生产性服务业开放对制造业创新质量的影响研究——基于中国加入WTO的准自然实验

喻胜华，黄婉莹，赵 盼

(湖南大学 经济与贸易学院，湖南 长沙 410079)

一、引言及文献综述

2021年，中国制造业增加值高达31.4万亿元，连续12年居世界首位。然而，中国制造业也面临着大而不强的严峻形势,主要表现为制造业企业缺乏自主创新能力、高端制造业企业稀缺、部分核心零部件对外依赖性强[1]。为了牢牢把握新一轮产业革命和科技革命的机遇，中国制造业必须摆脱传统的粗放型增长方式，大力推进高新技术产业的发展。近年来，制造业内部的生产性服务部门逐步从中独立出来，现已初具规模，成为提高生产效率、推动制造业转型升级、构建高精尖经济结构的有效支撑[2，3]。推动生产性服务业与制造业相互融合无疑是提升制造业创新水平的重要抓手,而如何通过扩大生产性服务业开放促进本土企业技术创新也成为需要充分考察的问题。探究生产性服务业开放给制造业企业带来的创新效应具有深远的现实意义。

不难看出，生产性服务业和制造业之间存在密切的正向联系，二者的互动发展共同促进了社会经济的进步。已有文献在这方面的研究主要包括四个方面：一是生产性服务业和制造业之间的相互关系。生产性服务业是制造业转型升级的“高级要素”，生产性服务业与制造业相互促进、共同发展，生产性服务业无论是作为一个整体还是细分行业都与制造业存在互动关联[4，5]。二是定量分析生产性服务业对制造业相关指标的影响。研究表明，制造业生产性服务化能够通过提高制造业企业的全要素生产率、降低成本，提升制造业出口技术复杂度；生产性服务要素投入的增加对制造业总体就业规模的促进作用存在门槛效应，随着制造业技术水平的不断提高，促进作用显著增强[6，7]。三是生产性服务业和制造业的协同发展对宏观经济指标的影响。研究发现，生产性服务业与制造业协同集聚通过优化创新资源配置、扩大市场规模显著提升了城市创新水平[8]。四是生产性服务业与制造业相互联系的异质性分析。生产性服务业与制造业相互联系的程度在不同行业和不同区域之间存在异质性。有研究利用影响力系数和感应度系数研究得出，生产性服务业与制造业发展确实存在双向互动关系，但这种互动关系存在区域异质性[9]；还有利用面板数据模型研究得出，生产性服务业与先进制造业之间的互动关系是显著而不对称的，而且这种互动关系主要发生在金融业[10]。

此外，学者们还从国际贸易的角度出发，探究了生产性服务进出口带来的创新效应。在进口方面，认为提高生产性服务业进口技术复杂度，可通过技术溢出、提升专业化程度、引进高技能人才等途径推动制造业创新。相关研究认为，进口生产性服务产品与货物贸易不同，进口货物可能导致本国自主创新水平下降，但提高生产性服务品进口技术复杂度能够给东道国高科技行业带来显著的创新效应；将高技术生产性服务作为要素投入制造业生产，能够通过成本节约效应和技术溢出效应来促进制造业企业创新水平的提高；生产性服务进口结构优化提高了本土企业的创新能力，高技术行业通过生产性服务进口获得的直接技术溢出效应要明显强于中、低技术行业[11-13]。还有研究进一步论证了生产性服务进口技术复杂度的增加对不同类型国家制造业自主创新效率的促进作用[14]。当然，也有观点认为生产性服务进口不利于提升进口国制造业企业的生产效率和自主创新能力，其论据是生产性服务出口国会采用各种技术封锁手段，使服务进口国难以学习和模仿服务出口国的先进技术和经验。在出口方面，学者们主要从产业关联、竞争效应、“干中学”效应等影响机制讨论了出口贸易的创新效应。研究认为，生产性服务出口技术复杂度与产业转型升级呈显著的正相关关系，它对不同类型国家的自主创新都具有显著的促进作用，但不同技术密集度生产性服务贸易出口技术提升对发达国家和发展中国家制造业自主创新的推动作用存在明显的异质性[15，16]。不过，也有个别学者否认了“出口促进”论，认为出口贸易可能会给发展中国家带来负面影响。有研究指出，生产性服务出口贸易对生产率增长的影响具有不确定性，仅按照传统的比较优势原理发展生产者服务出口贸易很可能会陷入“扩张陷阱”[17]。

