服务业外资自由化与中国制造业企业全球价值链地位提升

郭娟娟 冼国明 李 怡

(1.上海社会科学院，上海 200020；2.南开大学，天津 300071；3.上海财经大学，上海 200433)

一、引言与文献综述

根据《2020年世界发展报告》，全球价值链是指将生产过程分割，并将其分布在不同的国家(地区)，企业依靠自身的差异化要素禀赋融入全球价值链的特定环节，不再完整地生产某一商品。位于全球价值链上游的企业具有较强的产品附加值俘获能力，对实现自身竞争力和当地产业结构升级具有重要的作用。随着中国不断拓展参与全球价值链生产体系的广度和深度，全球价值链发展对中国经济增长的积极影响越来越大(裴长洪，2013)。Gereffi et al.(2012)认为，中国深度融入国际分工体系，推动了其制造业的快速发展。遗憾的是，在全球价值链分工体系中，中国长期位于由发达国家主导的价值链的下游环节，自然资源消耗巨大但获得的利润微乎其微。表面来看这是由于中国的制造业服务化水平(30%)相比德国(39%)和美国(32%)等发达国家而言较低，深层的原因却是生产性服务业供给不足，导致制造业服务化转型困难。服务业与制造业的融合决定了全球价值链的横向格局，对经济增长、互联互通和产品多样化具有不容忽视的影响。一方面，服务要素在制造业企业全球价值链中发挥着统筹生产运营、协调联系以及总部管理的功能(盛斌 等，2015)。另一方面，作为制造业的中间投入，服务要素可以通过技术溢出、顾客接触以及资源配置效应促进企业研发创新，进而实现价值创造和增值(吕越 等，2017)，推动制造业企业向全球价值链高端环节延伸。有鉴于此，促使制造业服务化是当前中国面临的重要课题，通过扩大服务业开放程度促使更多外资进入中国生产性服务领域对中国制造业转型升级具有重要的作用。

中国一直坚持对外开放政策，不断推进市场开放进程，但服务业开放程度相对保守。《外商投资产业指导目录(1995—2015)》显示，中国在服务业外资进入的范围、方式和外方持股比例等方面存在严格的限制，50%以上的服务行业禁止(限制)外资进入，而制造业行业仅有15%的限制状况。限制外资进入这一政策在一定程度上保护了中国较为脆弱的服务业，但也不可避免地造成服务业整体竞争水平低下和技术发展相对滞后，进而对制造业的发展产生负面效应(江小涓 等，2004；江静 等，2007；Arnold et al.，2016)。2020年商务部《全面深化服务贸易创新发展试点总体方案》提出，推动服务业供给侧结构性改革，鼓励制造业企业服务化，推动生产性服务业和高端服务业发展，为中国在国际竞争中取得新优势奠定基础。

本文旨在考察中国服务业外资开放对制造业企业全球价值链地位提升的影响及内在机理，以期补充对服务业开放领域的研究，为助力制造业企业利用优质服务深度融入全球价值链、促使其向价值链高端延伸提供新的视角，并为中国进一步开放服务业提供重要的理论依据。

目前已有不少学者探究了外资自由化与制造业企业经济效益，但主要集中在企业生产率和出口两个方面。就外资自由化与企业生产率之间的关系而言，Arnold et al.(2011)以捷克制造业企业数据为研究对象，发现制造业企业生产率的提高在一定程度上受服务业外资进入的影响。Fernandes et al.(2012)进一步指出离技术前沿最远的企业从服务业开放中获益最多。侯欣裕等(2018)聚焦于服务业外资管制与下游制造业企业生产率的关系，同样发现放松对中间服务业的外资管制能够显著推动下游制造业企业生产率的提高。根据新新贸易理论，生产率较高的企业会更多地参与出口，因此，大多关于服务业外资进入与出口的研究均认为服务业外资管制政策放松显著促进了制造业企业出口竞争力的提升。Bas(2014)研究发现，印度服务业改革中，涉及能源、电信与交通运输业等细分行业的改革显著提升了制造业出口绩效。孙浦阳等(2018)同样发现服务业开放显著提高了下游制造业的出口倾向和出口额，且该作用在管理效率高的企业中表现更为显著。武力超等(2016)也指出，企业出口密度的提高在很大程度上得益于生产性服务业的开放。部分文献采用不同国家不同时期的数据得出:服务贸易自由化对提高相关国家企业全球价值链嵌入度和增值能力具有显著的促进作用(Erik et al.，2017；林僖 等，2018)。

