制造业出口服务化对城市服务业就业水平和质量的影响

摘要：制造业与服务业的深度融合是中国经济高质量发展的重要路径，其对就业的影响需要评估。综合运用并匹配中国236个地级城市、中国经济普查和人口普查数据库、海关进出口企业数据库等多个大样本库，运用投入产出技术核算出制造业出口产品的服务化程度，研究制造业出口产品的服务化水平对本地劳动力市场的影响。研究发现：制造业出口生产每增加1000美元的服务要素投入/劳动力，城市服务业就业上升0.455%，其对就业的拉动作用，受城市劳动力供给弹性、城市劳动者技能水平的制约。进一步分析表明，制造业出口服务化从就业环境、就业状况等多维度提升了城市整体就业质量，并带动了高端服务业就业。本文既为推进二三产业融合，助推中国经济高质量发展提供经验支持，也为进一步推进劳动力要素市场改革，更好地发挥服务业“就业稳定器”的作用提供决策参考。

关键词：制造业出口服务化；服务业就业；就业质量；劳动力供给

一、引言

制造业企业生产的产品价值中包含越来越多的服务元素，这是制造业服务化的结果。比如华为公司生产的手机附带拍照、阅读、音乐等各项服务功能。另据《世界贸易报告》数据显示，在2020年全球出口的制造业产品中包含的服务附加值已占到总价值的53%。《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二○三五年远景目标的建议》提出，要推动现代服务业和制造业深度融合，发展服务型制造，助推制造业优化升级和高质量发展。在中国，制造业企业生产的产品大约有60%出口到世界各地，有些年份甚至达到70%～80%根据UNcomtrade进出口数据和国家统计局制造业增加值数据，经本文作者计算得到。。当前，经济全球化进程放缓世界经济不确定性增加，“中国制造”亟待从出口的数量扩张向质量提升转变。党的“二十大”报告提出，推进高水平对外开放，加快建设“贸易强国”，制造业出口的服务化转型是中国对外贸易高质量发展、实现从出口大国到出口强国转型的重要路径。制造业服务化，可以是生产过程的服务化，如投入产品研发设计，生产的信息化网络化应用；也可以是产出品的服务化，如为产出品提供软件技术支持等配套服务、为新产品的使用提供培训和维护等（Falk和Peng，2013）；还可以是贯穿于整个产品价值实现的运输和金融等服务。这些服务要素投入直接或间接增加了社会对服务业的需求，创造了相应的服务业就业岗位。

党的二十届三中全会提出，完善就业优先政策，促进高质量充分就业。当前，外部环境带来的不利影响增多，国内有效需求不足，就业问题突出。据国家统计局最新数据显示，2023年，全国城镇调查失业率为5.2%，其中16～24岁青年调查失业率为20.4%，创2018年有统计以来最高水平。党的“二十大”报告指出，就业是最基本的民生，强化就业优先政策，健全就业促进机制，并做出了促进高质量充分就业的重大部署。在2024年10月份召开的二十届中央政治局第十四次集体学习，习近平总书记特别强调，在这个不确定性因素增多的时期，“各级政府要把就业当作头等大事来抓”，“坚持扩大就业容量和提升就业质量相结合，促进高质量充分就业……持续促进就业质的提升和量的持续增长”。据中国社会科学院财经战略研究院2023年发布的《平台社会经济价值研究报告》显示，当年服务业就业人员占全部就业人员的比重为48.1%，报告还预测到2025年服务业从业人员占全部就业的比重将达到54.96%，由此可见，服务业充当了“就业稳定器”的作用。随着全球价值链布局调整和我国劳动力成本的上升，一些低端制造业逐步向东南亚地区转移，劳动者面临失业风险（张晶和陈志龙，2021）。不过，随着制造业与服务业的深度融合，各类服务要素加入企业生产中，一方面整个社会扩大了对金融服务、技术研发、产品设计等资本、技术、知识密集型服务要素的需求，吸纳大量的生产性服务业就业。另一方面，又能通过乘数效应扩大生活性服务业部门就业，从而能够有效缓解产业转移带来的负面影响，实现“保就业”的目标。

本文结合制造业与服务业之间的投入产出关系，探究制造业出口服务化对服务业就业水平和高质量就业的影响，哪类服务业受影响最大，就业的增长受哪些因素制约，制造业服务化又是如何促进高质量就业的。本文有以下增量贡献：（1）考察制造业出口服务化这一高质量发展路径对就业产生的影响。已有文献研究了招商引资等制造业数量扩张对服务业就业的拉动作用，一般带动的是住宿餐饮等低端服务业就业。本文运用投入产出分析，测算出制造业出口的服务化程度，并据此分析制造业通过服务化这一效率提升路径对服务业就业的影响。（2）深入挖掘制造业出口服务化对各城市服务业就业起作用的约束条件及其可能的促进机制，为进一步推动劳动力要素市场改革提供参照条件。研究发现，制造业服务化对就业的拉动强度大小，受制于城市劳动力供给弹性及劳动者技能水平。（3）本文除了聚焦就业水平之外，同样关注城市就业的质量。研究发现，制造业出口服务化提高了城市整体的就业质量，制造业出口服务化除拉动一般性服务业就业以外，更重要的是，还带动了高端服务业的高质量就业。

