡量，物質資本存量為永續盤存法計算的不變價固定資本存量；②人力資本(lnedu)，用取對數的平均受教育年限衡量，WDI數據庫提供初等、中學和高等教育勞動力占比，以及初等教育與中等教育年限，假設高等教育年限為4年，則平均受教育年限=初等教育勞動力比重×初等教育年限+中學教育勞動力比重×(初等教育年限+中等教育年限)+高等教育勞動力比重×(初等教育年限+中等教育年限+4)；③貿易開放度(open)，用 “貿易總額/GDP”衡量；④外商直接投資(fdi)，用 “外商直接投資凈流入/GDP”衡量；⑤基礎設施狀況(lninfra)，利用每平方公里國土內鐵路長度的對數衡量。

2.3 數據來源和描述性統計

使用中國、日本、韓國、印度尼西亞、印度、巴西、俄羅斯、美國、加拿大、墨西哥、澳大利亞、挪威、瑞士、土耳其、德國、英國、法國、意大利、西班牙、荷蘭、波蘭、比利時、瑞典、奧地利、丹麥、希臘、芬蘭、葡萄牙、愛爾蘭、保加利亞、克羅地亞、捷克共和國、匈牙利、立陶宛、羅馬尼亞、斯洛伐克共和國、塞浦路斯、愛沙尼亞、拉脫維亞、盧森堡、馬耳他、斯洛文尼亞42個國家2000—2014年跨國面板數據進行實證分析。原始數據主要來自WIOD和WDI數據庫，個別缺失數據用插值法補全，描述性統計見表2。

表2 描述性統計

3 實證結果分析

3.1 基準估計

運行軟件Stata14,Hausman檢驗發現固定效應優于隨機效應，故以FE估計結果為準進行分析，見表3。表3中(2)列制造業服務化的估計系數顯著為正，表明制造業服務化有助于產業結構升級。控制變量中物質資本密集度對產業結構升級具有積極影響；人力資本并未對產業結構升級產生推動作用；貿易開放、外商直接投資、基礎設施對產業結構升級有顯著的積極影響。

3.2 內生性檢驗

上述回歸分析未考慮模型內生性。首先，產業結構升級很可能具有 “前期滯后性和作用效應延續性”。故有必要將其一階滯后項作為解釋變量引入，估計模型如下：

ISUit=α1+c1ISUit-1+β1serit+δXit+λi+γt+εit

(7)

其中，滯后項引入會引起內生性，兩步系統GMM法能有效解決動態面板回歸的內生性。表3中(3)列顯示一階差分自相關，二階差分無自相關，且不存在過度識別問題，通過了系統GMM估計的前提條件。制造業服務化的系數顯著為正，驗證服務化有助于產業結構升級。

其次，遺漏變量和雙向因果關系問題會導致內生性。針對遺漏變量問題，將制造業服務化與控制變量滯后1期并重新檢驗，表3中(4)列顯示制造業服務化的系數顯著為正。針對雙向因果關系問題，以滯后1期的制造業服務化為工具變量，利用兩階段最小二乘法進行估計，表3中(5)列顯示第一階段F值為6730.19，表明工具變量與內生變量具有較強相關性。Kleibergen-Paap rk LM值為175.562，拒絕不可識別的原假設；Kleibergen-Paap rk Wald F值為2214.345，拒絕弱識別的原假設；Hansen-J檢驗P值大于0.1，拒絕過度識別原假設；說明工具變量是合理的。2SLS估計顯示制造業服務化對產業結構升級具有顯著的正向影響。

表3 基準估計與內生性檢驗

3.3 中介效應檢驗

基準估計中制造業服務化系數顯著為正，通過了中介效應分析的前提條件，繼續對方程(2)(3)進行回歸分析。表4中(1)列制造業服務化系數顯著為正，即服務化有助于技術創新；表4中(2)列技術創新系數顯著為正，即技術創新對產業結構升級有積極影響。說明制造業服務化對產業結構升級的影響中存在技術創新中介效應，且中介效應比重為3.86%。隨著國際競爭愈發激烈，發達國家紛紛強化創新戰略部署，新興國家也大力實施創新驅動戰略，將技術創新視為產業升級的關鍵，本文分析證實制造業服務化能夠通過技術創新推動產業結構升級。

表4中(3)列制造業服務化顯著為正，(4)列服務需求顯著為正，說明制造業服務化對產業結構升級的影響中存在服務需求中介效應，占比為34.46%，刺激服務需求是制造業服務化推動產業結構升級的重要渠道。制造業服務化對提升產品性能、滿足個性化需求的積極影響促使消費結構向服務品轉變，刺激以生產性服務業為代表的現代服務業發展壯大，推動產業結構轉型升級。

表4 中介效應檢驗

3.4 區分生產性服務化與生活性服務化的檢驗

以ISIC(2004)生產性服務業界定為依據，將服務業區分為生產性服務和生活性服務，檢驗兩類服務化對產業結構升級的影響是否具有異質性。就影響方向與程度而言，生產性服務化和生活性服務化的系數β1顯著為正，表明兩類服務化均能促進產業結構升級，且生產性服務化(0.108)對產業結構升級的促進作用大于生活性服務化(0.0797)。就傳導機制而言，生產性服務化對技術創新的系數β2顯著為正，且技術創新對產業結構升級的系數β4顯著為正，說明技術創新中介效應顯著，占比為5.09%；生產性服務化對服務需求的系數β2顯著為正，服務需求對產業結構升級的系數β4顯著為正，說明服務需求中介效應顯著，占比為41.70%。技術創新和服務需求是生產性服務化影響產業結構升級的渠道。同樣，檢驗結果表明，生活性服務化對產業結構升級的影響中存在服務需求中介效應，占比為11.36%；但是，生活性服務化對產業結構升級的影響中不存在技術創新中介效應，見表5。

