偏向型開放、財政分權與中國生產性服務業發展滯后

宣思源 余泳澤

關鍵詞偏向型開放 財政分權 生產性服務業 行業異質性 結構扭曲

一、引言與文獻簡評

生產性服務業是一國搶占產業競爭制高點、構建國際供應鏈體系的關鍵產業，也是推動一國經濟發展的引導性力量。大力發展生產性服務業不僅能夠推動我國經濟轉型和產業結構調整，而且還有助于緩解目前難以承受的資源投入壓力，促進經濟發展動能轉變。近年來，我國生產性服務業盡管規模逐步擴大，但占比提升速度緩慢，統計數據顯示，我國2004年生產性服務業增加值占總體服務業增加值、GDP的比重為分別為31.83%、12.94%，2017年這兩項指標分別為33.26%和16.62%。從橫向來看，同屬于“金磚四國”的巴西、俄羅斯以及印度生產性服務業占GDP的比重在2000年已經分別達到17.8%、17.5%和16.2%。國際比較結果揭示了我國生產性服務業處于發展滯后的狀態，同時也說明我國生產性服務業發展水平與經濟高質量發展、構建自主可控產業鏈價值鏈的目標難以相符。

引發生產性服務業發展滯后的原因是多元的，我國制造業以勞動密集型為主，價值鏈偏低，很多生產環節都蘊含在制造業中，大量生產性服務業需求尚未從產業鏈中脫離出來，直接制約了生產性服務業規模擴大和層級提升。生產性服務業發展滯后不僅源于我國處于特定經濟發展階段，而且還源于市場壟斷、市場機制混亂和競爭秩序不規范等因素（程大中，2008）。不僅如此，生產性服務業發展還受到各類制度性因素的約束，例如由人事制度僵化所引發的高端人力資本短缺遏制了生產性服務業的快速增長（江小涓，2011）;金融放貸制度決定了生產性服務業往往缺乏足夠的固定資產抵押而難以從銀行融資，生產性服務業企業因此而提高了運營成本或者喪失關鍵性發展機遇（Lancheros&Demirel，2012;Xie et al，2019）;創新激勵不足、知識產權保護制度的缺失是引發生產性服務業創新動力匱乏和市場秩序混亂的重要因素，服務業企業不僅自身的創新意愿嚴重不足，而且往往希望通過“搭便車”的方式獲得其他企業的創新成果;此外，生產性服務業的發展水平還受到要素市場扭曲、制造業產能過剩的影響，要素價格制度性和政策性扭曲直接擠占和侵蝕了生產性服務業的要素投入;由要素市場扭曲所引發的體制性產能過剩導致高端服務業有效需求受限，進而出現“需求抑制效應”和“融合斷裂效應”（宣燁、余泳澤，2020）。

上述文獻為本文剖析我國生產性服務業發展滯后的原因提供了很好的研究基礎。但是，為什么我國生產性服務業發展水平與世界第二大經濟體的國際地位難以相稱？已有文獻并不能給出令人滿意的答案。本文從新視角進行探索，認為我國偏向型開放是導致生產性服務業發展滯后不可忽視的重要外部政策因素，本文所謂的偏向型開放是指制造業部門高度開放與服務業部門相對開放不足并存的經濟開放格局。從我國經濟開放的現實來看，制造業部門的開放政策基本上以負面清單為限制條件，服務業市場開放遠遠滯后于工業，服務業部門則明確規定了各行業的具體開放程度，特定企業所從事的服務活動需要經過嚴格的審批。

本文認為，偏向型開放是引發生產性服務業占比滯后（即生產性服務業增加值占GDP的比重滯后）的基本因素和宏觀背景，它還會通過與財政分權制度的聯合作用強化生產性服務業占比的滯后，或者說財政分權制度是偏向型開放促使生產性服務業占比滯后的強化因素。其中的邏輯在于，財政分權體制使得一些地方政府在地方財政支出規模和支出結構上具有較大的自主權（范子英、張軍，2009），這些地方官員為了彰顯治理業績并獲得更多的晉升機會，往往充分利用財政分權所隱含的便利性重點發展能夠快速產生“顯性”經濟業績的項目，政績工程和明星項目由此紛紛上馬。在偏向型開放條件下，我國制造業近乎完全開放，一些地方政府能夠根據當地的資源稟賦特征快速融入全球價值鏈分工體系，并且發展投資見效快和具有規模經濟的產業，從而達到區域GDP快速增長的目標，至于新產業與原有產業的匹配性、產業發展可持續性以及資源環境等問題則被置于次要位置。與制造業高度開放形成鮮明對比的是，偏向型開放條件下的生產性服務業與全球價值鏈相對“割裂”，生產性服務業更多地依托本土市場實現發展，其發展機遇明顯少于制造業，對GDP的貢獻相對較小且見效慢。因此，一些地方政府往往難以運用財政分權所蘊含的資源配置權力重點發展生產性服務業，通過發展生產性服務業以提高治理績效的意愿明顯不足，由此導致這些地方政府在制造業和生產性服務業領域中的資源分配出現了嚴重的不均等，甚至生產性服務業領域的資源被制造業擠占，生產性服務業發展滯后的現象在一定程度上成為了邏輯的必然。

