服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進了制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展嗎？

胡俊 尹靖華 寧愉加

*收稿日期：2023-09-11；修回日期：2023-11-06

基金項目：

國家社會科學基金后期資助一般項目（22FJLB035）；江蘇省社會科學基金青年項目（21EYC005）；廣東省哲學社會科學規(guī)劃學科共建項目（GD23XYJ39）。

作者簡介：

胡俊（1989），男；講師，經(jīng)濟學博士，碩士生導師，主要從事服務經(jīng)濟、區(qū)域經(jīng)濟研究。

尹靖華（1988），女；講師，經(jīng)濟學博士，主要從事城市經(jīng)濟、勞動經(jīng)濟研究。

寧愉加（1994），男；碩士研究生，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究。

① 數(shù)據(jù)來源：《2016中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

摘? 要：

服務業(yè)綜合改革是促進服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措，服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有成本降低效應、創(chuàng)新促進效應和產(chǎn)業(yè)融合效應，因而服務業(yè)綜合改革可以通過降低生產(chǎn)經(jīng)營成本、增加技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出、推動服務轉(zhuǎn)型等路徑來促進制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。將國家服務業(yè)綜合改革試點作為一項準自然實驗，以全要素生產(chǎn)率表征企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展水平，采用2007—2019年滬深A股制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，運用PSM-DID方法進行政策效應分析，結(jié)果表明：服務業(yè)綜合改革顯著提高了試點城市的制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并可以通過降低成本費用率、增加專利申請數(shù)量、提高服務轉(zhuǎn)型程度3條路徑來促進制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升；服務業(yè)綜合改革對市場化水平較高地區(qū)、技術(shù)密集型行業(yè)、規(guī)模較大的制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升具有更強的促進效應。因此，應加大服務業(yè)綜合改革力度，促進服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；加快市場化進程，推動服務業(yè)與制造業(yè)融合發(fā)展，充分發(fā)揮服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用。

關鍵詞：

服務業(yè)綜合改革；制造業(yè)企業(yè)；全要素生產(chǎn)率；服務轉(zhuǎn)型；產(chǎn)業(yè)融合

中圖分類號：F20；F062.9? 文獻標志碼：A? 文章編號：1674-8131（）0-0033-16

引用格式：

胡俊，尹靖華，寧愉加.服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進了制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展嗎？——來自服務業(yè)綜合改革試點的經(jīng)驗證據(jù)［J］.西部論壇，2023，33（6）：33-48.

HU Jun， YIN Jing-hua， NING Yu-jia. Does the high-quality development of the service industry promote the high-quality development of manufacturing enterprises： empirical evidence from the comprehensive reform of the service industry［J］. West Forum， 2023， 33（6）： 33-48.

一、引言

作為實體經(jīng)濟的根基和國民經(jīng)濟的重要支柱，制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是構(gòu)建現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系的重要支撐。黨的二十大報告指出，要堅持把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放在實體經(jīng)濟上，推進新型工業(yè)化，加快建設制造強國、質(zhì)量強國、航天強國、交通強國、網(wǎng)絡強國、數(shù)字中國。改革開放以來，我國制造業(yè)規(guī)模增長迅速，制造業(yè)增加值自2010年以后穩(wěn)居世界第一。然而，相比發(fā)達國家，我國制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量還有待提升，實現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是加快建設制造強國的核心內(nèi)容。企業(yè)發(fā)展是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎，制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高綜合反映了制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力和生產(chǎn)要素利用效率的提升，是制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要體現(xiàn)（蔡躍洲 等，2017）［1］。因此，深入研究如何促進制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高具有重要的現(xiàn)實意義。

隨著產(chǎn)業(yè)分工的不斷細化和深化，一個產(chǎn)業(yè)的發(fā)展越來越多地受到其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。服務業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展不僅提高了制造業(yè)企業(yè)中間品供給的質(zhì)量和效率，也是推動制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要動力（戴翔，2016；Arnold et al.，2016；孫浦陽 等；2018）［2-4］。服務業(yè)與制造業(yè)的互動關系是學術(shù)界長期關注的重要議題（Anderson et al.，2004；高覺民 等，2011）［5-6］。服務業(yè)發(fā)展在制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程中具有不可替代的作用（Golara et al.，2016；呂越 等，2023）［7-8］。比如：從服務貿(mào)易發(fā)展來看，服務業(yè)開放加劇了市場競爭程度，使制造業(yè)企業(yè)可選擇的服務投入種類增多、質(zhì)量提升、價格下降，進而在產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的作用下提升制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)效率和出口績效（Bas.，2014；邵朝對 等，2021）［9-10］；從產(chǎn)業(yè)集聚來看，生產(chǎn)性服務業(yè)的空間集聚能夠產(chǎn)生規(guī)模效應和知識溢出效應，進而促進制造業(yè)升級（盛豐，2014）［11］。具體到服務業(yè)對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，現(xiàn)有文獻除了較為深入地考察了服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚和融合（協(xié)調(diào)）發(fā)展對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的積極作用外（伍先福，2018；周楠 等，2020；羅良文 等，2021；劉強 等，2023）［12-15］，主要探討了服務業(yè)的對外開放（霍杰，2012；劉艷，2013；李楊 等，2018；王欠欠 等，2019）、產(chǎn)業(yè)集聚（宣燁 等，2017；余東華 等，2018；李曉陽 等，2022）以及市場競爭（周念利 等，2015）等對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用［16-23］，而一些從服務業(yè)發(fā)展角度的研究又大多聚焦于生產(chǎn)性服務業(yè)及知識密集型服務業(yè)（彭湘君 等，2014；趙明霏，2017；王文 等，2020）［24-26］，鮮見對于服務業(yè)整體高質(zhì)量發(fā)展影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的深入研究。此外，相關研究大多從產(chǎn)業(yè)層面進行實證檢驗（考察服務業(yè)發(fā)展對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響），少有企業(yè)層面的經(jīng)驗分析（探究服務業(yè)發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響）。

