中国服务开放对服务企业效率的影响效应研究——基于服务贸易创新发展试点的双重差分检验

付 鑫，张 威，李 俊，邵宇佳

（商务部国际贸易经济合作研究院，北京100710）

一、引 言

国家发改委出台的《服务业创新发展大纲（2017—2025）》中明确提出：加快服务业创新发展、增强服务经济发展新动能，是更好满足人民日益增长需求、深入推进供给侧结构性改革的重要内容，是全面提升综合国力、国际竞争力和可持续发展能力的重要途径。

随着服务业在经济发展中的地位不断上升，促进服务业创新发展已成为经济工作重点内容之一，服务开放相关举措也随之密集推出。国务院于2016年2月22日批复同意了商务部提出的《服务贸易创新发展试点方案》（以下简称《方案》），《方案》同意在天津、上海、海南、深圳、杭州、武汉、广州、成都、苏州、威海和哈尔滨新区、江北新区、两江新区、贵安新区、西咸新区等15个省市（区域）开展为期两年的服务贸易创新发展试点。2016年，《方案》从探索扩大服务业双向开放力度等8个方面提出试点任务。2018年6月8日国务院批复发布了《深化服务贸易创新发展试点总体方案》，标志着服务贸易创新试点由“开展”阶段转向“深化”阶段。2018年《方案》新增了北京、南京、雄安新区等3个试点城市（地区），并在2016年的基础上，更进一步要求推动试点城市在服务贸易开放路径等方面先行先试，旨在培育“中国服务”核心竞争优势，推动形成全面开放新格局。截至2019年，试点地区服务进出口占全国服务进出口的比重已超过75%，发展速度快于全国平均水平（1）；2020年起服务贸易创新发展试点步入全面深化阶段，试点范围扩大到28个省、市（区域），围绕服务贸易改革、开放、创新提出了三个方面8项试点任务、122项具体举措。上述总量数据显示了中国服务开放的政策效果正在不断深化，政策效果不断凸显。然而更为迫切的问题是，提出四年多的服务贸易创新发展试点政策是否对服务企业效率存在实际的促进效应？如果该答案是肯定的，其内在影响机制是什么？该促进作用是否存在异质性？对上述问题的验证，有助于厘清当前服务贸易创新发展试点政策实施的效果及潜在问题，能够为实现提升“中国服务”核心竞争力、培育国际竞争合作新优势以及推动我国经济由高速增长阶段向高质量发展阶段的历史性转变提供重要理论依据。

已有较多成果集中于研究服务开放对制造业效率的影响。Arnold等（2016）［1］基于印度的研究发现，服务贸易自由化显著提高了制造业生产率；张艳等（2013）［2］的研究认为，服务贸易自由化对中国制造业效率提高存在显著促进作用。其他学者针对发达国家的研究同样发现服务开放有助于制造业企业效率提高（Beverelli等，2017）［3］。李眺（2016）［4］对中国服务开放与服务业效率的相关性进行了实证研究，但仅选取了四个服务行业。姜长云（2018）［5］阐析了服务开放可通过竞争效应、示范效应和学习效应提高服务业生产率，但并未对该结论进行实证检验。

服务业效率的高低是衡量现代经济体是否成熟的重要标志之一，大量研究都证实了知识资本和人力资本（顾乃华和夏杰长，2010；许建平和任艳，2012）［6-7］、城市化进程（邵金菊和王培，2013）［8］、劳动投入质量（殷凤和张云翼，2014）［9］是影响服务业效率的重要因素。为数不多但日益增加的针对服务开放对服务业效率影响的讨论，是与本文的研究比较相关的文献，主要从特定服务行业进行分析，包括：①批发零售、交通运输、金融行业。李眺（2016）［4］实证研究了进入规制对上述三个服务行业生产率的影响，研究表明并进入规制能够显著降低服务业生产率。②专业服务。Crozet等（2016）［10］使用OECD公布的服务贸易管制数据，就法国国内服务管制对企业层面的专业服务出口进行评估，研究结论是国内管制对企业出口决定和企业出口额都产生了很强的负面影响。此外，与本文研究比较相关的是陈艳莹等（2008）［11］关于服务业的行政管制及经营限制对服务业经营与发展的影响，研究发现服务管制显著降低了中国服务业发展；崔日明和张志明（2013）［12］基于服务业技术效率视角的研究表明，服务业进口对服务业效率存在促进作用，出口存在抑制作用。然而，遗憾的是，现有研究针对服务开放尤其是中国服务开放是否以及如何促进服务企业效率提升的内在机理尚未展开系统性分析，更缺乏较严谨的因果识别考察。