基于以上考慮，本文構建偏向型開放、財政分權與中國生產性服務業發展的理論分析框架，探討偏向型開放條件下財政分權引發生產性服務業占比滯后的內在機理，并基于我國2004-2017年省際分行業數據進行了實證檢驗。與現有文獻相比，本文的貢獻在于，從偏向型開放、財政分權制度的視角研究我國生產性服務業發展相對滯后的原因，為探尋高質量發展階段下加快生產性服務業發展提供了一個新視角。本文剩余部分的結構安排如下：第二部分基于統計數據考察偏向型開放政策與生產性服務業發展滯后之間的關系;第三部分探討偏向型開放條件下財政分權引發生產性服務業發展滯后的理論邏輯，并提出理論假說;第四部分為經驗檢驗;第五部分為結論與啟示。

二、特征事實與理論機制解析

本部分在設計出偏向型開放測算指標的基礎上，直觀地考察偏向型開放與生產性服務業占比波動的聯動關系，隨后基于特征事實開展理論機制的解析。

（一）偏向型開放的測算

由于本文在經驗檢驗部分把偏向型開放界定為生產性服務業部門開放度長期低于制造業部門開放度，并且引發經濟資源更加青睞制造業部門的狀態，因此在測度偏向型開放的過程中，必須考察兩大領域開放度的差異。我們運用貿易依存度測算方法以及根據《外商投資產業指導目錄》對國民經濟相關行業和產品的具體政策測算外資自由化水平的方法，同時兼顧了市場開放“結果”和政策“源頭”兩方面的因素，進而測算偏向型開放。具體而言，分別運用“生產性服務貿易總額/生產性服務業增加值”“生產性服務業FDI/生產性服務業增加值”以及《外商投資產業指導目錄》行業得分3種方法測算出生產性服務業開放度的三個指標，進而運用熵值法把3個指標合并為一個指標，得到綜合的生產性服務業開放水平。隨后，運用類似的方法得到綜合的制造業開放水平。最后，用制造業開放度除以生產性服務業開放度，獲得偏向型開放程度。

首先，我們分別從貿易和直接投資兩個層面計算各行業（包括生產性服務業和制造業）的開放度，并且以服務貿易這一維度為例說明具體的開放度測算方法，在測算過程中通過兩個步驟對傳統度量開放度的方法進行改進：第一步，我們用“生產性服務貿易總額/生產性服務業增加值”替代“生產性服務貿易總額/GDP”這一傳統指標。第二步，考慮到用“生產性服務貿易總額/生產性服務業增加值”的計算結果可能會受到突發性因素的干擾而出現較大的變動甚至上下波動，而一國的開放度實際上是一個較為平緩的變動過程，因此，為了避免測算結果的異常波動，我們采用了3年移動平均法。通過上述方法，我們還可以分別測算生產性服務業領域直接投資開放度、制造業領域貿易開放度以及制造業領域投資開放度。

其次，我們借助于《外商投資產業指導目錄》計算各行業（包括生產性服務業和制造業）的開放度。為此，我們在孫浦陽等（2015）測算外資自由化方法的基礎上作了進一步的改進，分別測得生產性服務業部門的開放度和制造業部門的開放度。具體而言，根據《外商投資產業指導目錄》對國民經濟所有行業和產品劃分為鼓勵、限制、禁止和未注明總計4類政策，分別對4類政策賦分為0分（禁止）、1分（限制）、2分（未注明）和3分（鼓勵），分值越高，表明某一子行業的開放度越高。由于《外商投資產業指導目錄》并未給出類似于國民經濟行業分類的明確行業劃分標準，我們從國民經濟行業分類3位碼出發，采用手工匹配的方法與《外商投資產業指導目錄》進行對接，并且借鑒孫浦陽等（2015）的方法，如果國民經濟行業3位碼行業中存在至少一個產品或子類行業被設定為禁止、限制和鼓勵，那么我們將其定義為受到禁止、限制和鼓勵的行業，如果沒有匹配信息的行業則被定義為未注明行業。隨后，根據先前的賦分原則以及3位碼行業在禁止、限制、未注明以及鼓勵4種情形中的歸屬結果，開展綜合得分的計算。基于上述方法，我們得到了2位碼行業的開放程度，依此類推，我們分別得到了生產性服務業部門和制造業部門的開放度水平。在尚未發布新目錄的年份，我們以前面最近年份的《外商投資產業指導目錄》代替。

最后，我們基于貿易維度、直接投資維度以及《外商投資產業指導目錄》維度計算出的生產性服務業開放度，運用熵值法計算出綜合的生產性服務業開放度;類似地，我們得到綜合的制造業開放度。最后，用綜合的制造業開放度除以綜合的生產性服務業開放度，得到偏向型開放程度。

