服務業(yè)外資開放與制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新

蘇二豆 薛 軍

(南開大學 經濟學院，天津 300071)

一、引言

自加入WTO以來，中國按照入世承諾不斷加快服務業(yè)的市場開放進程。歷年的《外商投資產業(yè)指導目錄》(以下簡稱《指導目錄》)顯示，不受外資準入限制的服務行業(yè)數(shù)占服務行業(yè)總數(shù)的比重已從1998年的39%上升到了2018年的76%①。2018年6月15日，國務院在《關于積極有效利用外資推動經濟高質量發(fā)展若干措施的通知》中進一步強調：“要持續(xù)推進服務業(yè)開放，取消或放寬交通運輸、商貿物流、專業(yè)服務等領域外資準入限制，實現(xiàn)以高水平開放推動經濟高質量發(fā)展”。那么，服務業(yè)開放是否促進了中國經濟的高質量發(fā)展？具體而言，它能否推動制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新呢？鑒于制造業(yè)創(chuàng)新在經濟增長中的重要地位以及服務業(yè)開放所面臨的壓力與挑戰(zhàn)，對該問題的直接回答不僅有助于明確政策效果，同時也將為下一步開放的方向提供重要參考。

服務是制造業(yè)企業(yè)不可或缺的一種中間投入[1][2]。眾多研究表明，服務業(yè)外資開放能通過投入產出關系顯著提高下游制造業(yè)企業(yè)的生產率。Arnold等利用捷克1998～2003年的微觀企業(yè)數(shù)據研究發(fā)現(xiàn)，服務業(yè)外資開放擴大了國內服務供應商的數(shù)量，增加了下游制造業(yè)企業(yè)投入的服務中間品種類，進而提高了其生產率[3]。來自印度的微觀分析也證實，服務業(yè)開放程度每增加一個標準差，下游制造業(yè)企業(yè)的生產率將提高11.7%[4]。既有研究同時發(fā)現(xiàn)，服務業(yè)開放的生產率效應還取決于制造業(yè)企業(yè)本身的生產率[5]，以及企業(yè)的服務需求特征和產品的可替代性[6]。

與上述文獻類似，本文也重點關注服務業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)的潛在影響。然而，與這些文獻不同的是，我們主要考察的是服務業(yè)開放對創(chuàng)新而非對全要素生產率的影響。創(chuàng)新和全要素生產率都是衡量企業(yè)績效的常用指標，但從本質來看，兩者并不等同。根據基本定義，全要素生產率是指資本、勞動和中間投入轉化為最終產出的總體效率，它包含了所有不能被投入要素解釋的產出增加。因此，生產率的提升既有可能是企業(yè)創(chuàng)新的結果，也可能與創(chuàng)新完全無關，而是因為技術轉移亦或生產資源實現(xiàn)了重新配置[7]。服務業(yè)開放引致的制造業(yè)生產率增加是否是創(chuàng)新的結果需要進一步分析。此外，從理論上看，無論是對于企業(yè)自身還是全球經濟發(fā)展而言，創(chuàng)新都有著極為深遠的積極意義。從企業(yè)的角度來看，眾多研究表明，創(chuàng)新是企業(yè)生存的根本，能夠克服企業(yè)因為生產要素投入增加致使的要素邊際報酬遞減趨勢的影響，是企業(yè)獲取長期穩(wěn)定利潤、提升競爭優(yōu)勢的源泉[8]。從全球經濟的角度來看，如果企業(yè)能夠積極創(chuàng)新，并逐步參與到全球的創(chuàng)新活動中，將助力拓展全球生產力邊界，促進全球經濟增長。而僅僅來源于技術轉移或生產資源重新配置的生產率提升不具有持續(xù)性，對于企業(yè)和全球經濟的積極影響也同樣不可持續(xù)[9]。因此，本文將研究重點放在服務業(yè)開放對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響上。

積極吸引外資服務業(yè)進入，這可能會對制造業(yè)創(chuàng)新產生重要影響。引進外資服務企業(yè)可以擴大服務中間品的種類、降低服務價格、提高服務效率和質量，有助于打破服務業(yè)的市場壟斷。這對于依賴服務投入進行創(chuàng)新的制造業(yè)在位企業(yè)而言，能夠降低其投入成本、直接增加其創(chuàng)新可用的資金(“資金流效應”)。此外，服務投入成本的下降降低了企業(yè)的市場進入成本，這會提高制造業(yè)企業(yè)的進入概率和行業(yè)競爭程度，競爭加劇一方面會刺激企業(yè)創(chuàng)新，形成所謂的“逃離競爭式創(chuàng)新”，而另一方面會導致利潤下降，削弱企業(yè)創(chuàng)新的預期收益，進而阻礙創(chuàng)新(“競爭效應”)。綜合服務業(yè)開放的“資金流效應”和“競爭效應”可以發(fā)現(xiàn)，如果制造業(yè)競爭帶來的利潤侵蝕效應比較弱，那么服務業(yè)開放將有利于制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新。本文將利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據對此進行細致的檢驗。

