生產性服務業開放對制造業創新質量的影響研究
——基于中國加入WTO的準自然實驗

喻勝華，黃婉瑩，趙 盼

(湖南大學 經濟與貿易學院，湖南 長沙 410079)

一、引言及文獻綜述

2021年，中國制造業增加值高達31.4萬億元，連續12年居世界首位。然而，中國制造業也面臨著大而不強的嚴峻形勢,主要表現為制造業企業缺乏自主創新能力、高端制造業企業稀缺、部分核心零部件對外依賴性強[1]。為了牢牢把握新一輪產業革命和科技革命的機遇，中國制造業必須擺脫傳統的粗放型增長方式，大力推進高新技術產業的發展。近年來，制造業內部的生產性服務部門逐步從中獨立出來，現已初具規模，成為提高生產效率、推動制造業轉型升級、構建高精尖經濟結構的有效支撐[2，3]。推動生產性服務業與制造業相互融合無疑是提升制造業創新水平的重要抓手,而如何通過擴大生產性服務業開放促進本土企業技術創新也成為需要充分考察的問題。探究生產性服務業開放給制造業企業帶來的創新效應具有深遠的現實意義。

不難看出，生產性服務業和制造業之間存在密切的正向聯系，二者的互動發展共同促進了社會經濟的進步。已有文獻在這方面的研究主要包括四個方面：一是生產性服務業和制造業之間的相互關系。生產性服務業是制造業轉型升級的“高級要素”，生產性服務業與制造業相互促進、共同發展，生產性服務業無論是作為一個整體還是細分行業都與制造業存在互動關聯[4，5]。二是定量分析生產性服務業對制造業相關指標的影響。研究表明，制造業生產性服務化能夠通過提高制造業企業的全要素生產率、降低成本，提升制造業出口技術復雜度；生產性服務要素投入的增加對制造業總體就業規模的促進作用存在門檻效應，隨著制造業技術水平的不斷提高，促進作用顯著增強[6，7]。三是生產性服務業和制造業的協同發展對宏觀經濟指標的影響。研究發現，生產性服務業與制造業協同集聚通過優化創新資源配置、擴大市場規模顯著提升了城市創新水平[8]。四是生產性服務業與制造業相互聯系的異質性分析。生產性服務業與制造業相互聯系的程度在不同行業和不同區域之間存在異質性。有研究利用影響力系數和感應度系數研究得出，生產性服務業與制造業發展確實存在雙向互動關系，但這種互動關系存在區域異質性[9]；還有利用面板數據模型研究得出，生產性服務業與先進制造業之間的互動關系是顯著而不對稱的，而且這種互動關系主要發生在金融業[10]。

此外，學者們還從國際貿易的角度出發，探究了生產性服務進出口帶來的創新效應。在進口方面，認為提高生產性服務業進口技術復雜度，可通過技術溢出、提升專業化程度、引進高技能人才等途徑推動制造業創新。相關研究認為，進口生產性服務產品與貨物貿易不同，進口貨物可能導致本國自主創新水平下降，但提高生產性服務品進口技術復雜度能夠給東道國高科技行業帶來顯著的創新效應；將高技術生產性服務作為要素投入制造業生產，能夠通過成本節約效應和技術溢出效應來促進制造業企業創新水平的提高；生產性服務進口結構優化提高了本土企業的創新能力，高技術行業通過生產性服務進口獲得的直接技術溢出效應要明顯強于中、低技術行業[11-13]。還有研究進一步論證了生產性服務進口技術復雜度的增加對不同類型國家制造業自主創新效率的促進作用[14]。當然，也有觀點認為生產性服務進口不利于提升進口國制造業企業的生產效率和自主創新能力，其論據是生產性服務出口國會采用各種技術封鎖手段，使服務進口國難以學習和模仿服務出口國的先進技術和經驗。在出口方面，學者們主要從產業關聯、競爭效應、“干中學”效應等影響機制討論了出口貿易的創新效應。研究認為，生產性服務出口技術復雜度與產業轉型升級呈顯著的正相關關系，它對不同類型國家的自主創新都具有顯著的促進作用，但不同技術密集度生產性服務貿易出口技術提升對發達國家和發展中國家制造業自主創新的推動作用存在明顯的異質性[15，16]。不過，也有個別學者否認了“出口促進”論，認為出口貿易可能會給發展中國家帶來負面影響。有研究指出，生產性服務出口貿易對生產率增長的影響具有不確定性，僅按照傳統的比較優勢原理發展生產者服務出口貿易很可能會陷入“擴張陷阱”[17]。

