中國服務開放對服務企業效率的影響效應研究
——基于服務貿易創新發展試點的雙重差分檢驗

付 鑫，張 威，李 俊，邵宇佳

（商務部國際貿易經濟合作研究院，北京100710）

一、引 言

國家發改委出臺的《服務業創新發展大綱（2017—2025）》中明確提出：加快服務業創新發展、增強服務經濟發展新動能，是更好滿足人民日益增長需求、深入推進供給側結構性改革的重要內容，是全面提升綜合國力、國際競爭力和可持續發展能力的重要途徑。

隨著服務業在經濟發展中的地位不斷上升，促進服務業創新發展已成為經濟工作重點內容之一，服務開放相關舉措也隨之密集推出。國務院于2016年2月22日批復同意了商務部提出的《服務貿易創新發展試點方案》（以下簡稱《方案》），《方案》同意在天津、上海、海南、深圳、杭州、武漢、廣州、成都、蘇州、威海和哈爾濱新區、江北新區、兩江新區、貴安新區、西咸新區等15個省市（區域）開展為期兩年的服務貿易創新發展試點。2016年，《方案》從探索擴大服務業雙向開放力度等8個方面提出試點任務。2018年6月8日國務院批復發布了《深化服務貿易創新發展試點總體方案》，標志著服務貿易創新試點由“開展”階段轉向“深化”階段。2018年《方案》新增了北京、南京、雄安新區等3個試點城市（地區），并在2016年的基礎上，更進一步要求推動試點城市在服務貿易開放路徑等方面先行先試，旨在培育“中國服務”核心競爭優勢，推動形成全面開放新格局。截至2019年，試點地區服務進出口占全國服務進出口的比重已超過75%，發展速度快于全國平均水平（1）；2020年起服務貿易創新發展試點步入全面深化階段，試點范圍擴大到28個省、市（區域），圍繞服務貿易改革、開放、創新提出了三個方面8項試點任務、122項具體舉措。上述總量數據顯示了中國服務開放的政策效果正在不斷深化，政策效果不斷凸顯。然而更為迫切的問題是，提出四年多的服務貿易創新發展試點政策是否對服務企業效率存在實際的促進效應？如果該答案是肯定的，其內在影響機制是什么？該促進作用是否存在異質性？對上述問題的驗證，有助于厘清當前服務貿易創新發展試點政策實施的效果及潛在問題，能夠為實現提升“中國服務”核心競爭力、培育國際競爭合作新優勢以及推動我國經濟由高速增長階段向高質量發展階段的歷史性轉變提供重要理論依據。

已有較多成果集中于研究服務開放對制造業效率的影響。Arnold等（2016）［1］基于印度的研究發現，服務貿易自由化顯著提高了制造業生產率；張艷等（2013）［2］的研究認為，服務貿易自由化對中國制造業效率提高存在顯著促進作用。其他學者針對發達國家的研究同樣發現服務開放有助于制造業企業效率提高（Beverelli等，2017）［3］。李眺（2016）［4］對中國服務開放與服務業效率的相關性進行了實證研究，但僅選取了四個服務行業。姜長云（2018）［5］闡析了服務開放可通過競爭效應、示范效應和學習效應提高服務業生產率，但并未對該結論進行實證檢驗。

服務業效率的高低是衡量現代經濟體是否成熟的重要標志之一，大量研究都證實了知識資本和人力資本（顧乃華和夏杰長，2010；許建平和任艷，2012）［6-7］、城市化進程（邵金菊和王培，2013）［8］、勞動投入質量（殷鳳和張云翼，2014）［9］是影響服務業效率的重要因素。為數不多但日益增加的針對服務開放對服務業效率影響的討論，是與本文的研究比較相關的文獻，主要從特定服務行業進行分析，包括：①批發零售、交通運輸、金融行業。李眺（2016）［4］實證研究了進入規制對上述三個服務行業生產率的影響，研究表明并進入規制能夠顯著降低服務業生產率。②專業服務。Crozet等（2016）［10］使用OECD公布的服務貿易管制數據，就法國國內服務管制對企業層面的專業服務出口進行評估，研究結論是國內管制對企業出口決定和企業出口額都產生了很強的負面影響。此外，與本文研究比較相關的是陳艷瑩等（2008）［11］關于服務業的行政管制及經營限制對服務業經營與發展的影響，研究發現服務管制顯著降低了中國服務業發展；崔日明和張志明（2013）［12］基于服務業技術效率視角的研究表明，服務業進口對服務業效率存在促進作用，出口存在抑制作用。然而，遺憾的是，現有研究針對服務開放尤其是中國服務開放是否以及如何促進服務企業效率提升的內在機理尚未展開系統性分析，更缺乏較嚴謹的因果識別考察。