综上所述，在关于服务开放对企业效率影响的研究方面，研究对象主要集中于发达国家或服务业改革备受关注的印度。而国内相关研究较少且局限于制造业企业，研究结论均表明服务开放显著提高了制造业企业效率，鲜有学者就服务开放与服务企业效率之间的关系进行分析。因此，在服务开放与服务业效率相关性的研究中，存在着两个需要进一步探讨的空间。①在微观企业层面，服务开放对服务企业效率影响如何？服务开放对服务企业效率影响是否存在异质性？鲜有文献就这一问题进行实证考察。②服务开放对服务企业效率的影响机制是什么？为数不多的关于中国服务开放与服务业效率相关性的实证研究，选取了服务企业数量、服务行业FDI流量等指标用于测度服务开放水平（李眺，2016）［4］，由于该类指标存在较强内生性，因此可能导致检验结果不够稳健。现有研究尚未对中国已经出台的服务领域相关政策事件对服务业效率的影响进行全面分析，尤其是以此作为因果识别机制的切入点。此外，现有关于服务业效率的研究主要集中在产业及个别服务行业层面（Masayuki，2011）［13］，这为本文基于微观企业层面数据考察政策事件的效应提供了可能的突破空间。鉴于此，本文尝试基于服务贸易创新发展试点这一政策事件，进一步深入探讨中国服务开放对于服务业效率的影响及其传导机制这一重要问题。

2016年中国服务贸易创新发展试点政策主要涉及15个省市（区域），这为本文通过特定政策事件评估服务业效率促进效应提供了有效的准自然实验。本文基于2007—2019年中国上市公司服务企业数据，采用双重差分法，以服务贸易创新发展试点政策提出为准自然实验，准确评估中国服务开放对服务企业效率的异质性影响及作用机制并根据本文的研究结论，提出未来促进服务企业创新发展及深化服务开放的对策建议。

在已有文献的基础上，本文的边际贡献主要体现在以下几方面：①本文创新性地采用双重差分法对服务贸易创新发展试点的实施效果进行系统评估，从服务领域政策实施的事后分析视角准确识别中国服务开放对服务企业效率的促进效应及异质性影响；②本文还对政策实施如何促进效率提升的内在机理进行了深入讨论，且是现有文献中唯一对中国服务贸易创新发展试点政策的影响机制全面深入探讨的研究；③在服务企业效率测度方面，与以往测度方法不同，本文采用服务企业增加值与服务企业从业人数之比衡量中国服务上市公司效率。《锐思数据库》较为完整地记录了上市公司增加值计算过程中所需的所有指标数据，可以真实有效地计算服务上市公司增加值，这也是本文测度服务业效率的核心优势所在。本文余下部分结构安排为：第二部分为研究假说；第三部分为研究的实证方法和数据说明；第四部分为实证结果及异质性分析；第五部分为稳健性检验；第六部分为机制讨论；第七部分为结论与政策建议。

二、研究假说

十九大报告指出创新是引领发展的第一动力，创新的本质在于通过将生产要素的重新组合，从而达到提高生产效率的效果（袁始烨，2019）［14］。Schumpeter（1990）［15］指出，企业及劳动力为创新的主体，服务业开放过程中将会有大量服务企业进入国内，这将加剧服务企业之间竞争，为了增强自身竞争力，企业将更有动力增加研发投入、创造新的生产技术及组织形式，从而实现企业效率提升。

而服务贸易创新发展试点任务之一是探索扩大服务业双向开放力度，稳步推进金融、教育、文化、医疗、育幼养老、建筑设计、会计审计、商贸物流等行业对外开放。这些行业的开放，降低了服务技术型人才的进入门槛，使得服务企业更为准确地引进与之生产经营相匹配的人才，通过提升企业创新能力进而提升企业效率。基于此，本文提出假说1。

假说1：服务贸易创新发展试点政策实施后，试点城市服务企业效率显著提升。

服务业开放既伴随着高科技服务技术、先进经营理念及经营模式的引进，同时企业也将面临更加激烈的竞争。虽然同为试点城市服务企业，但无论从政策落实的侧重点还是服务企业自身的发展水平都存在巨大差异，该差异的存在可能导致基于服务贸易创新发展试点政策测度的中国服务业开放实施效果存在异质性。代理理论中提到，企业所有权与经营权的分离导致投资者与管理者的经营目标存在差异。政府的所有权导致企业经营者缺乏提升效率动力，因此国有产权对企业效率具有负效应（聂辉华等，2009；李成和张玉霞，2015）［16-17］。此外，考虑在服务开放背景下，非国有企业只有通过提升自身效率，方可在竞争中获得利润。同时，外资服务企业在生产及经营环节中会使用更多的服务投入成本，例如运输成本、电信成本、海外咨询成本等，因此服务贸易创新发展试点总体方案中提出扩大开放更容易降低外资企业的成本，从而提升其效率。综合上述分析，本文提出假说2。

