營商環境質量如何影響制造業服務化？

祝樹金 張鳳霖 王梓瑄

摘 要：從人力資本積累效應和融資約束緩解效應闡釋了營商環境質量影響制造業服務化的機制，并結合我國2008-2013年市場化數據與中國工業企業數據庫的匹配數據構建企業維度的面板計量模型進行實證檢驗。研究表明，優化營商環境對企業制造業服務化轉型具有顯著的促進效應，而人力資本積累和融資約束緩解發揮了重要的中介作用;異質性分析發現，因企業出口行為、所有制類型、所屬行業及地區的差異，營商環境質量改善對企業制造業服務化轉型具有不同的影響效應。研究結論為持續提升營商環境質量，推動制造業高質量發展提供了重要的政策啟示。

關鍵詞：營商環境質量;制造業服務化;人力資本積累效應;融資約束緩解效應

一、引言

我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。一方面，優化營商環境，構建市場化、法制化、國際化生產經營環境，是促進經濟高質量發展的主要抓手。在放寬市場準入、精簡行政審批、加快知識產權保護制度建設和強化監督檢查【 資料來源：中華人民共和國中央人民政府，http：//www.gov.cn/zhengce/content/2018-11/08/content_5338451.htm。】等眾多舉措下，中國營商環境得到了極大改善。根據世界銀行發布的《2020年營商環境報告》，在全球190個經濟體中，中國營商環境質量排名位居第31位，相較于2019年上升了15位;連續兩年成為全球營商環境改善幅度最大的十大經濟體之一。另一方面，在大數據、云計算、物聯網等新一代信息技術應用日益廣泛與深入的背景下，全面深刻理解制造業高質量發展內涵，是加快構建經濟發展新格局，推動質量發展的重要依托。楊虎濤（2020）認為“質”是制造業發展的重要“引擎”，制造業與服務業的深度融合為實現制造業“質”的提升提供了有益思路。制造業服務化作為制造業與服務業融合發展的新型產業形態，能夠有效加快制造業轉型升級，提高制造業發展質量。值得注意的是，雖然我國制造業發展已經深度嵌入全球價值鏈，但大多數企業仍處于價值鏈低端，制造業服務化水平遠低于發達國家。因此，隨著德國“工業4.0”戰略、以美國為代表的發達國家的“制造業回歸”戰略的實施，中國制造業企業亟需通過服務化戰略突破“低端鎖定”困境，推動制造業企業向價值鏈中高端攀升，實現中國經濟“量”與“質”的雙提升。在此背景下，研究我國如何通過優化營商環境，推動企業制造業服務化進程，對提高我國全球價值鏈分工地位，實現“中國制造”戰略目標具有重要的現實意義和理論借鑒。

與本文研究最密切相關的文獻主要涉及營商環境質量與制造業服務化等研究主題。首先，關于營商環境質量的研究主要集中在以下兩個方面：一是營商環境質量指標的測算。現有研究主要從制度質量、市場化進程、貿易便利化等方面對其進行測度（Knack和Keefer，1995;Acemoglu等，2001;魏婧恬等，2017;劉斌等，2019）;此外，董志強等（2012）基于世界銀行公布的營商環境調查數據進行了綜合測算;徐現祥等（2019）以商事制度改革為出發點，從工商營業執照、各類許可證、市場監管和互聯網+政府服務四個維度構建營商環境質量評價指標。二是營商環境質量的影響效應研究。從宏觀層面來看，營商環境質量通過促進生產性私人投資和增加創業活動兩個方面推動區域經濟發展（董志強等，2012）;夏后學等（2019）研究認為優化營商環境對消除企業尋租影響、促進市場創新有積極作用;劉斌等（2019）基于貿易便利化視角，分析營商環境對提高全球價值鏈參與程度的影響。從微觀層面來看，營商環境質量對技術創新、生產效率以及企業績效等方面具有正向影響。Acemoglu等（2007）從制度環境視角，分析營商環境對技術進步的促進作用;徐浩和馮濤（2018）研究表明優化營商環境對技術創新具有顯著的推動作用;魏婧恬等（2017）研究認為營商環境改善有利于企業全要素生產率的提高;許和連和王海成（2018）研究表明優化營商環境有利于降低企業交易成本，推動企業績效水平的提升。其次，關于制造業服務化的研究主要涉及兩個方面：一方面是制造業服務化的驅動因素。現有研究表明以技術創新（Santamaría等，2012）和人力資本（Falk和Peng，2013）為核心的高端服務要素投入有利于制造業服務化轉型，還有學者認為制造業垂直專業化程度、資本構成和創新能力等因素對企業制造業服務化轉型具有推動作用（戴翔，2016）。另一方面是從微觀視角研究服務化對制造業企業的影響。現有研究認為，制造業服務化對企業生產率、企業績效、技術進步和企業出口等方面具有推動作用。Reiskin等（1999）、Grossman和Rossi-Hansberg（2010）研究表明制造業服務化通過提高企業服務要素質量推動企業生產率提升。Fang等（2008）、Eggert（2011）研究表明制造業服務化有利于企業獲得更高的利潤收入;進一步，陳麗嫻（2017）和肖挺（2018）研究認為企業異質性會導致制造業服務化對企業績效產生不同的影響效應。劉維剛和倪紅福（2018）研究發現間接和國外服務化對制造業企業生產技術提高具有促進作用。Lodefalk（2014）發現制造業企業投入服務要素增加將顯著提高企業產品的國際競爭力。還有學者認為制造業服務化有助于企業出口二元邊際的優化（劉斌和王乃嘉，2016）、出口國內貿易增加值的提升（許和連等，2017）和出口產品質量的改善（祝樹金等，2019）。