從經(jīng)濟發(fā)展實踐來看，長期以來，我國服務業(yè)發(fā)展滯后于制造業(yè)發(fā)展，對制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的有效支撐不足，且服務業(yè)與制造業(yè)的互動水平較低（譚洪波 等，2012；趙昌文 等，2015；楊萍，2015）［27-29］。為了加快推進服務業(yè)的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型，近年來我國政府積極推進服務業(yè)領域的改革。其中，2010年開始推行的服務業(yè)綜合改革試點要求試點地區(qū)著力解決制約服務業(yè)發(fā)展的突出問題，積極破除阻礙服務業(yè)發(fā)展的體制機制約束和政策障礙；2016年又開展了第二批服務業(yè)綜合改革試點。服務業(yè)綜合改革旨在通過放松服務業(yè)準入限制、優(yōu)化服務業(yè)發(fā)展環(huán)境、增加服務業(yè)資金投入等措施，加速現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展。服務業(yè)綜合改革無疑會促進試點地區(qū)的服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，從而通過提高中間投入品的質(zhì)量等推動本地制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。因此，服務業(yè)綜合改革試點為科學評估服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響提供了很好的研究素材。然而，已有文獻對服務業(yè)綜合改革試點的政策效應分析主要針對地區(qū)服務業(yè)發(fā)展（劉勝 等，2021）、技術(shù)創(chuàng)新（陳亞平，2020；劉勝 等，2023；姚戰(zhàn)琪，2023）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（蔡曦 等，2022；劉勝 等，2023）等方面［30-35］，還未考察服務業(yè)綜合改革對制造業(yè)發(fā)展的影響。

鑒于上述，本文在已有研究的基礎上，探討服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響及其機制，并以國家服務業(yè)綜合改革試點為準自然實驗，采用PSM-DID法檢驗服務業(yè)綜合改革是否顯著提升了試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。相比已有文獻，本文的邊際貢獻主要在于：一是在理論上探討了服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過成本降低效應、創(chuàng)新促進效應、產(chǎn)業(yè)融合效應推動制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的機制，拓展和深化了服務業(yè)發(fā)展與制造業(yè)發(fā)展的關系研究；二是基于服務業(yè)綜合改革對服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的推動作用，以全要素生產(chǎn)率表征制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展水平，檢驗服務業(yè)綜合改革試點對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，豐富了服務業(yè)綜合改革的政策效應研究，并為服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗證據(jù)；三是檢驗了服務業(yè)綜合改革提升試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的3條路徑（降低生產(chǎn)經(jīng)營成本、增加技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出、促進服務轉(zhuǎn)型）以及地區(qū)（市場化水平）、行業(yè)（要素密度）和企業(yè)（規(guī)模）3個層面的異質(zhì)性，有助于深入認識服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)的積極影響，并為進一步充分發(fā)揮服務業(yè)綜合改革的政策效應提供了啟示。此外，本文采用PSM-DID法進行政策效應分析，克服了采用單一指標來衡量服務業(yè)發(fā)展的局限性，并有效地處理了模型檢驗的內(nèi)生性問題，可以更為科學地揭示服務業(yè)發(fā)展與制造業(yè)企業(yè)發(fā)展之間的因果關系。

二、理論分析與研究假說

1.服務業(yè)綜合改革、服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升

為了促進服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，2010年國家發(fā)展改革委發(fā)布《關于開展服務業(yè)綜合改革試點的通知》（發(fā)改產(chǎn)業(yè)〔2010〕1826號），啟動了服務業(yè)綜合改革試點工作；2016年，《“十三五”國家服務業(yè)綜合改革試點實施意見》出臺，國家發(fā)展改革委發(fā)布《關于做好“十三五”服務業(yè)綜合改革試點工作的通知》（發(fā)改產(chǎn)業(yè)〔2016〕2557號）。服務業(yè)綜合改革不僅要大力發(fā)展生產(chǎn)性服務業(yè)、積極發(fā)展生活性服務業(yè)、提高服務業(yè)在國民經(jīng)濟體系中的比重，還要將發(fā)展服務業(yè)作為培育新動能的重要抓手、推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要內(nèi)容、改善民生擴大就業(yè)的重要途徑。服務業(yè)綜合改革主要包括兩個方面的政策措施：一是破除服務業(yè)發(fā)展的制度性障礙，主要包括放寬服務業(yè)市場準入，推進國有企業(yè)改革，深化服務業(yè)對外開放，健全配套基礎制度等。二是強化服務業(yè)發(fā)展的要素保障，主要包括加大服務業(yè)資金投入，加強服務業(yè)人才隊伍建設，完善基礎設施建設等。尤其是2016年推行的第二批服務業(yè)綜合改革試點，更加注重服務業(yè)的轉(zhuǎn)型升級和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，積極推動服務創(chuàng)新和開放，努力消除體制機制障礙，不斷改善服務業(yè)發(fā)展環(huán)境，充分挖掘服務業(yè)發(fā)展?jié)摿ΑＴ圏c地區(qū)的服務業(yè)綜合改革開啟了破除制約服務業(yè)發(fā)展障礙的有益探索，有利于降低服務業(yè)發(fā)展的制度性成本，促使服務業(yè)發(fā)展的制度體系和生態(tài)系統(tǒng)得到顯著改善，有效推動了本地服務業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

國內(nèi)外的研究均表明，服務業(yè)發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率提升具有重要的促進作用。服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不僅關乎服務業(yè)本身，也會通過產(chǎn)業(yè)聯(lián)動機制推動制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。由于我國的現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展相對滯后，服務業(yè)對制造業(yè)企業(yè)的支撐引領作用不足是制約制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關鍵因素之一，因而通過服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展為制造業(yè)企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)的中間品服務，進而推動制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是加快建設制造強國的重要途徑。服務業(yè)綜合改革優(yōu)化了服務業(yè)的營商環(huán)境，推動了服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，使制造業(yè)企業(yè)可以獲得更多種類、更低價格、更高質(zhì)量的生產(chǎn)和經(jīng)營服務，并在產(chǎn)業(yè)關聯(lián)作用下產(chǎn)生知識溢出效應，促進制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新和市場創(chuàng)新，最終帶來制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率和競爭力的提升。因此，服務業(yè)綜合改革促進了試點地區(qū)服務業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，服務業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展又將顯著提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

由此，本文提出假說1：服務業(yè)綜合改革顯著促進了試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升。

2.服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的路徑

本文認為，服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)全要素產(chǎn)生率的提升作用至少體現(xiàn)在以下三個方面：一是服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可以為制造業(yè)企業(yè)提供更多更高質(zhì)量的中間投入品，有助于優(yōu)化資源配置和降低生產(chǎn)成本，從而提高企業(yè)的生產(chǎn)效率；二是服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠強化產(chǎn)業(yè)間和企業(yè)間的技術(shù)創(chuàng)新合作和知識溢出效應，服務業(yè)中的專業(yè)知識和經(jīng)驗可以通過供應鏈和合作伙伴關系傳遞給制造業(yè)企業(yè)，從而提高制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)水平和生產(chǎn)效率；三是服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠促進制造業(yè)與服務業(yè)的融合發(fā)展，推動制造業(yè)企業(yè)的服務轉(zhuǎn)型，并促使制造業(yè)企業(yè)進行制度變革和技術(shù)創(chuàng)新，從而提高企業(yè)的生產(chǎn)效率。