假说2：服务贸易创新发展试点政策实施后，非国有服务企业及外资企业的效率提升幅度比国有企业更为显著。

高技术行业的属性决定企业必须通过提升自身效率方可在竞争中不被淘汰（顾夏铭等，2018）［18］，服务行业更是如此。中国经济正处于新旧动能转换的关键时期，只有提升服务供给质量，从供给侧角度推动服务供给升级，才能更好满足消费升级的需求。相较而言，高技术服务行业需要投入更多的人力资本用以提升服务效率，从而提升服务供给质量。新兴服务行业的发展水平通常被视为国家或地区经济发展水平高低及产业结构是否合理的重要指标，与传统服务行业相比通常代表更高的服务技术。此外，生产性服务业是指为促进产业升级和提高生产效率提供保障服务的服务行业，因此更为迫切需要提升效率。综合上述分析，本文提出假说3。

假说3：服务贸易创新发展试点政策实施后，新兴服务行业及生产性服务行业的企业效率提升幅度比其他行业更为显著。

2020年5月中国人民银行发布的《中国区域金融运行报告》中指出，随着中国产业转型升级加快推进，区域经济结构不断优化。2019年第三产业对GDP的贡献率比第二产业高22.6%，其中东部地区第三产业增加值对经济增长的贡献率最高，且第三产业增加值的占比高于中西部地区。因此，与中西部地区相比，东部地区服务企业具有较好的第三产业发展基础及区位优势，这为服务企业吸引高质量外资和其他资源奠定了良好基础，使其更容易获得先进的技术、管理模式及经营理念，因此在服务开放条件下对企业效率的促进作用更为明显（孙浦阳，2020）［19］。而西部地区的服务企业受制于地理位置及服务业发展的相对滞后，在引入高质量外资、增强自主创新意识、提高核心竞争力等方面受到一些主客观因素的掣肘，这将在一定程度上抑制服务开放对服务企业效率的促进作用。此外，长江三角洲地区是中国经济发展最活跃的区域之一，在开放水平、创新能力等方面具有明显优势，2018年7月国务院发布《长三角地区一体化发展三年行动计划（2018—2020年）》，同年11月5日，习近平总书记在中国国际进口博览会上宣布支持长江三角洲区域一体化发展并上升为国家战略。2019年该地区服务业占GDP的比重为56.2%，由此可见，长江三角洲经济发展在提升国家经济结构转型中具有举足轻重的战略地位。综合上述分析，本文提出假说4。

假说4：服务贸易创新发展试点政策实施后，东部地区服务企业效率提升幅度比其他地区更为显著。

三、实证方法和数据说明

（一）计量模型设定

2016年服务贸易创新发展试点包括天津、上海、海南、深圳、杭州、武汉、广州、成都、苏州、威海和哈尔滨新区、江北新区、两江新区、贵安新区、西咸新区等15个省、市（区域）。根据研究需要，本文将服务贸易创新发展试点作为一项准自然实验，借助双重差分方法来估计服务贸易创新发展试点政策对服务企业效率的影响效果。基本思路是：分别计算政策实施前后处理组与对照组服务企业效率的变化量，两个变化量的差值即为剔除其他可能的影响因素后，服务贸易创新发展试点政策实施对服务企业效率的净影响效果。借鉴Lu和Yu（2015）、吕越等（2019）［20-21］的做法，选取服务贸易创新发展试点省、市（区域）作为处理组，非试点省、市（区域）作为对照组，构建如下双重差分模型：

式（1）为考虑了年份、行业及城市固定效应的双重差分估计模型。其中：SLP表示服务企业效率，本文使用服务企业劳动生产率作为其代理变量，具体计算方法见变量和数据说明部分，下标分别表示企业和时间；Post为处理效应时期虚拟变量，由于服务贸易创新发展试点建设在2016年提出，故将2016年及之后年份的设定为1，之前的年份设定为0；Treat是处理组虚拟变量，表示观测省、市（区域）是否为服务贸易创新发展试点，如果是服务贸易创新发展试点，将该变量设为1，非试点设为0；Post×Treat表示服务贸易创新发展试点提出后时期虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项，也是双重差分法关注的核心变量；Xjt是一组随时间变化的企业特征变量，代表了影响试点区域选择的因素；di表示行业固定效应；dt表示年份固定效应；dc表示城市固定效应；εjit为随机误差项。

（二）变量和数据说明

1.被解释变量：服务企业效率

式（1）DID模型中的因变量为服务企业效率，本文使用服务企业增加值与服务企业从业人数之比进行衡量。因此，首先需要对服务企业增加值进行测度。

上市服务企业增加值（SVAjt）的计算公式为：

其中：NOPTAjt表示上市服务企业税后净营业利润；ICjt为资本投入，表示加权平均资本成本。因此，需要对这三个指标进一步测算。

（1）上市服务企业税后净营业利润。计算公式为：

三至五年中长期贷款利率×

2007—2019年服务上市公司增加值相关数据来自锐思数据库（RESSET）中的金融研究数据库，该数据库涵盖上市公司增加值的计算方法及增加值涉及各指标的年度、季度及月度数据，因此可基于这一目前可获得的较为全面的服务企业数据计算中国服务业增加值；2007—2019年服务业上市公司就业人员数据来自万德数据库（Wind），通过上市公司股票代码可将两个数据库进行匹配，进而计算出2007—2019年1 225家服务业上市公司服务业效率。