綜上所述，目前關于制造業服務化影響效應的研究已較為翔實，但鮮有涉及制造業服務化驅動因素的考察，特別是目前缺乏從營商環境質量視角，來研究其對微觀企業制造業服務化的影響。本文可能的邊際貢獻主要包括：（1）研究視角方面。本文關注營商環境質量對制造業服務化的影響，豐富了營商環境影響制造業企業價值鏈攀升的研究。同時，本文從人力資本積累效應和融資約束緩解效應兩方面闡釋了營商環境質量對制造業服務化的影響機制，進一步深化了營商環境質量影響制造業服務化轉型的理解與識別。（2）研究內容方面。本文基于營商環境質量定義詳盡闡述了使用市場化指數作為代理變量的科學性;并綜合運用地區市場化數據與中國工業企業數據庫的匹配數據，實證檢驗了營商環境質量對制造業服務化的影響效應及作用機制，與既有文獻相比更能反映我國區域內部營商環境質量【 世界銀行企業數據庫提供的宏觀營商環境質量數據雖然具有國際可比性，但是其僅考慮了中國北京和上海兩個城市的樣本，而北京和上海作為中國的經濟中心，營商環境質量好是不言而喻的。因此，其存在一定樣本選擇性偏誤。】（張三保等，2020）對企業層面制造業服務化的影響效應。（3）研究結論方面。本文研究表明優化營商環境質量對制造業服務化具有顯著的推動作用，其中人力資本積累和融資約束緩解是主要作用渠道，研究結論對于提高我國區域營商環境質量和促進制造業企業發展具有現實意義。

二、營商環境質量影響制造業服務化的機制分析【 感謝審稿人對本文機制分析提出的有益建議。】

（一）營商環境質量影響制造業服務化的直接作用機制

具有豐富的知識型生產資料和較強抗風險能力的企業可能更傾向于選擇制造業服務化戰略，這是因為制造業服務化不僅能夠提高企業生產效率增加產品數量，而且對提高產品質量與擴大產品范圍也具有積極作用，換言之，制造業服務化更有利于培育企業核心競爭力，提高企業存續能力與盈利能力（陳麗嫻，2017）。企業作為營商環境的微觀個體，其勢必會受到所在區域營商環境質量的影響（鄧悅等，2019）。一方面，制造業服務化是制造業企業在生產過程中對知識密集型服務要素投入的增加，即企業進行服務化轉型需要增加知識、技術、信息等服務要素投入。《優化營商環境條例》指出，優化營商環境有利于構建現代市場體系，促進各類生產要素的自由流動與資源的優化配置。這意味著改善營商環境質量為制造業企業獲得服務要素提供了制度保障，在很大程度上有助于企業進行服務化轉型。另一方面，優化營商環境能夠有效促進不同市場主體公平、有序地參與市場競爭，優化市場結構，調整企業要素投入結構，進而提高制造業服務化水平。王小波和李婧雯（2016）解釋了上述理論，基于2001-2011年投入產出數據進行實證檢驗，表明市場結構失衡將抑制中間服務要素投入結構優化，進而阻礙制造業服務化。綜上，營商環境質量與企業制造業服務化之間存在正向關系。

（二）營商環境質量影響制造業服務化的中介作用機制

制造業企業進行服務化轉型不是一蹴而就的事情，人才和資本是影響企業服務化轉型的關鍵因素（解季非，2018）。一方面，高層次人力資本是技術前沿的代表，在企業人力資本積累和高級化進程中，人才及知識要素的快速積累，有利于加快企業技術積累與進步（Rammer等，2009），提高企業服務化轉型能力。唐志芳和顧乃華（2018）研究認為人才以及知識資本要素投入有利于推動制造業服務化轉型。另一方面，制造業企業進行服務化轉型時需要信息、研發、售后服務等高級生產要素的投入，產生了大量的融資需求，因此緩解企業融資約束對服務型制造轉型具有積極作用。劉斌等（2016）研究表明金融機構通過發揮“儲蓄池”的功能，緩解企業資金流動約束，進而提高企業制造業服務化水平。進一步，本文從人力資本積累效應和融資約束緩解效應兩個方面闡述營商環境質量影響制造業服務化的中介作用機制。