（1）服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的成本降低效應。服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可以顯著降低制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本：一是通過加劇市場競爭促使服務價格下降，降低制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本。服務業(yè)綜合改革推動的服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展必然會減少政府對市場的過度干預，服務業(yè)管制的放松會提高服務市場的競爭程度（Beverelli，2017）［36］，競爭加劇則會促使服務業(yè)企業(yè)提高生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量，從而通過服務價格的降低減少制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本（邵朝對 等，2021）［10］。二是通過改善制度和優(yōu)化環(huán)境降低服務業(yè)和制造業(yè)企業(yè)的交易成本。服務業(yè)綜合改革推動的服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不僅可以降低服務業(yè)發(fā)展的制度成本和交易成本，有利于服務價格下降，從而降低制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本，而且也改善了制造業(yè)企業(yè)的發(fā)展環(huán)境，進而降低制造業(yè)企業(yè)的交易成本。三是通過吸引產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生規(guī)模效應，從而降低服務業(yè)和制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本。服務業(yè)綜合改革推動的服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過制度創(chuàng)新和管制放松等形成政策高地和交易成本洼地，吸引服務業(yè)和制造業(yè)企業(yè)進入，產(chǎn)業(yè)集聚帶來市場規(guī)模擴大，從而有利于降低企業(yè)發(fā)展的各種成本（Melitz et al.，2008）［37］。成本是影響企業(yè)生產(chǎn)效率的重要因素，生產(chǎn)經(jīng)營成本的降低會直接提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，因此，服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可以通過降低制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本來提高其全要素生產(chǎn)率。

由此，本文提出假說2：服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有成本降低效應，因而服務業(yè)綜合改革可以通過降低成本的路徑來提升試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

（2）服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的創(chuàng)新促進效應。由于服務業(yè)與制造業(yè)之間存在產(chǎn)業(yè)關聯(lián)和投入產(chǎn)出關系，服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠促進制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力和水平的提高：一是通過專業(yè)化外包提高制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。服務業(yè)綜合改革推動的服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展加快了服務業(yè)規(guī)模擴張和質(zhì)量提升，使得制造業(yè)企業(yè)可以將部分原本由內(nèi)部提供的服務轉(zhuǎn)為外部采購，從而使生產(chǎn)性服務業(yè)內(nèi)涵的技術(shù)、信息和人力資本直接應用于制造業(yè)生產(chǎn)過程，提升了制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力；同時，制造業(yè)企業(yè)可以把有限的知識資源集中于核心技術(shù)研發(fā)，有利于提高技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量和績效。二是通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)獲取知識溢出。依托投入產(chǎn)出關系，服務業(yè)企業(yè)會對制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)生知識溢出，通過為制造業(yè)企業(yè)提供更加高效的服務間接推動制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力提高（劉維剛 等，2018）［38］。三是通過產(chǎn)業(yè)集聚強化知識溢出。服務業(yè)綜合改革通過破除制約服務業(yè)發(fā)展的體制機制障礙吸引大量的服務業(yè)資源在試點地區(qū)的集聚，產(chǎn)業(yè)間的勞動力流動帶動知識外溢，這些不同和互補的知識技術(shù)通過相互碰撞催生出更多的技術(shù)創(chuàng)新（高康 等，2020）［39］。技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)生產(chǎn)效率提高的根本動力，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加會直接提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，因此，服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可以通過增加制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出來提高其全要素生產(chǎn)率。

由此，本文提出假說3：服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有創(chuàng)新促進效應，因而服務業(yè)綜合改革可以通過促進創(chuàng)新的路徑來提升試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

（3）服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的產(chǎn)業(yè)融合效應。服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠促進制造業(yè)與服務業(yè)的融合發(fā)展：服務業(yè)綜合改革推動的服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過擴大開放、降低市場準入門檻、減少行業(yè)管制等措施，不僅優(yōu)化了服務供給結(jié)構(gòu)，而且為服務業(yè)與制造業(yè)深度融合創(chuàng)造出更多契機和更好環(huán)境。制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提高的驅(qū)動因素并不完全來自內(nèi)部，服務部門的開放和管制放松有利于提高制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)和創(chuàng)新效率（余淼杰，2010；李芳芳 等，2023）［40-41］。服務業(yè)的規(guī)?；⒓刍?、專業(yè)化發(fā)展會提高制造業(yè)企業(yè)中間品的供給效率（彭書舟 等，2020）［42］，為制造業(yè)企業(yè)專注生產(chǎn)制造環(huán)節(jié)、與服務業(yè)企業(yè)融合發(fā)展提供了可能，同時服務外包也提高了制造業(yè)企業(yè)的資源配置效率和技術(shù)溢出效應（張艷 等，2013）［43］。此外，服務業(yè)管制放松有利于激勵服務業(yè)與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈雙向延伸，形成服務型制造、制造業(yè)服務化等產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展模式。產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展可以通過制度變革和技術(shù)變革雙重機制促進融合產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升（高智 等，2019）［44］，從企業(yè)層面來看，服務業(yè)企業(yè)可以通過融入更多工業(yè)化生產(chǎn)方式來提高規(guī)模經(jīng)濟效應和生產(chǎn)效率，制造業(yè)企業(yè)可以通過服務轉(zhuǎn)型和融入供應鏈管理、設備運營維護等增值服務來實現(xiàn)延鏈增值和效率提升。因此，服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可以通過促進制造業(yè)企業(yè)的服務轉(zhuǎn)型等來提高其全要素生產(chǎn)率。

由此，本文提出假說4：服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有產(chǎn)業(yè)融合效應，因而服務業(yè)綜合改革可以通過推動制造業(yè)與服務業(yè)融合發(fā)展的路徑來提升試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