與已有研究相比，本文的邊際貢獻集中表現(xiàn)在以下幾個方面：第一，本文基于微觀企業(yè)層面的數(shù)據系統(tǒng)考察了服務業(yè)外資開放對中國下游制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。服務業(yè)開放是發(fā)展中國家近幾十年改革的核心，鑒于服務是制造業(yè)重要的中間投入，服務業(yè)開放對下游制造業(yè)企業(yè)績效的影響研究已成為了解發(fā)展中國家經濟增長微觀決定因素的關鍵。為此，有不少國內外學者研究了服務業(yè)開放對下游企業(yè)產生的經濟效應，這類文獻更多關注的是對生產率的影響(見上文綜述)。盡管近幾年有少數(shù)文獻開始關注服務業(yè)外資開放與制造業(yè)創(chuàng)新之間的內在聯(lián)系，如沙文兵和湯磊、于誠等，但這些研究均是基于行業(yè)層面的數(shù)據進行的討論，他們將諸多同行業(yè)內的企業(yè)視為一個整體，缺乏對微觀行為主體——企業(yè)決策的分析，無法解釋服務業(yè)外資開放對同一行業(yè)不同企業(yè)創(chuàng)新效應的影響差異[10][11]。而本文則基于中國大樣本的微觀工業(yè)企業(yè)數(shù)據展開研究，有助于更為深入地揭示服務業(yè)外資開放對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響，是對現(xiàn)有研究的拓展和深入。第二，本文利用企業(yè)所有制類型、行業(yè)技術距離和省份市場化程度等指標系統(tǒng)分析了服務業(yè)開放對企業(yè)創(chuàng)新行為的異質性影響以及作用機制。這不僅在理論上深化了我們對開放與創(chuàng)新的理解，同時也具有鮮明的政策啟示意義。

接下來的安排如下：第二部分為政策背景與理論分析；第三部分為數(shù)據說明、指標構建與模型設定；第四部分為經驗估計結果及分析；第五部分是拓展分析；最后是結論與啟示。

二、政策背景與理論分析

(一)政策背景

中國的外資開放政策同時包括行業(yè)和地區(qū)兩個層面。行業(yè)層面的外資政策主要以《指導目錄》為載體。為了指導外商投資方向，使其與中國經濟發(fā)展規(guī)劃相適應，1995年6月，原國家計劃委員會、國家經濟貿易委員會、對外經濟貿易合作部首次聯(lián)合發(fā)布《指導目錄》，將外商投資項目分為鼓勵、允許、限制和禁止四類②。在此之后，《指導目錄》歷經1997年、2004年、2007年、2011年、2014年等多次修訂。

本文主要根據歷年《指導目錄》考察服務業(yè)開放進程。我們手工將歷年《指導目錄》中的各服務行業(yè)與2002年的《國民經濟行業(yè)分類標準》中的4分位服務行業(yè)進行匹配。圖1統(tǒng)計了不同年份的《指導目錄》中各4分位服務行業(yè)的數(shù)量變化情況。為了與下文的樣本區(qū)間一致，我們分別匯報了1997年、2002年和2004年的統(tǒng)計結果③。通過比較容易發(fā)現(xiàn)，2002年的《指導目錄》較1997年發(fā)生了十分明顯的變化，鼓勵類的服務行業(yè)數(shù)量從1997年的21增加至89；限制類從175減少至118；禁止類從32減少至24。中國加入WTO后，服務行業(yè)的外資開放進程明顯加快，履行了對服務行業(yè)的“入世”承諾。相對而言，2004年與2002年之間，《指導目錄》的調整則比較有限。

圖1 各年度三種類別的4分位服務行業(yè)數(shù)量變化圖

(二)理論分析

影響企業(yè)創(chuàng)新的因素可以概括為兩類：企業(yè)內部因素和外部環(huán)境因素。其中，內部因素包括企業(yè)所有制結構、融資約束、內源資金豐裕度等；外部環(huán)境因素包括市場結構、政府支持等。本文認為，服務業(yè)開放會同時通過影響內外部因素進而影響企業(yè)創(chuàng)新行為。最終產品的生產離不開金融、電信、會計、交通運輸?shù)确胀度?，服務業(yè)外資開放通過提高上游服務中間品市場競爭程度而降低了下游制造業(yè)的生產和交易成本。投入成本的下降一方面增加了企業(yè)可用的內源資金，即通過“資金流效應”(內部因素)直接影響企業(yè)創(chuàng)新，另一方面能夠吸引更多下游企業(yè)進入市場，改變制造業(yè)行業(yè)內市場結構，即通過“競爭效應”(外部環(huán)境因素)影響企業(yè)創(chuàng)新。以下就這兩個層面的渠道進行分析。