（二）生產性服務業占比與偏向型開放的關系

下頁圖1是根據中國的國家層面數據繪制出的偏向型開放程度與生產性服務業占比（即生產性服務業增加值占GDP的比重）的同步變化情況。不難發現，1997-2017年偏向型開放程度呈現先上升后下降的特征，而且在19972001年期間的上升趨勢較為平緩，在2001-2003年期間的上升速度加快，并且在2003年達到了樣本期間的頂峰。我們對此的理解是，1997-2001年我國正處于積極加入WTO的沖刺階段，為了能夠實現與國際市場的對接，中國政府不斷加大制造業和服務業的開放力度。由于我國的制造業總體而言具有低成本優勢，而服務業的競爭力則相對薄弱，因此，制造業開放度比服務業開放度提升得更快，偏向型開放的特點已經形成。中國于2001年正式加入WTO，為了順應相關協議的要求，中國關稅進一步降低，非關稅壁壘也有所削減，制造業進一步開放，同時由于5年過渡期的緣故，服務業市場的開放并未一步到位，而是得到了較大力度的保護，由此使得偏向型開放的特征更加明顯。從2003年開始，隨著5年過渡期的臨近和結束，制造業進一步開放的空間收窄，而服務業的開放則進一步推進，由此使得中國的偏向型開放特征趨于緩解。

與偏向型開放的變動特征形成鮮明對比的是，中國生產性服務業占比經歷了幾乎相反的變動。1997-2003年中國生產性服務業占比出現了微弱的下降，并且于2003年下降到一個低點，隨后又從2003年緩慢上升至2017年的20.4%。很顯然，生產性服務業占比在樣本期間內的變動方向與偏向型開放程度的變動方向呈反向運動關系。而且即使生產性服務業占比在過去的十多年中有所上升，但是依然極低，即生產性服務業發展滯后的特點明顯。

由于本文旨在研究偏向型開放與財政分權的聯合作用對生產性服務業發展滯后的影響，因此我們基于2004-2017年中國省級層面生產性服務業分行業數據計算出生產性服務業占比，同時計算出省級層面的偏向型開放程度與財政分權的乘積項，進而繪制出圖2，以便考察偏向型開放與財政分權的聯合作用與4類生產性服務業占比之間的關系①。其中，圖（2a）中的財政分權指標是基于“各省預算內人均本級財政支出/中央預算內人均本級財政支出”計算而得;圖（2b）中的財政分權指標是基于“各省預算內人均本級財政收入/中央預算內人均本級財政收入”計算而得。

無論對于圖（2a）還是圖（2b）而言，偏向型開放與財政分權的聯合作用都與生產性服務業占比呈現明顯的負相關關系，這表明在現有財政分權制度的條件下，偏向型開放程度的提高會導致生產性服務業占比趨于下降，而偏向型開放程度的下降則有助于提高生產性服務業占比，即有利于扭轉生產性服務業發展滯后的格局。

（三）理論機制解析

在偏向型開放條件下，制造業部門的開放度高，相對應的資源跨國流動異常頻繁，制造業企業能夠根據自身的稟賦條件積極定位于全球價值鏈的特定環節，在融入全球價值鏈的過程中通過干中學、競爭效應和上下游聯系等豐富的渠道分享全球經濟增長的盛宴。與此同時，偏向型開放卻未能給生產性服務業部門提供等同于甚至接近于制造業部門的外部經濟環境和政策機遇，該部門面臨的“孤島經濟”主要依靠國內市場甚至本土市場消化產品供給（劉志彪，2011），加上生產性服務業部門的運營過程難以像制造業產品的生產流程一般把服務品的提供過程切割成眾多環節，難以通過融入全球價值鏈的特定環節充分地參與國際分工，成為全球經濟增長受益者的難度較大。此外，由于我國的生產性服務業處于受到保護的市場環境之中，企業的競爭壓力較小，由競爭效應所催生的產業高質量發展的發生機制難以實現，生產性服務業無法呈現爆發式增長。

正因為如此，兩個部門面臨的不同境況為地方政府的產業發展提供了取舍邏輯。地方官員為了能夠通過凸顯當地經濟指標進而推動自身進入政治晉升通道，自然會選取有利于在短期內推動地方經濟增長的制造業作為主導產業（傅勇，2010），并且通過財政分權制度賦予地方政府的資源配置權力把各種經濟資源（包括土地、稅收和融資等）以及科技資源（包括創新補貼和人才引進政策等）匯聚于制造業，資源的有限性決定了生產性服務業成為被政策“排擠”的產業。不僅如此，偏向型開放所引發的生產性服務業開放度不足會阻礙我國本土服務業從國外服務業跨國公司獲取技術溢出。盡管從理論上來說，生產性服務業領域開放度的提高會促使服務業資源的內外雙向流動，但是由于目前我國服務業創新水平和經營理念依然落后于發達國家，缺乏在全球范圍內具有重大影響力的“引領性”服務業企業，更缺少在全球價值鏈體系中擁有超強話語權的領頭企業，所以服務業領域實際上以國外向國內單向技術溢出為主。Poeschl、Foster-Mcgregor和Stehrer（2016）的研究發現，發展中國家服務業在開放的過程中能夠較多地從發達國家獲得技術溢出，而反向溢出則不顯著。既然偏向型開放在客觀上阻礙了我國本土服務業從外部獲取技術外溢，那么地方政府在制造業部門和生產性服務業部門中進行資源投入的邊際收益可能存在差異，當制造業部門的邊際收益高于生產性服務業部門的邊際收益時，邊際收益的絕對差異會促使地方政府運用財政分權措施在兩個部門之間進行資源的“理性”配置，“棄車保帥”策略會導致生產性服務業部門在資源分配問題上成為被邊緣化的部門，由此導致生產性服務業部門發展滯后。