上述研究表明，生產性服務貿易能夠促進制造業企業創新水平的提高，與此密切相關的問題是服務業開放對制造業企業創新質量的影響。在該領域，不少文獻使用雙重差分法檢驗服務開放帶來的影響。研究表明，貿易開放對制造業資源再配置、就業變動、企業生產率等方面都有顯著影響[18-20]。但少有文獻進一步細分服務行業，聚焦于生產性服務業的開放效應。為此，本文基于中國加入WTO這一準自然實驗，采用連續型雙重差分法探究生產性服務業開放對制造業創新質量的影響。采用生產性服務依存度作為衡量28個制造業細分行業受沖擊大小的依據。為避免邊界值的人為選取產生分組誤差，擬采取連續分組的思路。在指標測算方面，大多數學者采用企業的R&D投入或當年的新產品產值占總產值的比重測度技術創新。這兩種測度方法的缺點較為明顯：首先，雖然產出與投入高度相關，但企業研發投入的增加并不能直接代表創新成果的積累；相反，企業相同的投入會帶來不同的產出，創新效率的差異恰恰反映了企業之間創新能力的高低[21]。其次，對于新產品的界定沒有統一的標準。近年來，學者們開始使用專利數量衡量技術創新水平。專利分為發明專利、實用新型專利和外觀設計專利三類，其中，發明專利技術含量高、研發難度大，可視為具有較高質量的復雜創新[22]。為此，本文選擇發明專利數量占總專利數量的比重測度企業創新質量。

本文的創新之處在于：(1)從研究方法來看，以中國加入世界貿易組織作為準自然實驗，利用連續型雙重差分法準確識別生產性服務業開放對制造業創新質量的因果效應，剔除了對制造業創新貢獻較小的消費性服務業，聚焦于生產性服務業開放帶來的創新效應的探究，研究更具有針對性，對政策效果的評估更加精準、客觀。(2)從研究內容來看，進一步細分生產性服務業，探究生產性服務業各個細分行業開放對制造業企業創新影響的異質性。 此外，從創新數量和創新質量兩個維度考察創新效應，較只關注專利數量而言更加全面、科學。(3)從研究對象來看，以中國制造業企業為研究對象，從微觀視角剖析生產性服務業開放對中國企業的影響，對政策效果的檢驗更具說服力。

二、數據、變量與方法

學術界普遍肯定了貿易開放帶來的創新效應。作為高層次人才集中、技術密集度高的生產性服務業，其擴大開放更具有創新激勵作用。首先，從企業層面來看，生產性服務業擴大開放，制造業企業能夠將自身不具有生產優勢的環節外包給生產性服務出口企業進行專業化生產，集中人力、資本生產具有相對優勢的核心產品。在行業層面，隨著生產性服務的進口，大批知識技術密集型的生產要素被用于國內制造業生產過程，能夠促進整個產業集群的壯大。其次，生產性服務作為知識技術密集型生產要素，與制造業存在前向關聯而形成前向溢出效應，企業能夠吸收擴大生產性服務業開放帶來的技術溢出，通過提高企業生產率提升創新質量。最后，在開放的經濟環境中，貿易開放使得國內產品競爭愈發激烈。隨著生產性服務部門擴大開放，質優價廉的國外生產性服務作為高級生產要素進入國內市場，使得國內生產性服務業面臨巨大的競爭壓力，而制造業企業會通過擴大出口緩解國內競爭壓力，從而促進企業技術創新。

