生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放與制造業(yè)服務(wù)化提升
——基于創(chuàng)新型人力資本的作用效應(yīng)

■柳香如，秦子惠，鄔麗萍

一、引言與文獻(xiàn)綜述

自2001年加入世界貿(mào)易組織（WTO）以來，中國全方位融入全球產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈，廣泛開放服務(wù)市場，開放的服務(wù)部門已達(dá)到100多個，中國服務(wù)貿(mào)易規(guī)模也日益擴(kuò)大。2000年，我國服務(wù)進(jìn)出口總額僅712億元人民幣，而2019年，我國服務(wù)進(jìn)出口總額高達(dá)54152.9億元。而當(dāng)前制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級主要表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)鏈向以服務(wù)為中心轉(zhuǎn)變，制造業(yè)服務(wù)化成為“中國制造2025”的核心理念。與此同時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)以其獨(dú)立的服務(wù)效用牽引制造業(yè)發(fā)展。然而，我國現(xiàn)有的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的服務(wù)效應(yīng)無法為制造業(yè)的發(fā)展嵌入更多優(yōu)質(zhì)的高級要素，因此需要進(jìn)一步開放發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)支撐制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

國內(nèi)外學(xué)者對兩者關(guān)系的大部分研究表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化存在正向影響（裴洪志等，2015）。鄧琳麗（2018）在技術(shù)復(fù)雜度的基礎(chǔ)上，通過投入產(chǎn)出法實證證明兩者之間相互促進(jìn)、相互產(chǎn)生正向影響。有部分學(xué)者認(rèn)為，兩者關(guān)系不定。刁莉和朱琦（2018）認(rèn)為：一方面，生產(chǎn)性服務(wù)開放會引進(jìn)更先進(jìn)的產(chǎn)品、技術(shù)和管理經(jīng)驗，在加劇服務(wù)要素供給市場的競爭的同時，促使企業(yè)進(jìn)行模仿創(chuàng)新提升自身的技術(shù)創(chuàng)新水平，為制造業(yè)提供更高水平的服務(wù)。另一方面，過度的市場競爭可能會給開放國的服務(wù)市場帶來較大沖擊，阻礙制造企業(yè)投入服務(wù)化進(jìn)程。學(xué)者們還發(fā)現(xiàn)兩者之間的影響存在異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為不同地區(qū)發(fā)達(dá)程度和不同技術(shù)程度的生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)、制造業(yè)行業(yè)之間的異質(zhì)性。劉斌等（2016）通過實證發(fā)現(xiàn)不同類型服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化水平的影響存在一定差異。鄒國偉等（2018）通過對制造行業(yè)按照要素密集類型進(jìn)行分組回歸發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對不同類型制造業(yè)服務(wù)化水平影響也存在一定差別。鄧琳麗（2018）對OECD（經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織）26個成員國進(jìn)行實證研究得出，發(fā)達(dá)國家提供的生產(chǎn)性服務(wù)由于其較高的技術(shù)含量，對制造業(yè)服務(wù)化的正向推動效應(yīng)更為顯著。分行業(yè)而言，計算機(jī)及信息、保險金融等高端服務(wù)是制造業(yè)服務(wù)化程度深化的重要來源。另外，近年來部分學(xué)者開始關(guān)注兩者間的非線性關(guān)系。黃群慧和霍景東（2014）研究發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放水平對制造業(yè)服務(wù)化有顯著的推動效應(yīng)，兩者呈現(xiàn)出非線性關(guān)系。夏杰長和姚戰(zhàn)琪（2019）采用門檻回歸分析顯示，制造業(yè)生產(chǎn)率在生產(chǎn)性服務(wù)開放作用于制造業(yè)服務(wù)化這一過程中呈現(xiàn)出顯著的門檻效應(yīng)，只有跨過門檻值時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放才能推動制造業(yè)服務(wù)化程度加深。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏關(guān)于制造業(yè)服務(wù)化與服務(wù)業(yè)開放間關(guān)系的實證研究，探索兩者之間作用機(jī)理的更是罕見，但這一問題對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放選擇、制造業(yè)升級有重要理論和現(xiàn)實意義。因此，本文首先應(yīng)用WTO發(fā)布的WIOD數(shù)據(jù)，基于投入產(chǎn)出表，測算中國制造業(yè)16個細(xì)分行業(yè)的投入服務(wù)化水平；其次檢驗生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化的影響，以及創(chuàng)新型人力資本對該影響的偏效應(yīng)；再次考察不同生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)特征的異質(zhì)性；最后運(yùn)用PSTR模型，考察創(chuàng)新型人力資本對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放和制造業(yè)服務(wù)化關(guān)系的門檻效應(yīng)和作用機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放與制造業(yè)服務(wù)化效應(yīng)分析