更進一步地，在偏向型開放條件下，財政分權不僅會導致生產性服務業發展滯后，而且還會引發生產性服務業內部結構的扭曲。地方政府在運用財政分權制度對經濟增長目標“通盤考慮”的過程中，會基于“理性人”的邏輯對不同的領域實施差異化的措施（Gilbert&Picard，1996），不同行業從財政分權制度中的真實獲益迥異（Yushkov，2015）。從生產性服務業的內部結構來看，偏向型開放條件下的地方政府在運用財政分權制度對經濟增長目標“通盤考慮”的過程中，會對生產性服務業各行業的支持力度進行甄別，不同特性的生產性服務業會得到完全不平等的財政支持。

具體而言，按照各行業的外部經濟效應強弱程度，可以把生產性服務業劃分為強外部經濟效應生產性服務業（以下簡稱為強外部性生產性服務業）和弱外部經濟效應生產性服務業（以下簡稱為弱外部性生產性服務業）。由于強外部性生產性服務業具有明顯的外部經濟效應，與上下游產業之間的關聯度較大，尤其在生產性服務業作為一種重要的中間要素投入時，對其下游產業的發展能夠形成極其重要的支撐作用，與其他產業之間形成較長的價值鏈，最終對整個經濟部門的發展產生較大的作用，對GDP增長的貢獻也較大，而這一點恰恰是地方政府所期待的。在此情形下，由于偏向型開放格局的存在，生產性服務業原本獲得較小的資源份額在生產性服務業內部再次分配時則會傾向于強外部性生產性服務業部門。與此相反，弱外部性生產性服務業與上下游產業之間的關聯度較小，由此形成的產業鏈較短，難以對其他部門產生積極的推動作用，對GDP增長的貢獻較小，地方政府在生產性服務業內部再次分配資源時則會削減弱外部性生產性服務業部門的資源，由此在客觀上抑制弱外部性生產性服務業的發展。因此，偏向型開放條件下的地方政府通過對生產性服務業內部各行業進行資源再配置，生產性服務業各行業獲得的資源呈現非平衡狀態，生產性服務業的內部結構容易發生扭曲。

基于上述分析，可得到如下基本命題。

（1）在偏向型開放條件下，財政分權制度會推動地方政府基于“GDP錦標賽”的考慮把資源配置于開放度較高的制造業部門，開放度較低的生產性服務業部門由于受到資源配置的“歧視”而發展滯后。

（2）對生產性服務業部門原本所獲得的較小資源份額進行二次分配時，偏向型開放條件下的財政分權制度增強了地方政府在強外部性生產性服務業部門配置資源的意愿，同時削弱了地方政府在弱外部性生產性服務業部門配置資源的動力，由此造成了生產性服務業發展滯后的結構扭曲。

三、經驗檢驗

（一）計量模型構建

根據上文的理論分析，我們把偏向型開放、財政分權以及兩者的交互項作為核心解釋變量納入計量模型，同時，為了確保核心解釋變量盡可能地外生以及根據計量模型的“一般性”原則，我們根據生產性服務業增長的特點納入了人力資本、基礎設施、市場化程度以及制造業發展水平等控制變量。有必要指出的是，本文的被解釋變量為包含省份（i）、行業（j）和時間（t）3個維度的變量，如此處理的好處主要在于兩點：其一，增加了樣本的觀測值，增強了經驗檢驗結果的穩健性;其二，可以通過設置不同行業的虛擬變量研究偏向型開放與財政分權對生產性服務業發展滯后的結構變動特征。本文構建的計量模型如下：

（二）變量說明與數據來源

1.生產性服務業占比Service對服務業增長的指標目前主要包括服務業增加值、服務業增加值占GDP的比重以及服務業勞動生產率3類（顧乃華，2011），這3類指標的聚焦點有所側重，服務業增加值主要反映服務業總量規模的增長，體現了服務業絕對意義上的擴張速度;服務業增加值占GDP比重主要揭示服務業部門在整體經濟部門中的相對增速，體現了服務業在經濟系統結構中的地位;服務業勞動生產率則側重于服務業部門技術水平的變化（唐保慶和宣燁，2016）。由于本文聚焦于生產性服務業這一類更為細微行業的發展問題，因此本文以生產性服務業增加值占GDP比重這一指標作為被解釋變量。而且，根據現有研究的分類和數據的可獲得性，本文的生產性服務業包含交通運輸、倉儲和郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，金融業，租賃和商務服務業，以及科學研究、技術服務和地質勘查業這五大類。該指標所用數據來源于歷年各省份的《統計年鑒》。

2.偏向型開放Biased_Openl。偏向型開放指標的測算方法已經在本文的第二部分有詳細闡述，而且考慮到省際層面的服務貿易數據暫時無法獲得，因此本文在實證研究部分僅僅從外商直接投資的維度和《外商投資產業指導目錄》行業得分的維度測算偏向型開放的程度。該指標所用數據來源于各省份的《統計年鑒》和本文樣本期間所對應的《外商投資產業指導目錄》。

3.財政分權Fiscal財政分權程度反映了地方政府財政支配裁量權的大小和自由度，為了相對全面地刻畫財政分權的全貌，我們分別選取支出分權（EFD）和收入分權（IFD）作為財政分權的度量指標。我們借鑒傅勇（2010）的做法，支出分權以“各省預算內人均本級財政支出/中央預算內人均本級財政支出”表示，收入分權以“各省預算內人均本級財政收入/中央預算內人均本級財政收入”表示。該指標所用數據來源于《中國統計年鑒》和各省份《統計年鑒》。