表5 區分生產性服務化與生活性服務化的檢驗

3.5 區分不同類型生產性服務化的檢驗

根據生產性服務不同，檢驗7種不同生產性服務化對產業結構升級的影響和渠道是否具有異質性。就影響方向與程度而言，教育服務化、房產出租租賃服務化、信息通信服務化、專業科技服務化對產業結構升級的影響程度更大，運輸倉儲、行政支助服務化的影響強度相對較小，金融保險服務化不能促進產業結構升級。就傳導機制而言，運輸倉儲、專業科技、房產出租租賃、行政支助和教育服務化對產業結構升級的影響中存在技術創新中介效應，中介效應占比為3.44%～13.36%，信息通信服務化對產業結構升級的影響中不存在技術創新中介效應。6類生產性服務化對產業結構升級的影響中均存在服務需求中介效應，占比為33.59%～79.31%,見表6。

表6 不同類型生產性服務化的檢驗

3.6 區分發達和發展中國家的檢驗

按照經濟發展程度對發達國家和發展中國家進一步檢驗，見表7。就影響方向與程度而言，兩個子樣本中制造業服務化的系數β1都顯著為正，即服務化對兩類國家產業結構升級均存在正效應，且對發展中國家產業結構升級的作用更大。就傳導機制而言，發達國家制造業服務化對產業結構升級的影響中存在技術創新中介效應和服務需求中介效應，占比分別為4.99%和31.48%。表明技術創新、服務需求是發達國家制造業服務化影響產業結構升級的兩條渠道。發展中國家制造業服務化對產業結構升級的影響中存在服務需求中介效應，占比為15.66%，但技術創新中介效應不顯著，這表明發展中國家服務化并未有效驅動技術創新，且通過技術創新作用于產業結構升級。

表7 發達國家與發展中國家的檢驗

3.7 區分時間段的檢驗

2008年美國次貸危機導致世界經濟與貿易增速明顯放緩，這對全球制造業造成前所未有的沖擊。金融危機前后服務化對產業結構升級的影響及傳導途徑是否一致？本文將樣本劃分為2000—2008年、2009—2014年進行檢驗，見表8。就影響方向與程度而言，金融危機前后β1都顯著為正，說明危機前后制造業服務化對產業結構升級均存在積極影響，但是危機前服務化對產業結構升級的影響強度(0.0975)明顯大于危機后(0.0522)。就傳導機制而言，危機前服務化對產業結構升級的影響中存在技術創新和服務需求中介效應，占比分別為5.54%和20.61%。危機后服務需求是服務化影響產業結構升級的有效渠道，但中介效應占比與危機前相比有明顯下降(14.68%)。同時，危機后技術創新不再是服務化影響產業結構升級的有效渠道。

表8 分時間段的檢驗

金融危機不僅導致服務化對產業結構升級的影響程度降低，且阻礙服務化通過技術創新影響產業結構升級的渠道。原因是，危機后世界經濟處于深度調整期，貿易保護主義抬頭，全球經濟不確定因素增多。制造業在更加瞬息萬變的市場中利潤空間受擠壓，導致企業降低對高成本、專用性強的知識技術密集型服務的依賴性，轉而使用低成本的基礎性服務投入，無法有效驅動技術創新，并通過技術創新渠道作用于產業結構升級。

4 結論和啟示

本文利用中介效應模型檢驗制造業服務化對產業結構升級的影響與傳導機制。研究發現：①制造業服務化有助于產業結構升級，技術創新和服務需求是服務化影響產業結構升級的渠道，多維度的穩健性檢驗結果顯著；②生產性服務化通過技術創新與服務需求影響產業結構升級，生活性服務化只產生服務需求效應，不能驅動技術創新；7類生產性服務化對產業結構升級的影響存在異質性；③技術創新、服務需求是發達國家制造業服務化影響產業結構升級的渠道，發展中國家服務化并未產生技術創新效應并作用于產業結構升級。④金融危機前服務化通過技術創新與服務需求影響產業結構升級，金融危機后技術創新效應不再顯著。

以上結論的政策啟示是：①順應全球制造業發展大勢，提升制造業服務化水平。宏觀層面應加強政策引導和機制設計，為制造業與服務業融合發展創造外部平臺，提升二者的關聯性和協同性，促進聯動發展、互為支撐。②優先發展生產性服務業。現代生產性服務業以服務型制造模式促進制造業升級，教育、信息通信、專業科技等知識技術密集型生產性服務融入對產業結構升級有較大推動作用。擴大服務開放度，放開服務外資進入門檻，發展服務外包以提升服務業專業化和國際化，有助于服務業深層次融入制造業。③制定創新發展戰略，引導服務市場需求，疏通制造業服務化影響產業結構升級的渠道。技術創新、服務需求是服務化影響產業結構升級的兩條重要渠道，因而積極實施創新驅動政策措施，培養創新意識，引導市場需求轉變對于放大制造業服務化的產業結構升級效應有重要意義。