1.人力資本積累效應

營商環境質量的有效提升可以促進人力資本積累。一方面，改善營商環境質量能夠建立健全的人力資源市場體系，促進人力資本有序流動與配置【 資料來源：《優化營商環境條例》，http：//www.gov.cn/zhengce/content/2019-10/23/content_5443963.htm。】。已有文獻表明，破除制約人才、技術和數據等要素自由流動的障礙可以推動企業人力資本積累（劉瑞明等，2017）。此外，戴魁早等（2020）研究認為各類生產要素配置的效率提高與優化能夠推動企業人力資本結構向高級化方向轉變。另一方面，優化營商環境有助于推動稅收政策的持續深化，促進企業物質要素與人力資本的優化配置，調整企業人力資本結構。劉啟仁和趙燦（2020）利用一個簡單的“雙層嵌套型CES生產函數”模型解釋了上述現象，研究表明稅收激勵政策的實施有利于增加企業對技能勞動力的需求。因此，提高營商環境質量無疑會更好地發揮企業人力資本要素稟賦結構改善帶來的技術進步對制造業服務化轉型的促進作用。如中國中鋼集團公司由鋼鐵生產公司發展為鋼鐵生產全流程的制造服務型公司，IBM公司通過技術積累與進步成功從電腦硬件制造業轉型為知識密集型的IT服務提供商。

2.融資約束緩解效應

改善營商環境質量能夠有效緩解融資約束。契約是營商環境的重要特征之一，良好的契約環境有利于降低借貸雙方間不確定性和信息不對稱程度，遏制企業機會主義行為，降低金融機構信貸風險，緩解企業融資約束。楊暢和龐瑞芝（2017）構建了一個“不完全契約企業最優債務”模型以解釋上述現象，并運用中國制造業企業數據進行實證檢驗，研究表明優化契約環境可以顯著降低企業融資成本，提高融資水平。另一方面，優化營商環境，加強金融市場化建設，構建多層次資本市場體系，拓寬企業融資渠道和增加融資機會（呂承超和王媛媛，2019），有利于企業資金融通。Whited和Wu（2006）研究表明金融市場完善程度對企業融資約束具有至關重要的作用。因此，優化營商環境通過提高企業信息披露質量和拓展企業融資渠道，提高企業融資能力，降低服務型制造轉型成本，最終實現制造業企業服務化轉型。如通用電氣公司通過大力發展其資本服務公司為通用電氣的工業部門的技術研發提供資金支持，進而成功轉變為“技術+管理+服務”于一體的新型通用電氣公司。

基于此，本文認為營商環境質量通過加速人力資本積累和降低融資約束，推動企業制造業服務化轉型。

三、計量模型、變量與數據

（一）計量模型設定

基于前文的機制分析，借鑒劉斌和王乃嘉（2016）、夏后學等（2019）的研究，構建出如下的基準模型：

lnserdipt=β0+β1lnmarketpt+β2Controls+μp+μt+εipt（1）

式中，下標i、p和t分別表示企業、省份和年份。被解釋變量lnserdipt表示位于省份p的企業i在t年時的制造業服務化水平的對數值;核心解釋變量為lnmarketpt，表示省份p在t年時的營商環境質量指標的對數值;βi為估計系數。Controls為控制變量集合，包括全要素生產率、資本勞動比、企業存續年限、企業規模、企業績效和市場競爭程度。μp和μt分別表示省份固定效應和年份固定效應，εipt為殘差項。為解決模型可能存在的異方差問題，借鑒韓峰等（2020）的研究將標準誤聚類到企業層面。

（二）變量的選擇與測算

1.被解釋變量：制造業服務化

早期學者主要基于世界銀行公布的投入產出表測算制造業服務化水平（劉斌和王乃嘉，2016）。考慮到制造業僅有18個行業，而微觀企業的樣本遠超過制造業行業的個數，因此基于投入產出表測算制造業服務化水平在一定程度上并不能準確反映企業服務化水平。鑒于此，本文借鑒許和連等（2017）、劉維剛和倪紅福（2018）的方法構建我國微觀企業維度制造業服務化水平。具體測算如下：

Serdi=（adexpensei+fincosti+salefeei）outputcuri（2）

其中，Serdi表示企業i的制造業服務化水平，adexpensei、fincosti和salefeei分別表示企業i的管理費用、財務費用和銷售費用，outputcuri表示企業i的工業總產值。

2.核心解釋變量：營商環境質量

《優化營商環境條例》明確指出營商環境質量是企業等市場主體在市場經濟活動中所涉及的體制機制性因素和條件。換言之，營商環境質量就是指企業從創辦到破產退出均可能受到政務服務質量、要素市場質量和法律制度質量優劣的影響，這為準確評估營商環境質量提供了理論依據和有益思路。由政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度以及市場中介組織和法治制度環境（王小魯等，2019）五個方面構成的市場化指數與營商環境質量的定義不謀而合，其充分考慮了政務服務質量、市場環境質量、要素市場質量、法治保障質量等方面對企業生產經營的影響。進一步，與世界銀行企業數據庫提供的營商環境質量數據相比，該指標不僅考慮了政府行為，還增加了市場環境內容，更能反映出中國省際間營商環境質量的差異程度。此外，本文還將市場化指數與2008年世界銀行報告的中國主要城市營商環境質量指數【 于文超和梁漢平（2019）將2008年世界銀行報告的中國主要城市的營商環境質量指數與市場化指數進行相關性檢驗，結果表明Pearson 相關系數，高達 0.890，且在1%水平上顯著。】、徐現祥等（2019）測度的營商環境質量指數進行檢驗分析【 本文將市場化指數與徐現祥等（2019）測算的營商環境質量指數結果進行比對，發現這二者的營商環境質量得分排名前10的省份基本一致。】，為本文所選擇的營商環境質量奠定了現實基礎。