兩者間的理論分析可歸納為以下兩方面：一是技術(shù)溢出效應(yīng)。服務(wù)本身作為高級要素，通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而推動制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。通過生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放，擁有更高技術(shù)、管理水平和人力資本的優(yōu)質(zhì)國際企業(yè)會進(jìn)入中國市場。而國內(nèi)外生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)之間的人才流動、技術(shù)轉(zhuǎn)讓以及業(yè)務(wù)合作等服務(wù)活動必然會產(chǎn)生明顯的技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而形成優(yōu)良的制造業(yè)發(fā)展環(huán)境。具體來說：通過技術(shù)溢出效應(yīng)，國內(nèi)企業(yè)不僅可以向國外優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)性服務(wù)企業(yè)模仿學(xué)習(xí)先進(jìn)技術(shù)、經(jīng)驗，進(jìn)而提供更優(yōu)質(zhì)的制造產(chǎn)品售后服務(wù)水平，而且可以擴(kuò)大服務(wù)種類、提高服務(wù)質(zhì)量，從而深化制造商和服務(wù)商的合作，兩者雙管齊下促使制造業(yè)的結(jié)構(gòu)向服務(wù)化發(fā)展。二是競爭和示范效應(yīng)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的開放，會增加行業(yè)的外商直接投資，這將產(chǎn)生明顯的競爭和示范效應(yīng)，進(jìn)而提升制造業(yè)投入服務(wù)化水平。一方面，國外企業(yè)的進(jìn)入會加劇國內(nèi)市場競爭，倒逼國內(nèi)相關(guān)企業(yè)為維持自身市場份額不斷創(chuàng)新提高服務(wù)質(zhì)量。另一方面，國內(nèi)企業(yè)有機(jī)會通過學(xué)習(xí)模仿國際服務(wù)企業(yè)進(jìn)而提升自身服務(wù)質(zhì)量。國內(nèi)生產(chǎn)性服務(wù)水平的提升通過在產(chǎn)業(yè)鏈中的前向和后向影響作用，推動制造業(yè)服務(wù)化。此外，通過國外企業(yè)的競爭和示范效應(yīng)，可能使整體服務(wù)業(yè)價格降低但質(zhì)量卻提高，這不僅會促使更多的制造企業(yè)將自身生產(chǎn)性服務(wù)外包，而且有助于制造商通過收購兼并原有服務(wù)商實現(xiàn)內(nèi)化，進(jìn)而提升制造業(yè)服務(wù)化水平。

（二）創(chuàng)新型人力資本與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放、制造業(yè)服務(wù)化效應(yīng)分析

兩者間的理論分析可歸納為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩方面。一是直接效應(yīng)。創(chuàng)新型人力資本的增加，可以有效發(fā)揮“干中學(xué)”效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，進(jìn)而提升制造業(yè)投入服務(wù)化。創(chuàng)新型人力資本一方面通過特有新知識技術(shù)和知識溢出實現(xiàn)自身及其他生產(chǎn)要素收益遞增，另一方面通過改進(jìn)制造業(yè)生產(chǎn)設(shè)備和工藝，改善要素稟賦結(jié)構(gòu)，進(jìn)而強(qiáng)化技術(shù)創(chuàng)新和干中學(xué)效應(yīng)。二是間接效應(yīng)。我國創(chuàng)新型人才產(chǎn)生不確定偏效應(yīng)影響，一方面，全球化分工背景下，創(chuàng)新型人力資本作為高端生產(chǎn)要素，通過強(qiáng)化技術(shù)創(chuàng)新和干中學(xué)效應(yīng)，進(jìn)而加強(qiáng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放與制造業(yè)服務(wù)化之間的技術(shù)溢出和競爭示范效應(yīng)。另一方面，就現(xiàn)階段而言，由于資源人才錯配情況的存在，創(chuàng)新型人力資本偏效應(yīng)的積極影響無法真正發(fā)揮（戴翔和劉夢，2018）。資源優(yōu)化配置的偏離，不僅會對生產(chǎn)效率和產(chǎn)出增長率產(chǎn)生消極影響，而且可能致使錯配下的要素組合和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡，導(dǎo)致相應(yīng)產(chǎn)業(yè)的不健康發(fā)展，進(jìn)而削弱生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化的積極影響。