需要特别说明的是，服务贸易创新发展试点于2016年起实施，但中国自2001年起依据“入世”协议逐步消除服务业壁垒，2006年入世承诺的服务业开放全部实现到位。因此为了避免其他服务业开放政策对服务企业效率的影响，特将研究样本期设定为2007—2019年。

2.其他变量

本文在模型中加入了城市固定效应、行业固定效应和时间固定效应，能够在一定程度上控制个体差异和政策时点差异。除此以外，参考孙浦阳等（2020）［19］的研究，本文还加入了企业层面控制变量，包括：①企业资本（企业总资本对数，lntotalasset），用以衡量企业经营能力；②企业总负债（企业总负债对数，lntotalliab），用以衡量企业利用债权人提供资金进行经营活动的能力；③企业年龄（企业经营年限，age），企业效率很大程度上与经营年限相关，经营年限越长的企业往往积累更多经营，本文使用2020减去企业成立年份进行测度；④企业治理结构，由于企业经营模式很大程度上受企业治理结构影响，因此本文选取企业董事长是否兼职CEO（两职合一，twoposition）衡量企业治理结构，若两职合一则取值为1，否则为0。此外，本文加入董事会人数（direnum）及独立董事比例（indireper），进一步丰富企业治理情况的衡量。

变量的统计性描述结果见表1所列。

表1 企业层面统计性质

四、实证结果分析

首先对基准回归结果进行分析，继而对本文构建DID模型的有效性进行检验，最后基于企业所有权、企业所属行业、企业区域分布等方面对中国服务开放对服务企业的影响进行异质性分析。

（一）基准回归结果

本文通过服务贸易创新发展试点政策实施考察中国服务开放对服务企业效率的实际效应。依据方程（1）的设定对政策实施的效率效应进行检验，回归结果见表2所列。基准回归中逐步加入控制变量，并同时加入年份、行业和城市固定效应。表2第（1）-（7）列回归结果显示，双重差分模型中的交互项系数均显著为正，初步验证基于服务贸易创新发展试点政策实施测度的中国服务开放是促进服务企业效率提升的重要因素，符合理论预期。控制变量的结果显示企业总资产、企业总负债、企业年龄、企业董事长是否兼职CEO、董事会人数及独立董事比例均通过了显著性检验，说明扩大总资产规模、优化治理结构更能促进企业效率提升。同时，对比逐步加入控制变量的结果，交互项系数都发生变化但变化程度不大，说明服务企业个体因素会影响其效率，但中国服务业开放是促进其效率提升的重要因素。由此，假说1得到验证。

表2 中国服务开放对服务企业效率的回归结果

（二）DID估计的有效性检验

基准模型报告的实证结果可信度取决于DID方法估计的有效性，本部分将对使用的DID方法进行有效性检验，包括平行趋势检验和反事实检验等。

1.平行趋势检验

双重差分方法有效的前提假设为政策实施发生前，处理组与对照组具有共同趋势。即若想验证本文DID方法的有效性，则需要在服务贸易创新发展试点政策实施前，试点地区企业（处理组）与非试点地区企业（对照组）的效率变动趋势平行。为此，借鉴Liu和Qiu（2016）［22］的研究方法，对处理组和对照组的变化趋势进行进一步考察。实证方程设定如下：

其中：Post为年度虚拟变量，当年观测值取1，其他年份观测值为0；其他变量与基准模型一致。本文检验了2016年服务贸易创新试点政策提出之前5年直到样本最后一年的变化趋势。

回归结果显示2016年以前所有回归结果均不显著，表明在服务贸易创新发展试点政策实施以前，处理组与对照组变化趋势基本保持一致，不存在显著差异。在2016年及以后，即服务贸易创新发展试点政策实施后，处理组的企业效率较之控制组显著上升。因此，样本通过了双重差分估计所需要满足的平行趋势检验。

2.反事实检验

与吕越（2018）［21］等研究方法类似，本文将服务贸易创新发展试点这一政策事件的实施日期设定在2016年之前的某一年份，且将样本期设定在2007—2015年，以考察服务开放对服务企业效率提高的促进效应是否依然存在。正如前述分析所言，双重差分方法的前提条件是在政策事件发生之前企业效率没有出现较大差异，因此，若将政策事件的实施日期设定在2016年之前的某一年份，那么交互项系数将不显著。如果结果与预期相反，那么就意味着确实存在某些潜在的不可观测因素也会驱动服务企业效率提升，而不仅仅是因为服务贸易创新发展试点政策实施带来的促进效应。为了保证基准结果的稳健性，分别将政策冲击时间设定为2009年、2010年、2011年、2012年、2013年、2014年，表3中第（1）-（6）列分别表示假设政策试点年份为2009年、2010年、2011年、2012年、2013年、2014年时对应的交叉项系数估计结果。可以发现，上述6年对应的交叉项系数均不显著，证明共同趋势假设是成立的，因此可以排除其他潜在的不可观测因素对企业效率的影响。