1．“資金流效應”與企業(yè)創(chuàng)新。服務作為制造業(yè)重要的中間投入，其開放程度的擴大有利于降低下游企業(yè)的生產和交易成本。首先，從生產成本的角度來看。外資服務流入會加劇行業(yè)內市場競爭，引發(fā)國內中間品市場上服務價格的下降、質量的提升以及種類的增加[4]。服務價格下降直接降低了使用服務中間投入的制造業(yè)企業(yè)的生產成本。而質量更高、種類更多的服務也為制造業(yè)企業(yè)提供了更多選擇，促使原本由企業(yè)內部經營服務的制造業(yè)企業(yè)轉向使用性價比更高的外部專業(yè)化服務，使得企業(yè)可以將有限資源配置到效率更高的生產環(huán)節(jié)，進而間接減少了企業(yè)的生產成本[12]。其次，從交易成本的角度來看。外資企業(yè)往往在管理經驗、生產技術等方面較東道國企業(yè)具有明顯的優(yōu)勢，外商投資的大量流入能通過示范效應、員工流動、技術轉移等有效改善本地服務供應商的技術水平和管理效率[13]，這將促使下游制造業(yè)企業(yè)與服務廠商簽訂合同所花費的時間更短、手續(xù)更簡化、效率更高，降低了制造業(yè)企業(yè)的交易費用。

生產和交易成本的下降，增加了企業(yè)可用的內源資金，有利于促使企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新。創(chuàng)新是一項對未知領域進行探索的過程，能否成功以及期限長短均無法預測，需要足夠的資金支持其不斷地嘗試。面對創(chuàng)新的資金難題，有不少學者進行了相關研究。Myers和Majluf提出的融資次序理論指出，管理層和投資者之間存在的信息不對稱會使企業(yè)面臨較高的外部融資成本，因此在為新項目融資時，企業(yè)優(yōu)先考慮的是內源資金，其次才是外源資金[14]。Himmelberg和Petersen基于美國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據進行的研究發(fā)現(xiàn)，內源融資是企業(yè)研發(fā)投入所選擇的首要融資渠道[15]。鞠曉生等基于中國的數(shù)據同樣發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的研發(fā)投入與其擁有的內部資金顯著正相關[16]。因此，內源資金是影響企業(yè)創(chuàng)新活動能否獲得穩(wěn)定資金支持的重要因素，而服務業(yè)開放引致的生產和交易成本下降節(jié)約了企業(yè)的內源資金。由此，我們可以認為，服務業(yè)開放能夠通過“資金流效應”直接促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

2．“競爭效應”與企業(yè)創(chuàng)新。服務業(yè)開放還會對下游制造業(yè)行業(yè)內的市場競爭產生影響，即通過“競爭效應”影響企業(yè)創(chuàng)新。在既有的技術條件下，服務投入成本的下降意味著更低的進入成本，將吸引更多制造業(yè)企業(yè)進入市場，通過加大行業(yè)內市場競爭而影響企業(yè)創(chuàng)新。競爭與創(chuàng)新之間的聯(lián)系在既有文獻中還存在爭議。熊彼特認為市場競爭加劇會削弱企業(yè)的預期收益，進而阻礙創(chuàng)新[17](P594-602)。Arrow則認為市場競爭會提高市場效率、增加創(chuàng)新激勵，進而促進創(chuàng)新[18]。不過，在Aghion等看來，創(chuàng)新與競爭之間并非簡單的線性關系，而是存在倒“U”型關系：在總體競爭程度較低時，企業(yè)利潤會因競爭程度的增大而下降，為改善盈利企業(yè)會進行創(chuàng)新，即“逃離競爭效應”(escape competition effect)；在總體競爭程度較高時，企業(yè)預期的創(chuàng)新收益較少，遠不及投入的高額研發(fā)成本，于是企業(yè)將減少創(chuàng)新，即市場競爭的“熊彼特效應”(schumpeterian effect)[19]。基于中國情境下的有關研究大多支持這一結論。朱恒鵬發(fā)現(xiàn)，一定程度的市場力量能促進中國企業(yè)創(chuàng)新，隨著市場力量的擴大，這種促進效應會有所減弱[20]；聶輝華等、寇宗來和高瓊同樣發(fā)現(xiàn)市場競爭與中國企業(yè)創(chuàng)新之間有倒U型關系[21][22]。如果將這些結論應用到服務業(yè)開放的案例中，我們發(fā)現(xiàn)服務業(yè)開放所引起的“競爭效應”對制造業(yè)創(chuàng)新的影響也存在類似的邏輯。適度的競爭可能有利于制造業(yè)創(chuàng)新，但是服務開放導致配套制造業(yè)企業(yè)過度進入則會阻礙創(chuàng)新。

綜上可知，服務業(yè)開放對下游制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響并不明確，更精確的結論需要我們通過實證檢驗來得出。

三、數(shù)據說明、指標構建與模型設定

(一)數(shù)據說明

本文所使用的數(shù)據主要有兩套：一套來自于國家發(fā)展和改革委員會與商務部聯(lián)合發(fā)布的《指導目錄》，用于測算制造行業(yè)上游服務業(yè)外資開放指數(shù)。另一套數(shù)據來自于1998～2007年中國國家統(tǒng)計局公布的工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫。該數(shù)據庫收錄了中國全部國有以及規(guī)模以上非國有的工業(yè)企業(yè)數(shù)據，包括企業(yè)基本情況和詳細的財務信息。在使用該數(shù)據庫時本文做了如下處理：首先，本文的研究對象為制造業(yè)，因此，我們刪除了非制造業(yè)企業(yè)樣本；其次，本文參考Cai和Liu、謝千里等的做法，剔除了符合以下任何一項條件的觀測值：(1)總資產、總產出、固定資產凈值、銷售額、雇員數(shù)量中任何一項為缺失值；(2)企業(yè)雇員數(shù)量小于8(缺乏可靠的會計系統(tǒng))；(3)滿足企業(yè)流動資產大于總資產、總固定資產大于總資產、固定資產凈值大于總資產中的任何一項(不符合會計總則)[23][24]。