4.人力資本Humanl由于生產性服務業是脫離于制造業，并且反過來對制造業形成技術支持和智慧投入的專業化行業，內含于其中的創意、智慧和知識是構建生產性服務業核心競爭力的關鍵要素，因此人力資本的投入水平在很大程度上影響生產性服務業的發展水平。發達國家的經驗也表明，豐裕的人力資本是推動生產性服務業快速增長以及技術升級的重要因素（Dias et al，2014）。本文在此選取就業人員平均受教育年限法計算人力資本，設定小學教育為6年，初中為9年，高中和中專為12年，大專及以上為16年。該變量所用數據來源于歷年《中國人口（和就業）統計年鑒》。

5.基礎設施水平infrastructurel。盡管生產性服務業本身是構成無形基礎設施的重要組成部分，但是其自身發展也需要相應的基礎設施作為支撐。而且，生產性服務業所需要的基礎設施通常是以網絡、信息、物流和公共服務為代表的無形基礎設施，因而我們以網絡普及率反映基礎設施水平。必須說明的是，網絡普及率所蘊含的信息技術服務業部分服務于生產者，即在一定程度上也屬于生產性服務業，因此該指標具有一定程度的內生性。考慮到非核心解釋變量所具有的內生性并不會破壞核心解釋變量在估計中的效果，因此本文以此指標表征基礎設施水平。該變量所用數據來源于《新中國六十年統計資料匯編》和各省份歷年的《統計年鑒》。

6.市場化程度Marketl各類資源能夠配置于生產性服務業領域的創新系統是提升其競爭力進而提高其在國民經濟中占比的重要條件，市場化程度的提高能夠對創新資源進行高效的配置。目前學術界較為廣泛地運用《中國市場化指數》系列報告所提供的市場化程度指標，考慮到該系列報告中的有關指標在跨年度的測算方法上有所調整，而且該系列報告提供的數據無法覆蓋本文的樣本期間，因此本文借鑒蔣殿春和張宇（2008）的方法，選取非國有企業和非集體企業從業人員數占勞動力總人數的比例來表示市場化程度。該變量所用數據來源于各省份歷年的《統計年鑒》。

7.制造業發展水平Manufactut'ei盡管制造業與服務業隨著社會分工的不斷深化而在空間上得以分離，但是兩者在價值鏈上的內在聯系決定了制造業與服務業（尤其是生產性服務業）存在著互動發展關系，因此，制造業的發展能夠從中間服務需求層面和設備供給層面同時對服務業增長形成支持。需要說明的是，對于某一個服務業企業而言，除了當地的制造業企業與之發生業務聯系以外，其他地區的制造業也會隨著與該服務業企業之間空間距離的加大而與之產生逐漸弱化的聯系，所以必須同時考慮服務業企業所在地區和其他地區的制造業發展水平。為此，我們根據Hansen（1959）的建議通過距離調整與服務業企業發生聯系的制造業規模，并且設計出制造業規模的計算方法如下：

（三）檢驗結果與分析

1.偏向型開放與財政分權影響生產性服務業發展的基準回歸

由于我們主要關注偏向型開放與財政分權的聯合作用對生產性服務業發展滯后的影響，因此將重點考察“偏向型開放×財政分權”這一交互項的正負號和顯著性水平。從理論上來說，交互項與形成交互項的單獨變量之間可能存在較高的相關性，并引起計量模型的多重共線性，我們對此作了“去中心化”處理。回歸結果如下頁表1所示。

表1的回歸結果（1）-（4）顯示，偏向型開放對生產性服務業占比提升的影響為負，這與我們的預期完全吻合。偏向型開放意味著生產性服務業相比于制造業而言開放度更低，能夠從國際市場中獲得的發展機遇更少，從國際價值鏈和國際經濟活動中獲得的技術溢出偏少，其發展容易受到阻礙。回歸結果還顯示，“偏向型開放×財政分權”的回歸系數顯著為負，這在（1）-（4）中全部成立，說明偏向型開放與財政分權的聯合作用對生產性服務業占比的提升產生了明顯的阻礙作用，是引發服務業發展滯后的重要因素。上述研究結論在增加控制變量和考慮不同的固定效應情形下均成立，結果較為穩健。

正如前文所述，本文以支出分權（EFD）和收入分權（IFD）兩個指標反映財政分權的程度，為了進一步考察回歸的穩健性，我們以收入分權代替支出分權，以收入分權作為財政分權程度的指標，回歸結果如表1的（5）所示。研究結果表明，偏向型開放對生產性服務業占比提升的影響依然為負，“偏向型開放×財政分權”的回歸系數依然顯著為負，表明偏向型開放與財政分權的聯合作用引發生產性服務業發展滯后是顯著而穩健的經濟邏輯。