上述研究表明，生产性服务贸易能够促进制造业企业创新水平的提高，与此密切相关的问题是服务业开放对制造业企业创新质量的影响。在该领域，不少文献使用双重差分法检验服务开放带来的影响。研究表明，贸易开放对制造业资源再配置、就业变动、企业生产率等方面都有显著影响[18-20]。但少有文献进一步细分服务行业，聚焦于生产性服务业的开放效应。为此，本文基于中国加入WTO这一准自然实验，采用连续型双重差分法探究生产性服务业开放对制造业创新质量的影响。采用生产性服务依存度作为衡量28个制造业细分行业受冲击大小的依据。为避免边界值的人为选取产生分组误差，拟采取连续分组的思路。在指标测算方面，大多数学者采用企业的R&D投入或当年的新产品产值占总产值的比重测度技术创新。这两种测度方法的缺点较为明显：首先，虽然产出与投入高度相关，但企业研发投入的增加并不能直接代表创新成果的积累；相反，企业相同的投入会带来不同的产出，创新效率的差异恰恰反映了企业之间创新能力的高低[21]。其次，对于新产品的界定没有统一的标准。近年来，学者们开始使用专利数量衡量技术创新水平。专利分为发明专利、实用新型专利和外观设计专利三类，其中，发明专利技术含量高、研发难度大，可视为具有较高质量的复杂创新[22]。为此，本文选择发明专利数量占总专利数量的比重测度企业创新质量。

本文的创新之处在于：(1)从研究方法来看，以中国加入世界贸易组织作为准自然实验，利用连续型双重差分法准确识别生产性服务业开放对制造业创新质量的因果效应，剔除了对制造业创新贡献较小的消费性服务业，聚焦于生产性服务业开放带来的创新效应的探究，研究更具有针对性，对政策效果的评估更加精准、客观。(2)从研究内容来看，进一步细分生产性服务业，探究生产性服务业各个细分行业开放对制造业企业创新影响的异质性。 此外，从创新数量和创新质量两个维度考察创新效应，较只关注专利数量而言更加全面、科学。(3)从研究对象来看，以中国制造业企业为研究对象，从微观视角剖析生产性服务业开放对中国企业的影响，对政策效果的检验更具说服力。

二、数据、变量与方法

学术界普遍肯定了贸易开放带来的创新效应。作为高层次人才集中、技术密集度高的生产性服务业，其扩大开放更具有创新激励作用。首先，从企业层面来看，生产性服务业扩大开放，制造业企业能够将自身不具有生产优势的环节外包给生产性服务出口企业进行专业化生产，集中人力、资本生产具有相对优势的核心产品。在行业层面，随着生产性服务的进口，大批知识技术密集型的生产要素被用于国内制造业生产过程，能够促进整个产业集群的壮大。其次，生产性服务作为知识技术密集型生产要素，与制造业存在前向关联而形成前向溢出效应，企业能够吸收扩大生产性服务业开放带来的技术溢出，通过提高企业生产率提升创新质量。最后，在开放的经济环境中，贸易开放使得国内产品竞争愈发激烈。随着生产性服务部门扩大开放，质优价廉的国外生产性服务作为高级生产要素进入国内市场，使得国内生产性服务业面临巨大的竞争压力，而制造业企业会通过扩大出口缓解国内竞争压力，从而促进企业技术创新。