二、文献综述与研究假说

已有文献大多关注制造业就业的乘数效应，即制造业就业增加对服务业就业的作用大小。当外生冲击促使制造业部门扩张，新建企业吸纳了制造业工人，进而增加餐饮、起居、医疗和商业服务等日常生活服务产品的需求，可以促进当地生活性服务业就业。Moretti（2010）最早研究了制造业就业的乘数效应，发现1个制造业非技术岗位可以带动1.04个服务业就业，技术部门的制造业乘数效应更突出，达到了2.52。Auricchio（2017）则认为由于劳动力流动性低，住房供应紧张等原因，意大利制造业就业对服务部门的就业带动作用几乎为0。Jones和Yang（2018）则发现俄亥俄州的制造业就业乘数为1.2。一些学者对中国制造业的就业乘数做了测算（如袁志刚和高虹，2015；赖德胜和高曼，2017；Wang和Chanda，2018），该乘数因区域不同而存在差异，长期乘数和短期乘数也有所不同。如张川川（2015）估算，在进出口冲击下，制造业新增1个就业岗位，带动0.4～0.6个服务业就业。以上文献主要关注制造业数量扩张带来新增雇佣工人的生活需求增加，带动生活性服务业就业增加。然而，既有研究较少涉及制造业在自身效率提升过程中，譬如制造业的服务化转型对服务业就业所产生的影响。有关中国制造业服务化对就业影响的现有研究尚浅，尤为缺少深层次的考察。一些代表性的研究包括，肖挺（2015）认为提高产业融合程度可以增加服务业从业人员比重。肖挺（2016）进一步研究了制造业进出口强度对生产性服务业就业比重的影响。杜传忠（2020）采用全国层级的制造业行业数据，研究制造业服务化对就业规模的影响。上述研究或采用省份层面数据，或运用全国性的行业层级数据，缺乏细粒度的考量，且对其中的作用机制、异质性问题等缺少深层次分析。本文依托地级市层面的数据，从城市间的特征差异出发，更细致地探究制造业服务化如何影响城市服务业就业，又将受到哪些城市特征的调节影响。在此基础上，本文进一步从城市就业质量以及服务业就业结构优化以及两个渠道检验了对于城市服务业就业质量的影响，丰富和发展了有关制造业服务化与就业的相关研究。

信息和通讯技术的发展促成制造业和服务业快速融合，其中，制造业服务化是二者融合发展的主要体现（夏杰长和肖宇，2019）。作为制造业效率提升的重要途径之一制造业服务化，不仅拉动了服务业数量扩张及其就业增长，还带动了服务业就业的高质量增长。

第一，制造业服务化拉动服务业就业增长的直接效应。制造业服务化产生对生产性服务的需求，直接促进本地生产性服务业人员就业。比如产品生产前期投入更多研发设计环节，增加对科学研究人员的需求。生产过程中的信息化网络化应用，对计算机和软件业领域人才需求增加。制造业服务化带动产品质量提升和价值链升级，制造业出口竞争力增强，外贸代理商等精通出口业务的人才需求增加。制造业在供应链管理、咨询、广告、法律等专业服务附加值活动的增加直接带动这些领域的人员就业。这其中很大部分属于高端服务业生产性服务业和生活性服务业的分类标准依据国家统计局划分标准，在此基础上，参考余泳泽和潘研（2019）的研究，将“信息传输、计算机服务和软件业，金融业，租赁和商业服务业，科研、技术服务和地质勘查业”界定为高端服务业，基本上涵盖了生产性服务业，其余行业界定为非高端服务业。就业人员。Falk和Peng（2013）对18个欧盟国家的数据研究发现，制造业服务化水平提高推动了服务业就业比重上升，尤其对于服务业中技术水平较高的岗位，如管理者、专家工程师等增加更多，对低技能岗位（文员、销售员）没有明显作用。随着制造业企业效率的提高，生产规模扩张、专业化分工增加、生产阶段更多，需要更多的非生产性工人，如工程师、管理者来组织和管理生产，生产性服务业及就业人数随之扩大（Francois，1990）。基于上述分析，本文提出以下待验证的假说：

H1：制造业服务化直接带动生产性服务业人员就业，尤其是高端生产性服务业的就业。

第二，制造业服务化拉动服务业就业增长的间接效应。首先，制造业服务化带动生产性服务业就业的增加，新增就业人员对于家政、洗护、维修等居民服务，住宿餐饮等生活服务，以及教育、医疗、文化等公共品服务的需求相应增加，间接刺激了这些生活性服务业行业的就业。其次，制造业服务化提高制造业企业的生产效率，制造业工人收入增加，对生活性服务品需求增加，这同样会导致对生活性服务业就业需求的增加。然而，服务业就业人数最终能否增加，取决于本地劳动力的供给弹性。当一个城市的劳动力供给缺乏弹性，譬如受户籍制度限制，劳动力不能自由流入城市，那么生产性服务就业需求增加的结果是该行业工资水平上升，其他行业的劳动力会被吸引并流入这些生产性服务业行业，这将会挤出并减少其他行业包括生活性服务业行业人员的就业。