相比已有研究，本文可能的边际贡献主要有以下几点：第一，研究视角方面，目前关于服务业外资自由化的研究，大多聚焦于企业生产效率与出口方面，关于全球价值链的研究也只是从服务贸易出发，对服务业外资自由化全球价值链效应的研究较为欠缺。本文将制造业企业全球价值链地位提升作为落脚点，系统分析服务业外资开放影响中国制造业企业全球价值链地位提升的程度及内在机理，有助于丰富该领域的文献。第二，研究内容方面，本文区分了企业异质性、服务业发展程度、开放程度、服务使用率，城市规模以及时间段等，所得结论对通过开放服务业外资管制促进制造业发展，进而实现中国经济高质量增长提供了更全面的事实证据。第三，本文还检验了制度环境对两者关系的调节作用，对通过优化制度环境增强服务业开放的积极效应，进而提升中国在国际竞争中的地位具有启示作用。第四，指标测度方面，在测算服务业外资自由化指标时，现有文献对于服务业要素投入权重的测量，主要来自中国投入产出表，但该表并不连续，采用就近年份原则将数据进行连续化处理可能存在一定程度的偏差。本文利用连续的世界投入产出表，测度了中国制造业2000—2007年连续的服务业要素投入权重，使得对服务业外资自由化指标的测度更为准确，所得结论也更为合理。

二、模型构建、指标说明与数据来源

(一)模型构建

采用2000—2007年中国微观企业的经验数据，本文将制造业企业全球价值链地位与服务业的开放程度相结合，探究服务业外资开放与制造业企业全球价值链地位提升的相关性，模型构建如下：

gvcup=α+βopser+∑κN+∑γM+μ+μ+ε

(1)

其中：gvcup为被解释变量，指第t年制造业行业j中i企业的全球价值链地位提升；核心解释变量opser是分行业服务业开放指数，通过制造业行业j在t年对服务中间投入的依赖程度测算而得；∑N和∑M分别表示企业和行业层面的控制变量。β为本文最为关注的系数，μ和μ分别为企业和时间(年份)固定效应，ε为随机扰动项。为了缓解可能存在的组内相关问题，对模型回归结果的标准误差在行业-年份层面聚类进行调整。

(二)指标说明

1.被解释变量：企业全球价值链地位提升

与郭娟娟等(2020)做法一致，采用“上游参与度”来表征企业全球价值链升级。参照苏丹妮等(2020)的做法，企业的全球价值链上游参与度可以表示为：

(2)

(3)

(4)

2.核心解释变量：服务业外资自由化

区别于采用服务业外商直接投资流量(Duggan et al.，2013)、服务业外商投资存量或外资企业在服务业中的从业人员比重作为衡量服务业开放水平的测度方法，本文借鉴Arnold et al.(2016)与Bas(2014)的做法，通过OECD发布的外商直接投资限制指数(FCI)来构建服务业外资自由化指标，该方法构建的指标更加关注到政策层面，其研究结论更容易作用于政策指导。具体的模型构建如下：

opser=θ×FCI

(5)

其中：opser为服务业外资自由化指标，该指标越大，行业对外商直接投资的开放度越低；θ为中国服务业投入在制造业j的中间总投入中所占比重，该指标利用投入产出表计算可得。FCI为服务业j在t年的FDI限制指数，原始数据来自OECD“外商直接投资限制指数”。

OECD“外商直接投资限制指数”统计数据公布了传媒业、销售业、交通运输业、电信业、金融服务业和商务服务业六类服务业的FDI限制指数，由于中国传媒业一直未对外开放，所以在计算时将这一行业剔除。利用世界投入产出表，计算得到服务业行业在14个制造业行业(见表1)中的中间投入比重，然后以此为权重求出5个服务业行业外资开放程度指标。参照吕越等(2018)的做法，匹配中国工业企业数据库中制造业企业所在二分位行业的代码与世界投入产出表(如表1所示)，最终得到制造业企业所在二分位行业的服务业开放指数。