(一)数据来源及说明

为了在微观层面考察创新效应，本文将1998-2013年中国工业企业数据与专利数据进行匹配(注：由于需要把中国工业企业数据与专利数据按企业代码进行匹配，数据只能匹配到2013年)。匹配后，剔除数据库中的异常值，包括：(1)总产值、销售额、应付职工薪酬、固定资产合计、实收资本等缺失、为负值或零值，总资产小于流动资产和固定资产净值的企业数据；(2)成立年份晚于统计年份、成立月份大于12的企业数据；(3)从业人数小于8的制造业企业。转化为平衡面板后，最终得到212991个企业的观测值。

(二)模型和变量定义

2001年12月，中国正式加入WTO，成为中国扩大贸易开放的标志性事件。《中华人民共和国服务贸易具体承诺减让表》和2002年版的《外商投资产业指导目录》的发布成为中国服务业开放的重要标志。本文基于中国加入WTO这一准自然实验，采用双重差分法识别生产性服务业开放对制造业技术创新的影响。模型初步设定如式(1)所示。

innovationit=β0+β1relyi×time2002t+

βXit+δi+μt+εit

(1)

其中，i表示企业，t表示年份，β表示回归系数；被解释变量innovationit表示企业技术创新，将从创新数量和创新质量两个方面衡量，创新数量用企业专利数量来衡量，创新质量用发明专利数量占总专利数量的比重衡量；核心解释变量relyi表示生产性服务依存度，作为衡量28个制造业细分行业受冲击大小的依据，该指标越大表明制造业企业受到生产性服务业开放的冲击越大；time2002t是政策实施的虚拟变量，政策实施后(t≥2002)取1，政策实施前取0；交互项relyi×time2002t反映生产性服务依存度高的行业与依存度低的行业技术创新水平在政策实施前后的平均差异；β1是本文重点关注的系数，它衡量了生产性服务业开放对企业创新质量的影响；Xit表示控制变量，包括：企业规模(scale)、企业年龄(age)、资本密集度(k)、企业负债率(debt)、劳均工资(wage)、赫芬达尔指数(hhi)、政府补贴(subsidy)。其中，企业规模用企业从业人员年均人数的对数值来衡量，相对于小规模企业而言，大规模企业具备更强的知识溢出吸收能力。企业年龄用当年年份减去企业成立年份加1的对数值来表示，企业处于不同年龄阶段对创新激励的感知效果存在差异。资本密集度用资本总额与销售收入的比值来测量，资本密集度是行业进入壁垒的衡量指标。企业负债率以负债总额占资产总额的比率表示，代表企业的资金约束状况，企业的技术创新必然会受到资金约束的影响。劳均工资用消费者价格指数平减后的企业实际劳均工资的对数值来表示，对企业创新和生产率的提高具有正向影响。赫芬达尔指数用行业内企业市场份额的平方和来衡量，该指数越大，表示市场越集中，垄断程度越高。政府补贴用政府补贴与企业销售额的比值来度量，政府补贴对企业技术创新存在正负两种影响：一方面是受到政府资金支持，企业用于技术研发的经费更加充裕，有利于企业技术创新；另一方面是政府的帮扶减轻了企业的竞争压力，削弱了企业进行技术革新的动力。δi为企业固定效应，控制企业不随时间变化的特征；μt为年份固定效应，剔除时间趋势带来的影响；εit为随机扰动项。

三、实证结果与分析

(一)基准回归结果

表1报告了基准模型(1)的回归结果，在回归过程中，采用稳健标准误以控制潜在的异方差和自相关问题。列(1)(2)(3)报告了针对创新质量的估计结果，结果表明，不论是否加入企业和行业层面的控制变量，交互项relyi×time2002t的估计系数皆在1%的显著性水平上为正，说明中国加入WTO后，生产性服务业依存度高的制造业企业与依存度低的企业相比显著提升了创新质量，且生产性服务业开放对制造业创新质量的提升作用是稳健的。列(4)(5)(6)报告了针对创新数量的估计结果，结果表明，生产性服务业开放没有给企业创新带来数量效应。可能的原因在于，中国企业专利申请数量的增长在很大程度上受到政策支持的影响，地方政府为了促进企业进行自主创新会出台一系列的政策支持企业申请专利。短期内，政策支持力度的加强会导致企业创新数量的增加，但是创新质量的提升却很难通过这种政策拉动[23]。总之，生产性服务业开放对中国制造业企业创新具有显著的质量激励效应，而数量激励效应不显著。

