生產性服務業開放與制造業服務化提升
——基于創新型人力資本的作用效應

■柳香如，秦子惠，鄔麗萍

一、引言與文獻綜述

自2001年加入世界貿易組織（WTO）以來，中國全方位融入全球產業鏈、價值鏈，廣泛開放服務市場，開放的服務部門已達到100多個，中國服務貿易規模也日益擴大。2000年，我國服務進出口總額僅712億元人民幣，而2019年，我國服務進出口總額高達54152.9億元。而當前制造業轉型升級主要表現為產業鏈向以服務為中心轉變，制造業服務化成為“中國制造2025”的核心理念。與此同時，生產性服務業以其獨立的服務效用牽引制造業發展。然而，我國現有的生產性服務業的服務效應無法為制造業的發展嵌入更多優質的高級要素，因此需要進一步開放發展生產性服務業支撐制造業轉型升級。

國內外學者對兩者關系的大部分研究表明，生產性服務業開放對制造業服務化存在正向影響（裴洪志等，2015）。鄧琳麗（2018）在技術復雜度的基礎上，通過投入產出法實證證明兩者之間相互促進、相互產生正向影響。有部分學者認為，兩者關系不定。刁莉和朱琦（2018）認為：一方面，生產性服務開放會引進更先進的產品、技術和管理經驗，在加劇服務要素供給市場的競爭的同時，促使企業進行模仿創新提升自身的技術創新水平，為制造業提供更高水平的服務。另一方面，過度的市場競爭可能會給開放國的服務市場帶來較大沖擊，阻礙制造企業投入服務化進程。學者們還發現兩者之間的影響存在異質性，具體表現為不同地區發達程度和不同技術程度的生產性服務行業、制造業行業之間的異質性。劉斌等（2016）通過實證發現不同類型服務業開放對制造業服務化水平的影響存在一定差異。鄒國偉等（2018）通過對制造行業按照要素密集類型進行分組回歸發現，生產性服務業開放對不同類型制造業服務化水平影響也存在一定差別。鄧琳麗（2018）對OECD（經濟合作與發展組織）26個成員國進行實證研究得出，發達國家提供的生產性服務由于其較高的技術含量，對制造業服務化的正向推動效應更為顯著。分行業而言，計算機及信息、保險金融等高端服務是制造業服務化程度深化的重要來源。另外，近年來部分學者開始關注兩者間的非線性關系。黃群慧和霍景東（2014）研究發現生產性服務業開放水平對制造業服務化有顯著的推動效應，兩者呈現出非線性關系。夏杰長和姚戰琪（2019）采用門檻回歸分析顯示，制造業生產率在生產性服務開放作用于制造業服務化這一過程中呈現出顯著的門檻效應，只有跨過門檻值時，生產性服務業開放才能推動制造業服務化程度加深。

綜上所述，現有文獻缺乏關于制造業服務化與服務業開放間關系的實證研究，探索兩者之間作用機理的更是罕見，但這一問題對生產性服務業開放選擇、制造業升級有重要理論和現實意義。因此，本文首先應用WTO發布的WIOD數據，基于投入產出表，測算中國制造業16個細分行業的投入服務化水平；其次檢驗生產性服務業開放對制造業服務化的影響，以及創新型人力資本對該影響的偏效應；再次考察不同生產性服務業特征的異質性；最后運用PSTR模型，考察創新型人力資本對生產性服務業開放和制造業服務化關系的門檻效應和作用機制。

二、理論分析與研究假設

（一）生產性服務業開放與制造業服務化效應分析

兩者間的理論分析可歸納為以下兩方面：一是技術溢出效應。服務本身作為高級要素，通過產業關聯產生技術溢出效應，進而推動制造業轉型升級。通過生產性服務業開放，擁有更高技術、管理水平和人力資本的優質國際企業會進入中國市場。而國內外生產性服務企業之間的人才流動、技術轉讓以及業務合作等服務活動必然會產生明顯的技術溢出效應，進而形成優良的制造業發展環境。具體來說：通過技術溢出效應，國內企業不僅可以向國外優質生產性服務企業模仿學習先進技術、經驗，進而提供更優質的制造產品售后服務水平，而且可以擴大服務種類、提高服務質量，從而深化制造商和服務商的合作，兩者雙管齊下促使制造業的結構向服務化發展。二是競爭和示范效應。生產性服務業的開放，會增加行業的外商直接投資，這將產生明顯的競爭和示范效應，進而提升制造業投入服務化水平。一方面，國外企業的進入會加劇國內市場競爭，倒逼國內相關企業為維持自身市場份額不斷創新提高服務質量。另一方面，國內企業有機會通過學習模仿國際服務企業進而提升自身服務質量。國內生產性服務水平的提升通過在產業鏈中的前向和后向影響作用，推動制造業服務化。此外，通過國外企業的競爭和示范效應，可能使整體服務業價格降低但質量卻提高，這不僅會促使更多的制造企業將自身生產性服務外包，而且有助于制造商通過收購兼并原有服務商實現內化，進而提升制造業服務化水平。