(二)指標構建

1.被解釋變量：創(chuàng)新水平(innovation)。常見的衡量創(chuàng)新水平的指標有研發(fā)支出(R&D)、專利申請數(shù)目和新產品種類數(shù)[25]。盡管已有不少文獻采用研發(fā)支出和專利數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新水平的衡量指標，但這兩個指標均存在一定的缺陷。首先，研發(fā)支出只是企業(yè)進行創(chuàng)新活動的一種可觀察到的特定投入，其轉化為創(chuàng)新產出具有不確定性，并不能代表創(chuàng)新活動的質量[26]。其次，采用專利作為衡量指標將低估企業(yè)實際的創(chuàng)新能力，原因有以下幾點：其一是并非所有新產品均會申請專利[27]，因為申請專利的要求較高，有些改良式創(chuàng)新將無法通過申請專利體現(xiàn)；其二是有部分企業(yè)為了防止信息泄露，基于戰(zhàn)略因素考慮將特意不將創(chuàng)新產出申請專利?；谏鲜隹紤]，本文借鑒已有文獻，將使用新產品產值占工業(yè)總銷售產值的比重作為企業(yè)創(chuàng)新能力的代理變量[28][29]。后文也討論了以其他指標作為代理變量的結果，以供比較。

2.核心解釋變量：制造行業(yè)上游服務業(yè)外資開放指數(shù)(ser)。本文實證的關鍵之一在于對制造行業(yè)上游服務業(yè)外資開放指數(shù)的測度。我們借鑒Bourlès等對上游市場管制程度的度量，首先測算j服務行業(yè)在t年的外資開放程度指標PSERjt，然后將該指標與中國2002年122個部門的投入產出表相結合，按照式(1)對中國各4分位制造行業(yè)上游服務業(yè)的開放指數(shù)serct進行計算[30]。

serct=∑jPSERjtνjc

(1)

式(1)中，νjc表示4分位制造行業(yè)c總的服務投入品中j服務行業(yè)作為中間投入所占的比重，度量了下游制造行業(yè)c與上游服務行業(yè)j之間的投入產出關系。

關于服務業(yè)外資開放程度(PSER)，本文借鑒孫浦陽等對外資自由化的度量思路[31]，采取對《指導目錄》中各服務項目類別打分的方式進行測度④，具體步驟為：首先，我們根據各年《指導目錄》中對外資服務業(yè)開放程度大小的分類標準，對鼓勵類、限制類、禁止類服務業(yè)依次賦值為1分、-1分、-2分。其次，將《指導目錄》中的各服務產業(yè)與2002年《國民經濟行業(yè)分類》中的4分位服務行業(yè)(共339個)按照各行業(yè)定義匹配，我們分別為1997、2002和2004年的細分服務產業(yè)匹配上了228、229和231個4分位服務行業(yè)。接下來，我們將4分位服務行業(yè)s的開放程度得分用指標PSER1st表示。鑒于投入產出表中的各個服務行業(yè)部門與國民經濟4分位行業(yè)的劃分標準不一致，我們對每個投入產出表下的服務行業(yè)j的開放程度得分都進行了均值處理，即PSERjt=(∑sPSER1st)/n，n為與j服務行業(yè)對應的4分位服務行業(yè)s的個數(shù)。

(三)模型設定

我們使用以下模型來探討服務業(yè)開放對下游制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響：

(2)

式(2)中，下標i、t、c、p分別表示企業(yè)、年份、行業(yè)(CIC4)、地區(qū)。因變量innovationit代表企業(yè)i在年份t的創(chuàng)新水平。核心解釋變量為serct，代表第t年制造行業(yè)c的上游服務業(yè)開放指數(shù)。Xit表示企業(yè)層面的特征變量向量，包括：資本密集度(lnkl)，采用固定資產與員工人數(shù)比值的對數(shù)值衡量；出口虛擬變量(export)，如果企業(yè)i在t年的出口額大于0則取1，否則取0；外資份額(foreign)，使用實收資本中港澳臺資本和外商資本之和所占的比重表示；企業(yè)年齡(lnage)以及企業(yè)年齡的平方(lnage2)，企業(yè)年齡使用當年年份與企業(yè)成立年份的差值加1取對數(shù)表示。INDct表示行業(yè)層面的特征變量向量，包括：國有企業(yè)改革(SOE)，使用4分位行業(yè)內國企數(shù)量占總企業(yè)數(shù)量的比重來測度；最終品關稅(OutputTariffct)和中間品關稅(InputTariffct)，參考Brandt等的方法進行測算[32]。μc、μt、μp分別為行業(yè)、年度、地區(qū)固定效應。本文重點關注核心解釋變量serct的系數(shù)α1，若α1為正，則代表服務業(yè)開放促進了創(chuàng)新；若α1為負，則代表服務業(yè)開放阻礙了創(chuàng)新。表1列出了企業(yè)和行業(yè)層面各變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1描述性統(tǒng)計