表1 行业对照表

3.控制变量

本文的控制变量主要包括：(1)制造业企业全要素生产率(tfp)，采用OP法(Olley et al.，1996)测算。(2)资本劳动比(kl)，用资本存量与从业人员数比值的对数值表示。(3)企业规模(size)，采用企业年均从业人数的对数值来衡量。(4)企业年龄(frag)，用当年年份与企业开业年份的差加1的对数值测度。(5)企业是否受到补贴(subsidydum)，若受到补贴则取值为1，否则为0。(6)企业所有制类型(soe、foreign)，若企业外商投资(港澳台与外商资本之和)占总资本的比重超过25%，则该企业被认为是外资企业(foreign=1)，若企业国有资本与集体资本占实收资本的比重高于50%，则该企业为国有企业(soe=1)。(7)行业层面指标主要是行业竞争程度(hhi)，测度模型为：

(6)

其中：sale为制造业企业的销售额，sale为二分位制造业行业的销售额。hhi指数越大，市场竞争程度越小；该指数越小，市场竞争程度越大。

(三)数据来源

本文主要涉及四类数据：产品层面的关税数据、海关贸易数据、企业层面的生产数据以及行业层面的投入产出数据。其中，关税数据来自WTO的Tariff Download Facility数据库，投入产出数据来自世界投入产出表。借鉴Yu(2015)的方法，对生产数据与海关贸易数据进行匹配，并对合并之后的数据进行异常指标或样本的处理(Feenstra et al.，2014)，最终得到275643个观测值。

相关变量的描述性统计如表2所示。

表2 变量描述性统计结果

三、实证结果分析

(一)基准回归

为考察服务业外资自由化对制造业企业全球价值链地位提升的作用，本文对模型(1)进行实证检验，结果汇报于表3。

表3 基准回归结果

表3列(1)为在控制时间和企业固定效应之后，仅加入核心解释变量的回归结果；列(2)～(5)依次加入企业和行业层面的控制变量。结果表明，本文的主要解释变量——服务业外资自由化(opser)的估计系数均至少通过了5%显著性水平上的负向检验，说明在控制时间和企业固定效应以及其他影响因素之后，服务业部门外商直接投资的限制水平越低，外资自由化程度越高，对制造业企业全球价值链地位提升的促进作用越明显。且模型回归结果具有较好的稳健性。可能的原因是：一方面，外资进入可以更新服务业的生产技术，下游制造业企业能够通过溢出效应和学习效应间接提升下游制造业企业全球价值链地位(Fernandes et al.，2012)；另一方面，随着产业分工的深化，企业生产中的统筹、协调等环节将主要由能力更强的外资生产性服务业完成，节约了制造业企业的交易成本(吕政 等，2006)，有利于企业向全球价值链高端环节延伸。

(二)稳健性检验

1.改变实证样本

首先，本文对剔除纯进口企业、全外资企业以及纯加工贸易类型企业之后的样本重新进行回归。结果如表4列(1)～(3)所示，opser的系数均显著为负，说明服务业外资自由化对制造业企业全球价值链地位提升的促进作用在改变实证样本之后依然成立。其次，表4列(4)、(5)为采用2000—2013年海关工业企业数据库匹配样本进行回归的实证结果，加入控制变量后，opser系数由-0.0437变为-0.0412，且后者在5%的置信水平上显著，再次验证了基准结果的稳健性。

表4 改变实证样本的稳健性检验

2.改变实证方法

是否参与全球价值链生产体系的选择行为会影响其所处的价值链地位，为避免由于样本选择偏差带来的偏误，须考虑选择行为对样本的影响。因此，我们采用Heckman两步法对实证样本进行重新回归，相应结果列于表5。

表5 改变实证方法的稳健性检验

表5中，选择方程的估计结果见列(1)、(3)、(5)，结果方程的估计结果见列(2)、(4)、(6)。其中，服务业外资自由化在结果方程中的估计系数分别为-0.0245、-0.1196、-0.1153，且均通过了1%显著性水平上的检验，验证了本文基准结论的稳健性。