三、研究設計和數(shù)據(jù)說明

1.模型設定與變量選取

在政策效應評估中，通常運用雙重差分估計（Difference in Difference，DID）來處理內(nèi)生性問題，但試點性政策的實施對象可能并非隨機選擇的結(jié)果，這會帶來處理組與對照組原本就存在顯著差異的樣本選擇偏差問題。為了緩解因樣本選擇偏差導致的內(nèi)生性問題，本文采用PSM-DID方法來考察國家服務業(yè)綜合改革試點的政策效應。將國家服務業(yè)綜合改革試點城市的制造業(yè)企業(yè)作為處理組，其他城市的制造業(yè)企業(yè)作為對照組，采用傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）方法進行樣本匹配，使得匹配后的兩組樣本企業(yè)除了是否受到試點政策影響外盡可能具有相似的特征，即為試點城市的制造業(yè)企業(yè)尋找合適的對照組樣本，以克服樣本選擇偏差的影響。在此基礎上，采用匹配的樣本進行雙重差分法檢驗。構(gòu)建如下基準模型：

lntfpit=α+βpostit+Xit+μi+λt+εit

其中，i和t分別表示企業(yè)和年份，μi為個體固定效應；λt為時間固定效應；εit為隨機擾動項。

被解釋變量（ln tfpit）“全要素生產(chǎn)率”為t年度i企業(yè)全要素生產(chǎn)率的自然對數(shù)值。測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率的方法有OLS、FE和控制函數(shù)法（OP 法和LP法）等，一般來說，OLS和FE方法不足以解決內(nèi)生性問題，會帶來估計偏誤，因而主流文獻多采用OP 法和LP法（Olley et al.，1996；Levinsohn et al.，2003）來估計企業(yè)的全要素生產(chǎn)率［45-46］。本文在基準模型回歸中運用LP法估計樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并采用OP法估計的企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行穩(wěn)健性檢驗。

核心解釋變量（postit）“服務業(yè)綜合改革”為t年度i企業(yè)所在城市是否屬于國家服務業(yè)綜合改革試點地區(qū)的虛擬變量（即DID項），試點城市的制造業(yè)企業(yè)在試點當年及以后的年份賦值為1，否則賦值為0。

參考任勝鋼（2019）等的研究［47］，選取企業(yè)層面的以下變量作為控制變量（Xit）：一是“資產(chǎn)負債率”，采用負債總額與資產(chǎn)總額的比值來衡量；二是“股權(quán)集中度”，采用前十大股東持股份額來衡量；三是“產(chǎn)權(quán)性質(zhì)”，為虛擬變量，國有企業(yè)賦值為1，其他企業(yè)賦值為0；四是“資產(chǎn)利潤率”，采用凈利潤占資產(chǎn)總額的比值來衡量；五是“企業(yè)規(guī)?！?，采用企業(yè)員工人數(shù)的自然對數(shù)值來衡量；六是“流動資產(chǎn)占比”，采用流動資產(chǎn)占資產(chǎn)總額比重來衡量；七是“上市年齡”，采用觀測年份與企業(yè)上市年份之差加1的自然對數(shù)值來衡量；八是“托賓Q值”，采用總市值與總資產(chǎn)的比值來衡量。

為檢驗服務業(yè)綜合改革試點能夠通過降低成本、促進創(chuàng)新、推動產(chǎn)業(yè)融合3條路徑來促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，在基準模型的基礎上構(gòu)建如下中介效應模型：

Mit=α+βpostit+Xit+μi+λt+εit

lntfpit=α+βpostit+φMit+Xit+μi+λt+εit

根據(jù)前文理論分析，選取3個中介變量：一是“成本費用率”，采用主營業(yè)務成本和管理費用之和與營業(yè)收入的比值來衡量，用以檢驗服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的成本降低效應；二是“專利申請數(shù)”，采用企業(yè)當年的專利申請數(shù)來衡量，用以檢驗服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的創(chuàng)新促進效應；三是“服務轉(zhuǎn)型程度”，參照陳漫和張新國（2016）的做法［48］，采用企業(yè)總營業(yè)收入中生產(chǎn)性服務業(yè)收入的占比來衡量，用以檢驗服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的產(chǎn)業(yè)融合效應。

2.樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文以滬深A股的制造業(yè)上市公司為研究樣本，出于政策沖擊前后的時間跨度對等以及避免疫情沖擊影響的考慮，樣本期間選定為2007—2019年。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，進行如下樣本篩選：一是剔除ST類、*ST類和PT類企業(yè)，二是剔除基礎數(shù)據(jù)嚴重缺失或者基本指標存在明顯錯誤（如負債率大于1或者小于0）的樣本。采用線性插值法對個別缺失值進行填補，并對連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理，最終得到在2007—2019年期間存活的680家企業(yè)共8 840個觀測值。企業(yè)層面的數(shù)據(jù)主要來源于中國經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）以及樣本企業(yè)的年報。國家服務業(yè)綜合改革試點地區(qū)根據(jù)《國家發(fā)展改革委關于開展服務業(yè)綜合改革試點的通知》（發(fā)改產(chǎn)業(yè)〔2010〕1826號）和《國家發(fā)展改革委關于做好“十三五”服務業(yè)綜合改革試點工作的通知》（發(fā)改產(chǎn)業(yè)〔2016〕2557號）兩個文件公布的名單確定，同時考慮到試點地區(qū)包括了普通地級市、區(qū)縣、開發(fā)區(qū)等多個層級，借鑒石大千等（2018）的做法［49］，剔除了未涵蓋整個地級市的試點地區(qū)樣本。本文主要變量的描述統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

四、實證結(jié)果分析

1.傾向得分匹配

在進行雙重差分檢驗之前，運用PSM方法為試點城市的制造業(yè)企業(yè)尋找合適的對照組樣本。如果對樣本數(shù)據(jù)直接進行PSM，可能會造成不同年份的處理組樣本與對照組樣本匹配，從而導致匹配結(jié)果的不可信。因此，參照Heyman等（2007）的方法［50］，本文采取逐年匹配的方式，僅限在同期對照組中尋找最合適的匹配對象。樣本包括2007—2019年共13年的數(shù)據(jù)，因而合計匹配13次。對傾向得分匹配結(jié)果進行平衡性檢驗，結(jié)果顯示（由于篇幅所限，表2僅列出2007年的匹配結(jié)果）：所有協(xié)變量在匹配之后的標準偏差均小于5%，說明匹配變量和匹配方法合理 ；所有變量的t統(tǒng)計量均不顯著，說明處理組和對照組在匹配后無顯著差異，匹配結(jié)果有效。在逐年依次匹配后，刪去沒有匹配上的觀測值，并將2007—2019年的數(shù)據(jù)合并，得到非平衡面板觀測值共計8 770個，用于之后的DID估計。