綜上所述，在關于服務開放對企業效率影響的研究方面，研究對象主要集中于發達國家或服務業改革備受關注的印度。而國內相關研究較少且局限于制造業企業，研究結論均表明服務開放顯著提高了制造業企業效率，鮮有學者就服務開放與服務企業效率之間的關系進行分析。因此，在服務開放與服務業效率相關性的研究中，存在著兩個需要進一步探討的空間。①在微觀企業層面，服務開放對服務企業效率影響如何？服務開放對服務企業效率影響是否存在異質性？鮮有文獻就這一問題進行實證考察。②服務開放對服務企業效率的影響機制是什么？為數不多的關于中國服務開放與服務業效率相關性的實證研究，選取了服務企業數量、服務行業FDI流量等指標用于測度服務開放水平（李眺，2016）［4］，由于該類指標存在較強內生性，因此可能導致檢驗結果不夠穩健。現有研究尚未對中國已經出臺的服務領域相關政策事件對服務業效率的影響進行全面分析，尤其是以此作為因果識別機制的切入點。此外，現有關于服務業效率的研究主要集中在產業及個別服務行業層面（Masayuki，2011）［13］，這為本文基于微觀企業層面數據考察政策事件的效應提供了可能的突破空間。鑒于此，本文嘗試基于服務貿易創新發展試點這一政策事件，進一步深入探討中國服務開放對于服務業效率的影響及其傳導機制這一重要問題。

2016年中國服務貿易創新發展試點政策主要涉及15個省市（區域），這為本文通過特定政策事件評估服務業效率促進效應提供了有效的準自然實驗。本文基于2007—2019年中國上市公司服務企業數據，采用雙重差分法，以服務貿易創新發展試點政策提出為準自然實驗，準確評估中國服務開放對服務企業效率的異質性影響及作用機制并根據本文的研究結論，提出未來促進服務企業創新發展及深化服務開放的對策建議。

在已有文獻的基礎上，本文的邊際貢獻主要體現在以下幾方面：①本文創新性地采用雙重差分法對服務貿易創新發展試點的實施效果進行系統評估，從服務領域政策實施的事后分析視角準確識別中國服務開放對服務企業效率的促進效應及異質性影響；②本文還對政策實施如何促進效率提升的內在機理進行了深入討論，且是現有文獻中唯一對中國服務貿易創新發展試點政策的影響機制全面深入探討的研究；③在服務企業效率測度方面，與以往測度方法不同，本文采用服務企業增加值與服務企業從業人數之比衡量中國服務上市公司效率。《銳思數據庫》較為完整地記錄了上市公司增加值計算過程中所需的所有指標數據，可以真實有效地計算服務上市公司增加值，這也是本文測度服務業效率的核心優勢所在。本文余下部分結構安排為：第二部分為研究假說；第三部分為研究的實證方法和數據說明；第四部分為實證結果及異質性分析；第五部分為穩健性檢驗；第六部分為機制討論；第七部分為結論與政策建議。

二、研究假說

十九大報告指出創新是引領發展的第一動力，創新的本質在于通過將生產要素的重新組合，從而達到提高生產效率的效果（袁始燁，2019）［14］。Schumpeter（1990）［15］指出，企業及勞動力為創新的主體，服務業開放過程中將會有大量服務企業進入國內，這將加劇服務企業之間競爭，為了增強自身競爭力，企業將更有動力增加研發投入、創造新的生產技術及組織形式，從而實現企業效率提升。

而服務貿易創新發展試點任務之一是探索擴大服務業雙向開放力度，穩步推進金融、教育、文化、醫療、育幼養老、建筑設計、會計審計、商貿物流等行業對外開放。這些行業的開放，降低了服務技術型人才的進入門檻，使得服務企業更為準確地引進與之生產經營相匹配的人才，通過提升企業創新能力進而提升企業效率。基于此，本文提出假說1。

假說1：服務貿易創新發展試點政策實施后，試點城市服務企業效率顯著提升。

服務業開放既伴隨著高科技服務技術、先進經營理念及經營模式的引進，同時企業也將面臨更加激烈的競爭。雖然同為試點城市服務企業，但無論從政策落實的側重點還是服務企業自身的發展水平都存在巨大差異，該差異的存在可能導致基于服務貿易創新發展試點政策測度的中國服務業開放實施效果存在異質性。代理理論中提到，企業所有權與經營權的分離導致投資者與管理者的經營目標存在差異。政府的所有權導致企業經營者缺乏提升效率動力，因此國有產權對企業效率具有負效應（聶輝華等，2009；李成和張玉霞，2015）［16-17］。此外，考慮在服務開放背景下，非國有企業只有通過提升自身效率，方可在競爭中獲得利潤。同時，外資服務企業在生產及經營環節中會使用更多的服務投入成本，例如運輸成本、電信成本、海外咨詢成本等，因此服務貿易創新發展試點總體方案中提出擴大開放更容易降低外資企業的成本，從而提升其效率。綜合上述分析，本文提出假說2。