四、經驗估計結果及分析

(一)基準估計結果及分析

表2報告了模型(2)的估計結果。其中，第(1)列沒有加入任何控制變量，第(2)列增加了年份、行業(yè)、地區(qū)固定效應，ser的系數(shù)分別為0.0658和0.2015，且均在1%的水平上顯著，表明服務業(yè)開放促進了下游制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平提高。為了得到更為可信的結論，我們進一步控制了企業(yè)、行業(yè)層面的特征變量，結果如表2第(3)～(6)列所示，服務業(yè)開放指數(shù)的系數(shù)仍然顯著為正，即服務業(yè)開放水平越大，下游制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新水平越強。因此，從基準回歸結果來看，我們可以得到一個比較穩(wěn)健的結論，上游服務業(yè)開放有助于提升下游制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新水平。

具體由第(6)列的回歸系數(shù)可知，在其他條件不變的情況下，ser每增加1個單位，制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新水平會提高約18.79個百分點。我們以2002年為例詳細討論服務業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新水平的影響大小。2001年ser的均值為-0.1367，2002年在《指導目錄》做出調整后，ser的均值上升為-0.0642，共增加0.0725個單位。由此可以計算得出，此次開放使得制造業(yè)企業(yè)的新產品產值占工業(yè)總產值的比重增加了0.0136(=0.0725×0.1879)。借鑒Li等的思路可以得出如下經濟含義，在中國制造業(yè)對上游服務業(yè)依賴程度不變的情況下，相對于平均新產品產值比0.0362而言，2002年的服務業(yè)開放政策使得制造業(yè)企業(yè)新產品產值比上升了37.57%(=0.0136/0.0362)[33]。由此可知，服務業(yè)外資開放在提升制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平方面發(fā)揮著重要的作用。

表2基準估計結果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，估計的標準誤為穩(wěn)健聚類標準誤，本文聚類到了行業(yè)-年份層面，限于篇幅，沒有報告標準誤。下表同。

(二)穩(wěn)健性檢驗

針對回歸中存在的一些計量問題，下文對變量度量、內生性等問題分別進行穩(wěn)健性檢驗。

1.更換核心解釋變量的再檢驗。在服務業(yè)開放指數(shù)的測算上，有文獻使用OECD公布的中國服務業(yè)外商直接投資限制指標以及外資參股限制指標，還有國家統(tǒng)計局公布的各服務部門的外商直接投資額來衡量服務業(yè)開放程度。因此，出于穩(wěn)健性考慮，我們分別使用以上三種指標加權投入產出表系數(shù)重新對服務業(yè)開放水平進行了測度，需要說明的是，使用前兩種指標測算的指數(shù)(seroecd1、seroecd2)越大，代表服務業(yè)限制程度越大，即開放程度越??；而使用第三種指標測算的指數(shù)(serfdi)越大，代表服務業(yè)外資流入額越大，即開放程度越大。使用上述三種方法測算的服務業(yè)開放指數(shù)再次進行回歸檢驗，表3的回歸結果均顯示服務業(yè)開放程度越大，制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力越強，因此，對服務業(yè)開放程度的不同測算并不會影響研究結論的穩(wěn)健性。

表3更換測算指標的再檢驗

2.內生性檢驗。本文因變量為企業(yè)層面的創(chuàng)新水平，核心解釋變量為4分位行業(yè)層面的服務業(yè)開放指數(shù)，企業(yè)層面的變量不會對行業(yè)層面的變量產生影響，因此，基本可以排除由反向因果關系導致的內生性問題。但這兩個變量可能會同時受其他因素的影響，為此，我們采用工具變量法來進行內生性檢驗。具體的，本文借鑒Arnold等的處理方法，使用OECD公布的印度服務業(yè)外商直接投資限制數(shù)據匹配中國的投入產出表構造工具變量[4]。一方面，印度與中國地理位置相鄰，在國際經濟中相互競爭，在關鍵的產業(yè)政策制定上亦會相互影響，因此，印度的服務業(yè)開放水平與中國具有相關性。另一方面，中國企業(yè)的創(chuàng)新水平并不會影響印度服務業(yè)開放政策的制定，即該工具變量相對于企業(yè)創(chuàng)新滿足外生性。采用該變量作為工具變量的估計結果見表4。可以看出，使用工具變量后，不同測算指標下的服務業(yè)開放指數(shù)的系數(shù)符號均不變，且在10%的水平上顯著，由此可知，在控制內生性后，服務業(yè)開放對下游制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新水平依舊具有正向促進作用。