（二）創新型人力資本與生產性服務業開放、制造業服務化效應分析

兩者間的理論分析可歸納為直接效應和間接效應兩方面。一是直接效應。創新型人力資本的增加，可以有效發揮“干中學”效應和技術創新效應，進而提升制造業投入服務化。創新型人力資本一方面通過特有新知識技術和知識溢出實現自身及其他生產要素收益遞增，另一方面通過改進制造業生產設備和工藝，改善要素稟賦結構，進而強化技術創新和干中學效應。二是間接效應。我國創新型人才產生不確定偏效應影響，一方面，全球化分工背景下，創新型人力資本作為高端生產要素，通過強化技術創新和干中學效應，進而加強生產性服務業開放與制造業服務化之間的技術溢出和競爭示范效應。另一方面，就現階段而言，由于資源人才錯配情況的存在，創新型人力資本偏效應的積極影響無法真正發揮（戴翔和劉夢，2018）。資源優化配置的偏離，不僅會對生產效率和產出增長率產生消極影響，而且可能致使錯配下的要素組合和產業結構失衡，導致相應產業的不健康發展，進而削弱生產性服務業開放對制造業服務化的積極影響。

基于以上分析，提出以下研究假設。

假說1：生產性服務業開放促進制造業投入服務化水平提升。

假說2：創新型人力資本對制造業服務化水平有顯著影響。

假說3：創新型人力資本的間接影響具有多重效應。

三、研究設計與數據說明

（一）模型建立

基于前述分析，本文構建如下計量模型：

進一步，為考察創新型人力資本對制造業服務化的直接影響和間接影響，分別在式（1）中加入創新型人力資本及其交互項：

其中，MSit表示t年i制造行業的投入服務化，Service表示t年i制造行業對應的生產性服務業開放，IHC表示t年i制造行業的創新型人力資本，Z為控制變量，ε為擾動項。

（二）數據來源及變量說明

考慮到目前世界投入產出數據庫（WIOD）只更新到2016版，即數據只更新到2014年，因此基于數據可得性，選取來源于UIBE、WIOD、《中國科技統計年鑒》以及《中國工業統計年鑒》的2000—2014年相關數據，缺失數據用插值法填補。

1.被解釋變量

大部分學者用完全消耗系數測算制造業服務化水平。具體公式如下：

其中，右邊第一項為制造業i對生產性服務部門j的直接消耗系數，第二項衡量制造業i通過k部門對服務部門j的第一輪間接消耗，其后各項以此類推。

2.核心解釋變量

（1）生產性服務業開放指數。為考察各個制造業行業對服務部門的依賴程度，本文參考陳明和魏作磊（2018）的做法，從投入服務化角度對各個制造業行業的服務開放滲透率進行計算，公式如下：

其中，δ是通過對投入產出表數據計算而得的直接服務投入比例，i表示制造業，j表示服務業，t表示年份；service_open表示服務開放指標。根據研究需要，選取了服務業細分行業進口額與服務業總產值的比值、服務貿易開放指數（根據STRI計算而得）這兩個服務貿易開放指標，分別代入式（7）中得到進口率（SI）以及開放率（SS）。下文中，以開放率SS為關鍵變量，而進口率SI為替代變量。

（2）創新型人力資本（IHC），用R&D人員占從業人員比重表示。一般而言，人力資本水平越高，越能有效發揮“干中學”效應和技術創新效應，進而提升制造業投入服務化水平。