假說2：服務貿易創新發展試點政策實施后，非國有服務企業及外資企業的效率提升幅度比國有企業更為顯著。

高技術行業的屬性決定企業必須通過提升自身效率方可在競爭中不被淘汰（顧夏銘等，2018）［18］，服務行業更是如此。中國經濟正處于新舊動能轉換的關鍵時期，只有提升服務供給質量，從供給側角度推動服務供給升級，才能更好滿足消費升級的需求。相較而言，高技術服務行業需要投入更多的人力資本用以提升服務效率，從而提升服務供給質量。新興服務行業的發展水平通常被視為國家或地區經濟發展水平高低及產業結構是否合理的重要指標，與傳統服務行業相比通常代表更高的服務技術。此外，生產性服務業是指為促進產業升級和提高生產效率提供保障服務的服務行業，因此更為迫切需要提升效率。綜合上述分析，本文提出假說3。

假說3：服務貿易創新發展試點政策實施后，新興服務行業及生產性服務行業的企業效率提升幅度比其他行業更為顯著。

2020年5月中國人民銀行發布的《中國區域金融運行報告》中指出，隨著中國產業轉型升級加快推進，區域經濟結構不斷優化。2019年第三產業對GDP的貢獻率比第二產業高22.6%，其中東部地區第三產業增加值對經濟增長的貢獻率最高，且第三產業增加值的占比高于中西部地區。因此，與中西部地區相比，東部地區服務企業具有較好的第三產業發展基礎及區位優勢，這為服務企業吸引高質量外資和其他資源奠定了良好基礎，使其更容易獲得先進的技術、管理模式及經營理念，因此在服務開放條件下對企業效率的促進作用更為明顯（孫浦陽，2020）［19］。而西部地區的服務企業受制于地理位置及服務業發展的相對滯后，在引入高質量外資、增強自主創新意識、提高核心競爭力等方面受到一些主客觀因素的掣肘，這將在一定程度上抑制服務開放對服務企業效率的促進作用。此外，長江三角洲地區是中國經濟發展最活躍的區域之一，在開放水平、創新能力等方面具有明顯優勢，2018年7月國務院發布《長三角地區一體化發展三年行動計劃（2018—2020年）》，同年11月5日，習近平總書記在中國國際進口博覽會上宣布支持長江三角洲區域一體化發展并上升為國家戰略。2019年該地區服務業占GDP的比重為56.2%，由此可見，長江三角洲經濟發展在提升國家經濟結構轉型中具有舉足輕重的戰略地位。綜合上述分析，本文提出假說4。

假說4：服務貿易創新發展試點政策實施后，東部地區服務企業效率提升幅度比其他地區更為顯著。

三、實證方法和數據說明

（一）計量模型設定

2016年服務貿易創新發展試點包括天津、上海、海南、深圳、杭州、武漢、廣州、成都、蘇州、威海和哈爾濱新區、江北新區、兩江新區、貴安新區、西咸新區等15個省、市（區域）。根據研究需要，本文將服務貿易創新發展試點作為一項準自然實驗，借助雙重差分方法來估計服務貿易創新發展試點政策對服務企業效率的影響效果。基本思路是：分別計算政策實施前后處理組與對照組服務企業效率的變化量，兩個變化量的差值即為剔除其他可能的影響因素后，服務貿易創新發展試點政策實施對服務企業效率的凈影響效果。借鑒Lu和Yu（2015）、呂越等（2019）［20-21］的做法，選取服務貿易創新發展試點省、市（區域）作為處理組，非試點省、市（區域）作為對照組，構建如下雙重差分模型：

式（1）為考慮了年份、行業及城市固定效應的雙重差分估計模型。其中：SLP表示服務企業效率，本文使用服務企業勞動生產率作為其代理變量，具體計算方法見變量和數據說明部分，下標分別表示企業和時間；Post為處理效應時期虛擬變量，由于服務貿易創新發展試點建設在2016年提出，故將2016年及之后年份的設定為1，之前的年份設定為0；Treat是處理組虛擬變量，表示觀測省、市（區域）是否為服務貿易創新發展試點，如果是服務貿易創新發展試點，將該變量設為1，非試點設為0；Post×Treat表示服務貿易創新發展試點提出后時期虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項，也是雙重差分法關注的核心變量；Xjt是一組隨時間變化的企業特征變量，代表了影響試點區域選擇的因素；di表示行業固定效應；dt表示年份固定效應；dc表示城市固定效應；εjit為隨機誤差項。

（二）變量和數據說明

1.被解釋變量：服務企業效率

式（1）DID模型中的因變量為服務企業效率，本文使用服務企業增加值與服務企業從業人數之比進行衡量。因此，首先需要對服務企業增加值進行測度。

上市服務企業增加值（SVAjt）的計算公式為：

其中：NOPTAjt表示上市服務企業稅后凈營業利潤；ICjt為資本投入，表示加權平均資本成本。因此，需要對這三個指標進一步測算。

（1）上市服務企業稅后凈營業利潤。計算公式為：

三至五年中長期貸款利率×

2007—2019年服務上市公司增加值相關數據來自銳思數據庫（RESSET）中的金融研究數據庫，該數據庫涵蓋上市公司增加值的計算方法及增加值涉及各指標的年度、季度及月度數據，因此可基于這一目前可獲得的較為全面的服務企業數據計算中國服務業增加值；2007—2019年服務業上市公司就業人員數據來自萬德數據庫（Wind），通過上市公司股票代碼可將兩個數據庫進行匹配，進而計算出2007—2019年1 225家服務業上市公司服務業效率。