(一)數據來源及說明

為了在微觀層面考察創新效應，本文將1998-2013年中國工業企業數據與專利數據進行匹配(注：由于需要把中國工業企業數據與專利數據按企業代碼進行匹配，數據只能匹配到2013年)。匹配后，剔除數據庫中的異常值，包括：(1)總產值、銷售額、應付職工薪酬、固定資產合計、實收資本等缺失、為負值或零值，總資產小于流動資產和固定資產凈值的企業數據；(2)成立年份晚于統計年份、成立月份大于12的企業數據；(3)從業人數小于8的制造業企業。轉化為平衡面板后，最終得到212991個企業的觀測值。

(二)模型和變量定義

2001年12月，中國正式加入WTO，成為中國擴大貿易開放的標志性事件?！吨腥A人民共和國服務貿易具體承諾減讓表》和2002年版的《外商投資產業指導目錄》的發布成為中國服務業開放的重要標志。本文基于中國加入WTO這一準自然實驗，采用雙重差分法識別生產性服務業開放對制造業技術創新的影響。模型初步設定如式(1)所示。

innovationit=β0+β1relyi×time2002t+

βXit+δi+μt+εit

(1)

其中，i表示企業，t表示年份，β表示回歸系數；被解釋變量innovationit表示企業技術創新，將從創新數量和創新質量兩個方面衡量，創新數量用企業專利數量來衡量，創新質量用發明專利數量占總專利數量的比重衡量；核心解釋變量relyi表示生產性服務依存度，作為衡量28個制造業細分行業受沖擊大小的依據，該指標越大表明制造業企業受到生產性服務業開放的沖擊越大；time2002t是政策實施的虛擬變量，政策實施后(t≥2002)取1，政策實施前取0；交互項relyi×time2002t反映生產性服務依存度高的行業與依存度低的行業技術創新水平在政策實施前后的平均差異；β1是本文重點關注的系數，它衡量了生產性服務業開放對企業創新質量的影響；Xit表示控制變量，包括：企業規模(scale)、企業年齡(age)、資本密集度(k)、企業負債率(debt)、勞均工資(wage)、赫芬達爾指數(hhi)、政府補貼(subsidy)。其中，企業規模用企業從業人員年均人數的對數值來衡量，相對于小規模企業而言，大規模企業具備更強的知識溢出吸收能力。企業年齡用當年年份減去企業成立年份加1的對數值來表示，企業處于不同年齡階段對創新激勵的感知效果存在差異。資本密集度用資本總額與銷售收入的比值來測量，資本密集度是行業進入壁壘的衡量指標。企業負債率以負債總額占資產總額的比率表示，代表企業的資金約束狀況，企業的技術創新必然會受到資金約束的影響。勞均工資用消費者價格指數平減后的企業實際勞均工資的對數值來表示，對企業創新和生產率的提高具有正向影響。赫芬達爾指數用行業內企業市場份額的平方和來衡量，該指數越大，表示市場越集中，壟斷程度越高。政府補貼用政府補貼與企業銷售額的比值來度量，政府補貼對企業技術創新存在正負兩種影響：一方面是受到政府資金支持，企業用于技術研發的經費更加充裕，有利于企業技術創新；另一方面是政府的幫扶減輕了企業的競爭壓力，削弱了企業進行技術革新的動力。δi為企業固定效應，控制企業不隨時間變化的特征；μt為年份固定效應，剔除時間趨勢帶來的影響；εit為隨機擾動項。

三、實證結果與分析

(一)基準回歸結果

表1報告了基準模型(1)的回歸結果，在回歸過程中，采用穩健標準誤以控制潛在的異方差和自相關問題。列(1)(2)(3)報告了針對創新質量的估計結果，結果表明，不論是否加入企業和行業層面的控制變量，交互項relyi×time2002t的估計系數皆在1%的顯著性水平上為正，說明中國加入WTO后，生產性服務業依存度高的制造業企業與依存度低的企業相比顯著提升了創新質量，且生產性服務業開放對制造業創新質量的提升作用是穩健的。列(4)(5)(6)報告了針對創新數量的估計結果，結果表明，生產性服務業開放沒有給企業創新帶來數量效應。可能的原因在于，中國企業專利申請數量的增長在很大程度上受到政策支持的影響，地方政府為了促進企業進行自主創新會出臺一系列的政策支持企業申請專利。短期內，政策支持力度的加強會導致企業創新數量的增加，但是創新質量的提升卻很難通過這種政策拉動[23]。總之，生產性服務業開放對中國制造業企業創新具有顯著的質量激勵效應，而數量激勵效應不顯著。