基于以上分析，提出以下研究假設(shè)。

假說1：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放促進(jìn)制造業(yè)投入服務(wù)化水平提升。

假說2：創(chuàng)新型人力資本對制造業(yè)服務(wù)化水平有顯著影響。

假說3：創(chuàng)新型人力資本的間接影響具有多重效應(yīng)。

三、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

（一）模型建立

基于前述分析，本文構(gòu)建如下計量模型：

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

其中，MSit表示t年i制造行業(yè)的投入服務(wù)化，Service表示t年i制造行業(yè)對應(yīng)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放，IHC表示t年i制造行業(yè)的創(chuàng)新型人力資本，Z為控制變量，ε為擾動項。

（二）數(shù)據(jù)來源及變量說明

考慮到目前世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫（WIOD）只更新到2016版，即數(shù)據(jù)只更新到2014年，因此基于數(shù)據(jù)可得性，選取來源于UIBE、WIOD、《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》的2000—2014年相關(guān)數(shù)據(jù)，缺失數(shù)據(jù)用插值法填補(bǔ)。

1.被解釋變量

大部分學(xué)者用完全消耗系數(shù)測算制造業(yè)服務(wù)化水平。具體公式如下：

其中，右邊第一項為制造業(yè)i對生產(chǎn)性服務(wù)部門j的直接消耗系數(shù)，第二項衡量制造業(yè)i通過k部門對服務(wù)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(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放指數(shù)。為考察各個制造業(yè)行業(yè)對服務(wù)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(wù)化角度對各個制造業(yè)行業(yè)的服務(wù)開放滲透率進(jìn)行計算，公式如下：

其中，δ是通過對投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)計算而得的直接服務(wù)投入比例，i表示制造業(yè)，j表示服務(wù)業(yè)，t表示年份；service_open表示服務(wù)開放指標(biāo)。根據(jù)研究需要，選取了服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)進(jìn)口額與服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值的比值、服務(wù)貿(mào)易開放指數(shù)（根據(jù)STRI計算而得）這兩個服務(wù)貿(mào)易開放指標(biāo)，分別代入式（7）中得到進(jìn)口率（SI）以及開放率（SS）。下文中，以開放率SS為關(guān)鍵變量，而進(jìn)口率SI為替代變量。

（2）創(chuàng)新型人力資本（IHC），用R&D人員占從業(yè)人員比重表示。一般而言，人力資本水平越高，越能有效發(fā)揮“干中學(xué)”效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，進(jìn)而提升制造業(yè)投入服務(wù)化水平。

3.控制變量

（1）顯性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA），測算公式為：

其中，E表示t年中國i制造行業(yè)出口額，E表示t年全球i制造業(yè)總出口額。

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

（3）其他控制變量?？紤]其他對制造業(yè)服務(wù)化可能會產(chǎn)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(chǎn)業(yè)出口世界占比衡量；勞動生產(chǎn)率（TLP），用產(chǎn)業(yè)增加值與就業(yè)人數(shù)之比的對數(shù)來進(jìn)行衡量；資本深化程度（KL），用固定資本與就業(yè)人數(shù)比值的對數(shù)表示；技術(shù)投入（RD），用R&D內(nèi)部支出的對數(shù)表示（張中元和趙國慶，2012）。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