表3 反事实检验结果

（三）异质性分析

1.企业所有制异质性

本文在孙浦阳等（2020）［19］关于服务上市公司分类的基础上，进一步将服务上市公司分为国有企业、外资企业、其他企业（2）等三种类型。据此对中国服务业开放的效率提升效应是否存在企业类型异质性加以检验，表4第（1）（2）（3）列分别为国有企业、外资企业、其他企业等3个样本的回归结果。观察交互项系数可知，第（1）列的系数不显著，第（2）（3）列的系数均在1%的水平下显著为正，说明对于外资企业及其他企业而言，中国服务开放对其效率提高均存在显著的促进作用；而对国有企业效率不存在显著影响，这与吴延兵（2012）、乔睿蕾和陈良华（2017）［23-24］的研究结论类似，即外资企业、民营企业等在创新效率、生产效率方面具有领先优势，而国有企业在生产效率方面缺乏竞争优势，对政策反应不敏感。由此，假说2得到验证。

表4 企业所有制的异质性考察

2.企业规模异质性

一般而言，上市企业规模愈大，其高管团队掌握的信息则愈丰富，因此可通过获取更多的收益途径实现更高的企业绩效。在国家服务贸易创新发展试点政策推进实施的过程中，各试点地区的服务企业规模不一，因而其在资源禀赋、信息获取、融资便利等方面存在着不同，可能导致试点政策的实施效果存在差异，所以有必要予以区分考察。本文在已有研究基础上，将资产规模在75%分位数以上的服务企业划归为大型企业，资产规模在25%分位数以下的服务企业划归为小型企业，其余服务企业为中型企业，并对中国服务业开放的效率提升效应是否存在企业规模异质性加以检验，表5第（1）（2）（3）列分别为基于大中小型服务企业的回归结果。其中，交互项系数表明，中国服务开放对大中型服务企业提高效率具有显著促进作用，但对小型服务企业效率的影响不显著，假说3得到验证。可能的原因是，大中型服务企业更具备资源及管理优势，在政策实施后有更加充足的条件适时引入高水平外资，优化资源配置，改善生产经营模式，进而提高自身效率。相较而言，小型服务企业的团队建设相对薄弱、人力资本不足，对于试点政策的利用和落实不够及时有效，因而难以较快地提高自身效率。这也是在中国服务扩大开放的过程中，一些竞争力不足的服务企业面临生产运营绩效不佳甚至难以为继困局的一个重要原因。

表5 企业规模的异质性考察

3.地区异质性

参照樊纲和王小鲁（2004）、曹亚军和毛其淋（2019）［25-26］的分类方法，将总体样本分为东部地区、中部地区、西部地区三类（3），并对中国服务开放的效率提升效应是否存在区域类型异质性加以检验。更进一步地，本文验证了中国服务开放对长江三角洲地区服务企业创新效率促进作用更为明显。表6为中国服务开放对不同地区服务企业效率的异质性影响结果，其中第（1）（2）（3）列分别为东部地区、中部地区、西部地区等3个样本的回归结果。第（1）（2）列的系数均在1%的水平下显著为正，第（3）列系数不显著。说明中国服务开放能够显著促进东部和中部地区服务企业效率提升，但对西部地区服务企业效率未能产生显著影响。此外，第（1）（2）列的回归系数表明，中国服务开放对东部地区服务企业效率的促进作用大于西部地区。之所以存在上述差异，可能包含两个原因：一是服务业开放过程中，东部地区的区位优势及经济发展条件为其吸引高技术、高质量外资奠定了良好基础，因此更容易获得更为先进的技术、管理模式及经营理念，从而提升效率；二是东部地区服务企业相对而言经营效率及管理效率水平较高，在服务业开放后能够较快地依据政策优惠调整自身的资源配置，从而促进自身效率提升。由此，假说4得到验证。第（4）（5）列交叉项的系数显著为正，并且前者系数值更大，这说明中国服务业开放显著提升了长江三角洲及非长江三角洲服务企业的效率，且对长江三角洲地区服务企业产生了更为显著的提升作用。

表6 地区异质性考察

五、稳健性检验

为了保证研究结论的稳健性，本部分将通过不同方法进行稳健性检验，主要包括使用倾向得分匹配方法分析、多期DID回归、重新测度变量等。

（一）倾向得分匹配分析（PSM）

实证研究中，使用的样本可能存在选择性偏差及混合性偏差，从而导致实证回归结果存在有偏问题，倾向得分匹配（PSM）能够在一定程度上解决该问题。因此，为了进一步控制服务贸易创新发展试点城市与非试点城市服务企业的其他差异对企业效率的影响，本文通过双重差分倾向得分匹配模型（简称PSM-DID模型）重新构建控制组，并对中国服务业开放的政策效应进行检验。回归结果见表7第（1）列，交互项的系数为0.115且在5%的水平下显著为正，进一步排除了处理组和对照组在企业特征等方面的因素对基本结论的干扰，证实了本文前述结论的稳健性。