2.偏向型開放與財政分權影響生產性服務業發展的穩健性檢驗

從理論上來說，偏向型開放不僅會影響生產性服務業的占比，而且生產性服務業占比所蘊含的生產性服務業發展滯后也可能會影響一個國家的服務業開放水平，進而影響偏向型開放的程度，這種雙向因果關系會帶來計量模型的內生性問題。因此，我們以偏向型開放的滯后一期項和滯后二期項作為其工具變量。同時，對于“偏向型開放×財政分權”而言，我們同樣運用該交互項的滯后一期和滯后二期項作為工具變量。為了得到較為穩健的回歸結果，我們分別采用了OLS估計和2SLS估計方法，回歸結果如下頁表2所示。

表2的結果表明，無論運用支出分權還是收入分權作為財政分權制度的指標，偏向型開放與財政分權的協同效應都顯著阻礙了生產性服務業占比的提升，對生產性服務業發展的阻礙作用明顯，這與OLS估計的結果一致。

接下來，我們進一步從行業維度尋找偏向型開放的工具變量。在5個生產性服務行業的范圍內，我們以行業i以外的其他4個行業的偏向型開放程度的平均值作為行業i偏向型開放程度的工具變量（下文簡稱“N-1法”）。從理論上來說，雖然每個生產性服務行業所面臨的偏向型開放程度都有差異，但是相互之間都存在相關性，因此該內生變量與其工具變量滿足相關性的要求。此外，行業i的增加值占GDP的比重不會影響其他生產性服務行業的偏向型開放水平，滿足工具變量的外生性要求。回歸結果如表3所示。

表3的回歸結果顯示，偏向型開放顯著抑制了生產性服務業的發展，在5%水平上顯著。偏向型開放與財政分權制度的協同效應同樣阻礙了生產性服務業的發展，制約了生產性服務業占GDP比重的提升。該結論不僅與控制變量的增減無關，而且與財政分權指標的選取也無關。可見，本文上述關于偏向型開放及其與財政分權的協同效應對生產性服務業發展滯后的影響存在穩健的研究結論。

3.偏向型開放與財政分權影響生產性服務業發展的異質性分析

為了揭示偏向型開放與財政分權對生產性服務業各行業影響的異質性，我們對5個生產性服務行業單獨進行回歸分析，并且根據伍德里奇（2007）的建議給出標準化回歸系數，以便對各行業進行直接比較。分別以支出分權和收入分權表征財政分權的回歸結果如表4和下文表5所示，而且表4和表5的回歸結果都是基于2SLS方法得到，工具變量的選取類似于前文的處理方法，為內生變量的一期滯后項和二期滯后項。

從表4的回歸結果來看，偏向型開放對生產性服務業各行業的影響均顯著為負，表明偏向型開放是生產性服務業發展過程中的不利因素，財政分權制度對各行業的影響為負，但沒有通過顯著性檢驗。我們最為關注的“偏向型開放×財政分權”這一交互項前面的系數都無一例外地顯著為負，即偏向型開放與財政分權的聯合作用進一步不利于生產性服務業各行業的發展。不僅如此，通過對標準化系數的比較不難發現，偏向型開放與財政分權的聯合作用對生產性服務業各行業的影響存在行業異質性，金融業以及科學研究、技術服務和地質勘查業這兩個行業的發展受到偏向型開放與財政分權聯合效應的負面影響較大，交通運輸、倉儲和郵政業，租賃和商務服務業以及信息傳輸、計算機服務和軟件業受到偏向型開放與財政分權聯合效應的負面影響相對較小。金融業之所以受到偏向型開放與財政分權聯合作用的負面影響最大，可能與自身的經濟外部性較弱有關系，這在下文中會做進一步分析。科學研究、技術服務和地質勘查業之所以受到偏向型開放與財政分權聯合作用的負面影響也較大，可能的原因在于該行業的發展周期較長，無法對經濟增長產生迅捷的貢獻，因此難以得到地方政府的青睞，進而該行業的發展通過財政分權渠道受到了遏制。從政策含義來說，生產性服務業各行業的快速發展都依賴于偏向型開放政策的扭轉，服務業市場的進一步開放有助于推動生產性服務業的快速增長。

為了全面揭示偏向型開放與財政分權對生產性服務業發展的影響，本文以收入分權表征財政分權的回歸結果如下頁表5所示。表5的回歸結果與表4的回歸結果較為吻合，即偏向型開放對生產性服務業各行業的發展產生了顯著的不利影響，財政分權的影響為負，但沒有通過顯著性檢驗。最為重要的是，偏向型開放與財政分權的聯合作用對生產性服務業各行業的發展都顯著為負，與表4的回歸結果完全一致。其中，金融業以及科學研究、技術服務和地質勘查業受到上述聯合作用的影響最大，這一點也與表4完全一致。與表4不一致的是，信息傳輸、計算機服務和軟件業的發展受到偏向型開放與財政分權聯合作用的影響大于交通運輸、倉儲和郵政業以及租賃和商務服務業。通過綜合比較發現，表4和表5研究結果的吻合度較高，這也證明了研究結果的穩健性。

4.進一步分析

前文的研究僅僅發現偏向型開放與財政分權的聯合作用會顯著抑制生產性服務業的發展，那么這種聯合作用是否會改變生產性服務業的內部結構呢？此外，偏向型開放與財政分權之間在產生協同效應的同時，兩者之間是否存在某種獨特的聯系？具體而言，財政分權是否會強化偏向型開放的程度，進而加劇上述協同效應？這些問題是本部分需要進一步探討的重點。