需要特別說明的是，服務貿易創新發展試點于2016年起實施，但中國自2001年起依據“入世”協議逐步消除服務業壁壘，2006年入世承諾的服務業開放全部實現到位。因此為了避免其他服務業開放政策對服務企業效率的影響，特將研究樣本期設定為2007—2019年。

2.其他變量

本文在模型中加入了城市固定效應、行業固定效應和時間固定效應，能夠在一定程度上控制個體差異和政策時點差異。除此以外，參考孫浦陽等（2020）［19］的研究，本文還加入了企業層面控制變量，包括：①企業資本（企業總資本對數，lntotalasset），用以衡量企業經營能力；②企業總負債（企業總負債對數，lntotalliab），用以衡量企業利用債權人提供資金進行經營活動的能力；③企業年齡（企業經營年限，age），企業效率很大程度上與經營年限相關，經營年限越長的企業往往積累更多經營，本文使用2020減去企業成立年份進行測度；④企業治理結構，由于企業經營模式很大程度上受企業治理結構影響，因此本文選取企業董事長是否兼職CEO（兩職合一，twoposition）衡量企業治理結構，若兩職合一則取值為1，否則為0。此外，本文加入董事會人數（direnum）及獨立董事比例（indireper），進一步豐富企業治理情況的衡量。

變量的統計性描述結果見表1所列。

表1 企業層面統計性質

四、實證結果分析

首先對基準回歸結果進行分析，繼而對本文構建DID模型的有效性進行檢驗，最后基于企業所有權、企業所屬行業、企業區域分布等方面對中國服務開放對服務企業的影響進行異質性分析。

（一）基準回歸結果

本文通過服務貿易創新發展試點政策實施考察中國服務開放對服務企業效率的實際效應。依據方程（1）的設定對政策實施的效率效應進行檢驗，回歸結果見表2所列。基準回歸中逐步加入控制變量，并同時加入年份、行業和城市固定效應。表2第（1）-（7）列回歸結果顯示，雙重差分模型中的交互項系數均顯著為正，初步驗證基于服務貿易創新發展試點政策實施測度的中國服務開放是促進服務企業效率提升的重要因素，符合理論預期。控制變量的結果顯示企業總資產、企業總負債、企業年齡、企業董事長是否兼職CEO、董事會人數及獨立董事比例均通過了顯著性檢驗，說明擴大總資產規模、優化治理結構更能促進企業效率提升。同時，對比逐步加入控制變量的結果，交互項系數都發生變化但變化程度不大，說明服務企業個體因素會影響其效率，但中國服務業開放是促進其效率提升的重要因素。由此，假說1得到驗證。

表2 中國服務開放對服務企業效率的回歸結果

（二）DID估計的有效性檢驗

基準模型報告的實證結果可信度取決于DID方法估計的有效性，本部分將對使用的DID方法進行有效性檢驗，包括平行趨勢檢驗和反事實檢驗等。

1.平行趨勢檢驗

雙重差分方法有效的前提假設為政策實施發生前，處理組與對照組具有共同趨勢。即若想驗證本文DID方法的有效性，則需要在服務貿易創新發展試點政策實施前，試點地區企業（處理組）與非試點地區企業（對照組）的效率變動趨勢平行。為此，借鑒Liu和Qiu（2016）［22］的研究方法，對處理組和對照組的變化趨勢進行進一步考察。實證方程設定如下：

其中：Post為年度虛擬變量，當年觀測值取1，其他年份觀測值為0；其他變量與基準模型一致。本文檢驗了2016年服務貿易創新試點政策提出之前5年直到樣本最后一年的變化趨勢。

回歸結果顯示2016年以前所有回歸結果均不顯著，表明在服務貿易創新發展試點政策實施以前，處理組與對照組變化趨勢基本保持一致，不存在顯著差異。在2016年及以后，即服務貿易創新發展試點政策實施后，處理組的企業效率較之控制組顯著上升。因此，樣本通過了雙重差分估計所需要滿足的平行趨勢檢驗。

2.反事實檢驗

與呂越（2018）［21］等研究方法類似，本文將服務貿易創新發展試點這一政策事件的實施日期設定在2016年之前的某一年份，且將樣本期設定在2007—2015年，以考察服務開放對服務企業效率提高的促進效應是否依然存在。正如前述分析所言，雙重差分方法的前提條件是在政策事件發生之前企業效率沒有出現較大差異，因此，若將政策事件的實施日期設定在2016年之前的某一年份，那么交互項系數將不顯著。如果結果與預期相反，那么就意味著確實存在某些潛在的不可觀測因素也會驅動服務企業效率提升，而不僅僅是因為服務貿易創新發展試點政策實施帶來的促進效應。為了保證基準結果的穩健性，分別將政策沖擊時間設定為2009年、2010年、2011年、2012年、2013年、2014年，表3中第（1）-（6）列分別表示假設政策試點年份為2009年、2010年、2011年、2012年、2013年、2014年時對應的交叉項系數估計結果。可以發現，上述6年對應的交叉項系數均不顯著，證明共同趨勢假設是成立的，因此可以排除其他潛在的不可觀測因素對企業效率的影響。