表7 稳健性检验结果

续表7

（二）多期DID回归

为了提高估计结果的精准度，本文借鉴Li等（2016）［22］的研究方法，构建多期DID模型进行稳健性检验：

其中，didct表示因个体而异的处理期虚拟变量，若城市在第t年被批准实行了服务贸易创新发展试点，代表进入处理期，则此后时期取值为1，否则取值为0。此外，为了控制试点城市决策规则和时间趋势可能对政策实施产生的系统性偏误，在模型（12）中加入城市与年份的交叉固定效应，其余变量的定义均与式（1）保持一致。依据式（12）构建的多期DID模型回归结果见表7第（2）列，核心解释变量的系数在1%的水平下显著为正，表明服务贸易创新试点政策实施即中国服务业开放对服务企业效率产生了显著的正向促进作用。

（三）重新测度变量

本部分主要从主要变量度量等方面对主要结论进行稳健性检验，包括对服务企业效率及中国服务开放的重新测度。

（1）借鉴张天华和张少华（2016）［27］的测度方法，进一步使用服务企业全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP）对企业效率进行测度，并验证中国服务开放对服务企业效率的影响是否依旧成立。依据柯布—道格拉斯生产函数构建企业生产函数模型：

其中：lnoutputjt表示企业j在t时期销售成本的自然对数；lnFEjt表示企业j在t时期固定资产的对数；lnJOBjt表示企业j在t时期就业人数的对数。对式（13）进行回归得到的残差即为企业全要素生产率。

（2）由于本文使用的样本为上市公司，因此企业效率包括会计业绩和市场业绩两个方面（黎文靖和胡玉明，2012）［28］。本文进一步采用企业总资产报酬率（Rate of Return on Total Assets，ROA）、托宾Q值（TQ）从会计业绩和市场业绩两个方面衡量企业效率，并使用上述两个指标分别进行稳健性检验。

（3）本文采用OECD数据库发布的服务贸易限制指数（Service Trade Restrictiveness Index，STRI）作为中国服务开放的替换指标，并进一步验证中国服务开放对服务企业效率的影响在不同的服务开放指标体系中是否依然成立。该指数在0～1之间取值，0表示完全开放，1表示完全限制，取值越高表明限制越严格，即越不开放。由于OECD公布的STRI数据区间为2014—2019年，因此在使用该指标进行稳健性检验时，仅包含2014—2019年的样本。

（4）考虑商业存在模式提供的服务贸易是最重要的服务贸易模式，占服务贸易的2/3左右，因此，本文采用OECD发布的FDI限制指数（4）（FDI Restrictiveness Index）对中国服务业开放进行重新测度，并进一步验证中国服务开放对服务企业效率的影响结果是否稳健。该指标越大，表明中国外资限制水平越高，即外资进入门槛越高。由于2010年后OECD才开始逐年公布FDI限制指数，因此在使用该指标进行稳健性检验时，仅包含2010—2019年的样本。

表8为使用上述五种方法对主要被解释变量和解释变量进行重新测度后的稳健性检验结果。其中，第（1）（2）列为使用企业TFP衡量企业效率，并在此基础上验证中国服务开放对服务企业效率影响的稳健性，结果显示交互项的系数仍在1%的统计水平下显著为正，表明中国服务开放显著促进了服务企业TFP，即本文得到的中国服务开放能够促进服务企业效率提升的结论是稳健的；第（3）（4）列为使用企业总资产报酬率（ROA）作为企业效率的衡量方式，并在此基础上验证中国服务开放对服务企业效率影响的稳健性，第（5）（6）列为使用托宾Q值（TQ）作为企业效率的衡量方式，并在此基础上验证中国服务开放对服务企业效率影响的稳健性，上述四列的回归结果中，交互项系数均显著为正，表明无论使用会计业绩或市场业绩对服务企业效率进行测度，本文所得到的中国服务开放存在服务企业效率提升效应的结论均是稳健的；第（7）（8）列为采用服务贸易限制综合指数重新测度的中国服务开放，并以此检验其对服务企业效率（slp）影响的稳健性，结果显示其系数在1%的水平下显著为负，表明中国服务贸易的限制会显著降低中国服务企业效率，也即意味着中国服务开放能够有效促进服务企业效率提升，该结论与基准回归的结论保持一致，说明了本文研究结论的稳健性；第（9）（10）列为使用FDI限制指数重新测度的中国服务开放，并以此检验其对服务企业效率（slp）影响的稳健性，FDI限制指数（FDI Index）的系数为负且显著，表明中国外资限制水平的上升会显著降低服务企业效率，即中国外资开放会显著促进服务企业效率提升。通过上述五种方法对主要变量重新测度并进行回归的结果均与本文的基准结论保持良好的一致性，进一步说明本文结论的稳健性，即中国服务开放显著促进了服务企业效率提升。