綜合F統(tǒng)計量和Hausman檢驗結(jié)果，本文選擇雙向固定效應(yīng)模型來估計生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)投入服務(wù)化的影響。表1是為基準(zhǔn)模型回歸的結(jié)果。首先，列（1）生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放系數(shù)顯著為2.950，表明其每提高一個單位，制造業(yè)服務(wù)化水平將上升2.950個單位。假說1成立。其次，列（2）是加入創(chuàng)新型人力資本的模型（2），其系數(shù)顯著為0.009。表明IHR每提高一個單位，制造業(yè)服務(wù)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(jié)果表明，一方面，交互項系數(shù)為負(fù)且不顯著，說明IHR對制造業(yè)服務(wù)化水平的間接影響不確定；另一方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放與交互項系數(shù)分別為4.491和-2.384，這說明當(dāng)IHR處于較低的均衡水平時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放會對制造業(yè)服務(wù)化產(chǎn)生積極影響，但隨著各行業(yè)對創(chuàng)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(xiàn)階段而言，我國制造業(yè)絕大部分是微創(chuàng)新，極少發(fā)生顛覆式創(chuàng)新，入不敷出的現(xiàn)象比較明顯，因此對制造業(yè)服務(wù)化的提升作用不明顯。由此可見，制造業(yè)服務(wù)化受生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)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(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)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(yè)顯性比較優(yōu)勢指數(shù)、國際市場占有率和勞動生產(chǎn)率都能顯著提升制造業(yè)服務(wù)化水平。而技術(shù)投入和資本深化程度系數(shù)為負(fù)，可能原因是技術(shù)和資本投入的增加不一定會產(chǎn)生相匹配的進(jìn)步成果，所以導(dǎo)致產(chǎn)生一定程度負(fù)向影響。

（二）行業(yè)特征異質(zhì)性分析①根據(jù)國際標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)分類（ISIC/Rev4.0）標(biāo)準(zhǔn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)可細(xì)分為五類，其中批發(fā)零售業(yè)包括G45、G46、G47，運(yùn)輸倉儲業(yè)包括H49、H50、H51、H52、H53，信息通信業(yè)包括I58、J59_J60、J61、J62_I63，金融保險業(yè)包括K64、K65、K66，專業(yè)服務(wù)業(yè)包括M69_M70、M71、M72、M73、M74_M75。

沿用相關(guān)學(xué)者的研究（杜運(yùn)蘇和彭冬冬，2018），將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)劃分為五類，其中信息通信業(yè)、金融保險業(yè)和專業(yè)服務(wù)業(yè)屬于高技術(shù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，運(yùn)輸倉儲業(yè)和批發(fā)零售業(yè)屬于低中技術(shù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。估計結(jié)果如表2所示。

表2 生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)特征異質(zhì)性回歸結(jié)果

從表2來看，低中技術(shù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的提升作用更顯著?？赡苁且驗榇嬖谏a(chǎn)率匹配問題——只有當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)部門的生產(chǎn)率略高于現(xiàn)階段還處于低水平的制造業(yè)時，才能顯著帶動制造業(yè)；反之，則可能產(chǎn)生消化不良甚至負(fù)向的影響。具體來說，從第（1）列和第（3）列結(jié)果可以看出，在不加入創(chuàng)新型人力資本進(jìn)行回歸時，不同技術(shù)特征的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放均產(chǎn)生積極影響。從第2列和第4列結(jié)果可以看出，創(chuàng)新型人力資本對高技術(shù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)系數(shù)為正但不顯著，表明中高技術(shù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的創(chuàng)新型人力資本對制造業(yè)服務(wù)化水平有一定的提升作用，但現(xiàn)實條件對其有一定的限制；而其交互項在不同技術(shù)特征的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)行業(yè)系數(shù)均為負(fù)且不顯著，這表明IHR的正向偏效應(yīng)無法發(fā)揮作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題

在上文分析中，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化水平提升有積極作用。但現(xiàn)實情況是，制造業(yè)服務(wù)化也可能促使國家層面深入開放生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。這使得兩者之間可能存在雙向因果關(guān)系，進(jìn)而存在內(nèi)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(nèi)生性問題的干擾，本文使用工具變量，估計結(jié)果如表3所示。

表3 系統(tǒng)GMM檢驗結(jié)果

續(xù)表3

結(jié)果顯示，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放系數(shù)顯著為正，在不引入創(chuàng)新型人力資本時，GMM系數(shù)小于基準(zhǔn)回歸系數(shù)值。在GMM模型中加入創(chuàng)新型人力資本后，較于表1中的雙固定模型，系數(shù)絕對值均有所上升，而交互項的系數(shù)絕對值卻有所下降?？梢姡舨豢紤]內(nèi)生性，會高估現(xiàn)階段生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化水平的積極影響，會低估創(chuàng)新型人力資本對制造業(yè)服務(wù)化水平的作用，同時也會高估創(chuàng)新型人力資本的消極偏效應(yīng)影響。