3.替换核心指标的检验

与现有研究一致，本文首先采用企业以出口为目的的进口的中间品中包含的国外增加值占其总出口的比例来衡量企业全球价值链下游环节参与度，该值越大，说明企业越处于全球价值链的低端生产环节，即企业所在的价值链地位越低，预测核心解释变量对其影响系数为正。进一步地，根据Koopman et al.(2010)的方法，利用企业全球价值链上游环节参与度和下游环节参与度构造综合反映企业全球价值链分工地位的指标，其测度公式为：企业全球价值链分工地位=ln(1+企业上游环节参与度)-ln(1+企业下游环节参与度)，该值越大，说明企业全球价值链上游环节参与程度越高，即企业所在价值链地位越高。实证结果见表6列(1)、(2)。观察其结果可以发现，服务业外资自由化对企业全球价值链下游参与度的估计系数为0.0383，在5%的置信水平上显著；服务业外资自由化对企业全球价值链分工地位的影响系数显著为负，表明服务业外资自由化有效抑制了企业向全球价值链下游环节延伸，显著促进了企业向全球价值链上游环节攀升，与基准检验结果一致。

4.剔除遗漏变量的影响

首先，借鉴蒋灵多等(2018)的做法，在模型(1)中加入2000年各行业国有企业占比(soeshare)与μ的交互项，以剔除1998—2003年国企改革对实证结果的干扰，结果见表6列(3)，此时opser的符号显著为负，表明剔除国企改革的干扰之后，外商直接投资的放松程度越高，对制造业企业全球价值链地位提升的推动作用越强。同样，为了缓解由于遗漏关税消减对结果的干扰，将2000年企业进口关税税率(tariff)与μ的交互项纳入模型，其结果汇报于表6列(4)。结果显示，在剔除关税减让政策干扰后，opser的估计系数仍为负数，且通过了5%显著性水平上的检验。表6列(5)同时控制了国企改革和关税减让的影响，发现本文基本结论依然成立。

表6 替换核心指标及剔除政策干扰的稳健性检验

(三)内生性问题的处理

本文意在考察服务业外资开放对中国制造业企业全球价值链地位提升的影响，在指标方面，核心解释变量用中国国民经济二分位行业的服务业外资开放指数来衡量，被解释变量使用企业层面的全球价值链上游参与度来表示。由于行业层面指标(服务业外资开放)不会对企业层面指标(企业全球价值链地位提升)产生反应，所以两者之间不太可能产生反向因果关系(侯欣裕 等，2018)。但为了更为严谨地得到服务业外资自由化对制造业企业全球价值链地位提升的作用程度，本文借鉴Arnold et al.(2016)的方法，选取印度服务业外资开放作为中国服务业外资自由化的工具变量，使用两阶段最小二乘估计方法进行实证回归，相应结果报于表7列(1)、(2)。在控制企业固定效应和时间固定效应之后，依次加入企业和行业层面的控制变量，发现识别不足检验均通过了1%显著性水平上的检验，拒绝原假设，说明工具变量与内生变量高度相关。进一步地，弱工具变量检验结果发现工具变量与内生变量之间具有较强的相关性。综上表明，本文选择印度服务业外资自由化水平作为工具变量具有一定的合理性。另外，opser的估计系数均显著为负，说明服务业外资管制程度越低，服务业外资开放程度越大，对中国制造业企业全球价值链地位提升的促进作用越明显，与基准回归检验结果一致。

进一步采用印度服务业外资自由化指标和滞后一期的中国服务业外资自由化指标作为工具变量重新对实证结果进行回归检验，其结果汇报于表7列(3)、(4)。其中，列(3)仅加入了核心解释变量服务业外资自由化，列(4)在此基础上又加入了所有控制变量。通过观察可以发现，在列(3)、(4)中，Sargan-Hansen过度识别检验的伴随概率均大于0.1，不能在10%的显著性水平上拒绝工具变量过度识别的原假设，即本文所选取的工具变量是外生的。另外，列(3)、(4)opser的系数分别为-0.0117和-0.0108，且均通过了5%显著性水平上的检验，说明在采用印度服务业外资自由化和中国服务业外资自由化滞后一期指标作为工具变量缓解内生性问题后，服务业外资自由化仍然有利于中国制造业企业全球价值链地位提升，再次表明基准回归结果是稳健的。

表7 内生性问题处理

综上，不管是改变实证样本、实证方法、替换核心指标、剔除遗漏变量的影响，还是缓解模型存在的内生性问题，均发现提高服务业外资自由化程度有利于促使中国制造业企业全球价值链地位提升。