2.基準模型回歸

在政策實施前處理組和對照組之間具有相同的時間趨勢是雙重差分估計有效的前提條件，本文借鑒Beck等（2010）的做法［51］，采用事件研究法進行平行趨勢和動態(tài)效應檢驗。以政策實施當年為基期，將研究范圍設定為政策實施前6年與后6年，用postkit代表政策實施的時間虛擬變量，構(gòu)建如下模型：

lntfpit=a+ui+λt+∑6k=－6kpostitk+∑βXit+εit。檢驗結(jié)果如圖1所示，在政策實施前，所有系數(shù)的置信區(qū)間都包括0值，表明服務業(yè)綜合改革試點前處理組和對照組的企業(yè)全要素生產(chǎn)率不存在顯著差異，滿足平行趨勢假設。從動態(tài)效應來看，政策效應在試點后的第三年開始顯現(xiàn)，并在第五年達到高峰，在第六年有所下降，表明服務業(yè)綜合改革促進了試點城市制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，但該政策效應存在一定滯后性。

表3匯報了基準模型的PSM-DID估計結(jié)果，后兩列在控制企業(yè)固定效應和年份固定效應的基礎上，進一步控制了行業(yè)與年份的交互固定效應，以控制行業(yè)層面隨時間變化因素的影響?！胺諛I(yè)綜合改革”的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明服務業(yè)綜合改革顯著促進了試點城市制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升，假說1得到驗證。其他控制變量的估計結(jié)果也基本符合預期，不再贅述。

3.穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證基準模型分析結(jié)果的可靠性，進行以下穩(wěn)健性檢驗：一是安慰劑檢驗。本文借鑒Cai等（2016）的做法［52］，進行多期安慰劑檢驗。從制造業(yè)上市公司樣本中隨機選取與基準模型處理組相同數(shù)量的樣本，并隨機生成政策實施時間，構(gòu)建出虛擬的處理組和雙重差分項（postit），重新進行DID估計。按照上述過程重復抽取500次，得到500個虛擬的政策效應的估計值，繪制其核概率度圖如圖2所示。絕大多數(shù)虛擬政策項的估計系數(shù)集中在-0.03到0.03之間且p值大于0.1，而基準模型的估計系數(shù)為0.046（p值為0.016），屬于顯著異常值，表明處理組與對照組之間的全要素生產(chǎn)率差異是由除服務業(yè)綜合改革試點之外其他因素引起的可能性極小，因而服務業(yè)綜合改革促進了試點城市制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的結(jié)論是可信的。二是替換被解釋變量?；鶞誓Ｐ筒捎肔P法測算樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，改用OP法重新測算樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，重新進行模型檢驗，回歸結(jié)果見表4?！胺諛I(yè)綜合改革”的估計系數(shù)依然在1%的水平上顯著，再次驗證了基準模型分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.中介效應檢驗

（1）降低經(jīng)營成本路徑。以“成本費用率”為中介變量的中介效應檢驗結(jié)果見表5的Panel A?！胺諛I(yè)綜合改革”對“成本費用率”的估計系數(shù)顯著為負，表明服務業(yè)綜合改革降低了試點城市制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本；“成本費用率”對“全要素生產(chǎn)率”的估計系數(shù)顯著為負，表明制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本的降低促進了其全要素生產(chǎn)率提升。Sobel檢驗結(jié)果顯示，Z統(tǒng)計量大于1.64，拒絕不存在中介效應的原假設。上述結(jié)果表明，“成本費用率”在“服務業(yè)綜合改革”影響“全要素生產(chǎn)率”中具有顯著的中介效應，即服務業(yè)綜合改革通過降低生產(chǎn)經(jīng)營成本的路徑顯著提升了試點城市制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，假說2得到驗證。

（2）促進技術(shù)創(chuàng)新路徑。以“專利申請數(shù)”為中介變量的中介效應檢驗結(jié)果見表5的Panel B?！胺諛I(yè)綜合改革”對“專利申請數(shù)”的估計系數(shù)顯著為正，表明服務業(yè)綜合改革有利于試點城市制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加；“專利申請數(shù)”對“全要素生產(chǎn)率”的估計系數(shù)顯著正，表明制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出增加促進了其全要素生產(chǎn)率提升。Sobel檢驗結(jié)果顯示，Z統(tǒng)計量大于1.96，拒絕不存在中介效應的原假設。上述結(jié)果表明，“專利申請數(shù)”在“服務業(yè)綜合改革”影響“全要素生產(chǎn)率”中的中介效應顯著，即服務業(yè)綜合改革通過增加技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的路徑顯著提升了試點城市制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，假說3得到驗證。

（3）推動服務轉(zhuǎn)型路徑。以“服務轉(zhuǎn)型程度”為中介變量的中介效應檢驗結(jié)果見表5的Panel C?！胺諛I(yè)綜合改革”對“服務轉(zhuǎn)型程度”的估計系數(shù)顯著為正，表明服務業(yè)綜合改革推動了試點城市制造業(yè)企業(yè)的服務轉(zhuǎn)型；“服務轉(zhuǎn)型程度”對“全要素生產(chǎn)率”的估計系數(shù)顯著正，表明制造業(yè)企業(yè)服務轉(zhuǎn)型程度的提高促進了其全要素生產(chǎn)率提升。Sobel檢驗結(jié)果顯示，Z統(tǒng)計量大于1.96，拒絕不存在中介效應的原假設。上述結(jié)果表明，“服務轉(zhuǎn)型程度”在“服務業(yè)綜合改革”影響“全要素生產(chǎn)率”中發(fā)揮了顯著的中介作用，即服務業(yè)綜合改革通過促進服務轉(zhuǎn)型的路徑顯著提升了試點城市制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，假說4得到驗證。

五、進一步的討論：異質(zhì)性分析

政策效應的大小不僅取決于政策本身的科學性與適宜性，還受到政策實施環(huán)境和實施對象的影響，因而對于不同地區(qū)、不同行業(yè)、不同特征的企業(yè)，服務業(yè)綜合改革試點所能產(chǎn)生的影響程度可能存在顯著差異。鑒于此，本文分別基于地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)層面選取市場化水平、要素密度、資產(chǎn)規(guī)模3個維度進行異質(zhì)性分析。

一是地區(qū)市場化水平異質(zhì)性。在不同的經(jīng)濟社會制度環(huán)境中，同樣政策的實施效果可能存在較大差異，服務業(yè)綜合改革的效果也與制度環(huán)境密切相關。在制度環(huán)境較好的地區(qū)，產(chǎn)品市場、要素市場、市場中介組織、市場制度等發(fā)育較為成熟，有利于服務業(yè)綜合改革的順利推進，從而產(chǎn)生較強的政策效應。對此，本文基于樣本期間各地區(qū)市場化水平存在顯著差異的經(jīng)濟現(xiàn)實，采用調(diào)節(jié)效應模型檢驗在市場化水平較高的地區(qū)服務業(yè)綜合改革對試點城市制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用是否更為顯著。制度環(huán)境變量“地區(qū)市場化水平”采用樣本企業(yè)所在省份的市場化指數(shù)的自然對數(shù)值來衡量，其值越大則制度環(huán)境越好。模型檢驗結(jié)果見表6的Panel A，“服務業(yè)綜合改革×地區(qū)市場化水平”的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明服務業(yè)綜合改革對試點城市制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用在市場化水平越高的地區(qū)越顯著。