圖1顯示了2008-2013年中國營商環境質量指數的演變趨勢。在樣本觀察期內，中國營商環境質量指數總體呈現出上升趨勢，由2008年的5.59增長到2013年的6.31，6年間的增長幅度為0.72。具體來說，考慮到不同地區之間的營商環境質量可能存在較大差異，這里根據經濟發展水平，考慮到數據的可獲得性，將中國30個樣本省份【 剔除數據異常的西藏地區，剔除數據缺失的港澳臺地區，最終考察中國30個樣本省份營商環境質量發展水平。】劃分為東部、中部和西部地區【 東部：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南;中部：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南;西部：內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。】。在2008-2013年，東部地區營商環境質量指數最高，均值為7.32。中部地區營商環境質量指數較高，均值為5.62。西部地區營商環境質量指數最低，均值為4.50。其中，僅有東部地區營商環境質量始終處于最優狀態，而中、西部地區營商環境質量一直未超越全國平均水平。換言之，中、西部地區營商環境質量較差。

3.控制變量

（1）全要素生產率。現有研究對企業全要素生產率的測算主要使用OP（Olley-Pakes）和LP（Levinsohn-Petrin）的方法。但由于中國工業企業數據庫中缺失2008年和2009年的工業增加值和中間品投入信息的相關數據，本文借鑒Head和Ries（2003）的方法，近似估計企業全要素生產率，具體的估計方法如下：

tfpi=lnYiLi-s×lnKiLi（3）

其中，tfpi表示企業i的全要素生產率，Yi表示以企業i的工業總產值近似替換其工業增加值，Ki表示企業i的固定資產，Li表示企業i的年末從業人員數，s表示資本貢獻度，并將其設定為13（Hall和Jones，1999）。

（2）資本勞動比。該指標在一定程度上可以反映企業的要素稟賦結構，若資本勞動比值越大則說明該企業越傾向于資本密集型企業，反之則越傾向于勞動密集型企業。借鑒祝樹金等（2019）的方法對企業資本勞動比進行測算，具體測算方法如下：

klratioi=netvaluefixassetiemploymenti（4）

其中，klratioi表示企業i的資本勞動比，netvaluefixasseti表示企業i的固定資產凈值年平均余額，employmenti表示企業i的年末從業人數。

（3）企業存續年限。企業存續時間越長，企業積累的生產經驗越豐富，因此企業存續年限對企業制造業服務化轉型具有重要影響。本文采用當年年份減去企業成立年份進行衡量。

（4）企業規模。企業規模越大，意味著企業具有更高質量的人力資本積累、先進的生產技術以及豐裕的資本，對提高企業轉型能力具有積極的促進作用。這里運用企業年末從業人數對企業規模進行衡量。考慮到大多數制造業企業存在大量的低層次人力資本，可能削弱企業規模對制造業服務化轉型的正向影響;但當高層次人力資本積累超過一定閾值時，企業規模抑制制造業服務化轉型這一效應將弱化，故在模型中加入企業規模的平方項。

（5）企業績效。肖挺（2018）研究表明企業之所以選擇制造業服務化戰略往往是因為其營業利潤受損或是受到外部環境的刺激而愿意進行企業戰略的調整。此外，從投資視角而言，績效好的企業比績效不好的企業更有能力涉足新的領域。由此可見，企業績效是影響企業是否進行制造業服務化轉型的重要因素，本文采用企業銷售利潤率【 企業銷售利潤率=利潤總額/產品銷售額.】來表征企業績效水平。

（6）市場競爭程度。市場競爭在一定程度上迫使企業尋求新的盈利模式，其主要通過技術革新和服務創新的方式提高企業核心競爭力，王小波和李婧雯（2016）研究認為市場競爭度對企業進行制造業服務化轉型具有積極的推動作用。這里采用赫芬達爾-赫希曼指數來測度市場競爭程度。

（三）數據來源與處理

中國工業企業數據庫和《中國分省份市場化指數報告（2018）》是本文的主要數據來源。中國工業企業數據的樣本期為1998-2013年，市場化指數樣本期為1997-2016年，但由于樊綱等（2011）測算的1997-2009年的市場化指數與王小魯等（2019）測算的2008-2016年的市場化指數在統計口徑和基期選擇等方面存在差異，故不能將兩者測算的市場化指數進行簡單合并;進一步地，為了與工業企業數據庫進行匹配，本文選擇了王小魯等（2019）測算的2008-2013年市場化指數作為營商環境質量代理變量。其中，制造業服務化的原始數據來源于中國工業企業數據庫中的管理費用、財務費用、銷售費用以及工業總產值;營商環境質量的原始數據主要來源于《中國分省份市場化指數報告（2018）》。控制變量測算所需要的年末從業人數、固定資產、企業成立時間等數據均來自中國工業企業數據庫。中國工業企業數據庫與營商環境質量數據進行匹配是計量模型進行有效估計的重要前提，本文基于中國省市縣地區代碼將中國工業企業數據庫與營商環境質量數據進行有效對接。數據的描述性統計見表1。