基于上述分析，本文提出以下两个待验证的假说：

H2：制造业服务化对城市生活性服务业就业有促进作用，该作用的发挥效果取决于城市劳动力的供给弹性。

H3：综合H1和H2，制造业服务化可以提升城市生产性服务业和生活性服务业就业，即提升城市服务业总体就业水平。

第三，制造业服务化带动服务业就业高质量增长。制造业服务化从以下两个方面促进高质量就业。一方面是如前所分析，生产性服务业对制造业的改造将直接拉动城市高端服务业就业。制造业产业链上游的生产性服务投入将直接带动研发设计、工程师等知识密集型人员的就业，下游对售后服务、广告、客户维护等服务要素的投入，将产生对于市场咨询、广告、律师等专业服务业等高素质人才的需求。贯穿于整个产品实现的自动化、信息化等平台技术的应用也将催生对于信息技术和软件业的人才需求。另一方面，制造业服务化通过提高企业绩效，升级价值链并提升国际竞争力两个渠道增加企业利润，从而提高城市劳动者的工资收入。具体而言，首先，高端服务要素、先进管理经验的引入节约了当地企业的生产成本，企业获得竞争优势，其在国内市场的市场势力增强（吕越等，2023），企业因此获取更多利润。其次，诸多研究表明，制造业服务化升级了价值链，企业在国际市场的竞争优势增强，获得更高附加值（刘斌和王乃嘉，2016；戴翔，2020）。这两种效应都将增加制造业企业的利润以及提高制造业企业员工的工资水平。制造业企业利润增加将会进一步增加对生产性服务业劳动者的需求，通过这种供应链传导，提高了参与其生产环节的生产性服务业劳动者的工资水平；制造业企业员工工资的上涨，其对生活性服务的购买力增强，又将增加城市生活性服务业劳动力的工资水平。劳动报酬增加正是国际劳工组织衡量“体面劳动”和就业质量的一个重要指标。综上，本文提出以下假说：

H4：制造业服务化将促进城市服务业的高质量就业。

鉴于中国制造业生产的产品有60%以上的比例出口，本文重点关注制造业出口产品的服务化，这对于贸易高质量发展和贸易强国建设都具有重要意义。Fredrik等（2014）基于瑞典的微观企业数据表明，相对于雇佣低技能的文员和操作工人，从事出口的企业需要雇佣更多的高技能工人来从事诸如跨国沟通、涉外商务、海运保险以及国际结算等业务，这些“白领”工人一般来自生产性服务业的不同部门。在很多文献中，制造业被认为是可贸易部门，而服务业是不可贸易部门在Jones和Yang（2018）的文献中，农业和制造业归为可贸易部门，服务业为不可贸易部门。Frocrain和Giraud（2018）认为可贸易部门和不可贸易部门的划分随时间演变，他运用严格的方法通过对当前法国的数据进行分析，得出服务业中除了旅游、空运、赌博归为可贸易部门，其他服务业都属于不可贸易部门，而大部分的制造业都是可贸易部门。Falk和Peng（2013）进一步认为生产性服务业主要是通过国内企业来提供的。。Frocrain和Giraud（2018）就认为法国制造业出口每增加100个岗位能够带动64个不可贸易部门的就业。不同于聚焦中国制造业出口对制造业就业的研究（唐东波，2012；罗明津和靳玉英，2019），本文着眼于研究作为可贸易部门的制造业，通过出口参与全球贸易，其服务化程度对国内相对不可贸易部门服务业就业的影响。

本文余下部分结构如下：第三节简单描述我国制造业服务化的特征事实及与其他国家的差距；第四节构建计量模型，对数据和变量做说明；第五节报告基准回归结果，进行稳健性检验；第六节是对高质量就业的考察；最后总结本文的观点，讨论相关政策含义。

三、中国制造业服务化的特征事实与差距

（一）中国制造业服务化的现状

有关制造业服务化的测度，刘斌和王乃嘉（2016）、许和连等（2017）、高翔和袁凯华（2020）等做了相关前期研究。本文主要采用刘斌和王乃嘉（2016）的方法即服务业的完全消耗系数来构建，即同时考虑制造业生产中服务要素直接投入和间接投入的比重来衡量制造业的服务化水平。具体计算公式如下：

Servitizationcompletejm=ajm+∑nl=1ajlalm+∑nk=1∑nl=1ajkaklalm+…

其中，j代表服务业，m表示制造业。ajm表示生产1单位m制造业产品对j服务业的直接消耗量，即直接消耗系数，第二项表示生产1单位m制造业产品第一轮对j服务业的间接消耗量，第三项表示第二轮对j的间接消耗量，依此类推。

根据WIOD为便于跨国比较，这里用WIOD计算制造业服务化程度。的2000-2014年世界投入产出表，测算出我国制造业服务化程度。随着时间的推移，除少数几个行业以外，绝大多数制造业行业的服务要素投入（以完全消耗系数计）均有提高。不过，同期制造业中服务要素直接投入的比重（以直接消耗系数计）提升不明显。直接消耗系数与完全消耗系数之间的差距有扩大，这说明，制造业服务化主要通过其中间品的间接服务投入而不是直接服务投入增加的方式实现的。

从细分行业来看，相对于低技术行业来说，高技术制造业行业例如计算机、电子产品制造、电气设备的制造以及汽车、挂车和半挂车制造的完全消耗系数和直接消耗系数均较高，服务要素投入的完全消耗系数在0.5以上。而一些劳动密集型产业如食品、饮料、烟草制品的制造以及家具的制造完全消耗系数仅为0.36，这说明相比于低技术行业，高技术的制造业行业有更高的服务业投入。