表8 主要变量重新测度的稳健性检验结果

六、中国服务开放对服务企业效率的影响机制讨论

基于文献梳理与机制分析，本文基于技术创新视角对中国服务开放促进服务企业效率提升的机制进行探讨。并借鉴毛其淋（2019）［29］的研究方法，通过构建中介效应模型对可能的作用渠道进行实证检验，以更深入揭示中国服务开放与服务业效率之间的内在关系。

其中，下标j、i、t分别表示企业、行业、时间；Innojt表示企业j在第t期的技术创新能力，本文选取企业申请专利数量作为代理变量，专利申请数量越多，表明企业技术创新能力越强。式（14）说明了以中国服务贸易创新试点测度的中国服务开放对服务企业效率的影响，为本文的基准结果；式（15）说明了中国服务开放对服务企业技术创新能力的影响，式（15）和（16）共同说明了中国服务开放是否通过促进企业技术创新能力进而提升企业效率。

表9第（2）（3）列显示中国服务开放通过提升服务企业技术创新能力，进而促进其效率提升这一传导机理的实证检验结果。其中，第（2）列的被解释变量为服务企业技术创新能力，交互项的系数为0.364且在1%的水平下显著，说明中国服务开放显著促进了企业申请专利的数量，即提升了企业的技术创新能力；第（3）列的被解释变量为服务企业效率，交互项与服务企业成本的系数分别为0.119和0.190，且均在5%的水平下显著，表明中国服务开放可以通过提升服务企业技术创新能力，进而促进企业效率提升，其传导机理在于服务开放将使得中国服务企业面临更激烈的竞争，为了提升自身竞争力，企业必须创造新的技术、提高服务质量，进而促进其效率提升；此外，中国服务业发展相对滞后，且国际竞争力较弱，中国服务开放过程中伴随着国外先进技术的应用，由于知识外溢效应的存在，国内服务企业可以通过学习更多先进的技术从而提升自身效率。

对于不同服务行业的企业，其效率可能会受到其所在行业某些不可观测产业特定因素的影响，进而导致在不同行业中服务开放对企业效率的影响渠道出现不同的时间趋势。如果存在上述情况，那么本文机制检验所构建的中介效应模型便不能满足平行趋势假设前提，进而导致估计结果有偏。因此，为了进一步验证不可观测的产业特定因素是否会对本文机制检验的估计结果造成影响，借鉴毛其淋（2019）［29］的方法，将产业与时间的交互项作为控制变量引入本文的中介效应模型中，该交互项可用来表示产业特定的线性时间趋势。表9第（4）（5）列报告了控制产业时间趋势之后的机制检验结果，回归结果表明在控制产业时间趋势后，技术创新能力增强仍然是服务开放提升服务企业效率的重要渠道。

此外，在机制检验的基准回归中，本文使用服务企业申请专利数量作为企业技术创新的代理变量，Griliche（1990）［30］提出企业的创新成果不一定通过申请专利的方式体现，且不同行业、不同类型专利的经济效应存在较大差异。因此，为了更全面地衡量企业技术创新能力，本文将进一步使用企业研发投入占比（Inno）作为服务企业技术创新的代理变量对影响机制进行补充检验，检验结果见表9第（6）（7）列。该结果与第（2）（3）列结果保持了良好的一致性，进一步说明服务企业技术创新是中国服务开放促进服务企业效率的重要渠道，同时说明本文基于企业技术创新机制检验的结果是稳健的。

表9 中国服务开放影响服务企业效率传导机理的回归结果

七、结论与政策建议

（一）结论

本文通过对中国服务贸易创新发展试点政策进行梳理，运用事件评估的有效识别方法——双重差分法对中国服务开放效率的促进效应进行全面评析，并对中国服务开放影响服务企业的作用机制进行了实证检验，得出以下主要结论：

（1）基于服务贸易创新发展试点测度的中国服务开放显著促进了服务企业效率，试点地区服务企业效率约提升14.8%。该实证结果通过了双重差分的一系列有效性检验，包括随机分组检验、平行趋势检验及反事实检验。

（2）通过异质性分析，发现中国服务开放效率的促进作用对外资服务企业及其他非国有服务企业、大中型服务企业更为明显；对于不同地区服务企业，中国服务开放的效率促进作用主要体现为东中部地区及长江三角洲服务企业；值得注意的是，中国服务开放并未显著提升国有服务企业及西部地区服务企业效率，这也是今后政策实施需要关注的重点。