四、基準回歸與穩健性檢驗

（一）基準回歸結果

表2報告了營商環境質量對制造業服務化的基準回歸結果。第（1）列為模型中沒有加入控制變量，僅包含營商環境質量及固定效應，結果表明營商環境質量的估計系數顯著為正，營商環境質量指標值每改善1%，制造業服務化水平大約提高0.435%。第（2）～（7）列在模型（1）的基礎上，依次加入了全要素生產率、資本勞動比、企業存續年限、企業規模、企業績效和市場競爭程度等控制變量，營商環境質量的估計系數符號與顯著性均未發生改變。考慮到營商環境質量評價指數的維度為省份-年份，故在模型（7）的基礎上將標準誤聚類到省級層面，結果表明其主要結論依然成立（如表2第（8）列所示）。實證結果與前文理論分析一致，說明優化營商環境在總體上可以顯著提高制造業服務化水平，與現有關于優化營商環境質量有利于經濟發展的研究結論一致（董志強等，2012）。無論是以美國為代表的發達國家極力推進的“制造業回歸”戰略，還是中國制造業高質量發展戰略，都揭示了制造業將價值鏈向以服務為中心轉變是世界經濟發展的必然趨勢。因此，中國應進一步改善營商環境質量，建設發展軟環境，這不僅是鞏固和提升制造業服務化水平的基石，也是加快實現制造業企業高質量發展的重要戰略。

各控制變量的回歸系數符合預期。企業全要素生產率與制造業服務化之間存在負向關系，這是因為全要素生產率較高的企業進行服務化轉型的意愿較低（陳麗嫻，2017）。資本勞動比變量的估計系數顯著為正，意味著制造業企業進行服務化轉型離不開資本和高端服務要素的投入。隨著“工業4.0”“5G時代”以及智能制造的不斷發展，制造業企業將持續增加資本、技術、人才等高端要素的投入，加快制造業服務化進程。企業存續時間越長，積累的經驗越豐富，動態能力體系趨于完善（祝樹金等，2019），進而有利于企業制造業服務化轉型。企業規模與制造業服務化之間存在正“U”形關系，即企業規模與制造業服務化之間存在一個閾值，當制造業企業處于服務化轉型初期，由于企業存在大量固定資產與低質量

人力資本，導致企業缺乏創新能力，短期內將阻礙制造業服務化轉型;而當企業高質量人力資本積累到一定階段時，人力資本結構優化帶來的競爭優勢彌補了低端要素的負效用，有助于企業發揮規模效應，推動制造業服務化進程。企業績效變量的估計系數顯著為正，這意味著盈利能力強的企業更有能力提高其技術研發水平，為企業進行服務化轉型奠定技術基礎。市場競爭程度對企業制造業服務化轉型具有積極的促進作用，可能是因為隨著數字經濟的迅猛發展，市場競爭程度進一步加劇，迫使企業通過增加研發、規劃和營銷等服務性生產要素的投入推動企業服務創新能力的提高，與王小波和李婧雯（2016）研究結論一致。

（二）穩健性檢驗

考慮到基準回歸結果可能存在估計偏誤的問題，本文通過改變樣本范圍、替換關鍵變量指標、考慮內生性問題等方面對基準回歸結果進行穩健性檢驗。

1.改變樣本范圍

考慮到樣本數據可能存在異常值、數據缺失和錯誤等問題，本文對觀測樣本范圍進行了調整。表3第（1）～（4）列依次報告的是：（1）將非平衡面板調整為平衡面板;（2）對企業制造業服務化在1%水平上進行雙邊縮尾處理;（3）對企業制造業服務化在1%水平上進行雙邊斷尾處理;（4）由于中國工業企業數據庫2010年數據缺失較為嚴重（陳林，2018），刪除2010年的數據。其回歸結果均表明營商環境質量的估計系數顯著為正，即優化營商環境顯著推動了制造業服務化轉型，與主要結論一致。

2.替換被解釋變量

現有研究主要基于企業的服務費用（劉斌和王乃嘉，2016）和服務收入（肖挺，2018）兩個視角核算企業制造業服務化水平。考慮到不同視角刻畫的企業制造業服務化水平可能存在明顯差異，這里將從企業服務收入視角對其進行測度，并進一步檢驗不同視角下優化營商環境對企業制造業服務化的影響效應。借鑒江積海和沈艷（2016）與肖挺（2018）的研究，采用其他業務收入【肖挺（2018）研究認為企業服務收入理論上應當包含在“其他業務收入”項目中。根據《會計通則》可知“其他業務收入”中包含服務性收入和其他雜項收入。鑒于數據的可獲得性，本文并沒有剔除“其他業務”收入中的雜項。】占營業收入的比重從企業服務收入視角刻畫企業制造業服務化水平【本文進一步將企業費用視角和企業收入視角核算的企業制造業服務化水平進行相關性檢驗，結果表明兩者之間存在明顯的正向相關性。】。表3第（5）列為改變企業制造業服務化核算方法后的估計結果，研究表明營商環境質量每改善1%，企業制造業服務化水平提高約0.313%，這意味著優化營商環境質量對企業制造業服務化轉型具有積極的推動作用。同時也表明優化營商環境質量對不同視角下測算的企業制造業服務化均具有明顯的正向影響。