（1）偏向型開放與財政分權對生產性服務業結構變動的影響

依據前文理論分析發現，偏向型開放與財政分權的聯合作用不僅加劇了生產性服務業整體發展滯后，而且還會引發生產性服務業內部結構發展的不均衡。為此，我們以經濟外部性強弱為指標對生產性服務業內部不同行業進行分類，即“強外部性行業”和“弱外部性行業”。由于學術界大多把生產性服務業作為一種重要的中間投入品而開展了深入的研究，我們關注的也是生產性服務業作為要素投入所產生的經濟外部性，因此選擇產業的感應度系數作為外部性的衡量指標。運用投入產出表計算出生產性服務業各行業對其他行業的感應度系數，某一行業的感應度系數越大，表明該行業的經濟外部性越強，地方政府對該行業的發展可能越重視。借助于2002年、2007年和2012年各省份投入產出表的計算發現，在生產性服務業5個行業中，各省份的金融業對其他行業的感應度系數最小，這在樣本省份中具有共性，而其他4個行業的感應度系數排名則在不同省份有一定的差異，缺乏統一的規律，因此我們把金融業作為“弱外部性行業”，其他4個行業作為“強外部性行業”。從理論上來說，金融業在為各行業提供融資的過程中理應具有較高的外部性，然而中國的特殊國情卻決定了金融業的經濟外部性較弱。首先，銀行在確定融資對象的過程中會受到企業所有制歧視的影響，即銀行更加傾向于為國有企業或者集體企業提供貸款，而民營企業尤其是小微企業獲得貸款的難度較大，這自然降低了金融業的經濟外部性。其次，銀行在審核貸款的過程中會關注企業的創新能力和盈利能力，而我國眾多企業由于受到創新環境不佳和企業短視行為的影響，嚴重缺乏引領性和突破性創新，通常開展跟隨性和模仿性創新，這就降低了銀行給予貸款的意愿，造成金融業的經濟外部性較弱。最后，隨著第三產業比重的上升，服務業企業數量在所有企業數量中的比重穩步提高，而服務業企業往往缺乏必要的固定資產作為融資抵押，導致銀行的放款意愿不高，進而促使金融業的經濟外部性降低。我們隨后以“強外部性行業”作為參照組，對金融業設置虛擬變量D，進而構建交互項“偏向型開放×財政分權×D，回歸結果如表6所示。

回歸結果表明，偏向型開放對生產性服務業占比的影響依然顯著為負，財政分權對生產性服務業占比的影響不顯著，“偏向型開放×財政分權”的回歸系數也是顯著為負，這與上文的研究結果相一致。“偏向型開放×財政分權×D的回歸系數顯著為負，這表明偏向型開放與財政分權的聯合作用對生產性服務業發展滯后的影響在金融業領域表現得尤為突出，導致金融業的發展滯后更加明顯，隨之引起的結果是生產性服務業的內部結構發生了不利于金融業發展的演變。從理論上來說，金融業能夠優化資源在經濟部門之間的配置，對其他產業產生極其重要的影響，但是由于我國的金融機構在發放貸款的過程中會充分考量企業的所有制、企業的還款能力和固定資產擁有量等諸多“身份”標簽，對小微企業發放的貸款十分有限，這導致金融業對其他產業的感應度系數相對于其他4個生產性服務業而言較小。由此，在偏向型開放和財政分權的聯合作用下，金融業在所有生產性服務業中的相對地位可能趨于下降。

以收入分權（IFD）代替支出分權（EFD）的回歸方案揭示了同樣的結果，即偏向型開放和財政分權的聯合作用促使生產性服務業的內部結構發生了顯著的變化，金融業在生產性服務業中的相對地位有所下降。

（2）對偏向型開放與財政分權關系的探討

上述研究已經表明，偏向型開放與財政分權的聯合作用會引發生產性服務業發展滯后，并且對生產性服務業的內部結構變動也產生了顯著的影響，導致生產性服務業內部的個別行業受到了更為嚴重的遏制。實際上，財政分權與偏向型開放不僅會產生上述聯合作用，而且財政分權也會強化偏向型開放的程度，進而加劇上述聯合作用。具體而言，由于制造業與服務業在國家政策意義上的開放度存在客觀的差異，即在“政策維度”偏向型開放客觀存在的情形下，財政分權賦予地方政府較高的資源支配自主權，地方政府出于在“GDP錦標賽”中脫穎而出的考慮，可能會在主觀上把更多的工作精力投入制造業部門，包括制造業部門的海外招商引資活動和國際貿易活動等，而在服務業部門的對外拓展工作中則缺乏足夠的熱情，這就導致地方政府在執行政策的過程中形成了“執行維度”的偏向型開放。簡而言之，財政分權制度可能引發“執行維度”的偏向型開放，這會加劇財政分權與偏向型開放的聯合作用對生產性服務業發展滯后的影響。為了檢驗財政分權對偏向型開放的影響，我們做了分年度的量化研究，運用各省份的截面數據對兩者進行回歸分析，結果如表7所示。

從回歸結果可以看出，無論用支出分權還是用收入分權來表征財政分權制度，在2004-2017年期間，前3年的回歸結果都不顯著，但是從2007年開始，后續年份的回歸結果都是顯著的。也就是說，在樣本期間內的大部分年份都存在顯著的財政分權引發“執行維度”偏向型開放的現象，這對于生產性服務業發展滯后形成了助推作用。