(四)异质性讨论

上述实证结果表明，提高服务业外资自由化程度对提升制造业企业全球价值链地位具有显著的推动作用。那么该作用是否会因企业、行业或地区等的差别而发生变化？本文将从企业、行业、地区和时间特征四个方面来回答该问题。借鉴Wright(1976)的思路，构建如下异质性分析模型：

(7)

其中：H表示异质性样本虚拟变量，主要包括企业贸易方式、服务业发展程度、服务业开放程度、服务使用率、城市规模及时间段；K为异质性样本分组个数；θ是我们最为关注的估计系数，其余变量与基准模型相同。表8汇报了该实证结果。

1.贸易方式

不同贸易方式的企业，可能由于经营目标不同而对服务业部门的依赖程度有所差异。本文将样本企业划分为两种贸易类型：加工贸易类型企业(p=1)和非加工贸易类型企业(np=1)，将两者分别与opser相乘所得的交互项纳入模型(7)，实证结果报告于表8列(1)。结果显示，交互项opser×p的估计系数为-0.0438，仅通过了10%的显著性水平上的检验；而opser×np的估计系数为-0.0662，且在5%的水平上显著。这表明相比于对加工贸易类型企业全球价值链地位提升的作用而言，服务业外资自由化更加有利于非加工贸易类型企业向全球价值链上游环节攀升。这是因为加工贸易类型企业主要从事简单的加工生产，对服务要素中间投入的依赖度较低。而非加工贸易类型企业因为其生产的产品质量较高，对服务要素投入的需求较大，且该部分企业的生产率水平和人力资本水平相对较高，更容易通过外商直接投资产生的技术溢出效应获得向价值链上游攀升的动力。

表8 异质性检验

2.服务业发展程度

服务业开放所产生的经济效应因一地区服务业发展程度的不同而有所差异。一般来讲，服务业发展程度越高，其带来的积极作用越大。因此，本文按照服务业发展程度进行分组，将第三产业产值占GDP比重高于其中位数的地区称为服务业发达地区(hdevep=1)；将第三产业产值占比GDP比重低于其中位数的地区称为服务业欠发达地区(ldevep=1)。将其分别与opser相乘形成交互项opser×hdevep和opser×ldevep，实证结果如表8列(2)所示。结果发现，交互项的估计系数分别为-0.1019和-0.0875，且在5%和10%的置信水平上显著。这表明服务业外资自由化更有利于促进服务业发达地区企业向全球价值链高端环节攀升。这是因为，服务业越发达的地区，其所受服务业开放带来的溢出效应越大，且也更有利于降低企业的生产成本。

3.服务业外资自由化程度

为探究服务业外资自由化对制造业企业全球价值链地位提升的促进作用是否因服务业外资自由化程度而有所差异，本文进一步按照服务业外资自由化开放指数进行划分。若实际值大于其样本数值的75%分位，则为服务业外资自由化程度较低的制造业企业；反之，则为服务业外资自由化程度较高的企业。分别将其与opser相乘形成交互项opser×low和opser×high，实证结果报告于表8列(3)。通过观察可以发现，交互项opser×low的估计系数为-0.1166，opser×high的估计系数为-0.0528，且两者都在5%的统计性水平上显著。这表明较低的服务业外资自由化水平不利于中国制造业企业全球价值链地位提升，与基准回归结果相一致。

4.服务使用率

制造业对服务业中间投入使用率越高，说明该制造业对服务业的依赖程度越高，从而可以预测服务业外资自由化对使用服务投入更高的制造业企业的影响更大。为此，本文进一步按照制造业使用服务业中间投入占比使用所有行业总投入的比值对行业进行分组，将该值大于其中位数的行业称为服务使用率较高的行业(hservice=1)；将该值小于其中位数的行业称为服务使用率较低的行业(lservice=1)，对两类型行业企业的回归结果见表8列(4)。观察交互项系数可以发现，opser×hservice和opser×lservice的估计系数均为负，但前者的显著性和系数的绝对值均大于后者，说明服务业外资自由化促进了对服务使用率较高的行业企业向全球价值链上游环节攀升，验证了猜测的合理性。