3.內生性問題

前文基準回歸模型的內生性問題可能主要是由遺漏變量和雙向因果關系導致的，一方面，模型可能遺漏了與營商環境質量和制造業服務化共同相關的變量;另一方面，營商環境質量與制造業服務化之間可能存在雙向因果關系，企業制造業服務化轉型行為很大程度上受企業自身生產結構和經營狀況的影響，進行服務化轉型的企業往往擁有較豐富的人才及知識資本要素和充足的資金，在一定程度上也就意味著該地區營商環境質量相對較佳。為解決由內生性問題引致的估計偏誤，本文采用營商環境質量一階滯后項作為工具變量進行兩階段最小二乘估計（2SLS）。進一步地，通過“弱工具變量檢驗”和“識別不足檢驗”來驗證所選工具變量的有效性，結果顯示，Cragg-Donald Wald F檢驗值為540000，遠大于10%的臨界值16.38，可以拒絕“存在弱工具變量”的原假設;LM檢驗P值為0.0000，在1%水平上拒絕“工具變量識別不足”的原假設;因此，基于以上分析認為使用營商環境質量一階滯后項作為工具變量是合理的。表3第（6）列是在考慮模型存在內生性問題后的估計結果，營商環境質量變量的估計系數與基準回歸結果基本一致，表明營商環境質量與制造業服務化之間存在正向因果關系，即優化營商環境有助于企業進行制造業服務化轉型。

五、企業異質性分析與機制檢驗

（一）異質性分析

考慮到企業異質性因素可能會影響營商環境質量對制造業服務化的作用，因此本部分將根據企業出口行為、所有制類型、所屬行業和地區對觀測樣本進行劃分，考察營商環境質量對企業高質量服務化轉型的異質性影響。

1.基于企業是否出口的異質性分析

考慮到出口型企業與非出口型企業之間的差異，根據中國工業企業數據庫中提供的“出口交貨值”指標將制造業企業劃分為出口型企業與非出口型企業【若出口交貨值大于零則為出口型企業，否則為非出口型企業。】。表4第（1）～（2）列分別報告了基于企業是否出口的分組回歸結果。從中可以發現，優化營商環境對出口型企業和非出口型企業服務化轉型均具有促進作用，但對出口型企業的影響效應顯著大于非出口型企業。對于出口型企業而言，優化營商環境為其發展提供了優質的人力資本和充足的資金;在出口前，該類型企業會通過增加研發、設計、營銷等高端服務要素的投入，提高出口產品質量和增加附加值，同時企業也將擁有更強的吸收能力（戴覓和余淼杰，2012）;在出口后，企業能夠有效地學習和吸收國外先進的生產技術和管理經驗，提升企業自主創新能力，進而推動企業服務化轉型。非出口型企業以初級產品的生產加工為主，其人才、資本、技術等高端服務要素投入與儲備不足，企業轉型能力較差;但伴隨著營商環境質量的改善，以知識及人才為主導的服務要素嵌入非出口型企業，對企業技術深化和創新具有直接的推動作用，為企業進行服務化轉型奠定了要素基礎。因此，相較于非出口型企業而言，出口型企業可以發揮自身優勢，增加服務型生產要素的投入，提高企業出口產品質量和服務，推動企業服務化轉型，進而提升企業在全球生產網絡中的地位。

2.基于企業所有制類型的異質性分析

表4第（3）～（5）列依次報告了基于企業所有制類型【根據中國工業企業數據庫中提供的“登記注冊類型”指標將企業劃分為國有企業、外資企業和民營企業。】的分組回歸結果。可以發現，對于國有企業而言，營商環境質量變量的估計系數并不顯著，在一定程度上可以認為營商環境質量對國有企業服務化還未發揮效用;優化營商環境對外資企業服務化具有抑制效應，而對民營企業服務化則具有明顯的正向影響。可能的原因在于，制造業企業在進行服務化轉型過程中可能陷入“服務化-利潤陷阱”即涉及服務化的企業并沒有比未涉及服務化的企業獲得更多的績效（肖挺，2018），因此外資企業以犧牲企業利潤為前提進行服務化轉型的意愿較低;其次，外資企業面對優化營商環境帶來的制度優勢和市場紅利等影響的適應性較低，這無疑會阻礙外資企業服務化轉型活動的開展;而對于民營企業而言，優化營商環境有助于緩解市場與企業之間的信息不對稱、加快市場化進程，為民營企業進行高質量人力資本積累和獲取外部融資提供保障，由此揭示出優化營商環境質量可以有效地推動民營企業服務化轉型，與現有關于構建市場化、法制化營商環境有利于激發民營企業發展活力的研究結論一致（于文超和梁平漢，2019）。