表1 生产性服务业开放影响制造业技术创新的回归结果

控制变量的回归结果显示，企业规模和劳均工资对企业创新质量都有显著的提升作用，与预期一致；赫芬达尔指数的回归系数为负，但不显著，说明在中国垄断对创新的抑制作用并不明显；企业年龄对创新质量的回归系数在1%的显著性水平上为负，表明新成立的企业相比老企业更具有提升创新质量的动力；企业负债率和资本密集度的回归系数不显著，说明二者不是影响创新质量的主要因素；政府补贴对创新质量的影响不显著，说明政府补贴给创新质量带来的正负影响中，没有一方的作用明显胜于另一方。

(二) 平行趋势检验

被解释变量在政策实施前是否具有平行趋势，是评判双重差分估计有效性的重要标准。为了检验平行趋势假设是否成立，本文将式(1)中的time2002t替换为各年度虚拟变量：

βXit+δi+μt+εit

(2)

其中，yeart表示年份虚拟变量，β1表示各年份生产性服务业依存度高的制造业企业与依存度低的企业相比，其创新质量的差异；其余变量与式(1)一致。检验结果如表2所示。

由表2可知，2002年之前的回归系数皆不显著，说明在政策实施之前，生产性服务依存度高的行业与依存度低的行业相比，其创新质量的变化趋势不存在明显差异，即平行趋势假设成立。在政策实施后的年份，交互项回归系数皆显著为正，说明生产性服务业依存度高的制造业企业的创新质量明显优于依存度低的企业，表明生产性服务业开放对制造业企业创新质量的提升具有稳定的促进作用。

表2 平行趋势假设检验结果

(三) 稳健性检验

1.随机抽取处理组。遗漏个体和时间层面同时变动的不可观测因素是导致结果可能产生误差的原因。因此，本文随机抽取企业作为处理组和控制组进行稳健性检验。我们进行了500次随机抽样，而后进行回归。图1给出了500次随机抽样生成处理组后，双重差分系数的t值和分布。由图1可知，双重差分估计系数的t值集中在0附近，表明大多数样本的回归结果并不显著，说明本文的估计结果并未受到个体和时间层面同时变动的不可观测因素的影响，估计结果稳健。

图1 随机抽取实验组的稳健性检验

2. 排除其他政策干扰。在加入WTO后，我国逐步放开服务市场，企业逐渐失去了关税壁垒和行政壁垒的保护。随着行业门槛大幅降低，各企业受到国外先进技术的冲击。与此同时，为配合国家知识产权战略的实施，各省(区、市)在2005年前后纷纷出台各项知识产权保护政策，对企业申请专利予以资助和奖励。为了在一定程度上除去其他专利政策的实施对企业创新的影响，本文将2005年及之后的样本数据删去，重新进行基准回归，所得结果如表3所示。

由表3可知，加入控制变量和固定效应前后，双重差分项relyi×time2002t的系数皆在1%的显著性水平上为正。这意味着在排除了其他相关政策的干扰后，生产性服务业开放对制造业创新质量的促进作用依然存在，基准回归结果稳健可信。

表3 排除其他政策干扰的稳健性检验

3. 截尾。基准回归结果基于工业企业数据库和专利数据匹配所得，如果存在极端值则可能会使得估计结果存在偏误。为解决这一问题，对样本进行截尾处理：剔除innovation最大的前1%和最小的前1%。在剔除掉极端值后，回归结果如表4所示。