（二）与其他国家的差距

本文进一步比较了中国同几个主要国家的制造业服务化水平，尽管从完全消耗系数来看，除加拿大以外，中国同其他国家的差距不是非常明显。但是，我国制造业对服务业的直接消耗系数差距较大，相比同期的美国、日本和加拿大，以及巴西和印度的值都要小很多。制造业生产中直接消耗的服务要素比重低，与其他国家相比有较大差距，说明中国企业在生产过程中，相比于直接投入，更多的是依赖于服务业的间接投入。

四、变量、数据及计量模型

（一）计量模型及变量设置

参考Autor等（2013）、Ouyang和Yuan（2024）等的研究建立如下回归模型：

ΔSer_Empcjt=β1ΔSer_Exposurecjt+β2ΔManu_Exposurect+β3X′ct+τj+rp+φt+εct（1）

其中，ΔSer_Empcjt表示城市c服务业j就业人数的变化率（取对数）。X′ct表示城市c的人口、教育、经济状况等控制变量。具体包括人均GDP，控制城市经济发展水平；第三产业占GDP比重，衡量该城市的产业结构；此外还控制了人均工资水平、人口密度（单位面积的人口数量）、教育水平（该地区高等院校在校生占比）、固定资产投资占GDP比重以及外商投资占固定资产投资比重。τj为行业层面固定效应，rp为省份层面固定效应，φt为时间固定效应。本文采用2000-2013年期间的数据。核心变量ΔSer_Exposurecjt衡量制造业出口的服务化水平对当地劳动力市场的冲击。该变量借鉴Autor等（2013）、Ouyang和Yuan（2024）以及张川川（2015）的研究，它是某地区制造业出口产品生产的服务化水平与该地区初始年服务业劳动力数量的比值。变量设置考虑了制造业出口的服务化程度，同时兼顾要素需求变动对劳动力市场的冲击。由于各城市服务业发展情况不同，基期职工数量存在明显差异，相同的要素需求变动对劳动力市场的冲击不同，因此这里除以该地区基期劳动力的数量，具体公式如下：

ΔSer_Exposurecjt=∑mwjmΔEXcmtLcj（t-1）（2）

其中，c表示城市，j表示某一个服务行业，根据国家统计局的分类，具体包括信息传输、计算机和软件业，批发和零售业，金融业，住宿餐饮业等生产性和生活性服务业行业。m表示某一制造业细分行业，wjm表示行业m与j服务业之间的投入产出完全消耗系数，即1单位m制造业的总产出消耗所有服务业j的服务要素价值量，既包括直接消耗还包含通过其他中间品的间接消耗，统称为完全消耗。为了更精确反映出各行业之间投入产出的动态变化，2000-2003年各产业的投入产出关系采用《中国投入产出表1997》，2004-2007年用《中国投入产出表2002》，2010-2013年的数据对应《中国投入产出表2007》。ΔEXcmt表示c城市在t时间段m制造业行业出口总额的变化，并经过工业生产者出厂价格指数调整。Lcj（t-1）表示c城市j行业t-1年劳动力数量。

其中，ΔManu_Exposurect代表制造业出口强度。参考Ouyang和Yuan（2024）的做法，在回归中加入制造业出口强度，以代表制造业出口强度对服务业就业的影响，该指标用一定时间内某城市c制造业出口的变化与制造业m职工基数的比值来表示：

ΔManu_Exposurect=∑mΔEXcmt∑mLcm（t-1）（3）

（二）数据说明

1.数据来源

本文采用了四套数据。微观层面数据主要来自于全国经济普查微观数据库、中国海关进出口企业数据库（2000-2013年），城市层面数据来源于2000-2013年《中国劳动统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》以及《中国统计年鉴》，选取了236个地级及以上城市市辖区。制造业与服务业产业之间的投入产出关系来自于《中国投入产出表》（1997版、2002版及2007版），此外，衡量劳动力流动特征还用到第五次和第六次人口普查数据。

2.数据处理

本文采用几个步骤对数据进行匹配：首先，参考铁瑛等（2019）的方法，根据企业海关编码的前五位，将企业与企业所在的地级市进行匹配。由于海关代码前五位的地区信息没有具体区分县级市和地级市，采用手工查阅方式将县级市对应于其被管辖的地级市，将数据汇总成“城市-HS六位码-贸易方式”、“省份-HS六位码-贸易方式”层面。在匹配之前，我们剔除海关数据中遗漏了关键信息的样本。

其次，将《中国投入产出表》与海关产品代码表匹配。这里又分为三个步骤：（1）由于海关数据2007版、2002版和1996版的HS编码不统一，我们先利用WITS提供的匹配方法，将海关2007版HS6位码与2002版、1996版HS6位码统一成2007版的HS六位码。（2）由于本文采用了2003-2013年的数据，时间跨度较长，为得到更准确的测算结果，我们启用不同年份的投入产出表。但1997版、2002版的投入产出表按照1994年的国民经济行业分类表编制，2007年投入产出表根据2002版行业分类表编制，我们统一到2002年的国民经济行业分类GB/T4754-2002。（3）将海关HS产品代码和国民经济行业分类GB/T代码关联，从而将海关数据库的HS产品对应到相应时段的中国投入产出表。具体来讲，我们将1999-2003年海关数据对应到《中国投入产出表1997》，2004-2007年海关数据对应到《中国投入产出表2002》，2010-2013年海关数据对应到《中国投入产出表2007》。