3.控制變量

（1）顯性比較優勢指數（RCA），測算公式為：

其中，E表示t年中國i制造行業出口額，E表示t年全球i制造業總出口額。

（2）全球價值鏈嵌入程度（GVC）。考慮到GVC攀升過程主要表現在初始投入價值體現在最終產品的生產過程，因此采用王直等（2015）提出的利用增加值核算GVC生產長度的方法進而測度全球價值鏈嵌入程度的指標，計算公式如下：

（3）其他控制變量。考慮其他對制造業服務化可能會產生影響的因素，本文基于已有研究（鄒國偉等，2018；刁莉和朱琦，2018），選取控制變量如下：國際市場占有率（IMS），用一國產業出口世界占比衡量；勞動生產率（TLP），用產業增加值與就業人數之比的對數來進行衡量；資本深化程度（KL），用固定資本與就業人數比值的對數表示；技術投入（RD），用R&D內部支出的對數表示（張中元和趙國慶，2012）。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果分析

綜合F統計量和Hausman檢驗結果，本文選擇雙向固定效應模型來估計生產性服務業開放對制造業投入服務化的影響。表1是為基準模型回歸的結果。首先，列（1）生產性服務業開放系數顯著為2.950，表明其每提高一個單位，制造業服務化水平將上升2.950個單位。假說1成立。其次，列（2）是加入創新型人力資本的模型（2），其系數顯著為0.009。表明IHR每提高一個單位，制造業服務化水平將上升0.009個單位，假說2得到驗證。最后，列（3）的回歸結果表明，一方面，交互項系數為負且不顯著，說明IHR對制造業服務化水平的間接影響不確定；另一方面，生產性服務業開放與交互項系數分別為4.491和-2.384，這說明當IHR處于較低的均衡水平時，生產性服務業開放會對制造業服務化產生積極影響，但隨著各行業對創新型人力資本的盲目追求和人才資源錯配程度的加深，這種積極作用會有所減弱。且就現階段而言，我國制造業絕大部分是微創新，極少發生顛覆式創新，入不敷出的現象比較明顯，因此對制造業服務化的提升作用不明顯。由此可見，制造業服務化受生產性服務業產生相對變化的作用，IHR作為這種變化的重要門限，在其中起重要作用。

表1 生產性服務業開放對制造業服務化整體影響

從其他控制變量看，全球價值鏈嵌入程度、制造業顯性比較優勢指數、國際市場占有率和勞動生產率都能顯著提升制造業服務化水平。而技術投入和資本深化程度系數為負，可能原因是技術和資本投入的增加不一定會產生相匹配的進步成果，所以導致產生一定程度負向影響。

（二）行業特征異質性分析①根據國際標準產業分類（ISIC/Rev4.0）標準，生產性服務業可細分為五類，其中批發零售業包括G45、G46、G47，運輸倉儲業包括H49、H50、H51、H52、H53，信息通信業包括I58、J59_J60、J61、J62_I63，金融保險業包括K64、K65、K66，專業服務業包括M69_M70、M71、M72、M73、M74_M75。

沿用相關學者的研究（杜運蘇和彭冬冬，2018），將生產性服務業劃分為五類，其中信息通信業、金融保險業和專業服務業屬于高技術生產性服務業，運輸倉儲業和批發零售業屬于低中技術生產性服務業。估計結果如表2所示。

表2 生產性服務行業特征異質性回歸結果

從表2來看，低中技術生產性服務業的提升作用更顯著。可能是因為存在生產率匹配問題——只有當生產性服務部門的生產率略高于現階段還處于低水平的制造業時，才能顯著帶動制造業；反之，則可能產生消化不良甚至負向的影響。具體來說，從第（1）列和第（3）列結果可以看出，在不加入創新型人力資本進行回歸時，不同技術特征的生產性服務業開放均產生積極影響。從第2列和第4列結果可以看出，創新型人力資本對高技術生產性服務業系數為正但不顯著，表明中高技術生產性服務業的創新型人力資本對制造業服務化水平有一定的提升作用，但現實條件對其有一定的限制；而其交互項在不同技術特征的生產性服務業行業系數均為負且不顯著，這表明IHR的正向偏效應無法發揮作用。

（三）穩健性檢驗

1.內生性問題

在上文分析中，生產性服務業開放對制造業服務化水平提升有積極作用。但現實情況是，制造業服務化也可能促使國家層面深入開放生產性服務業。這使得兩者之間可能存在雙向因果關系，進而存在內生性。對此，參考連玉君等（2008）用滯后項作為工具變量的做法，為克服內生性問題的干擾，本文使用工具變量，估計結果如表3所示。