四、研究結論與政策啟示

生產性服務業發展的滯后狀態是我國產業結構不甚理想的一個典型縮影，同時也阻礙了中國產業結構的優化和經濟的戰略轉型，如何轉變這一狀態已經成為關乎我國經濟可持續發展和進一步提升經濟發展質量的重大現實問題。本文研究了偏向型開放與財政分權的聯合作用引致生產性服務業發展滯后的理論機制，進而剖析了兩者聯合作用對生產性服務業發展滯后的結構性影響，得到了以下的結論與啟示。

本文研究發現，偏向型開放對生產性服務業占比產生了明顯的抑制效應，引發了生產性服務業發展的滯后，而且偏向型開放與財政分權的聯合作用進一步加劇了這一滯后狀態。生產性服務業是服務業部門中知識技術密集度較高的行業，其快速發展不僅能夠壯大自身產業，而且還能夠支撐推動其他產業尤其是中高端制造業的發展，生產性服務業因此被賦予了更多的“職責”，應當被置于國家戰略的高度加以對待。然而，我國生產性服務業卻長期處于滯后發展狀態，難以對中高端制造業發展形成有效的支撐和引領，既不利于我國“十三五”期間“穩增長、調結構”經濟目標的實現，也不利于我國產出結構由中低端向中高端的順利轉變。

本文研究還發現，偏向型開放與財政分權的聯合作用對生產性服務業的結構變動產生了顯著影響，即兩者聯合作用更加不利于弱外部性生產性服務業占比的提高。本文的測算結果顯示，金融業是5類生產性服務業中經濟外部性最弱的行業，偏向型開放與財政分權的聯合作用對生產性服務業發展滯后的影響在金融行業中表現最為明顯，在科學研究、技術服務和地質勘查業中表現次之。從理論上來說，金融業的融資功能決定了它應當與其他行業聯系緊密，對其他行業發展的支持作用也是難以替代的。然而，由于我國金融業在發放貸款過程中存在企業所有權偏好、企業規模偏好以及與政府部門的裙帶聯系，在此背景下，即使一些成長潛力大的民營企業、規模小企業也往往難以獲得貸款，這在客觀上導致金融業的經濟外部性較弱，且在一定程度上導致地方政府對不同行業的經濟外部性強弱程度產生誤判。因此，無論從生產性服務業發展的內部結構而言，還是從金融業的外部經濟效應角度來看，地方政府都應采取適當的措施來推動金融業發展，以優化生產性服務業內部結構，提升經濟增長績效。盡管科學研究、技術服務和地質勘查業的發展周期較長，但其對國家科技水平、創新能力的提高影響深遠。此外，由于這些行業應用范圍的延展性特征，故其對其他行業技術進步和生產率提升作用較為明顯。從長遠考慮，地方政府應充分認識科學研究、技術服務和地質勘查業的特殊性以及對其他行業的正向外部性，采取必要的推進措施，引導更多資源流入科學研究、技術服務和地質勘查業。

此外，對財政分權與偏向型開放之間關系的研究發現，財政分權制度會促使“政策維度”的偏向型開放上升為“執行維度”的偏向型開放，引起偏向型開放程度的加劇，這對于生產性服務業發展滯后狀態的形成產生了推波助瀾的作用。

從政策層面來看，財政分權制度已為我國經濟高速增長提供了效果明顯的激勵機制，在短期內，國家在沒有其他更為有效的制度出臺之前，財政分權制度仍可能繼續實施。鑒于此，為了扭轉生產性服務業發展的滯后狀態，可以從偏向型開放這一維度采取相關措施，為本土生產性服務業發展提供更加廣闊的市場空間，獲取更多的外部資源支持。首先，進一步提高服務業開放度，開放更多服務業領域，為服務業領域資源的自由流動提供便利。從最近幾年服務業的開放政策變化來看，我國在市場準人方面的限制已大幅減少，國民待遇方面的自由化進展更加明顯。盡管如此，服務業開放的改革環境還需進一步優化。例如，海運服務市場中規定外資不得超過合資企業注冊資本的49%，董事會主席和總經理應當由中方認命等，這些規定都還有進一步修改的空間。可以借鑒上海自貿區、廣東自貿區服務業改革的成功經驗，在國內更大范圍內實施服務業領域的“負面清單”制度。其次，在繼續促進生產性服務業規模擴大的基礎上，推動生產性服務業部門的均衡發展。近年來，我國的生產性服務業規模穩步上升，但是一個生產性服務業強國應當堅持規模發展和結構優化并重，生產性服務業的絕對規模和占GDP的比重是基礎，生產性服務業的結構優化是發展的方向。為此，中央政府和地方政府都可以有針對性地推出政策法規，避免地方官員以“GDP錦標賽”為導向，過度發展易于產生GDP貢獻的生產性服務業，而忽視能對經濟發展以及國民福利帶來長遠效益的生產性服務業部門。最后，根據行業特點明確生產性服務業的重點發展領域。地方政府對待生產性服務業應當堅持長遠收益和可持續發展的原則，例如，對于科學研究、技術服務和地質勘查業這一類型的生產性服務業，應當根據此類行業周期長、投入大和見效慢的特點，持續地給予政策支持。