表1 生產性服務業開放影響制造業技術創新的回歸結果

控制變量的回歸結果顯示，企業規模和勞均工資對企業創新質量都有顯著的提升作用，與預期一致；赫芬達爾指數的回歸系數為負，但不顯著，說明在中國壟斷對創新的抑制作用并不明顯；企業年齡對創新質量的回歸系數在1%的顯著性水平上為負，表明新成立的企業相比老企業更具有提升創新質量的動力；企業負債率和資本密集度的回歸系數不顯著，說明二者不是影響創新質量的主要因素；政府補貼對創新質量的影響不顯著，說明政府補貼給創新質量帶來的正負影響中，沒有一方的作用明顯勝于另一方。

(二) 平行趨勢檢驗

被解釋變量在政策實施前是否具有平行趨勢，是評判雙重差分估計有效性的重要標準。為了檢驗平行趨勢假設是否成立，本文將式(1)中的time2002t替換為各年度虛擬變量：

βXit+δi+μt+εit

(2)

其中，yeart表示年份虛擬變量，β1表示各年份生產性服務業依存度高的制造業企業與依存度低的企業相比，其創新質量的差異；其余變量與式(1)一致。檢驗結果如表2所示。

由表2可知，2002年之前的回歸系數皆不顯著，說明在政策實施之前，生產性服務依存度高的行業與依存度低的行業相比，其創新質量的變化趨勢不存在明顯差異，即平行趨勢假設成立。在政策實施后的年份，交互項回歸系數皆顯著為正，說明生產性服務業依存度高的制造業企業的創新質量明顯優于依存度低的企業，表明生產性服務業開放對制造業企業創新質量的提升具有穩定的促進作用。

表2 平行趨勢假設檢驗結果

(三) 穩健性檢驗

1.隨機抽取處理組。遺漏個體和時間層面同時變動的不可觀測因素是導致結果可能產生誤差的原因。因此，本文隨機抽取企業作為處理組和控制組進行穩健性檢驗。我們進行了500次隨機抽樣，而后進行回歸。圖1給出了500次隨機抽樣生成處理組后，雙重差分系數的t值和分布。由圖1可知，雙重差分估計系數的t值集中在0附近，表明大多數樣本的回歸結果并不顯著，說明本文的估計結果并未受到個體和時間層面同時變動的不可觀測因素的影響，估計結果穩健。

圖1 隨機抽取實驗組的穩健性檢驗

2. 排除其他政策干擾。在加入WTO后，我國逐步放開服務市場，企業逐漸失去了關稅壁壘和行政壁壘的保護。隨著行業門檻大幅降低，各企業受到國外先進技術的沖擊。與此同時，為配合國家知識產權戰略的實施，各省(區、市)在2005年前后紛紛出臺各項知識產權保護政策，對企業申請專利予以資助和獎勵。為了在一定程度上除去其他專利政策的實施對企業創新的影響，本文將2005年及之后的樣本數據刪去，重新進行基準回歸，所得結果如表3所示。

由表3可知，加入控制變量和固定效應前后，雙重差分項relyi×time2002t的系數皆在1%的顯著性水平上為正。這意味著在排除了其他相關政策的干擾后，生產性服務業開放對制造業創新質量的促進作用依然存在，基準回歸結果穩健可信。

表3 排除其他政策干擾的穩健性檢驗

3. 截尾?；鶞驶貧w結果基于工業企業數據庫和專利數據匹配所得，如果存在極端值則可能會使得估計結果存在偏誤。為解決這一問題，對樣本進行截尾處理：剔除innovation最大的前1%和最小的前1%。在剔除掉極端值后，回歸結果如表4所示。