（3）本文通过PSM分析方法、构建多期DID模型、重新测度服务开放及服务企业效率等方法并进行稳健性检验后发现，中国服务开放对服务企业效率的促进作用仍然稳健。

（4）通过构建中介效应模型，本文发现技术创新能力增强是中国服务开放促进服务企业效率提升的有效机制。

2017年国家发改委印发了《服务业创新发展大纲》，从国家战略角度明确了服务业创新发展的重要意义。《大纲》强调：加快服务业创新发展是全面提升综合国力和国际竞争力的重要途径，并在总体要求中明确稳步扩大服务开放领域，在开放竞争中拓展空间，提升服务水平。将服务业研发投入和创新成果持续较快增长作为2017—2025年服务业创新发展的主要目标之一。结合本文来看，2016年2月22日起实施的服务贸易创新发展试点方案，旨在构建法治化、国际化、便利化的营商环境，打造服务贸易制度创新高地，其中又以扩大服务开放、促进服务创新发展为重点。该试点方案已实施四年有余，形成了一批制度创新性强且具备复制推广价值的经验和案例，在促进我国整体服务贸易及服务业效率提升的同时，有效促进了试点地区服务业效率，尤其是重点支持产业和高技术服务企业表现最为突出，说明中国服务开放确实是促进服务企业效率提升的重要因素。

（二）政策建议

同时，需要注意在当前加快推动形成全面开放新格局过程中，服务开放对国有企业、低技术服务企业、西部地区服务企业的效率促进效应仍然有限，这些现象在今后的服务改革开放中应被充分考虑，将如何促进广延边际效率增长及切实推动经济落后地区重点省份服务业效率提升作为服务开放的方向。为此，本文提出以下政策建议：

（1）服务贸易创新试点及中国服务开放相关政策覆盖了不同产权的服务企业，国有企业与非国有企业对政策的敏感程度不同，服务开放所产生的政策效果也不尽相同。这一异质性应当在今后推进全面开放新格局中充分考虑，服务开放政策的制定可与我国目前正在进行的国有企业改革相结合，进一步提高国有服务企业竞争力，鼓励具有竞争优势的国有企业积极参与市场竞争，提高国有服务企业效率；通过加快教育、文化、医疗、科技等事业单位分类改革，从而促进事业单位参与服务业市场公平竞争，推动国有服务企业取得突破性进展。

（2）服务企业规模异质性也导致政策实施效果的差异。应当聚焦服务业重点发展领域及短板领域，以服务业产业升级为导向，推动大中型服务企业在实现规模经济、产业集聚的同时更加专业化，向价值链高端延伸，并充分发挥其对本服务行业发展的带动与示范效应；对于小型服务企业，应以降低成本、提升效率为目标，着力提升企业整体竞争力。

（3）企业所处区域的差异也会影响服务开放政策效果，建议后续改革中各地区出台配套政策，围绕国家区域发展总体战略及长江三角洲发展战略优化服务业区域布局，提升东部地区服务企业国际化水平及辐射能力；鼓励中部地区服务企业发挥区位和产业优势，提升服务竞争力；支持西部地区服务企业发展特色优势产业，弥补短板。在此基础上鼓励服务企业跨区域合作，实现东中西部服务业合作联动发展。同时，着力提升长江三角洲中心城市的辐射力度，增强节点城市服务效率，充分发挥其对其他区域服务企业的带动作用。

（4）技术创新是服务开放促进服务企业效率提升的重要作用机制。因此服务开放过程中应着力提升服务企业技术创新能力，以包容创新、鼓励探索为发展导向，引导服务企业建立研发团队，增加研发投入。鼓励龙头服务企业建立创新合作平台，推广通用的服务技术及应用；此外，也可建立服务供应商与消费者的互动平台，从而建立供给及需求两方参与的技术创新网络；与此同时，鼓励信息技术在服务企业的深度应用，促进服务企业数字化、智能化，通过鼓励各种形式的技术创新模式提升服务业创新发展水平。

（5）在推动服务开放时，应合理加强风险防控，强化企业主体责任，提升政府监管水平，充分发挥社会监督作用，从而为服务业效率提升及持续发展提供保障。

注 释：

（1）数据来源于商务部统计数据（http：//www.mofcom.gov.cn/article/tongjiziliao/）。

（2）其他企业包括民营企业、集体企业、公众企业等。

（3）东部地区省份包括江苏、上海、浙江、福建、广东、山东、安徽、海南、黑龙江、辽宁、吉林、河北、天津、北京等14个；中部地区省份包括河南、湖北、湖南、江西、山西、内蒙古等6个；西部地区省份包括陕西、宁夏、甘肃、四川、重庆、贵州、广西、云南、西藏、青海、新疆等11个。

（4）FDI限制指数反映了全球70个国家（地区）22个行业对外国直接投资的法定限制。OECD通过测度外国直接投资的四种主要限制措施来衡量一个国家的FDI限制指数：一是外国股权限制；二是歧视性筛选或审批机制；三是对聘用外国人担任关键人员的限制；四是其他经营限制，如对分支机构、资金遣返或外资企业土地所有权的限制。FDI限制指数在0～1之间取值，0表示完全开放，1表示完全限制，取值越高表明限制越严格。