表4 截尾的稳健性检验

表4显示，加入控制变量后，核心解释变量relyi×time2002t的估计系数在1%的显著性水平上为正，说明生产性服务业开放带来的创新效应稳定存在。通过随机抽取处理组、排除其他政策干扰、截尾等稳健性检验，回归结果与表1的结果基本一致。可以认为中国工业企业数据实证检验了扩大生产性服务业开放显著地提升了企业创新质量。

(四)异质性分析

1.生产性服务业的异质性。前文从整体上证实了生产性服务业开放对制造业技术创新起到了促进作用。由于生产性服务的种类较多，不同细分行业的差异可能会对企业创新产生不同的影响，本文将生产性服务业分为运输服务业、信息服务业、金融服务业、商业服务业、科技服务业。为了探究不同类型生产性服务影响的差异性，将基准模型(1)中制造业对生产性服务总体的依存度替换为对各生产性细分服务行业的依存度，使用双重差分法分别进行识别，结果见表5。

表5 生产性服务业的异质性分析

从表5可以看出，信息服务业、商业服务业、科技服务业开放对制造业创新质量的提高有显著的促进作用，交互项系数分别为0.406、1.071、4.260。其中，科技服务业的开放给中国制造业带来的创新效应最为明显，商业服务业开放的正向影响次之。企业管理服务、法律服务、咨询与调查、广告业等商业服务属于高附加值的人力资本密集行业，扩大开放有利于高水平人才积累，为企业创新提供人力保障。信息服务业开放对创新质量也有正向影响，信息服务属于信息技术外包和知识流程外包范畴。服务外包通过专业化分工提高企业技术研发成功率。此外，进口国外先进的计算机技术和软件开发等信息服务，有利于企业打破信息传递障碍，提升各环节的管理效率，为技术创新助力。

运输服务业的交互项系数为-0.126，在5%的显著性水平上为负，这意味着运输服务业开放程度的提高对企业创新具有轻微的抑制作用。原因可能是，一方面，相对于其他生产性服务而言，运输服务的知识技术密集度相对较低，推动制造业技术创新的能力有限；另一方面，中国为了满足基础设施建设的巨大需求，十分重视国内运输服务业的发展，而运输服务业的开放，将在国内形成激烈的市场竞争，甚至对中国还未成熟的物流体系形成冲击，不利于制造业技术创新。金融服务业开放的影响效果并不显著，这是因为外来金融服务虽然能够带来资金与技术，但未必能同本国金融体系相结合，进而起到促进作用。

2.企业所有制的异质性。进一步对企业所有制进行区分，在基准模型(1)中加入企业所有制虚拟变量与双重差分项的交互项，建立如下模型：

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×

soei+β2relyi×time2002t+β3soei+

βXit+δi+μt+εit

(3)

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×

poei+β2relyi×time2002t+β3poei+

βXit+δi+μt+εit

(4)

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×

foei+β2relyi×time2002t+β3foei+

βXit+δi+μt+εit

(5)

式(3)～式(5)中的soei、poei及foei都为企业所有制虚拟变量，依据企业实收资本成分将国有企业定义为国有资本或集体资本占实收资本50%及以上的企业，将外资企业定义为港澳台或非港澳台外资资本占实收资本50%及以上的企业，将民营企业定义为除国有资本、集体资本以及港澳台和非港澳台外资之外的资本占实收资本50%及以上的企业；soei为国有企业虚拟变量，若企业为国有企业则soei=1，反之则为0；poei为民营企业虚拟变量，若企业为民营企业则poei=1，反之则为0；foei为外资企业虚拟变量，若企业为外资企业则foei=1，否则为0；β1是重点关注的系数，若式(3)中β1显著为正，则说明生产性服务业开放更能提升国有企业的创新能力，式(4)、式(5)同理；其余变量的含义与式(1)相同。估计结果如表6所示。