表3 反事實檢驗結果

（三）異質性分析

1.企業所有制異質性

本文在孫浦陽等（2020）［19］關于服務上市公司分類的基礎上，進一步將服務上市公司分為國有企業、外資企業、其他企業（2）等三種類型。據此對中國服務業開放的效率提升效應是否存在企業類型異質性加以檢驗，表4第（1）（2）（3）列分別為國有企業、外資企業、其他企業等3個樣本的回歸結果。觀察交互項系數可知，第（1）列的系數不顯著，第（2）（3）列的系數均在1%的水平下顯著為正，說明對于外資企業及其他企業而言，中國服務開放對其效率提高均存在顯著的促進作用；而對國有企業效率不存在顯著影響，這與吳延兵（2012）、喬睿蕾和陳良華（2017）［23-24］的研究結論類似，即外資企業、民營企業等在創新效率、生產效率方面具有領先優勢，而國有企業在生產效率方面缺乏競爭優勢，對政策反應不敏感。由此，假說2得到驗證。

表4 企業所有制的異質性考察

2.企業規模異質性

一般而言，上市企業規模愈大，其高管團隊掌握的信息則愈豐富，因此可通過獲取更多的收益途徑實現更高的企業績效。在國家服務貿易創新發展試點政策推進實施的過程中，各試點地區的服務企業規模不一，因而其在資源稟賦、信息獲取、融資便利等方面存在著不同，可能導致試點政策的實施效果存在差異，所以有必要予以區分考察。本文在已有研究基礎上，將資產規模在75%分位數以上的服務企業劃歸為大型企業，資產規模在25%分位數以下的服務企業劃歸為小型企業，其余服務企業為中型企業，并對中國服務業開放的效率提升效應是否存在企業規模異質性加以檢驗，表5第（1）（2）（3）列分別為基于大中小型服務企業的回歸結果。其中，交互項系數表明，中國服務開放對大中型服務企業提高效率具有顯著促進作用，但對小型服務企業效率的影響不顯著，假說3得到驗證。可能的原因是，大中型服務企業更具備資源及管理優勢，在政策實施后有更加充足的條件適時引入高水平外資，優化資源配置，改善生產經營模式，進而提高自身效率。相較而言，小型服務企業的團隊建設相對薄弱、人力資本不足，對于試點政策的利用和落實不夠及時有效，因而難以較快地提高自身效率。這也是在中國服務擴大開放的過程中，一些競爭力不足的服務企業面臨生產運營績效不佳甚至難以為繼困局的一個重要原因。

表5 企業規模的異質性考察

3.地區異質性

參照樊綱和王小魯（2004）、曹亞軍和毛其淋（2019）［25-26］的分類方法，將總體樣本分為東部地區、中部地區、西部地區三類（3），并對中國服務開放的效率提升效應是否存在區域類型異質性加以檢驗。更進一步地，本文驗證了中國服務開放對長江三角洲地區服務企業創新效率促進作用更為明顯。表6為中國服務開放對不同地區服務企業效率的異質性影響結果，其中第（1）（2）（3）列分別為東部地區、中部地區、西部地區等3個樣本的回歸結果。第（1）（2）列的系數均在1%的水平下顯著為正，第（3）列系數不顯著。說明中國服務開放能夠顯著促進東部和中部地區服務企業效率提升，但對西部地區服務企業效率未能產生顯著影響。此外，第（1）（2）列的回歸系數表明，中國服務開放對東部地區服務企業效率的促進作用大于西部地區。之所以存在上述差異，可能包含兩個原因：一是服務業開放過程中，東部地區的區位優勢及經濟發展條件為其吸引高技術、高質量外資奠定了良好基礎，因此更容易獲得更為先進的技術、管理模式及經營理念，從而提升效率；二是東部地區服務企業相對而言經營效率及管理效率水平較高，在服務業開放后能夠較快地依據政策優惠調整自身的資源配置，從而促進自身效率提升。由此，假說4得到驗證。第（4）（5）列交叉項的系數顯著為正，并且前者系數值更大，這說明中國服務業開放顯著提升了長江三角洲及非長江三角洲服務企業的效率，且對長江三角洲地區服務企業產生了更為顯著的提升作用。

表6 地區異質性考察

五、穩健性檢驗

為了保證研究結論的穩健性，本部分將通過不同方法進行穩健性檢驗，主要包括使用傾向得分匹配方法分析、多期DID回歸、重新測度變量等。

（一）傾向得分匹配分析（PSM）

實證研究中，使用的樣本可能存在選擇性偏差及混合性偏差，從而導致實證回歸結果存在有偏問題，傾向得分匹配（PSM）能夠在一定程度上解決該問題。因此，為了進一步控制服務貿易創新發展試點城市與非試點城市服務企業的其他差異對企業效率的影響，本文通過雙重差分傾向得分匹配模型（簡稱PSM-DID模型）重新構建控制組，并對中國服務業開放的政策效應進行檢驗。回歸結果見表7第（1）列，交互項的系數為0.115且在5%的水平下顯著為正，進一步排除了處理組和對照組在企業特征等方面的因素對基本結論的干擾，證實了本文前述結論的穩健性。