二是行業(yè)要素密度異質(zhì)性。按照使用生產(chǎn)要素的密集程度，可以將制造業(yè)劃分為勞動密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)，其中技術(shù)密集型行業(yè)的企業(yè)在制造和研發(fā)的過程中需要不斷投入更多的知識和技術(shù)等服務要素，因此更能基于中間投入的路徑獲取服務業(yè)綜合改革所誘發(fā)的效率紅利（凌丹 等，2019）［53］。本文基于行業(yè)的要素密度構(gòu)建虛擬變量“技術(shù)密集型行業(yè)”：借鑒尹美群等（2018）的做法［54］，按照證監(jiān)會2012年行業(yè)分類標準，將制造業(yè)劃分為技術(shù)密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)、勞動密集型行業(yè)3類，若樣本企業(yè)屬于技術(shù)密集型行業(yè)則賦值為1，屬于資本密集型行業(yè)或勞動密集型行業(yè)則賦值為0。調(diào)節(jié)效應模型檢驗結(jié)果見表6的Panel B，“服務業(yè)綜合改革×技術(shù)密集型行業(yè)”的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明相比資本密集型行業(yè)和勞動密集型行業(yè)的企業(yè)，服務業(yè)綜合改革試點對技術(shù)密集型行業(yè)的企業(yè)具有更強的全要素生產(chǎn)率提升作用。

三是企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性。制造業(yè)企業(yè)規(guī)模的不同可能導致其受服務業(yè)綜合改革的影響不同，規(guī)模較大的企業(yè)治理體系往往較為完善，在面臨市場變化時的風險承擔能力較強，并且規(guī)模效應使得其生產(chǎn)經(jīng)營成本較低，更容易獲取政策紅利，從而實現(xiàn)更大程度的全要素生產(chǎn)率提升。本文基于企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模構(gòu)建虛擬變量“大型企業(yè)”：借鑒孫雪嬌和范潤（2023）的做法［55］，根據(jù)企業(yè)資產(chǎn)總額的行業(yè)中位數(shù)進行賦值，當樣本企業(yè)資產(chǎn)總額大于等于其所在行業(yè)的中位數(shù)時歸為大型企業(yè)（賦值為1），否則歸為小型企業(yè)（賦值為0）。調(diào)節(jié)效應模型檢驗結(jié)果見表6的Panel C，“服務業(yè)綜合改革×大型企業(yè)”的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明相比小型制造業(yè)企業(yè)，服務業(yè)綜合改革試點對大型制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更強。

六、結(jié)論與啟示

服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)發(fā)展具有成本降低效應、創(chuàng)新促進效應和產(chǎn)業(yè)融合效應，從而可以促進制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升和高質(zhì)量發(fā)展。服務業(yè)綜合改革通過破除服務業(yè)發(fā)展的制度性障礙和強化服務業(yè)發(fā)展的要素保障等有效推動了服務業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，進而可以產(chǎn)生提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的政策效應。本文采用2007—2019年制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，運用PSM-DID方法檢驗服務業(yè)綜合改革對試點城市制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：服務業(yè)綜合改革顯著提升了試點城市制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，該結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立；服務業(yè)綜合改革可以通過降低生產(chǎn)經(jīng)營成本、增加技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出、推動服務轉(zhuǎn)型3條路徑來促進制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升；服務業(yè)綜合改革的制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升效應存在地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)異質(zhì)性，表現(xiàn)為對市場化水平較高地區(qū)、技術(shù)密集型行業(yè)、規(guī)模較大的制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有更強的提升作用。

基于上述結(jié)論，提出以下啟示：首先，要加大服務業(yè)綜合改革力度，持續(xù)擴大改革紅利?？偨Y(jié)推廣可復制的改革措施和典型經(jīng)驗，有序擴大國家服務業(yè)綜合改革試點地區(qū)范圍；注重提升改革的系統(tǒng)性、適應性和精準性，穩(wěn)步推進服務業(yè)的轉(zhuǎn)型升級和對外開放；加快建設適應高質(zhì)量發(fā)展要求的服務業(yè)發(fā)展環(huán)境，提升制造業(yè)服務供給的質(zhì)量和效益。其次，要因地制宜推進服務業(yè)綜合改革，以差異化的改革路徑和措施促進各地區(qū)的高質(zhì)量發(fā)展。我國各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展存在較大差異，在推進服務業(yè)綜合改革時應結(jié)合當?shù)氐慕?jīng)濟社會現(xiàn)實，立足要素稟賦結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)特色，以有效滿足差異化的服務需求為導向，制定具有針對性和適宜性的政策措施。經(jīng)濟發(fā)展和制度建設較好的地區(qū)應扛起服務業(yè)綜合改革的“領頭羊”重任，市場化水平較低的地區(qū)應加快市場化進程以更好地發(fā)揮服務業(yè)綜合改革的積極效應。最后，要注重現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系建設，持續(xù)推動服務業(yè)與制造業(yè)的融合發(fā)展。依托巨大的國內(nèi)市場需求，加強制造業(yè)與本土服務業(yè)的供需對接，增強制造業(yè)需求對服務業(yè)發(fā)展的帶動作用，自主培育一批能級高、競爭力強的現(xiàn)代服務業(yè)企業(yè)，推動服務業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級；同時，促進制造業(yè)企業(yè)與技術(shù)含量更高的服務業(yè)企業(yè)對接，釋放服務業(yè)對制造業(yè)的溢出和帶動作用，實現(xiàn)制造業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展；從而建立和完善服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同互促的融合發(fā)展格局，助力現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系建設。

參考文獻：

［1］

蔡躍洲，付一夫.全要素生產(chǎn)率增長中的技術(shù)效應與結(jié)構(gòu)效應——基于中國宏觀和產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)的測算及分解［J］.經(jīng)濟研究，2017，52（1）：72-88.

［2］? 戴翔.服務貿(mào)易自由化是否影響中國制成品出口復雜度［J］.財貿(mào)研究，2016，27（3）：1-9.