5.城市规模

由于服务业专业化和多样化集聚特征受到城市规模的影响(席强敏 等，2015)，因而服务业开放程度对企业全球价值链的作用大小也会因城市规模而有所差异。本文以城市人口规模作为分组变量，将人口100万以上的城市称为大城市(region1=1)，人口在50～100万之间的城市称为中等城市(region2=1)，人口在50万以下的城市称为小城市(region3=1)。将三个虚拟变量分别与服务业外资自由化指标相乘得到交互项，纳入模型(7)进行回归检验，结果见表8列(5)。其中，opser×region1的估计系数为-0.0922，在5%的置信水平上显著；opser×region2的估计系数虽亦为负，但仅在10%的统计性水平上的显著；而opser×region3的估计系数并不显著。这表明服务业外资自由化对大城市制造业企业全球价值链升级的促进作用最明显，而对小城市企业的影响十分有限。可能的原因在于，服务业尤其是中高端的服务业主要集中在发达的大城市，而小城市生活性服务业和低端生产性服务业占据主要地位，服务的能力较低和服务半径较小，难以形成规模效应和专业分工效应。因此，在服务业开放的情形下，大城市所受影响更大，且更有利于其地区内企业价值链地位提升。

6.区分时间段

为考察服务业外资自由化对制造业企业全球价值链地位提升的影响程度是否在中国加入WTO前后有所不同，本文构建year1和year2虚拟变量，当年份在2002年之前时，year1取值为1，否则取0；当年份处于2002年之后时，year2取值为1，否则取0，相应实证结果汇报在表8列(6)。由表可知，交互项opser×year1的系数为-0.0393，但未能通过10%显著性水平上的检验；而opser×year2的估计系数在1%的显著性水平上为负。这表明服务业外资自由化对制造业企业全球价值链地位提升的促进作用在中国加入WTO之后更加明显。

四、影响机制检验

上文实证结果验证了提高服务业外资自由化程度有利于中国制造业企业全球价值链地位提升，但其内在机理如何尚未可知。本部分旨在阐述服务业外资自由化通过何种路径对制造业企业全球价值链地位提升产生影响，然后通过建立实证模型进行回归检验。

首先，服务业外资自由化水平提高可以促使服务供给规模、产品范围、服务效率和质量得以提升，有助于推动制造业企业向依靠技术、人才和管理等要素转变，进而有利于企业增加提高其生产商品的外观或使用方式的技术创新性。另外，外资生产性服务业作为制造业的中间投入，其技术和人力资本含量较高，可以为制造业企业带来示范和竞争效应(Fernandes et al.，2012；Duggan et al.，2013)，积极推进制造业企业对管理模式进行创新，同时激励企业增加研发投入，促进企业自主创新水平提高使其不断靠近技术前沿，进而提升其在全球价值链地位。

其次，制造业发展离不开服务要素的中间投入。一方面，随着服务中间投入的逐渐提升，服务业外资自由化后竞争激烈，使得效率更高、质量更优、费用更低的专业化生产性服务更加受到企业的青睐。另一方面，为了降低内部生产成本，企业更倾向于提高自身主营业务的技术水平和产品竞争力，而把非核心环节外包给外资服务企业。此外，产业分工的细化能够间接节约企业的交易成本，原因在于企业可以将生产中涉及统筹、协调等环节交由具有更高能力的外资生产性服务业来完成(吕政 等，2006)，进而有利于实现企业的内部规模经济和外部规模经济，提高企业所在全球价值链上的地位。

综上分析，本文将服务业外资自由化影响制造业企业全球价值链地位提升的内在机制归纳为技术创新效应和成本效应，并且服务业外资自由化可以通过提高企业技术创新能力和降低企业成本对其全球价值链地位升级产生正向促进作用。

(一)模型构建

本文借鉴方森辉等(2021)、毛其淋等(2022)的做法，将技术创新和企业成本作为分别作为因变量，将服务业外资自由化作为核心变量进行回归，模型构建如下：

Channel=α+βopser+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(8)

同时，为验证该做法所得结论的稳健性，本文进一步构建技术创新、企业成本与核心解释变量的交互项并纳入实证模型中，如模型(9)所示：

gvcup=α+βopser+ψopser×Channel+vChannel+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(9)

其中：Channel表示不同的作用机制，主要包括技术创新效应和成本效应；innovation为企业的技术创新水平，采用企业新产品产值与工业总产值的比重取对数来衡量(许和连 等，2017)；cost为企业成本，采用管理费用、财务费用、销售费用、主营业务应付工资总额以及主营业务应付福利费总额的总和并取对数来衡量(刘斌 等，2016)；其余变量与基准模型相一致。在模型(8)、(9)中，β和ψ是本文重点关注的估计系数。