表4 截尾的穩健性檢驗

表4顯示，加入控制變量后，核心解釋變量relyi×time2002t的估計系數在1%的顯著性水平上為正，說明生產性服務業開放帶來的創新效應穩定存在。通過隨機抽取處理組、排除其他政策干擾、截尾等穩健性檢驗，回歸結果與表1的結果基本一致?？梢哉J為中國工業企業數據實證檢驗了擴大生產性服務業開放顯著地提升了企業創新質量。

(四)異質性分析

1.生產性服務業的異質性。前文從整體上證實了生產性服務業開放對制造業技術創新起到了促進作用。由于生產性服務的種類較多，不同細分行業的差異可能會對企業創新產生不同的影響，本文將生產性服務業分為運輸服務業、信息服務業、金融服務業、商業服務業、科技服務業。為了探究不同類型生產性服務影響的差異性，將基準模型(1)中制造業對生產性服務總體的依存度替換為對各生產性細分服務行業的依存度，使用雙重差分法分別進行識別，結果見表5。

表5 生產性服務業的異質性分析

從表5可以看出，信息服務業、商業服務業、科技服務業開放對制造業創新質量的提高有顯著的促進作用，交互項系數分別為0.406、1.071、4.260。其中，科技服務業的開放給中國制造業帶來的創新效應最為明顯，商業服務業開放的正向影響次之。企業管理服務、法律服務、咨詢與調查、廣告業等商業服務屬于高附加值的人力資本密集行業，擴大開放有利于高水平人才積累，為企業創新提供人力保障。信息服務業開放對創新質量也有正向影響，信息服務屬于信息技術外包和知識流程外包范疇。服務外包通過專業化分工提高企業技術研發成功率。此外，進口國外先進的計算機技術和軟件開發等信息服務，有利于企業打破信息傳遞障礙，提升各環節的管理效率，為技術創新助力。

運輸服務業的交互項系數為-0.126，在5%的顯著性水平上為負，這意味著運輸服務業開放程度的提高對企業創新具有輕微的抑制作用。原因可能是，一方面，相對于其他生產性服務而言，運輸服務的知識技術密集度相對較低，推動制造業技術創新的能力有限；另一方面，中國為了滿足基礎設施建設的巨大需求，十分重視國內運輸服務業的發展，而運輸服務業的開放，將在國內形成激烈的市場競爭，甚至對中國還未成熟的物流體系形成沖擊，不利于制造業技術創新。金融服務業開放的影響效果并不顯著，這是因為外來金融服務雖然能夠帶來資金與技術，但未必能同本國金融體系相結合，進而起到促進作用。

2.企業所有制的異質性。進一步對企業所有制進行區分，在基準模型(1)中加入企業所有制虛擬變量與雙重差分項的交互項，建立如下模型：

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×

soei+β2relyi×time2002t+β3soei+

βXit+δi+μt+εit

(3)

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×

poei+β2relyi×time2002t+β3poei+

βXit+δi+μt+εit

(4)

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×

foei+β2relyi×time2002t+β3foei+

βXit+δi+μt+εit

(5)

式(3)～式(5)中的soei、poei及foei都為企業所有制虛擬變量，依據企業實收資本成分將國有企業定義為國有資本或集體資本占實收資本50%及以上的企業，將外資企業定義為港澳臺或非港澳臺外資資本占實收資本50%及以上的企業，將民營企業定義為除國有資本、集體資本以及港澳臺和非港澳臺外資之外的資本占實收資本50%及以上的企業；soei為國有企業虛擬變量，若企業為國有企業則soei=1，反之則為0；poei為民營企業虛擬變量，若企業為民營企業則poei=1，反之則為0；foei為外資企業虛擬變量，若企業為外資企業則foei=1，否則為0；β1是重點關注的系數，若式(3)中β1顯著為正，則說明生產性服務業開放更能提升國有企業的創新能力，式(4)、式(5)同理；其余變量的含義與式(1)相同。估計結果如表6所示。