2.衡量誤差問題

將基準(zhǔn)回歸中的服務(wù)開放率替換為前文計算所得的服務(wù)進(jìn)口率，從表4可知，服務(wù)進(jìn)口率系數(shù)均顯著為正，基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性得到驗證。

表4 替換核心解釋變量的檢驗結(jié)果

（四）門檻效應(yīng)

由表2可知，不同技術(shù)水平生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化影響可能存在“門限效應(yīng)”。為驗證猜想，本文建立如下面板平滑轉(zhuǎn)換模型（PSTR）分析變量間的非線性關(guān)系：

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

表5 線性檢驗、剩余非線性檢驗結(jié)果

借鑒Colletaz&Hurlin（2006）的研究，采用AIC、BIC準(zhǔn)則進(jìn)行位置參數(shù)識別。結(jié)果如表6所示。由表6的檢驗結(jié)果來看，通過AIC和BIC的數(shù)值比較，確定模型的最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)和位置參數(shù)維度均為1。

表6 參數(shù)維度確定

由表7的回歸結(jié)果來看，創(chuàng)新型人力資本有一個門檻值：當(dāng)IHR低于64.2%時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化水平的積極影響系數(shù)為3.545；進(jìn)一步攀升超過64.2%時，會產(chǎn)生消極作用，系數(shù)絕對值為1.452。以上表明IHR在適當(dāng)程度內(nèi)的提高，會提高行業(yè)要素效益，擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)投入服務(wù)化水平的積極作用；而隨著IHR的盲目攀升，反而會產(chǎn)生消極影響。因此假說3得到驗證。

表7 PSTR模型估計結(jié)果

五、結(jié)論及對策啟示

本文結(jié)合制造業(yè)GVC嵌入和比較優(yōu)勢指數(shù)，研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化的影響，以及創(chuàng)新型人力資本對其的直接效應(yīng)和偏效應(yīng)，得出以下結(jié)論：第一，現(xiàn)階段中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化水平有積極作用。第二，從偏效應(yīng)看，創(chuàng)新型人力資本削弱生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化的積極作用。第三，從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)行業(yè)異質(zhì)性看，低中技術(shù)型的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)服務(wù)化水平的積極作用更顯著，且對于不同技術(shù)特征的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，創(chuàng)新型人力資本的影響不同。第四，我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放與制造業(yè)服務(wù)化水平存在顯著的非線性影響，且對于不同程度的創(chuàng)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(yīng)”。

基于以上結(jié)論，提出如下建議：從國家層面而言，首先應(yīng)逐步擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)開放水平，現(xiàn)階段應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注我國中低技術(shù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放。其次應(yīng)糾偏人才資源錯配及要素市場扭曲，發(fā)揮創(chuàng)新型人力資本對制造業(yè)服務(wù)化的正向推動作用。在技術(shù)創(chuàng)新和制造業(yè)服務(wù)化驅(qū)動下，有針對性的打造人才高地、公關(guān)突破“卡脖子”技術(shù)，同時積極開展高素質(zhì)培訓(xùn)教育，提升全員的創(chuàng)新能力。最后應(yīng)提高全球價值鏈分工地位，增加制造業(yè)的服務(wù)要素投入力度，推進(jìn)企業(yè)由簡單加工向精細(xì)加工轉(zhuǎn)化并升級貿(mào)易結(jié)構(gòu)和貿(mào)易地位，同時提升分工和貿(mào)易的實質(zhì)利益，進(jìn)而提升我國制造業(yè)在全球價值鏈中的分工地位。從行業(yè)層面而言，應(yīng)繼續(xù)努力通過各種影響因素提升國內(nèi)生產(chǎn)性服務(wù)部門和制造部門的生產(chǎn)率，增加服務(wù)要素的有效供給，加大研發(fā)、人力和物質(zhì)資本的投入，提高顯性比較優(yōu)勢和市場占有率。從企業(yè)層面而言，制造企業(yè)應(yīng)選取生產(chǎn)率相匹配的生產(chǎn)性服務(wù)部門進(jìn)行投入。一般來看，只有當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)的生產(chǎn)率略高于制造行業(yè)時，兩者之間的互動機(jī)制才能持續(xù)有效的發(fā)揮積極作用。