3.其他穩(wěn)健性檢驗。本部分就可能會對研究結論產生影響的其他潛在問題進行穩(wěn)健性檢驗。第一，使用Tobit模型。本文使用的數(shù)據中，有相當部分企業(yè)的新產品產值為0(其他為正值)，使用左截尾的Tobit模型將比OLS回歸更能得到一致估計量。第二，改變被解釋變量的測度方式。我們分別使用新產品產值與工業(yè)總產值之比(new/total)、新產品產值加1的對數(shù)值(lnnew)、發(fā)明專利申請數(shù)(patent)、全要素生產率(TFP)重新測度企業(yè)創(chuàng)新能力⑤。第三，考慮創(chuàng)新行為的滯后性。服務業(yè)開放后，企業(yè)的創(chuàng)新活動可能存在一定的滯后，為此，我們將核心解釋變量ser分別滯后一期和滯后二期，重新使用式(2)進行回歸。第四，剔除純加工貿易企業(yè)樣本。進行加工貿易的企業(yè)一般由國外合作者提供技術、中間投入和產品設計等，對國內服務中間品需求較少。因此，其創(chuàng)新水平幾乎不會受到國內服務業(yè)開放政策的影響，可以預期，在剔除這部分企業(yè)后，服務業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響程度可能會增大⑥。表5匯報了上述穩(wěn)健性檢驗的回歸結果，ser的系數(shù)均顯著為正，且剔除純加工貿易企業(yè)樣本后，ser的估計系數(shù)有所增大，與我們的預期一致，再一次證明了本文基準結論的穩(wěn)健性。

表5其他穩(wěn)健性檢驗

五、拓展分析

接下來本文將從異質性效應與傳導機制方面進一步分析服務業(yè)外資開放對制造業(yè)創(chuàng)新的影響。

(一)異質性分析

1.區(qū)分企業(yè)性質。在中國市場上，不同所有權屬性特征的企業(yè)在生產經營方面存在顯著的差異。國有企業(yè)往往是涉及國計民生的大型壟斷企業(yè)，從成立之初就獲得了政府的政策保護和資金支持[34]，不僅如此，中國的四大商業(yè)銀行在向企業(yè)提供信貸時也傾向于國有企業(yè)，政府的保護以及外部融資渠道的多樣性使得國有企業(yè)的創(chuàng)新行為較少受到市場競爭及自身現(xiàn)金流變化的影響，即服務業(yè)開放帶來的成本下降很可能不會促進國有企業(yè)創(chuàng)新。而民營企業(yè)不僅難以得到政府庇護，而且由于可抵押資產少、經營風險大，在創(chuàng)新活動過程中面臨著嚴重的融資困境[35]，其創(chuàng)新行為主要依靠自身現(xiàn)金流，因此，服務業(yè)開放很可能會顯著影響民營企業(yè)創(chuàng)新。鑒于此，本文參考聶輝華等一文，將國有資本占實收資本比例大于50%的歸為國有企業(yè)，個人資本占實收資本比例大于50%的歸為民營企業(yè)[36]，對這兩類企業(yè)進行分樣本估計。表6中的第(1)(2)列匯報了回歸結果?？梢钥吹?，服務業(yè)開放顯著促進了民營企業(yè)創(chuàng)新水平提升，與我們的預期一致。但對國有企業(yè)的創(chuàng)新不僅沒有促進作用，反而產生了阻礙作用，這很可能是因為服務業(yè)開放后，民營企業(yè)通過創(chuàng)新奪走了原本屬于國有企業(yè)的市場份額，面臨利潤下降的情形，國有企業(yè)的創(chuàng)新動力有所下降。經由費舍爾組合檢驗(fisher’s permutation test)得到的經驗p值進一步證實了上述差異在統(tǒng)計上的顯著性。

2.區(qū)分企業(yè)生命周期。已有不少研究表明，企業(yè)的創(chuàng)新活動與其所處的生命周期有關[37]。從創(chuàng)新動力來看，新生企業(yè)規(guī)模小、靈活性大，容易產生更多的創(chuàng)新，而成熟企業(yè)已擁有一定市場地位，容易滿足現(xiàn)狀，因而缺乏創(chuàng)新動力；但從創(chuàng)新條件上看，與成熟企業(yè)相比，新生企業(yè)往往存在資金的流動性約束，沒有足夠的現(xiàn)金流支持研發(fā)創(chuàng)新。因此，服務業(yè)開放帶來的成本下降可能對新生企業(yè)創(chuàng)新活動而言意義更大。本文將企業(yè)年齡大于中位數(shù)的定義為成熟企業(yè)，小于中位數(shù)的定義為新生企業(yè)，進行分樣本檢驗，表6中第(3)(4)列的回歸結果顯示，ser的估計系數(shù)均顯著為正，這表明服務業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的促進作用在新生企業(yè)和成熟企業(yè)中均顯著存在。從估計系數(shù)的大小來看，服務業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的積極效應在新生企業(yè)樣本中作用更為明顯，與我們的預期一致。經驗p值證實了上述差異在統(tǒng)計上的顯著性。

4.區(qū)分省份市場化水平。相關研究表明，中國作為轉型期的發(fā)展中國家，企業(yè)創(chuàng)新效率高低會受到外部市場化環(huán)境的約束[39]。在市場化水平較高的地區(qū)，要素市場和產品市場的發(fā)育程度較高，制度環(huán)境也更好，這將有助于提高要素和產品市場的流動性、競爭性，進而有利于實現(xiàn)創(chuàng)新資源的高效配置?；诖?，本文進一步考察了服務業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的促進作用在不同市場化水平省份的差異化影響。具體地，本文引入樊綱等測度的中國省級層面市場化指數(shù)來表示各地區(qū)市場化水平[40](P265)，以各省份市場化指數(shù)中位數(shù)為界，將企業(yè)所在地區(qū)劃分為高市場化水平省份和低市場化水平省份，分別進行回歸估計。回歸結果見表6的第(7)(8)列。可以發(fā)現(xiàn)，在高市場化水平省份中ser的估計系數(shù)顯著為正，而在低市場化水平省份中ser的估計系數(shù)不顯著。因此，為充分發(fā)揮和利用服務業(yè)開放在促進制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新中的積極作用，就應大力推進各地區(qū)市場化進程。由經驗p值可知，上述差異在統(tǒng)計上具有顯著性。