表7 穩健性檢驗結果

續表7

（二）多期DID回歸

為了提高估計結果的精準度，本文借鑒Li等（2016）［22］的研究方法，構建多期DID模型進行穩健性檢驗：

其中，didct表示因個體而異的處理期虛擬變量，若城市在第t年被批準實行了服務貿易創新發展試點，代表進入處理期，則此后時期取值為1，否則取值為0。此外，為了控制試點城市決策規則和時間趨勢可能對政策實施產生的系統性偏誤，在模型（12）中加入城市與年份的交叉固定效應，其余變量的定義均與式（1）保持一致。依據式（12）構建的多期DID模型回歸結果見表7第（2）列，核心解釋變量的系數在1%的水平下顯著為正，表明服務貿易創新試點政策實施即中國服務業開放對服務企業效率產生了顯著的正向促進作用。

（三）重新測度變量

本部分主要從主要變量度量等方面對主要結論進行穩健性檢驗，包括對服務企業效率及中國服務開放的重新測度。

（1）借鑒張天華和張少華（2016）［27］的測度方法，進一步使用服務企業全要素生產率（Total Factor Productivity，TFP）對企業效率進行測度，并驗證中國服務開放對服務企業效率的影響是否依舊成立。依據柯布—道格拉斯生產函數構建企業生產函數模型：

其中：lnoutputjt表示企業j在t時期銷售成本的自然對數；lnFEjt表示企業j在t時期固定資產的對數；lnJOBjt表示企業j在t時期就業人數的對數。對式（13）進行回歸得到的殘差即為企業全要素生產率。

（2）由于本文使用的樣本為上市公司，因此企業效率包括會計業績和市場業績兩個方面（黎文靖和胡玉明，2012）［28］。本文進一步采用企業總資產報酬率（Rate of Return on Total Assets，ROA）、托賓Q值（TQ）從會計業績和市場業績兩個方面衡量企業效率，并使用上述兩個指標分別進行穩健性檢驗。

（3）本文采用OECD數據庫發布的服務貿易限制指數（Service Trade Restrictiveness Index，STRI）作為中國服務開放的替換指標，并進一步驗證中國服務開放對服務企業效率的影響在不同的服務開放指標體系中是否依然成立。該指數在0～1之間取值，0表示完全開放，1表示完全限制，取值越高表明限制越嚴格，即越不開放。由于OECD公布的STRI數據區間為2014—2019年，因此在使用該指標進行穩健性檢驗時，僅包含2014—2019年的樣本。

（4）考慮商業存在模式提供的服務貿易是最重要的服務貿易模式，占服務貿易的2/3左右，因此，本文采用OECD發布的FDI限制指數（4）（FDI Restrictiveness Index）對中國服務業開放進行重新測度，并進一步驗證中國服務開放對服務企業效率的影響結果是否穩健。該指標越大，表明中國外資限制水平越高，即外資進入門檻越高。由于2010年后OECD才開始逐年公布FDI限制指數，因此在使用該指標進行穩健性檢驗時，僅包含2010—2019年的樣本。

表8為使用上述五種方法對主要被解釋變量和解釋變量進行重新測度后的穩健性檢驗結果。其中，第（1）（2）列為使用企業TFP衡量企業效率，并在此基礎上驗證中國服務開放對服務企業效率影響的穩健性，結果顯示交互項的系數仍在1%的統計水平下顯著為正，表明中國服務開放顯著促進了服務企業TFP，即本文得到的中國服務開放能夠促進服務企業效率提升的結論是穩健的；第（3）（4）列為使用企業總資產報酬率（ROA）作為企業效率的衡量方式，并在此基礎上驗證中國服務開放對服務企業效率影響的穩健性，第（5）（6）列為使用托賓Q值（TQ）作為企業效率的衡量方式，并在此基礎上驗證中國服務開放對服務企業效率影響的穩健性，上述四列的回歸結果中，交互項系數均顯著為正，表明無論使用會計業績或市場業績對服務企業效率進行測度，本文所得到的中國服務開放存在服務企業效率提升效應的結論均是穩健的；第（7）（8）列為采用服務貿易限制綜合指數重新測度的中國服務開放，并以此檢驗其對服務企業效率（slp）影響的穩健性，結果顯示其系數在1%的水平下顯著為負，表明中國服務貿易的限制會顯著降低中國服務企業效率，也即意味著中國服務開放能夠有效促進服務企業效率提升，該結論與基準回歸的結論保持一致，說明了本文研究結論的穩健性；第（9）（10）列為使用FDI限制指數重新測度的中國服務開放，并以此檢驗其對服務企業效率（slp）影響的穩健性，FDI限制指數（FDI Index）的系數為負且顯著，表明中國外資限制水平的上升會顯著降低服務企業效率，即中國外資開放會顯著促進服務企業效率提升。通過上述五種方法對主要變量重新測度并進行回歸的結果均與本文的基準結論保持良好的一致性，進一步說明本文結論的穩健性，即中國服務開放顯著促進了服務企業效率提升。