最后根据城市名称，匹配海关进出口企业数据与《中国城市统计年鉴》中城市层面信息，形成“产品-贸易方式-行业-城市”数据，具体包括出口产品的金额、出口方式、所属行业及该行业与服务业投入产出关系，产品来源地及该城市的就业、人口、经济发展、产业结构等信息。

3.变量的描述性统计

各主要变量的描述性统计结果如表1所示，共包括31个省份236个城市。

五、实证检验与结果分析

（一）基准回归结果

表4报告了基准回归的结果，回归（1）仅控制时间固定效应，回归（2）同时包括时间、行业和地区固定效应，回归（3）和回归（4）加入表示城市特征的控制变量，所有回归控制了稳健性标准误。结果显示，制造业服务化程度的回归系数为正，且在1%的水平上显著，说明制造业出口产品生产的服务化程度越高，服务业就业增长越快。根据列（4）的系数，在出口产品生产中每增加1000美元/劳动力的服务要素可以增加0.455%的服务业就业。从控制变量系数来看，城市人均收入水平、人口密度、第三产业比重以及受教育水平均对城市本地服务业就业有正向促进作用，其他控制变量的系数不显著。

（二）稳健性检验

1.工具变量

尽管本文用差分的方法避免了一些不随时间变化的遗漏变量偏误，却没有解决服务业对制造业的反向因果关系问题。事实上，服务业与制造业之间彼此促进，共同发展。制造业的发展、其服务化程度的提高带动了服务业就业，同时服务业就业人数的增加以及服务业自身的扩张，同样会提高制造业企业的生产效率（顾乃华，2010；许和连等，2017），提升制造业的服务化水平从而通过“投入-产出关系”进一步对服务业就业产生影响。针对这一内生性问题，本文参考Autor等（2013）、Ouyang和Yuan（2024）的研究构建如下工具变量：

ΔSer_ExposureIVcjt=∑mwjmΔEX（p-c）mtLcj（t-1）（4）

其中，ΔEX（p-c）mt指同一个省份中除了城市c之外的其他地区在m制造业出口额的平均值。选择这一工具变量的理由如下：一方面，同一个省份中各城市受到同样产业政策的影响且处于相近的地理位置，具有相对一致的出口比较优势，出口量之间存在高度相关性，即该变量和自变量有较强的相关性。但另一方面，大多数服务贸易的消费具有及时性和不可运输性，比如运输业、仓储业、邮电通信业以及批发零售业，其供给主要是为了满足当地市场的需求，对其他城市影响较小，即该变量与被解释变量相关性较小。

表3中的列（1）是工具变量的回归结果。其中不可识别检验强烈拒绝原假设，说明工具变量和自变量相关，弱识别检验统计值较大，拒绝工具变量和自变量相关性弱的原假设，这两个检验的结果说明工具变量有效。从工具变量的回归结果来看，核心变量的系数仍然为正且在1%水平上显著，仍可以得到制造业生产的服务化程度提高能够促进服务业就业这一结论。

2.其他衡量核心变量指标

接下来用直接消耗系数替换基准回归中的完全消耗系数，重新度量制造业服务化指标，进行稳健性检验。回归结果见表3列（2）～列（3），回归结果依然稳健，制造业生产中服务要素投入的增加对服务业就业有明显的促进作用。考虑到上海、北京和天津这三个特大型城市的特殊性，剔除这三个城市之后，系数和显著性基本保持不变。

3.不同维度数据的补充验证

参考铁瑛等（2019）的方法，对数据维度进行放缩处理，即将城市层面的数据放缩至省级层面，采用1999-2013年省级层面数据反复验证，回归结果见表3中的列（4）～列（6）。列（4）的回归结果表明，改变数据维度后，系数依然显著为正。进一步地，利用相邻省份的平均出口作为本省出口的替代，加权其生产过程中的服务要素需求构造工具变量，以缓解内生性问题，结果汇报在列（5），2SLS回归系数和基准回归结果基本一致，同样表明，制造业服务化程度的提高，增加了对生产性服务中间品的需求，创造了新的就业岗位。表3中的列（6）是用直接消耗系数，替代完全消耗系数，重新计算了省级层面的制造业服务化指标并进行回归，核心指标系数仍然显著为正。由此，我们得到了一致的稳健的结果。