［3］? ARNOLD J M，JAVORCIK B，LIPSCOMB M，et al. Services reform and manufacturing performance：evidence from India［J］. The Economic Journal，2016，126：1-39.

［4］? 孫浦陽，侯欣裕，盛斌.服務業(yè)開放、管理效率與企業(yè)出口［J］.經(jīng)濟研究，2018，53（7）：136-151.

［5］? ANDERSON J E，VAN WINCOOP E. Trade costs［J］. Journal of Economic Literature， 2004，42（3）：691-751

［6］? 高覺民，李曉慧.生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的互動機理：理論與實證［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2011（6）：151-160.

［7］? GOLARA S，DOOLEY K . The influence of manufacturing services on innovation［J］. Academy of Management Annual Meeting Proceedings，2016，2016（1）：17418.

［8］? 呂越，陳泳昌，華岳.制造業(yè)服務化與企業(yè)減排［J］.經(jīng)濟評論，2023（2）：139-155.

［9］? BAS M. Does services liberalization affect manufacturing firms export performance？ evidence from India［J］. Journal of Comparative Economics，2014，42（3）：569-589.

［10］邵朝對，蘇丹妮，王晨.服務業(yè)開放、外資管制與企業(yè)創(chuàng)新：理論和中國經(jīng)驗［J］.經(jīng)濟學（季刊），2021，21（4）：1411-1432.

［11］盛豐.生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與制造業(yè)升級：機制與經(jīng)驗——來自230個城市數(shù)據(jù)的空間計量分析［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2014（2）：32-39+110.

［12］伍先福.生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚提升全要素生產(chǎn)率嗎？［J］.財經(jīng)論叢，2018（12）：13-20.

［13］周楠，張虎，張衛(wèi)東.制造業(yè)與服務業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展對制造業(yè)升級的影響——基于門限回歸模型的分析［J］.經(jīng)濟問題探索，2020（6）：155-166.

［14］羅良文，孫小寧.生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚、融合發(fā)展的效率分析——基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究［J］.學術(shù)研究，2021（3）：100-107.

［15］劉強，王麗君，徐生霞.產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對全要素生產(chǎn)率的影響研究——以制造業(yè)和生產(chǎn)性服務業(yè)為例［J］.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報，2023，25（1）：36-50.

［16］霍杰.服務業(yè)自由化對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響［J］.商業(yè)研究，2012（8）：108-113.

［17］劉艷.服務業(yè)FDI的前向關聯(lián)和中國制造業(yè)生產(chǎn)率增長——基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］.世界貿(mào)易組織動態(tài)與研究，2013，20（3）：70-78.

［18］李楊，閆蕾，章添香.中國生產(chǎn)性服務業(yè)開放與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提升——基于行業(yè)異質(zhì)性的視角［J］.浙江大學學報（人文社會科學版），2018，48（4）：94-110.

［19］王欠欠，夏杰長.服務業(yè)全球價值鏈位置提升與制造業(yè)技術(shù)進步［J］.世界經(jīng)濟研究，2019（5）：67-79+135.

［20］宣燁，余泳澤.生產(chǎn)性服務業(yè)集聚對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升研究——來自230個城市微觀企業(yè)的證據(jù)［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2017，34（2）：89-104.

［21］余東華，信婧.信息技術(shù)擴散、生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率［J］.經(jīng)濟與管理研究，2018，39（12）：63-76.

［22］李曉陽，代柳陽，牟士群，等.生產(chǎn)性服務業(yè)集聚與制造業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級——信息通信技術(shù)的調(diào)節(jié)作用［J］.西南大學學報（社會科學版），2022，48（1）：83-96.

［23］周念利，魏倩，沈銘輝.服務業(yè)市場競爭與中國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率［J］.財經(jīng)研究，2015，41（11）：133-144.

［24］彭湘君，曾國平.基于內(nèi)生經(jīng)濟增長模型的生產(chǎn)性服務業(yè)對制造業(yè)效率影響的研究［J］.經(jīng)濟問題探索，2014（12）：72-78.

［25］趙明霏.知識密集型服務業(yè)發(fā)展對制造業(yè)效率影響實證分析［J］.科學管理研究，2017，35（5）：84-86+99.

［26］王文，牛澤東，孫早.生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展、城市規(guī)模與制造業(yè)效率［J］.當代經(jīng)濟科學，2020，42（3）：15-27.

［27］譚洪波，鄭江淮.中國經(jīng)濟高速增長與服務業(yè)滯后并存之謎——基于部門全要素生產(chǎn)率的研究［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2012（9）：5-17.

［28］趙昌文，許召元，朱鴻鳴.工業(yè)化后期的中國經(jīng)濟增長新動力［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2015（6）：44-54.

［29］楊萍.服務業(yè)與制造業(yè)的互動關系及國際比較研究［J］.西部論壇，2015，25（4）：93-101.

［30］劉勝，徐榕鑫，陳秀英.服務業(yè)綜合改革政策的效果評估——兼論體制機制創(chuàng)新助力高質(zhì)量發(fā)展啟示［J］.上海財經(jīng)大學學報，2021，23（3）：79-94.

［31］陳亞平.國家服務業(yè)綜合改革試點提高區(qū)域創(chuàng)新能力了嗎？——基于PSM-DID模型的實證分析［J］.科學決策，2020（7）：70-87.

［32］劉勝，徐榕鑫，陳秀英.中國服務業(yè)綜合改革的綠色創(chuàng)新效應［J］.當代財經(jīng)，2023（9）：111-122.

［33］姚戰(zhàn)琪.國家服務業(yè)綜合改革試點是否促進綠色創(chuàng)新［J］.學習與探索，2023（9）：106-117.

［34］蔡曦，閆晨.國家服務業(yè)綜合改革試點促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化嗎［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2022（7）：112-120.

［35］劉勝，顧乃華，陳秀英.服務業(yè)綜合改革與區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級：基于準自然實驗的證據(jù)［J］.財貿(mào)研究，2023，34（8）：13-25.

［36］BEVERELLI C，F(xiàn)IORINI M，HOEKMAN B. Services trade policy and manufacturing productivity：the role of institutions［J］. Journal of International Economics，2017，104：166-182.

［37］MELITZ M J，OTTAVIANO G. Market size，trade，and productivity［J］. Review of Economic Studies，2008，75：295-316.

［38］劉維剛，倪紅福.制造業(yè)投入服務化與企業(yè)技術(shù)進步：效應及作用機制［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2018，39（8）：126-140.

［39］高康，原毅軍.生產(chǎn)性服務業(yè)空間集聚如何推動制造業(yè)升級？［J］.經(jīng)濟評論，2020（4）：20-36.