(二)计量结果分析

表9列(1)、(2)为技术创新效应的回归结果。列(1)考察了服务业外资自由化对企业技术创新的影响，opser的估计系数显著为负，说明服务业外资限制程度越高，越不利于企业进行技术创新，即服务业外资自由化显著提升了企业的技术创新水平。而随着创新水平的提高，企业更容易向技术前沿靠近，进而提高其在全球价值链的地位。因此，技术创新是服务业外资自由化促进制造业企业全球价值链地位提升的重要途径。列(2)汇报了模型(9)的检验结果，本文最为关注的交互项opser×innovation的估计系数为-0.0289，且在5%的统计性水平上显著，表明对于技术创新能力越大的企业而言，服务业外资自由化对该制造业企业全球价值链地位提升的促进作用越大，即服务业外资自由化通过提高企业技术创新促进了其全球价值链地位提升。列(3)、(4)为企业成本效应的回归结果。列(3)结果表明服务业外资自由化有利于企业降低生产成本，即企业生产成本降低可能是服务业外资自由化作用于制造业企业全球价值链地位提升的渠道之一。列(4)中，交互项opser×cost估计系数小于0，且通过了10%统计性水平上的检验，表明对于生产成本越高的企业而言，服务业外资管制越高，越不利于该制造业企业全球价值链向上游环节攀升，即服务业外资自由化有利于促使生产成本较低的企业全球价值链地位提升。为了更进一步地考察技术效应和成本效应的大小，本文将技术创新和企业成本与服务业外资自由化的交互项作用渠道同时放进模型(9)，相应实证结果汇报于列(5)。交互项opser×innovation的估计系数为负，在5%置信水平上显著；而交互项opser×cost的估计系数仅通过了10%显著性水平上的负向检验。这表明服务业外资自由化更加有利于技术创新能力更强、企业生产成本更低的制造业企业全球价值链地位提升，且前者的作用效果更为明显。

表9 影响机制检验

五、进一步分析

服务业外资自由化显著促进了制造业企业全球价值链地位提升，但该结论并未考虑企业所在地区制度环境的差异。North(1991)认为，企业经营绩效及战略选择在一定程度上依赖于所在地的制度环境，制度环境越高的地区，所在地企业生产及交易成本越低，企业经济活动的可行性和利润水平越高。伴随着加入WTO后外资管制政策的放松，中国的制度环境也在发生变化，虽然各地区的制度环境存在较大的差异(Li et al.，2013；Wang，2013；樊纲 等，2011)，但总体上呈现良好发展态势。本部分进一步分析地区差异化制度环境是否对服务业外资自由化经济效应的结果产生影响。参照李文贵等(2012)、杨瑞龙等(2017)的做法，制度环境采用市场化总分来衡量，并将基准模型扩展至模型(10)：

gvcup=α+φopser+βopser×ins+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(10)

Acemoglu et al.(2005)认为，产权制度和契约制度之间存在较大的差别，契约制度和产权制度分别界定了个人与个人之间以及个人与国家之间的关系。因此，两种制度对服务业外资自由化与企业全球价值链地位提升之间关系的影响可能存在差异化。借鉴杨瑞龙等(2017)的做法，将产权制度和契约制度分别采用市场化指数中“政府与市场关系”得分和“中介组织和法律”得分来表示，模型构建如下：

gvcup=α+φopser+βopser×property+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(11)

gvcup=α+φopser+βopser×contract+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(12)

模型(10)～(12)中，ins、property和contract分别为制度环境、产权制度和契约制度虚拟变量，若实际值大于其均值，则ins、property和contract均取值为1；反之，则取0(许和连 等，2017)。交互项系数β是本文关注的重点，用于考察制度环境、产权制度和契约制度对服务业外资自由化对制造业企业全球价值链升级影响的调节作用。如果β<0(i=1,2,3)且显著，说明二者在影响制造业企业全球价值链地位提升方面存在互补性，即一地区制度环境越完善，提高服务业外资自由化程度对该地区制造业企业全球价值链地位提升的正向影响越大；反之，二者存在替代性，即提高服务业外资自由化程度更加抑制了该地区制造业企业全球价值链地位提升。