4.考虑其他经济和政策的冲击

在样本2000-2013年观测期内，中国于2001年加入WTO，在2008年遭遇全球金融危机，这些冲击可能会影响服务业就业和制造业服务化。加入WTO给中国带来最直接的影响就是出口增长，中国逐步成为“世界工厂”，吸引了更多工人到制造业就业，服务业就业吸引力下降。另外，城市制造业就业工人增加可能会派生出对某些服务行业特别是生活性服务业的需求，进而增加服务业就业，总体而言，制造业出口增长对服务业就业影响不明确。从表4中的回归结果可以看到引入的制造业出口变量系数值为负，但不显著，说明其对服务业就业影响不明确。作为进一步的补充验证，我们剔除第一个分段即剔除掉中国加入WTO之前2000年和2001年的观测值，重新进行回归，回归结果见表4的列（1），结果稳健。2008年中国遭遇全球金融危机，外需下滑，外向型城市受到更大冲击。因此，首先我们构造了一个金融危机虚拟变量，将2008年及2009年设置为1，其他年份设置为0（之所以只设置2008年和2009年这两年，是因为其后年份出口量恢复至金融危机之前的水平），并与制造业出口强度变量进行交互，加入回归方程；另一种做法是剔除受金融危机冲击较大的外向型城市即东部沿海地区再进行回归，结果分别见表4中的列（2）和列（3）。可以看到，核心变量制造业出口服务化的系数依然稳健，说明加入金融危机冲击后，核心结论保持不变。此外，我们还加入了地区乘以年份，以及行业乘以年份固定效应，以控制更多的外生性政策和经济冲击，回归结果依然稳健（表4的列（4）、列（5））。

（三）劳动力供给的影响

1.增加劳动力供给数量的影响：户籍分割和劳动力供给弹性

制造业出口服务化对服务业中间品需求的增长，增加了对于服务业就业岗位的需求，但是，服务业就业最终能否增加，取决于本地劳动力的供给弹性。中国独特的户籍分割制度，使得非户籍人口在务工地无法享受与当地居民同等的医保和子女入学等社会福利，严重限制了劳动力在城市之间以及城乡之间的自由流动（陈静敏等，2008），各地区劳动力的供给弹性存在差异。有文献注意到全球化进程中中国制造业的发展和劳动力供需弹性之间的关系（史青和张莉，2017）。

为考察劳动力供给弹性差异对服务业就业的影响，这里采用中华人民共和国第五次（2000）和第六次（2010）人口普查的数据，参考袁志刚和高虹（2015）的研究，以城市移民（户籍在外省，居住在本地）占城市总人口的比重来衡量各城市劳动力供给弹性。该数值越大，说明该城市劳动力的流动性较强，劳动力供给充足。我们引入城市移民占比和制造业服务化程度的交互项，回归结果如表5中的列（2）所示，交互项的系数显著为正，说明在劳动力数量充足，供给弹性较大的地区，制造业服务化对服务业就业事实上的拉动作用更明显。为了更清晰地展示劳动力供给弹性的作用程度，我们将移民占比指标按其分位数大小分为几个区间，以代表不同劳动力供给弹性的组别，并构造其和服务要素投入的交互项进行回归。在不同分组中，我们只报告服务要素投入和城市移民占比最高组交互项回归的结果，回归结果如表5中的列（3）、列（4）、列（5）所示，对比这三列交互项的系数值可以看出，移民数量所占比重排名在前10%分位的城市即劳动力供给弹性越高的城市组，其制造业服务化对服务业就业的系数值最大，作用最强。而排名前50%的城市作用最弱，排名前25%的城市作用效果次之。

2.提高劳动力质量的影响：城市中更多高技能工人

刘志彪（2006）认为，大部分服务业尤其是生产性服务业具有知识资本和技术资本密集的特征，对人力资本的要求较高。因此，我们认为，具有更大高技能劳动力占比的城市，制造业服务化带动的服务业就业可能更高，接下来我们对此进行验证。由于各统计年鉴没有分城市的技能劳动力占比数据，本文借助中国经济普查企业数据库，参考Chen等（2017）的研究，将高技能工人定义为获得大专及以上学历的从业人员。计算每个地级市CBT二位码行业层面的高技能工人占所有职工的比例：

skillc=∑mskillcm∑mlcm

（5）

其中，下标c表示城市，skillc表示该城市高技能劳动力所占比重，skillcm指的是该城市细分行业m的高技能劳动力数量，lcm是该城市行业m雇佣工人总量，之所以利用经济普查数据库，主要是由于该数据库有本文需要的技能劳动力信息，即各企业雇佣的职工学历及职称情况，我们可以加总获得分城市分行业层面的数据。

接下来，本文构造高技能劳动力占比和制造业服务化的交互项进行回归，结果如表6所示。可以看到，交互项系数显著为正，这说明在高技能劳动力占比更高的城市，制造业服务化对服务业就业的推动作用更强。进一步地，列（3）～列（5）构造了高技能劳动力占比的分位数和服务化程度的交互项，系数均显著为正，并且高技能劳动力占比越靠前的城市组，其制造业服务化对服务业就业的作用越大，系数依次递减。

六、城市服务业高质量就业

（一）制造业出口服务化与城市就业质量提升

党的二十大报告提出，“强化就业优先政策，健全就业促进机制，促进高质量充分就业”，高质量就业是高质量发展的内在要求，更是满足人民群众对美好生活向往的重要途径。在文献中，国际劳工组织（ILO）的“体面劳动”被视为就业质量的广泛定义。就业质量作为一个多维指标，又有宏观和微观之分。宏观的就业质量，主要是指一个国家或地区的就业环境或就业能力，具体包括经济发展水平、就业服务、失业率、就业公平、劳动保障等诸多指标（赖德胜等，2011）。微观上的就业质量，则从劳动者个人出发，包括劳动报酬、劳动时间、工作稳定性、工作价值等维度（MuonzDeBustillo等，2011）。赖德胜等（2011）构建了地区层面衡量就业质量的6个维度50个三级指标综合估算了中国各省区的就业质量，戚聿东等（2020）借鉴赖德胜等（2011）的方法，采用20多个指标四种赋权方法估算了中国各省的就业质量。本文在参考借鉴以上文献的基础上进一步推进，用25个指标并采用4种赋权法估算了中国236个地级市层面的就业质量。在此基础上，回归分析制造业出口服务化对地级市就业质量的提升作用。本文构建的地级市就业质量指标体系如表7所示，包括4个一级指标和11个二级指标。数据主要来自《中国劳动统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》，由于各城市编制指标的体系没有统一，因此相较于省级指标，地级市层面体现工作质量的指标较少一些。