由表6可知，β1在民營企業的樣本中顯著為正，這表明生產性服務業開放能夠提升民營企業的創新質量，而在國有企業的樣本中，β1為-0.0043，在1%的水平上顯著，說明國有企業的創新質量受到輕微抑制。與民營企業相比，國有企業的經營受到較強的政府干預，導致其創新活動對政策變化的反應不敏感。此外，國有企業管理層大多缺乏激勵機制，這可能導致管理層偏向弱化風險，降低風險承擔水平[24]。

表6 企業所有制的異質性分析

外資企業的交互項系數不顯著，可能的原因是：21世紀初，外資在中國設立企業的主要目標是利用中國低廉的勞動成本，因此生產性服務業開放的服務外包效應和技術促進效應都不顯著。

3.企業出口特征的異質性。為探究中國入世對出口企業與非出口企業創新質量的影響差異，在基準模型(1)中加入出口企業虛擬變量：

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×exi+

β2relyi×time2002t+β3exi+βXit+δi+

μt+εit

(6)

其中，exi為出口企業虛擬變量，若企業出口交貨值大于0，exi=1，否則為0；若β1顯著為正，則表明生產性服務業開放對出口企業的創新激勵大于非出口企業。結果見表7。

表7 企業出口特征的異質性分析

結果顯示，出口企業虛擬變量與雙重差分項的交互項系數在1%的顯著性水平上為正，意味著相較于非出口企業，生產性服務業開放能對出口企業產生更大的創新效應。原因在于，在全球生產和服務鏈條上，相較于非出口企業而言，出口企業更熟悉國際市場環境。此外，出口企業的生產率更高、技術進步更快，繼而對知識溢出的吸收能力更強[22]。

四、結論與政策建議

(一)研究結論

本文基于中國加入WTO這一準自然實驗，采用連續型雙重差分法探究了生產性服務業開放對制造業創新質量和創新數量的影響。研究發現，生產性服務業開放顯著提升了制造業企業發明專利的占比，并通過了平行趨勢檢驗和穩健性檢驗，但對專利整體數量的影響不明顯。就細分行業來看，信息服務業、商業服務業、科技服務業開放對制造業創新質量的提高有顯著的促進作用，而運輸服務業開放程度的提高對創新質量具有輕微的抑制作用，金融服務業開放的創新效應不明顯；就企業所有制而言，生產性服務業開放能夠提升民營企業的創新質量，但輕微抑制了國有企業的創新質量，而對外資企業的影響不明顯。此外，相較于非出口企業，生產性服務業開放能對出口企業產生更大的創新效應。

(二)政策建議

理論分析與實證結果表明，擴大生產性服務業開放有力地促進了制造業創新質量的提升。然而，就中國生產性服務業的開放現狀而言，貿易總量偏低及貿易結構不合理等問題日益凸顯，本文提出如下對策以提升生產性服務的創新效應：

第一，我國應當繼續堅持對外開放政策，降低服務貿易壁壘，拓寬生產性服務貿易渠道，加快服務貿易自由化進程。當前，我國的生產性服務業發展水平與發達國家仍存在一定差距，中國未能充分發揮生產性服務的積極作用。我國需要通過擴大開放，增進與發達國家高質量生產性服務業的來往，發揮“干中學”效應，提升我國本土生產性服務質量，為制造業技術創新提供動力支持。

第二，在鼓勵生產性服務業開放的同時，有針對性地擴大開放領域。尤其要提高信息、商業、科技等生產性服務業的開放程度，充分吸收專業化分工、技術溢出、競爭效應帶來的積極影響，從而推動國內制造業的技術創新。

第三，制造業企業應注重使用高質量生產性服務要素。生產性服務依存度高的企業應改變要素投入結構，從過去依靠中低端生產性服務要素模式向以高級生產性服務要素投入為主轉變，加強對信息、商業、科技服務業等高技術含量生產要素的依賴，通過提高要素投入質量帶動企業技術創新；生產性服務依存度低的企業應加大生產性服務中間投入，充分發揮生產性服務要素的積極作用，促進企業創新水平的提升。