表10列(1)结果显示，交互项opser×ins的估计系数通过了1%显著性水平上的负向检验，表明在制度越完善的地区，提高服务业外资自由化越有利于该地区制造业企业全球价值链地位提升。也说明制度环境对服务业外资自由化促进制造业企业全球价值链地位提升具有强化作用。由表10列(2)可知，交互项opser×property的估计系数为-0.0173，同样在1%的显著性水平上通过了检验，表明较为完善的产权制度更加有利于服务业外资自由化推动该地区制造业企业向全球价值链上游环节攀升，即产权制度强化了服务业外资自由化对企业全球价值链地位的提升效应。列(3)交互项opser×contract的估计系数为-0.0080，通过了5%显著性水平上的检验，但其系数绝对值小于交互项opser×property的估计系数，表明较为完善的契约制度同样有利于服务业外资自由化推动该地区制造业企业全球价值链地位提升，但其调节作用不及产权制度。

表10 制度环境的调节作用

为证明上述结论的稳健性，替换产权制度和契约制度综合效应进行实证检验，该替换指标为产权制度和契约制度的算术平均数，结果见表10列(4)。由表可知，交互项opser×prcon的估计系数仍然显著为负，表明产权制度和契约制度的加权平均水平越高，服务业外资自由化对制造业企业全球价值链地位提升的促进作用越大。为了便于比较产权制度和契约制度在服务业外资自由化与提高制造业企业全球价值链地位之间的作用大小，本文同时将两者纳入实证模型中，结果见表10列(5)。交互项opser×property和opser×contract的估计系数分别为-0.0163和-0.0066，前者在1%的置信水平上显著，而后者仅通过了10%显著性水平上的检验；且前者系数的绝对值远远大于后者。这表明产权制度和契约制度均有利于强化服务业外资自由化对制造业企业全球价值链地位的提升效应，但前者发挥的作用更大。

六、结论与建议

本文基于2000—2007年中国工业企业数据库、海关数据库、产品关税数据库和投入产出数据的匹配数据，系统考察了服务业外资自由化对制造业企业全球价值链地位提升的影响程度及内在机理，得到以下结论：(1)提高服务业外资自由化程度有利于制造业企业全球价值链地位提升。在改变实证样本、实证方法、替换核心指标、剔除遗漏变量的影响以及缓解模型存在的内生性问题之后，该结论依然成立。(2)提高服务业外资自由化程度更加有利于非加工贸易类型企业、服务业发达地区企业、服务业开放程度较高的行业企业、使用服务要素投入更高的企业以及大城市企业全球价值链地位的提升，且这一促进作用在中国加入WTO之后更为明显。(3)机制检验结果表明，提高技术创新和降低生产成本是服务业外资自由化促进制造业企业向全球价值链上游环节攀升的重要途径，且前者发挥的作用更大。(4)服务业外资自由化对制造业企业全球价值链地位提升的影响程度依赖于企业所在地制度环境的变化，制度环境越完善，提高服务业外资自由化水平对该地区企业全球价值链地位提升的促进作用越大，且产权制度相比契约制度发挥作用更强。

上述结论对中国目前的经济结构调整有重要的政策指导和支持作用。为此，本文提出以下建议：第一，扩大服务业开放程度，放宽服务业外资企业进入中国市场的标准和投资限制，尤其是国内市场缺口较大的教育、医疗等领域也需要放宽外资股比限制，进而刺激国内服务业的竞争程度，提升服务业资源配置效率。第二，从区域分布来看，一方面，需保持和提高大城市的服务业开放水平，同时也要放宽其他地区服务业的开放政策，鼓励各地区对外资服务业企业的招商引资；另一方面，要降低地区之间服务和商品贸易壁垒，不断降低市场分割程度，为大城市服务业开放福利的地区溢出效应扫平障碍，惠及相邻地区，带动整体经济的健康平衡发展。第三，当前中国制造业和生产性服务业发展脱节较为严重，服务业管制较多且竞争不够充分。中国可以通过吸引外资、提供政策扶持、培养高技术人才等角度扩大服务业体量，同时推动高端服务业发展和制造业企业服务化。第四，考虑到外资服务业企业进入的竞争效应对中国服务业的不利影响，政府可以通过税收优惠等政策来减免服务业企业的成本支出，促使其增强自身竞争力，从而更好地服务于制造业转型升级。