借鉴戚聿东等（2020）的做法，本文分别用熵权法、CRITIC法、等权重法和组合赋权法将以上11个二级指标综合测算得出各地级市就业质量得分。

1.熵权法

熵权法根据每个指标的离散程度赋予一个权重，再根据每个指标的权重综合加权得到就业质量得分。其具体计算步骤如下：

（1）数据标准化处理：

X′pq=Xpq-min（Xpq）max（Xpq）-min（Xpq）

X″pq=max（Xpq）-Xpqmax（Xpq）-min（Xpq）

其中，Xpq代表城市p的第q个指标，X′pq是对正向指标标准化后的结果，X″pq是对负向指标标准化后的结果。

（2）计算第q项指标的熵值：

eq=-1lnk∑pp=1VpqlnVpq

其中，Vpq代表q指标项下城市p占该指标的比重，即：

Vpq=Xpq∑pp=1Xpq

（3）计算各项指标权重：

wq=eq∑qq=1eq

最后，对所有指标计算加权平均值，即得到熵权法各城市就业质量综合得分：

Scorep=∑qq=1wqX′pq

2.CRITIC法

CRITIC法的权重依据指标的标准差和相关系数进行，若该指标的标准差越大，则说明数据波动越大，包含的信息越多，权重越高。而指标之间的相关系数越大，说明数据的冲突性越小，则权重越低，具体计算步骤同熵权法。再将各个指标标准化之后，计算各指标的标准差和指标之间的相关系数，再给出各指标的权重，最后计算加权平均，得到CRITIC法城市就业质量综合得分。

3.等权重法

等权重法对所有指标赋予相同的权重，即认为各指标对就业质量的重要性相同，各指标衡量了就业质量的不同方面。

4.组合赋权法

即将以上三种方法得到的均值作为权重，对三个指标进行加权求和。

表8是分别将以上四种方法计算的各地级市就业质量评分作为因变量进行回归的结果。从中可以看出，无论是用哪种方法衡量，制造业出口服务化水平均显著提升了城市整体的就业质量，原因如前所述，制造业服务化提高了企业在国内市场势力以及在国际市场的竞争力，改进了城市的就业环境和就业状况，并提高了劳动者的报酬。

（二）制造业出口服务化与高端服务业就业

为了更深入地展开对服务业就业质量的考察，本文进一步将服务业分为高端服务业和非高端服务业两大类，以衡量制造业出口服务化是否对服务业就业结构造成影响，从而对服务业就业质量产生的影响。参考国家统计局分类标准及余泳泽和潘妍（2019）的研究，本文将高端服务业界定为包括“信息传输、计算机服务和软件业，金融业，租赁和商业服务业，科研、技术服务和地质勘查业”，非高端服务业定义为除以上行业之外剩下的服务业行业，具体包括“交通、仓储、邮电业，住宿和餐饮业，房地产业，水利、环境和公共设施管理业，居民服务、修理和其他服务业，教育，卫生和社会工作，文化、体育和娱乐业，公共管理、社会保障和社会组织”。

通过构建是否为高端行业的虚拟变量，考察制造业出口服务化对非高端服务业就业和高端服务业就业之间的差异性影响，回归结果如表9所示。在列（1）和列（2）中，使用分组回归进行检验，从系数大小来看，制造业出口服务化对于高端服务业就业的影响明显高于非高端服务业就业。此外，在列（3）中对制造业出口服务化和是否为高端行业进行了交互，交互项结果显著为正，说明制造业出口服务化对于高端服务业就业的提升效果显著强于非高端服务业，促进了城市服务业就业的结构升级，推动了服务业的高质量就业。

进一步地，我们对高端服务业中的细类行业进行了分组回归分析。由表10可见，除金融业以外，对其他几类高端服务业的就业都有显著的拉动作用。制造业出口服务化程度提高，带动信息传输、计算机软件业以及租赁商贸服务业、科学研究和技术服务业的就业，近些年我国的信息化和工业化融合加速，以及电子商务、互联网生产服务平台对传统制造业的改造，增加了对这类服务业就业人员的需求。对咨询法律广告等专业服务业的就业影响较大，说明我国制造业企业在供应链管理、咨询、广告、会计审计等专业服务方面的需求增加，由此促进了这类高端就业人员增加。制造业出口服务化程度提高，增加了对于科学研究、技术服务等领域的人员就业的需求。这些行业对劳动者的学历和技能要求较高，其工资收入也比较高，属于高质量就业。余泳泽和潘研（2019）认为，一个城市高端服务业相比于非高端服务业占比的上升，意味着服务业结构的优化和升级，必将带动就业结构优化和升级，增加对高技能劳动力的需求，影响劳动者的就业能力和工资水平，提升服务业就业质量（戚聿东等，2020）。