表6異質性檢驗

注：“系數(shù)差異”為組間ser系數(shù)差值；“經驗p值”用于檢驗組間ser系數(shù)差異的顯著性，通過抽樣(Bootstrap)1000次得到。

(二)機制分析

如上文所述，服務業(yè)開放降低了下游制造業(yè)企業(yè)用于非生產性的交易成本和用于生產性的制造成本投入，一方面，這將為企業(yè)帶來更多現(xiàn)金流，有利于企業(yè)通過增加研發(fā)投入進而提升創(chuàng)新水平(“資金流效應”)；另一方面，成本下降會吸引更多制造業(yè)企業(yè)進入市場，通過增強行業(yè)內市場競爭程度而促進企業(yè)創(chuàng)新(“競爭效應”)。接下來，我們對上述機制進行檢驗。

1.“資金流效應”的渠道檢驗。首先，關于交易成本(cost_T)，已有文獻主要采用企業(yè)財務費用、管理費用和銷售費用之和、三者之和占總資產比重或三者之和占總利潤比重來度量[41]。本文為了直觀起見，采用三種費用之和占企業(yè)總銷售額的比重表示，即企業(yè)每成功銷售一元產品所承擔的交易成本。將本文構建的服務業(yè)開放指標對其進行回歸。其次，關于生產成本(cost_P)，本文將主營業(yè)務成本與企業(yè)總銷售額的比值作為生產成本的代理變量[42]，同樣使用本文構建的服務業(yè)開放指標對其進行回歸。表7的第(1)(2)列顯示，ser的估計系數(shù)均顯著為負，說明下游企業(yè)的交易和生產成本隨著上游服務業(yè)開放指數(shù)的上升而降低。如上文所述，企業(yè)的創(chuàng)新活動主要依賴內部資金，而交易和生產成本下降能夠直接增加企業(yè)現(xiàn)金流，這將促使企業(yè)加大研發(fā)投入，進而提升創(chuàng)新水平。本文使用企業(yè)研發(fā)支出加1的對數(shù)值作為研發(fā)投入(rd)的代理變量，使用服務業(yè)開放指標對其進行回歸，表7第(3)列的結果顯示，服務業(yè)開放顯著提高了制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入水平。由于研發(fā)支出為非缺失值的樣本中有83.3%(=570931/685183)的觀測個體的研發(fā)支出數(shù)據為0，本文采用Tobit模型對上述結果進行了驗證，結論依舊不變。上述結論驗證了服務業(yè)外資開放通過“資金流效應”提升制造業(yè)創(chuàng)新水平的渠道。

2.“競爭效應”的渠道檢驗。交易和生產成本下降將吸引更多企業(yè)進入市場，加劇制造業(yè)行業(yè)內市場競爭，進而促進企業(yè)創(chuàng)新。本文使用EG指數(shù)衡量市場競爭結構[43]。具體而言：

(3)

表7服務業(yè)外資開放的影響機制檢驗

六、結論與啟示

自加入WTO以來，中國服務業(yè)外資開放政策不斷推進，其產生的經濟效果逐漸成為學術界關注的一個重點話題。本文基于上下游產業(yè)關系的視角，使用1998～2007年中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據考察了這種開放政策的實施對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：總體而言，服務業(yè)外資開放顯著促進了下游制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平的提高，該結論在一系列穩(wěn)健性檢驗中均成立；但服務業(yè)開放效果在不同性質、不同生命周期、不同行業(yè)及不同地區(qū)企業(yè)間存在差異，具體表現(xiàn)為，民營企業(yè)、新生企業(yè)、與國際技術前沿差距小的行業(yè)、省份市場化水平較高地區(qū)企業(yè)從服務業(yè)開放中獲益更大；從影響機制上看，服務業(yè)開放能夠降低下游制造業(yè)企業(yè)的交易和生產成本，這一方面對增加制造業(yè)企業(yè)內源資金、提高其研發(fā)投入起到了積極作用，另一方面，降低了下游企業(yè)進入成本，促使更多企業(yè)進入市場，通過競爭效應促進企業(yè)創(chuàng)新。