［40］余淼杰.中國的貿(mào)易自由化與制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率［J］.經(jīng)濟研究，2010，45（12）：97-110.

［41］李芳芳，馮帆.我國服務業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新效率的影響——基于省級層面數(shù)據(jù)的實證研究［J］.南方經(jīng)濟，2023（6）：86-103.

［42］彭書舟，李小平，劉培.服務業(yè)外資管制放松與制造業(yè)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級［J］.國際貿(mào)易問題，2020（11）：109-124.

［43］張艷，唐宜紅，周默涵.服務貿(mào)易自由化是否提高了制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率［J］.世界經(jīng)濟，2013，36（11）：51-71.

［44］高智，魯志國.裝備制造業(yè)與高技術(shù)服務業(yè)融合發(fā)展對提升全要素生產(chǎn)率的影響［J］.商業(yè)研究，2019（7）：42-49.

［45］OLLEY G S，PAKES A. The dynamics of productivity in the telecommunications equipment industry［J］. Econometrica，1996，64（6）：1263-1297.

［46］LEVINSOHN J，PETRIN A . Estimating production functions using inputs to control for unobservables［J］. Review of Economic Studies，2003，70：317-342.

［47］任勝鋼，鄭晶晶，劉東華，等. 排污權(quán)交易機制是否提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率——來自中國上市公司的證據(jù)［J］. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（5）：5-23.

［48］陳漫，張新國.經(jīng)濟周期下的中國制造企業(yè)服務轉(zhuǎn)型：嵌入還是混入［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2016（8）：93-109.

［49］石大千，丁海，衛(wèi)平，等.智慧城市建設能否降低環(huán)境污染［J］. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（6）：117-135.

［50］HEYMAN F，SJHOLM F，TINGVALL P G. Is there really a foreign ownership wage premium？ Evidence from matched employer-employee data［J］. Journal of International Economics，2007，73（2）：355-376.

［51］BECK T，LEVINE R，LEVKOV A. Big bad banks？ the winners and losers from bank deregulation in the United States［J］. The Journal of Finance，2010，65（5）：1637-1667.

［52］CAI X Q，LU Y，WU M Q，et al. Does environmental regulation drive away inbound foreign direct investment？ Evidence from a quasi-natural experiment in China［J］. Journal of Development Economics，2016，123：73-85.

［53］凌丹，劉慧嶺，肖德云.生產(chǎn)性服務業(yè)中間投入對制造業(yè)貿(mào)易利益的影響［J］.中國科技論壇，2019（5）：35-45.

［54］尹美群，盛磊，李文博.高管激勵、創(chuàng)新投入與公司績效——基于內(nèi)生性視角的分行業(yè)實證研究［J］.南開管理評論，2018，21（1）：109-117.

［55］孫雪嬌，范潤.數(shù)字經(jīng)濟對大中小企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的鴻溝效應［J］.經(jīng)濟管理，2023，45（8）：45-64.

Does the High-quality Development of the Service Industry

Promote the High-quality Development of Manufacturing

Enterprises： Empirical Evidence from the Comprehensive

Reform of the Service Industry

HU Jun1， YIN Jing-hua2， NING Yu-jia1

（1. School of International Economics and Business， Nanjing University of Finance and Economics，

Nanjing 210023， Jiangsu， China; 2.School of Insurance， Guangdong University of Finance and Economics，

Guangzhou 510521， Guangdong， China）

Abstract：

The high-quality development of the service industry is related to the service industry itself， and it will also promote the high-quality development of the manufacturing industry through industrial linkage. In 2010， China launched a comprehensive reform policy for the service industry， which has promoted the systematic optimization of the institutional system and development environment in the service industry through institutional reform measures such as relaxing market access for the service industry， promoting the reform and restructuring of state-owned and public institutions， and deepening the opening up of the service industry to the outside world， thus providing favorable conditions for the high-quality development of the service industry. From the perspective of industrial linkages， the comprehensive reform of the service industry may affect the development of the manufacturing industry through the service industry. Existing research on the relationship between the service industry and the manufacturing industry is relatively large， but there is a lack of exploring the impact of the development of the service industry on the total factor productivity of the manufacturing industry from the perspective of the comprehensive reform of the service industry.

Based on this， this paper explores the policy effect and mechanism of service industry development on the total factor productivity of the manufacturing industry from the implementation of the comprehensive reform policy of the service industry. By analyzing the data of listed manufacturing companies in Shanghai and Shenzhen A-share exchanges from 2007 to 2019， the PSM-DID method was used for empirical testing. The research results indicate that the comprehensive reform of the service industry has effectively improved the total factor productivity of manufacturing enterprises， and this result still holds through a series of robustness tests. Mechanism analysis shows that the comprehensive reform of the service industry improves the total factor productivity of manufacturing enterprises by reducing production costs， improving innovation ability， and promoting the integration of the two industries. In addition， heterogeneity testing finds that the comprehensive reform of the service industry has more significant economic effects in regions with higher levels of marketization， knowledge-intensive and technology-intensive manufacturing enterprises， and larger-scale manufacturing enterprises.

Compared to previous literature， this article expands on the following three aspects. Firstly， most of the existing studies focus on exploring the impact of the comprehensive reform of the service industry on the service industry，but less attention is paid to the total factor productivity （TFP） of the manufacturing industry. This article analyzes the impact of the comprehensive reform of the service industry on the TFP of the manufacturing industry， thereby expanding the research on the economic effects of the comprehensive reform of the service industry. Secondly， this article analyzes the internal mechanism of the comprehensive reform of the service industry and its impact on manufacturing TFP through the service industry， and uses microdata for empirical testing， enriching the relevant theoretical basis and empirical research on the development of the service industry. Thirdly， this article adopts the PSM-DID method， which deals with the endogeneity issue more effectively and overcomes the limitations of traditional single indicators that cannot be fully characterized， thereby revealing more scientifically the causal relationship between the comprehensive reform of the service industry and the TFP of the manufacturing industry.

This article， from the perspective of the comprehensive reform of the service industry， reveals the promoting effect of service industry development on the total factor productivity of the manufacturing industry， provides a policy basis for government departments to build an institutional environment that adapts to the development of the service industry， and also provides ideas and directions for accelerating the improvement of total factor productivity of manufacturing industry and building a modern industrial system.

Key words：

comprehensive reform of the service industry; manufacturing enterprises; TFP; service transformation; industrial integration

CLC number：F20；F062.9??? Document code：A??? Article ID：1674-8131（）0-0033-16

（編輯：黃依潔）