表8 主要變量重新測度的穩健性檢驗結果

六、中國服務開放對服務企業效率的影響機制討論

基于文獻梳理與機制分析，本文基于技術創新視角對中國服務開放促進服務企業效率提升的機制進行探討。并借鑒毛其淋（2019）［29］的研究方法，通過構建中介效應模型對可能的作用渠道進行實證檢驗，以更深入揭示中國服務開放與服務業效率之間的內在關系。

其中，下標j、i、t分別表示企業、行業、時間；Innojt表示企業j在第t期的技術創新能力，本文選取企業申請專利數量作為代理變量，專利申請數量越多，表明企業技術創新能力越強。式（14）說明了以中國服務貿易創新試點測度的中國服務開放對服務企業效率的影響，為本文的基準結果；式（15）說明了中國服務開放對服務企業技術創新能力的影響，式（15）和（16）共同說明了中國服務開放是否通過促進企業技術創新能力進而提升企業效率。

表9第（2）（3）列顯示中國服務開放通過提升服務企業技術創新能力，進而促進其效率提升這一傳導機理的實證檢驗結果。其中，第（2）列的被解釋變量為服務企業技術創新能力，交互項的系數為0.364且在1%的水平下顯著，說明中國服務開放顯著促進了企業申請專利的數量，即提升了企業的技術創新能力；第（3）列的被解釋變量為服務企業效率，交互項與服務企業成本的系數分別為0.119和0.190，且均在5%的水平下顯著，表明中國服務開放可以通過提升服務企業技術創新能力，進而促進企業效率提升，其傳導機理在于服務開放將使得中國服務企業面臨更激烈的競爭，為了提升自身競爭力，企業必須創造新的技術、提高服務質量，進而促進其效率提升；此外，中國服務業發展相對滯后，且國際競爭力較弱，中國服務開放過程中伴隨著國外先進技術的應用，由于知識外溢效應的存在，國內服務企業可以通過學習更多先進的技術從而提升自身效率。

對于不同服務行業的企業，其效率可能會受到其所在行業某些不可觀測產業特定因素的影響，進而導致在不同行業中服務開放對企業效率的影響渠道出現不同的時間趨勢。如果存在上述情況，那么本文機制檢驗所構建的中介效應模型便不能滿足平行趨勢假設前提，進而導致估計結果有偏。因此，為了進一步驗證不可觀測的產業特定因素是否會對本文機制檢驗的估計結果造成影響，借鑒毛其淋（2019）［29］的方法，將產業與時間的交互項作為控制變量引入本文的中介效應模型中，該交互項可用來表示產業特定的線性時間趨勢。表9第（4）（5）列報告了控制產業時間趨勢之后的機制檢驗結果，回歸結果表明在控制產業時間趨勢后，技術創新能力增強仍然是服務開放提升服務企業效率的重要渠道。

此外，在機制檢驗的基準回歸中，本文使用服務企業申請專利數量作為企業技術創新的代理變量，Griliche（1990）［30］提出企業的創新成果不一定通過申請專利的方式體現，且不同行業、不同類型專利的經濟效應存在較大差異。因此，為了更全面地衡量企業技術創新能力，本文將進一步使用企業研發投入占比（Inno）作為服務企業技術創新的代理變量對影響機制進行補充檢驗，檢驗結果見表9第（6）（7）列。該結果與第（2）（3）列結果保持了良好的一致性，進一步說明服務企業技術創新是中國服務開放促進服務企業效率的重要渠道，同時說明本文基于企業技術創新機制檢驗的結果是穩健的。

表9 中國服務開放影響服務企業效率傳導機理的回歸結果

七、結論與政策建議

（一）結論

本文通過對中國服務貿易創新發展試點政策進行梳理，運用事件評估的有效識別方法——雙重差分法對中國服務開放效率的促進效應進行全面評析，并對中國服務開放影響服務企業的作用機制進行了實證檢驗，得出以下主要結論：

（1）基于服務貿易創新發展試點測度的中國服務開放顯著促進了服務企業效率，試點地區服務企業效率約提升14.8%。該實證結果通過了雙重差分的一系列有效性檢驗，包括隨機分組檢驗、平行趨勢檢驗及反事實檢驗。

（2）通過異質性分析，發現中國服務開放效率的促進作用對外資服務企業及其他非國有服務企業、大中型服務企業更為明顯；對于不同地區服務企業，中國服務開放的效率促進作用主要體現為東中部地區及長江三角洲服務企業；值得注意的是，中國服務開放并未顯著提升國有服務企業及西部地區服務企業效率，這也是今后政策實施需要關注的重點。