七、结论与政策建议

制造业与服务业的深度融合是实现我国产业升级和经济高质量发展的重要路径，制造业出口产品生产过程的服务化是建设贸易强国的重要途径，然而，现有研究较少关注在这一转型过程中对本地劳动力市场可能带来的影响。基于《中国城市统计年鉴》、中国经济普查数据库、中国人口普查数据库、海关进出口企业数据库，本文研究了制造业出口在生产过程中的服务化程度对本地服务业就业的影响。研究发现，城市制造业出口服务化程度的提高，显著促进了本地服务业就业的增加。平均来看，制造业生产的服务要素投入每增加1000美元/劳动力，带来当地服务业就业上升0.455%。内生性问题处理、核心指标替换、不同维度数据的验证均表明本文的研究结论是稳健的。进一步研究发现，这种影响对服务业就业拉动作用的大小受到劳动力市场供给弹性，以及地区劳动力人力资本水平的影响。那些人口流动较多、劳动力供给弹性大的城市，制造业出口服务化对服务业就业的拉动作用更强。此外，提高城市劳动力的技能和受教育水平，同样可以促进服务业就业人数的增加，这是由于一些服务业尤其是生产性服务业自身知识资本和技术资本密集型特征所决定的，其与高技能劳动力对接更好。

进一步分析表明，制造业出口服务化从就业环境、就业状况等多方面提升了城市整体就业质量。此外，制造业服务化不仅拉动了一般性服务业，还带动了高端服务业的高质量就业。其中，从受影响的服务业行业来看，对生产性服务业的信息传输、计算机和软件业，咨询广告法律等专业服务的就业拉动最大，这反映了在制造业生产服务化过程中，信息化和工业化融合带来的电子商务、互联网平台对制造业的改造，以及对供应链管理、咨询、广告等专业服务需求的大幅增加，从而拉动这些高端服务业的高质量就业。

基于本文的研究，我们有以下一些政策建议：（1）制造业出口服务化促进了就业增长，因此，应大力推动制造业与服务业融合，将生产型制造升级为服务型制造，在建设贸易强国的同时提升本地的就业水平和就业质量。从以往的研究中可以发现，招商引资等制造业企业数量扩张带来就业增长，但仅限于带动住宿餐饮、批发零售等低端服务业就业。本文进一步研究发现，制造业服务化这一效率提升路径，还能带动信息传输计算机软件、咨询法律等高端服务业就业。（2）研究还表明，尽管制造业出口服务化推动了服务业就业质和量的提升，但要发挥这一作用，很大程度上取决于当地劳动力供给的数量及劳动者的素质。因此，要进一步深化要素市场改革，建立统一、开放的劳动力市场，促进劳动力在城乡之间、地区之间、行业之间的灵活流动，避免劳动力供给无法匹配需求带来的城市劳动力工资上涨和劳动力短缺问题，做到“人尽其才，才尽其用”。（3）由于制造业服务化所需要的生产性服务业人员，其所要具备的专业知识具有专业化、高技能化的特点，因此，不仅要注重高等教育等公共教育投资，高等教育培养的人才培养还应与时俱进，与当下社会需求对接，并注重对人才的个性化培养。更重要的是，要强化劳动者的再教育和在职培训，建立专业化的高端人力资源服务体系，提高并不断优化劳动者的技能水平，以期更好地匹配制造业服务化对高技能、专业化劳动者的需求。

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ManufacturingExportServitizationandtheIncreasingEmployment

andtheImprovementofEmploymentQualityofServiceSectors

ChenLin1，YuXiaoyan2andLinZhichao1

（1.SchoolofEconomicsandManagement，EastChinaNormalUniversity;

2.ZhejiangGongshangUniversity）

Abstract：AsthedeepintegrationofmanufacturingandservicesisanimportantpathwayforChinashigh＼|qualityeconomicdevelopment，itsimpactonemploymentrequirescarefulevaluation.Thispapercomprehensivelyutilizesandmatchesdatafrom236Chineseprefecture＼|levelcities，theEconomicCensusofChina，thePopulationCensus，theCustomsImportandExportEnterpriseDatabase，andotherlarge＼|scaledatabases.Andinput＼|outputtechniquesareappliedtocalculatethedegreeofservitizationinmanufacturingexportproducts.Thefindingsindicatethatforeveryadditional$1，000ofserviceinputinmanufacturingproductionperlaborunit，theurbanserviceindustryemploymentratewillincreasebyapproximately0.455%.Thisemployment＼|boostingeffectisconstrainedbytheelasticityofurbanlaborsupplyandtheskilllevelsofurbanlabors.Furtheranalysisshowsthattheservitizationofmanufacturingexportproductsenhancesoverallurbanemploymentqualityfrommultipledimensions，includingtheemploymentenvironmentandemploymentconditions，anddriveshigh＼|qualityemploymentinadvancedservicesectors.ThispaperprovidesempiricalsupportfortheintegrationofthesecondaryandtertiaryindustriestofacilitateChinashigh＼|qualityeconomicdevelopment，andofferspolicyrecommendationsforfurtherimprovinglaborfactormarketreformsandenhancingtheroleoftheservicesectorasan“employmentstabilizer.”

KeyWords：manufacturingservitization;serviceemployment;employmentquality;laborsupply

责任编辑邓悦