由表6可知，β1在民营企业的样本中显著为正，这表明生产性服务业开放能够提升民营企业的创新质量，而在国有企业的样本中，β1为-0.0043，在1%的水平上显著，说明国有企业的创新质量受到轻微抑制。与民营企业相比，国有企业的经营受到较强的政府干预，导致其创新活动对政策变化的反应不敏感。此外，国有企业管理层大多缺乏激励机制，这可能导致管理层偏向弱化风险，降低风险承担水平[24]。

表6 企业所有制的异质性分析

外资企业的交互项系数不显著，可能的原因是：21世纪初，外资在中国设立企业的主要目标是利用中国低廉的劳动成本，因此生产性服务业开放的服务外包效应和技术促进效应都不显著。

3.企业出口特征的异质性。为探究中国入世对出口企业与非出口企业创新质量的影响差异，在基准模型(1)中加入出口企业虚拟变量：

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×exi+

β2relyi×time2002t+β3exi+βXit+δi+

μt+εit

(6)

其中，exi为出口企业虚拟变量，若企业出口交货值大于0，exi=1，否则为0；若β1显著为正，则表明生产性服务业开放对出口企业的创新激励大于非出口企业。结果见表7。

表7 企业出口特征的异质性分析

结果显示，出口企业虚拟变量与双重差分项的交互项系数在1%的显著性水平上为正，意味着相较于非出口企业，生产性服务业开放能对出口企业产生更大的创新效应。原因在于，在全球生产和服务链条上，相较于非出口企业而言，出口企业更熟悉国际市场环境。此外，出口企业的生产率更高、技术进步更快，继而对知识溢出的吸收能力更强[22]。

四、结论与政策建议

(一)研究结论

本文基于中国加入WTO这一准自然实验，采用连续型双重差分法探究了生产性服务业开放对制造业创新质量和创新数量的影响。研究发现，生产性服务业开放显著提升了制造业企业发明专利的占比，并通过了平行趋势检验和稳健性检验，但对专利整体数量的影响不明显。就细分行业来看，信息服务业、商业服务业、科技服务业开放对制造业创新质量的提高有显著的促进作用，而运输服务业开放程度的提高对创新质量具有轻微的抑制作用，金融服务业开放的创新效应不明显；就企业所有制而言，生产性服务业开放能够提升民营企业的创新质量，但轻微抑制了国有企业的创新质量，而对外资企业的影响不明显。此外，相较于非出口企业，生产性服务业开放能对出口企业产生更大的创新效应。

(二)政策建议

理论分析与实证结果表明，扩大生产性服务业开放有力地促进了制造业创新质量的提升。然而，就中国生产性服务业的开放现状而言，贸易总量偏低及贸易结构不合理等问题日益凸显，本文提出如下对策以提升生产性服务的创新效应：

第一，我国应当继续坚持对外开放政策，降低服务贸易壁垒，拓宽生产性服务贸易渠道，加快服务贸易自由化进程。当前，我国的生产性服务业发展水平与发达国家仍存在一定差距，中国未能充分发挥生产性服务的积极作用。我国需要通过扩大开放，增进与发达国家高质量生产性服务业的来往，发挥“干中学”效应，提升我国本土生产性服务质量，为制造业技术创新提供动力支持。

第二，在鼓励生产性服务业开放的同时，有针对性地扩大开放领域。尤其要提高信息、商业、科技等生产性服务业的开放程度，充分吸收专业化分工、技术溢出、竞争效应带来的积极影响，从而推动国内制造业的技术创新。

第三，制造业企业应注重使用高质量生产性服务要素。生产性服务依存度高的企业应改变要素投入结构，从过去依靠中低端生产性服务要素模式向以高级生产性服务要素投入为主转变，加强对信息、商业、科技服务业等高技术含量生产要素的依赖，通过提高要素投入质量带动企业技术创新；生产性服务依存度低的企业应加大生产性服务中间投入，充分发挥生产性服务要素的积极作用，促进企业创新水平的提升。