（3）本文通過PSM分析方法、構建多期DID模型、重新測度服務開放及服務企業效率等方法并進行穩健性檢驗后發現，中國服務開放對服務企業效率的促進作用仍然穩健。

（4）通過構建中介效應模型，本文發現技術創新能力增強是中國服務開放促進服務企業效率提升的有效機制。

2017年國家發改委印發了《服務業創新發展大綱》，從國家戰略角度明確了服務業創新發展的重要意義。《大綱》強調：加快服務業創新發展是全面提升綜合國力和國際競爭力的重要途徑，并在總體要求中明確穩步擴大服務開放領域，在開放競爭中拓展空間，提升服務水平。將服務業研發投入和創新成果持續較快增長作為2017—2025年服務業創新發展的主要目標之一。結合本文來看，2016年2月22日起實施的服務貿易創新發展試點方案，旨在構建法治化、國際化、便利化的營商環境，打造服務貿易制度創新高地，其中又以擴大服務開放、促進服務創新發展為重點。該試點方案已實施四年有余，形成了一批制度創新性強且具備復制推廣價值的經驗和案例，在促進我國整體服務貿易及服務業效率提升的同時，有效促進了試點地區服務業效率，尤其是重點支持產業和高技術服務企業表現最為突出，說明中國服務開放確實是促進服務企業效率提升的重要因素。

（二）政策建議

同時，需要注意在當前加快推動形成全面開放新格局過程中，服務開放對國有企業、低技術服務企業、西部地區服務企業的效率促進效應仍然有限，這些現象在今后的服務改革開放中應被充分考慮，將如何促進廣延邊際效率增長及切實推動經濟落后地區重點省份服務業效率提升作為服務開放的方向。為此，本文提出以下政策建議：

（1）服務貿易創新試點及中國服務開放相關政策覆蓋了不同產權的服務企業，國有企業與非國有企業對政策的敏感程度不同，服務開放所產生的政策效果也不盡相同。這一異質性應當在今后推進全面開放新格局中充分考慮，服務開放政策的制定可與我國目前正在進行的國有企業改革相結合，進一步提高國有服務企業競爭力，鼓勵具有競爭優勢的國有企業積極參與市場競爭，提高國有服務企業效率；通過加快教育、文化、醫療、科技等事業單位分類改革，從而促進事業單位參與服務業市場公平競爭，推動國有服務企業取得突破性進展。

（2）服務企業規模異質性也導致政策實施效果的差異。應當聚焦服務業重點發展領域及短板領域，以服務業產業升級為導向，推動大中型服務企業在實現規模經濟、產業集聚的同時更加專業化，向價值鏈高端延伸，并充分發揮其對本服務行業發展的帶動與示范效應；對于小型服務企業，應以降低成本、提升效率為目標，著力提升企業整體競爭力。

（3）企業所處區域的差異也會影響服務開放政策效果，建議后續改革中各地區出臺配套政策，圍繞國家區域發展總體戰略及長江三角洲發展戰略優化服務業區域布局，提升東部地區服務企業國際化水平及輻射能力；鼓勵中部地區服務企業發揮區位和產業優勢，提升服務競爭力；支持西部地區服務企業發展特色優勢產業，彌補短板。在此基礎上鼓勵服務企業跨區域合作，實現東中西部服務業合作聯動發展。同時，著力提升長江三角洲中心城市的輻射力度，增強節點城市服務效率，充分發揮其對其他區域服務企業的帶動作用。

（4）技術創新是服務開放促進服務企業效率提升的重要作用機制。因此服務開放過程中應著力提升服務企業技術創新能力，以包容創新、鼓勵探索為發展導向，引導服務企業建立研發團隊，增加研發投入。鼓勵龍頭服務企業建立創新合作平臺，推廣通用的服務技術及應用；此外，也可建立服務供應商與消費者的互動平臺，從而建立供給及需求兩方參與的技術創新網絡；與此同時，鼓勵信息技術在服務企業的深度應用，促進服務企業數字化、智能化，通過鼓勵各種形式的技術創新模式提升服務業創新發展水平。

（5）在推動服務開放時，應合理加強風險防控，強化企業主體責任，提升政府監管水平，充分發揮社會監督作用，從而為服務業效率提升及持續發展提供保障。

注 釋：

（1）數據來源于商務部統計數據（http：//www.mofcom.gov.cn/article/tongjiziliao/）。

（2）其他企業包括民營企業、集體企業、公眾企業等。

（3）東部地區省份包括江蘇、上海、浙江、福建、廣東、山東、安徽、海南、黑龍江、遼寧、吉林、河北、天津、北京等14個；中部地區省份包括河南、湖北、湖南、江西、山西、內蒙古等6個；西部地區省份包括陜西、寧夏、甘肅、四川、重慶、貴州、廣西、云南、西藏、青海、新疆等11個。

（4）FDI限制指數反映了全球70個國家（地區）22個行業對外國直接投資的法定限制。OECD通過測度外國直接投資的四種主要限制措施來衡量一個國家的FDI限制指數：一是外國股權限制；二是歧視性篩選或審批機制；三是對聘用外國人擔任關鍵人員的限制；四是其他經營限制，如對分支機構、資金遣返或外資企業土地所有權的限制。FDI限制指數在0～1之間取值，0表示完全開放，1表示完全限制，取值越高表明限制越嚴格。