本文的發(fā)現(xiàn)不僅豐富了國內外關于服務業(yè)外資開放與制造業(yè)企業(yè)生產行為關系的研究，也有助于理解近年來中國“引進外資”戰(zhàn)略的經濟績效和制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的動力來源。此外，本文還有明確的政策含義。首先，鑒于外資服務業(yè)在激發(fā)中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活力中的積極作用，中國政府應繼續(xù)拓寬服務業(yè)外資開放領域，這便需要相關部門嚴格執(zhí)行2019年3月通過的《中華人民共和國外商投資法》中的相關規(guī)定，提高外商投資政策的透明度、保障外資企業(yè)平等參與市場競爭、加強外商投資服務、依法保護外資企業(yè)知識產權、建立外資企業(yè)投訴工作機制等，切實改善國內投資環(huán)境，增強外商投資者信心。同時，應重視引資質量，通過引導高質量外資服務流入來強化服務業(yè)開放對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的積極效應。其次，本文研究還發(fā)現(xiàn)，服務業(yè)外資開放對制造業(yè)創(chuàng)新的影響具有明顯的異質性，為了更好地發(fā)揮服務業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新的促進作用，一方面，從企業(yè)性質來看，政府要進一步深化國資國企市場化改革，為國有企業(yè)和民營企業(yè)營造公平公正的外部競爭環(huán)境，從而充分發(fā)揮不同所有制企業(yè)在推動中國經濟發(fā)展中的重要作用。另一方面，在大力引進外資服務業(yè)的過程中，政府應重視本國制造業(yè)競爭力的構建，通過制定合理的政策促進本土制造業(yè)創(chuàng)新水平提升，縮小其與世界技術前沿之間的差距，從而更好地發(fā)揮外資服務業(yè)開放在下游企業(yè)創(chuàng)新中的正向促進作用。此外，政府應進一步深化地區(qū)市場化改革，通過提高要素市場和產品市場交易的透明度、減少政府在信貸投放和市場進入等方面的過度干預，降低不平等的市場化環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新效率的約束。

注釋：

①作者根據《外商投資產業(yè)指導目錄(1997年版)》《外商投資產業(yè)指導目錄(2017年版)》《外商投資準入特別管理措施(負面清單)(2017年版)》《外商投資準入特別管理措施(負面清單)(2018年版)》計算。統(tǒng)計之前，根據《國民經濟行業(yè)分類》(GB/T 4754-2002)統(tǒng)一到4分位行業(yè)。

②對于鼓勵類的外商投資項目，中國政府將給予外資企業(yè)一定的優(yōu)惠待遇。對于限制類的項目，中國政府將按照嚴格的規(guī)定進行篩選。對于禁止類項目，中國政府將完全阻止這類外資企業(yè)進入。而對于未列入目錄中的允許類項目，外資企業(yè)則可以自由進出。

③本文研究的樣本期間為1998～2007年，《指導目錄(2007年修訂)》正式實施的時間是2007年12月，因此，我們未將《指導目錄(2007年修訂)》納入考察范圍。

④以往的研究主要采用服務業(yè)外商直接投資流量和OECD公布的服務業(yè)外商直接投資限制指數(shù)來衡量。前一種方式容易產生內生性問題，服務業(yè)FDI既有可能與服務業(yè)開放程度有關，也可能是國內制造業(yè)創(chuàng)新力增強引發(fā)對高質量服務的需求，進而吸引外資服務流入的結果；后一種方式，OECD公布的外商直接投資限制指數(shù)對服務業(yè)的行業(yè)劃分較為粗糙(將服務業(yè)劃分為18類)，無法細致地刻畫各服務行業(yè)開放進程。

⑤有三點需要說明：第一，在中國情境下，企業(yè)申請專利的形式有外觀設計、實用新型和發(fā)明專利三種，前兩種專利技術含量較低，而發(fā)明專利是對某一技術方案的突破性升級或改造，技術含量最高，審查標準最嚴格，相比總的專利申請數(shù)量而言，更能體現(xiàn)微觀企業(yè)甚至一國的創(chuàng)新質量，因此，本文使用發(fā)明專利申請數(shù)來作為創(chuàng)新的代理變量。發(fā)明專利數(shù)是非負整數(shù)，根據現(xiàn)有研究，對于樣本中零值較多的非負整數(shù)可以采用混合負二項模型回歸，因此第(4)列是采用混合負二項模型的回歸結果。第二，國內研究常采用Olley-Pakes法(簡稱OP法)和Levinsohn-Petrin法(簡稱LP法)計算生產率。OP法使用投資作為生產率的代理變量，由于很多企業(yè)不一定每年有正投資，使用OP法計算會使得大量的樣本被舍棄，因為我們使用LP法測算生產率。第三，我們也使用研發(fā)支出進行了穩(wěn)健性檢驗，機制檢驗中包括了這一回歸，因此在穩(wěn)健性檢驗中未列出。

⑥剔除加工貿易企業(yè)樣本的具體做法為：首先，將來自中國海關總署的產品層面貿易數(shù)據與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫按照企業(yè)名稱、電話號碼等進行匹配，識別出企業(yè)貿易類型；然后，剔除在樣本期內只進行加工貿易的企業(yè)。

⑦關于美國勞動生產率的計算：首先，我們使用NBER美國制造業(yè)生產率數(shù)據庫導出相關數(shù)據，網址為：https://www.nber.org/data/nberces.html；其次，將該數(shù)據庫中的SIC行業(yè)代碼先轉換為ISIC Rev3.0行業(yè)分類，然后再轉換為中國4分位CIC行業(yè)分類，并將美國各行業(yè)增加值使用年均牌價匯率轉為人民幣計價；最后，根據公式勞動生產率=增加值/就業(yè)人數(shù)即可計算各行業(yè)美國勞動生產率。