表3 系統GMM檢驗結果

續表3

結果顯示，生產性服務業開放系數顯著為正，在不引入創新型人力資本時，GMM系數小于基準回歸系數值。在GMM模型中加入創新型人力資本后，較于表1中的雙固定模型，系數絕對值均有所上升，而交互項的系數絕對值卻有所下降。可見，若不考慮內生性，會高估現階段生產性服務業開放對制造業服務化水平的積極影響，會低估創新型人力資本對制造業服務化水平的作用，同時也會高估創新型人力資本的消極偏效應影響。

2.衡量誤差問題

將基準回歸中的服務開放率替換為前文計算所得的服務進口率，從表4可知，服務進口率系數均顯著為正，基準回歸結果的穩健性得到驗證。

表4 替換核心解釋變量的檢驗結果

（四）門檻效應

由表2可知，不同技術水平生產性服務業開放對制造業服務化影響可能存在“門限效應”。為驗證猜想，本文建立如下面板平滑轉換模型（PSTR）分析變量間的非線性關系：

參照Gonzalez et al.（2005）的做法，運 用Wald、Fischer和似然比對模型進行線性檢驗，分別記為LM、LMF和LRT，m為位置參數，r為轉換函數個數。表5結果表明，以創新型人力資本為轉換變量，模型（8）顯著拒絕原假設，即存在非線性關系，因此可以建立PSTR模型。

表5 線性檢驗、剩余非線性檢驗結果

借鑒Colletaz&Hurlin（2006）的研究，采用AIC、BIC準則進行位置參數識別。結果如表6所示。由表6的檢驗結果來看，通過AIC和BIC的數值比較，確定模型的最優轉換函數個數和位置參數維度均為1。

表6 參數維度確定

由表7的回歸結果來看，創新型人力資本有一個門檻值：當IHR低于64.2%時，生產性服務業開放對制造業服務化水平的積極影響系數為3.545；進一步攀升超過64.2%時，會產生消極作用，系數絕對值為1.452。以上表明IHR在適當程度內的提高，會提高行業要素效益，擴大生產性服務業開放對制造業投入服務化水平的積極作用；而隨著IHR的盲目攀升，反而會產生消極影響。因此假說3得到驗證。

表7 PSTR模型估計結果

五、結論及對策啟示

本文結合制造業GVC嵌入和比較優勢指數，研究生產性服務業開放對制造業服務化的影響，以及創新型人力資本對其的直接效應和偏效應，得出以下結論：第一，現階段中國生產性服務業開放對制造業服務化水平有積極作用。第二，從偏效應看，創新型人力資本削弱生產性服務業開放對制造業服務化的積極作用。第三，從生產性服務業行業異質性看，低中技術型的生產性服務業開放對制造業服務化水平的積極作用更顯著，且對于不同技術特征的生產性服務業，創新型人力資本的影響不同。第四，我國生產性服務業開放與制造業服務化水平存在顯著的非線性影響，且對于不同程度的創新型人力資本來說，這種影響作用存在差別，即存在“門限效應”。

基于以上結論，提出如下建議：從國家層面而言，首先應逐步擴大生產性服務開放水平，現階段應重點關注我國中低技術生產性服務業開放。其次應糾偏人才資源錯配及要素市場扭曲，發揮創新型人力資本對制造業服務化的正向推動作用。在技術創新和制造業服務化驅動下，有針對性的打造人才高地、公關突破“卡脖子”技術，同時積極開展高素質培訓教育，提升全員的創新能力。最后應提高全球價值鏈分工地位，增加制造業的服務要素投入力度，推進企業由簡單加工向精細加工轉化并升級貿易結構和貿易地位，同時提升分工和貿易的實質利益，進而提升我國制造業在全球價值鏈中的分工地位。從行業層面而言，應繼續努力通過各種影響因素提升國內生產性服務部門和制造部門的生產率，增加服務要素的有效供給，加大研發、人力和物質資本的投入，提高顯性比較優勢和市場占有率。從企業層面而言，制造企業應選取生產率相匹配的生產性服務部門進行投入。一般來看，只有當生產性服務行業的生產率略高于制造行業時，兩者之間的互動機制才能持續有效的發揮積極作用。