3.基于企業所屬行業的異質性分析

考慮到制造業不同行業企業技術特征的差異性，根據國家統計局頒布的《技術產業（制造業）分類》（2013）【資料來源：國家統計局，http：//www.stats.gov.cn/statsinfo/auto2073/201310/t20131030_450341.html。】，將觀測樣本分為高技術行業和低技術行業。表5第（1）～（2）列匯報了基于企業所屬行業異質性的分組回歸結果。可以發現，營商環境質量對高技術行業企業和低技術行業企業服務化的影響系數均顯著為正。相對于高技術行業企業而言，優化營商環境對低技術行業企業服務化的影響更大，營商環境質量指標值每改善1%，低技術行業企業服務化水平大約提高0.401%。可能的原因是營商環境質量的不斷改善，促進了市場競爭，低技術行業企業為應對嚴峻的市場競爭勢必會通過調整產業結構，轉變生產方式，提升企業核心競爭力，從而對制造業服務化轉型產生正向影響。另一方面，企業制造業服務化轉型不僅需要承擔因開拓新市場和搜尋信息導致的成本上升壓力，還需要面臨由于企業管理和運營成本增加引致的經營風險;優化營商環境質量意味著企業有能力獲取更多商業融資，能夠有效地緩解低技術行業企業服務化轉型的成本約束，這無疑會拓展企業研發創新能力的深度與廣度，推進低技術行業企業服務化進程。

4.基于企業所屬地區的異質性分析

中國不同區域的營商環境質量發展水平存在較大差異，本文根據企業所屬地區經濟發展水平劃分為東部、中部和西部地區進行分組檢驗。表5第（3）～（5）列分別報告了相應的回歸結果。可以發現，優化營商環境對東、中、西部地區企業制造業服務化轉型均具有顯著的促進作用，其中對中部地區企業的影響最明顯。可能的原因在于，中國營商環境質量建設的區域差異十分明顯，東部地區制度質量、市場完善程度、基礎設施建設整體水平遠高于中西部地區，對營商環境質量改善敏感度較低，制造業企業進行服務化轉型的意愿低;對于中部地區而言，近年來政府加快中部地區營商環境質量改善，經濟、社會、法律體制等各方面均有顯著的改善，能夠從營商環境質量中獲得高質量的人力資本積累和商業信用融資，推動制造業企業自主研發和抗風險能力的提升，從而對企業制造業服務化的促進效應更為顯著;西部地區營商環境質量雖表現出較強的增長態勢，但整體仍處于最低水平，企業學習和吸收能力較差，不能夠把握營商環境質量改善帶來的發展機遇，且西部地區多為資源依賴型企業（許和連等，2017），因此優化營商環境對西部地區企業服務化轉型的影響效應較小。

（二）機制檢驗

基于前文的機制分析，本文認為優化營商環境對人力資本積累和融資約束緩解可能存在正向影響【 這里人力資本積累和融資約束緩解僅是營商環境質量眾多側面中的一個。】，并且通過人力資本積累和融資約束緩解的中介效應進一步作用于企業制造業服務化轉型。這里借鑒溫忠麟等（2014）中介效應檢驗“三步法”實證檢驗營商環境質量影響制造業服務化轉型的渠道，首先將制造業服務化變量對營商環境質量變量以及相關解釋變量進行回歸，其次是將中介變量對包含營商變量在內的相關解釋變量進行回歸，最后將制造業服務化變量對營商環境質量變量、中介變量以及相關解釋變量進行回歸。具體檢驗模型構建如下：

lnserdipt=ν0+ν1lnmarketpt+ν2Controls+μp+μt+εipt（5）

Mipt=α0+α1lnmarketpt+α2Controls+μp+μt+ξipt（6）

lnserdipt=η0+η1lnmarketpt+η2Mipt+η3Controls+μp+μt+ωipt（7）

其中，Mipt表示中介變量，其他變量含義與（1）式相一致。根據中介效應檢驗原理，如果檢驗回歸系數ν1顯著，則繼續中介效應分析，否則停止分析;若α1和η2全部顯著，則表明中介效應顯著，無需再進行中介效應的Sobel檢驗，若α1和η2至少有一個不顯著則需進行中介效應的Sobel檢驗，Sobel檢驗結果顯著說明中介效應顯著，否則不顯著。

1.人力資本積累效應

優化營商環境有利于企業獲得豐富的人才資源，促進企業人力資本積累，為生產研發提供新動能，進而推動企業高質量的制造業服務化。為檢驗人力資本積累效應渠道，這里利用企業平均工資刻畫企業人力資本積累。這是因為高層次勞動力獲得更高的勞動報酬，即平均工資高意味著該企業擁有高質量的人力資本積累。當然該指標并不能十分準確地衡量企業的人力資本積累情況，但也具有一定的合理性。

表6第（1）～（3）列報告的是人力資本積累作為中介變量的回歸結果。第（1）列為模型（5）的回歸結果;第（2）列為中介變量人力資本積累作為被解釋變量的回歸結果，可以發現營商環境質量變量的估計系數顯著為正，說明優化營商環境對人力資本積累具有明顯的正向影響，促進企業人力資本積累;第（3）列為（7）式的回歸結果，營商環境質量與人力資本積累在一定水平上對企業制造業服務化均具有正向影響【 表6第（3）列的回歸結果表明人力資本積累變量顯著而營商環境質量變量不顯著，根據溫忠麟等（2004）的研究可以將其判定為完全中介效應，但是觀察到營商環境質量變量的P值為0.383，這意味著營商環境質量在一定程度上也是顯著的，故本文將人力資本積累效應判定為部分中介效應。】，與第（1）列結果相比，營商環境質量變量的估計系數由0.424下降為0.0763，意味著人力資本積累起到了部分中介效應，是營商環境質量作用于企業制造業服務化的重要渠道之一。由此揭示出市場化、法制化營商環境質量有利于人力資本流動，加速企業人力資本積累，有利于企業實現高質量的制造業服務化。

2.融資約束緩解效應

優化營商環境有利于緩解企業融資約束，不僅降低了企業轉型成本，而且增加了企業研發投入。為檢驗融資約束緩解效應渠道，這里鑒張杰（2015）的研究，采用應付賬款與企業總資產比值的對數值作為融資約束緩解的代理變量，該指標值越大，說明企業面臨的融資環境越好。

表6第（4）～（5）列報告的是融資約束緩解作為中介變量的回歸結果。第（4）列為融資約束緩解變量對營商環境質量變量及相關解釋變量的回歸結果，表明優化營商環境有利于企業有能力獲得更多的商業信用融資;第（5）列為（7）式的回歸結果，營商環境質量變量、融資約束緩解變量都有顯著為正的估計系數，與第（1）列回歸結果相比，在控制了中介變量融資約束緩解之后營商環境質量變量的估計系數變小了，毋庸置疑，融資約束緩解是營商環境質量影響企業制造業服務化轉型的另一條重要渠道。

綜上所述，構建市場化、法制化、國際化營商環境通過人力資本效應和融資約束緩解效應對企業制造業服務化轉型產生積極了影響。

六、結論與啟示

優化營商環境、推進制造業服務化是全球經濟發展的必然趨勢，是提高制造業全球價值鏈嵌入地位的重要推動力，是增強企業競爭力與經濟效益的主要途徑。基于以上背景，本文結合我國2008-2013年市場化數據與中國工業企業數據庫的匹配數據，考察了營商環境質量對制造業服務化的影響效應，研究發現：首先，營商環境質量通過人力資本積累效應和融資約束緩解效應對企業制造業服務化產生影響，即優化營商環境質量降低了市場的不確定性，促進人力資本積累和融資約束緩解，企業研發設計能力和服務創新能力得到有效提升，進而推動企業高質量制造業服務化轉型。其次，營商環境質量對制造業服務化的影響效應在企業是否出口、所有制類型、所屬行業和地區方面存在明顯的異質性。具體地，營商環境質量對出口型企業具有更強的影響效應;優化營商環境對民營企業服務化轉型具有積極的促進作用，相反，對國有企業尚未產生影響效應，對外資企業具有抑制效應;相較于高技術行業企業而言，營商環境質量對低技術行業企業服務化轉型的影響作用更大;營商環境質量的改善對東、中、西部企業服務化均產生正向影響，其中對中部地區企業的影響最明顯。

本文關注營商環境質量對制造業服務化的影響，對于實現我國制造業高質量發展和促進制造業價值鏈攀升具有重要的啟示意義。改善營商環境質量會促進經濟資源優化配置，有利于制造業企業進行高質量的服務化轉型。這意味著，推進要素市場配置改革，激發各類要素措施，加快人才流動、技術創新和數字經濟發展，優化制造業企業生產經營環境，將切實保障企業有能力獲得更多的高質量要素資源和政策支持，深化制造環節與服務環節的融合。協同推進減稅降費和“放管服”改革，不僅是降低企業經營負擔的關鍵性舉措，也是重塑政府與市場關系的內在要求，持續構建市場化、法制化、國際化營商環境，有助于緩解企業融資約束，促進企業進行高質量的服務化轉型。考慮到區域之間營商環境質量發展水平存在明顯差異，各地區政府要始終堅持實事求是，一切從實際出發的工作原則，遵循客觀發展規律，構建符合自身發展要求的、有特色的營商環境質量。與此同時，企業應順應時代發展潮流，抓住優化營商環境質量帶來的歷史機遇，不僅要積極培育和吸引高質量知識及人才資本為企業提供服務化專業技術人才，還要合理運用商業信用融資為企業研發投入和服務化轉型提供資金保障，推進企業制造業服務化轉型，實現制造業“質”與“量”的雙提升。

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How Does Quality of Business Environment Affect the Manufacturing Servitization：Evidence from the Firm Level Data

Zhu Shujin， Zhang Fenglin and Wang Zixuan

（School of Economics and Trade， Hunan University）

Abstract： This research attempts to explain the influence mechanism of the quality of business environment on manufacturing servitization from the perspective of the human capital accumulation effect and the financial constraint mitigation effect， by building a panel measurement model in the micro-enterprise dimension， and empirically testing the matching data based on the marketization data of China from 2008 to 2013 and that of the Chinese industrial enterprise database. The study results show that the business environment exerts a big promotional effect to the transformation of manufacturing servitization， while the human capital accumulation and the financing constraints relief both play an important intermediary role. In the heterogeneity analysis， it is indicated that， due to the differences existing in the export behavior as well as the types of ownerships， industries and regions pertaining to the enterprises， the optimizing efforts on the quality of the business environment have different effects on their transformation of manufacturing servitization. This research provides important policy implications for the continued increase in the quality of business environment and the promotion of the high quality development of manufacturing industries.

Key Words：Quality of Business Environment; Manufacturing Servitization; Human Capital Accumulation Effect; Financing Constraint Relief Effect

責任編輯 郝 偉