生產性服務發展促進我國制造業升級了嗎
——基于現代服務業綜合試點的政策沖擊

2022-04-26 03:09:18魯成浩符大海

南開經濟研究 2022年1期

魯成浩符大海曹莉

一、引言

近年來，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。作為國民經濟發展的重要組成部分，制造業的轉型升級和高質量發展是新時期供給側結構性改革的核心內容，決定著我國經濟未來的發展質量。《中國制造2025》指出，制造業調整結構、轉型升級、提質增效是促進經濟增長的新動力，是塑造國際競爭新優勢的新出路。但在改革開放后的很長一段時間內，我國利用勞動力成本優勢積極參與國際分工，在實現經濟快速增長的同時也被歐美發達國家所主導的全球價值鏈“捕獲”，長期被鎖定在低附加值的生產環節(劉斌等，2016)。推動制造業結構升級，實現生產要素由低附加值制造業部門向以創新驅動的高附加值制造業部門轉移，是我國擺脫“低端鎖定”，實現從“制造大國”向“制造強國”轉變的關鍵，也決定著我國能否成功跨越“中等收入陷阱”。

與此同時，隨著社會分工的不斷深化和全球價值鏈的快速發展，生產性服務通過投入產出關系全方位嵌入制造業生產活動中，如物流服務、銷售服務等嵌入制造業基本活動中，管理咨詢、財務服務等嵌入制造業支持活動中，生產性服務在國民經濟中的地位和作用不斷凸顯。但是與發達國家相比，我國生產性服務發展水平仍然較低，主要體現在我國物質投入消耗相對較大、服務投入消耗較小。較低的服務投入水平限制了我國制造業向全球價值鏈高端轉型(程大中，2008；劉斌等，2016)。考慮到我國大力發展生產性服務和實現制造業升級的現實，生產性服務能否通過中間投入品效應促進制造業升級，最終實現我國經濟高質量發展，值得我們關注和深入研究。基于此背景，本文旨在研究生產性服務發展對制造業升級的影響及其機制，以期為我國制造業擺脫“低端鎖定”，實現制造業結構優化提供新思路和新見解。

回顧現有文獻，學者主要從要素稟賦、基礎設施、開放型經濟等不同視角探究如何推動制造業升級。根據比較優勢理論，專業化生產具有比較優勢的產品使得一國制造業產業結構內生于要素稟賦，在全球價值鏈的背景下，要素稟賦差異決定著各國在全球價值鏈的位置(林毅夫，2011)。盡管初始的制造業結構受制于先天要素稟賦差異，但是后天稟賦的動態比較優勢演進決定了一國制造業結構或全球價值鏈位置的變遷。有學者認為，要素稟賦的升級是實現制造業升級的前提(蘇杭等，2017)，但也有學者將要素升級稱為制造業升級的形態之一(Ernst，2001)。相比于研發投入和資本投入，勞動力投入，尤其是人力資本的投入，是動態比較優勢的決定因素(Freeman，2013)，通過干中學及知識積累實現要素稟賦的動態演進，進而實現制造業升級(蘇杭等，2017)。

林毅夫(2011)的新結構經濟學表明，制造業升級不僅依賴于要素稟賦動態比較優勢，也需要相適應的基礎設施來盡可能降低企業運行和交易成本，以達到最優的經濟效率。王永進等(2010)和周茂等(2018)分別從硬性基礎設施和產業政策兩方面證實了基礎設施對促進制造業結構升級的重要作用。隨著經濟全球化與一體化的發展，從開放經濟視角探究如何實現制造業升級成為學者研究的一項議題。周茂等(2016)研究指出，貿易自由化的進口競爭效應起到了“優勝劣汰”的作用，迫使城市內部把更多資源配置到高技術復雜度的行業上，實現資源從低技術復雜度制造業向高技術復雜度制造業轉移。Amighini 和Sanfilippo(2014)則認為，外資開放也能夠通過投資推動、技術外溢等效應推動本國的制造業升級。

隨著社會生產向專業化和復雜化方向發展，生產性服務逐漸從制造業中分離，經濟結構也逐漸從“工業經濟”向“服務經濟”轉變，生產性服務的功能也逐漸從生產潤滑劑功能向生產推進器功能轉換(余泳澤等，2016)，生產性服務與制造業的互動關系成為學者研究的重點(Anderson 和Wincoop，2004；高覺民和李曉慧，2011)。產品的無形化與定制化、生產與消費的時空一致性及面對面交易的特性極大地增強了生產性服務與制造業的互動關系，中間投入屬性使得生產性服務發展對當地制造業的影響更為廣泛。

目前關于生產性服務的研究主要集中于其對制造業生產效率、獲利能力、全球價值鏈等方面的影響。早先學者主要探究生產性服務對制造業生產率的影響，Arnold 等(2011)、Beverelli 等(2017)和孫浦陽等(2018)從服務貿易視角研究發現，服務貿易自由化增加了國內可提供服務要素的數量并提高了其質量，進一步的競爭效應推動制造業服務要素投入成本下降，通過深化社會分工提高制造業資源配置效率和生產效率。盛豐(2014)、余泳澤等(2016)、宣燁和余泳澤(2017)從產業集聚視角研究發現生產性服務在空間的集聚能夠發揮集聚規模和學習效應，進而推動制造業利潤率和生產效率的提升。另一方面，顧乃華(2010)基于中國城市面板數據發現，生產性服務在城市的發展有利于提高工業的獲利能力。楊仁發和劉勤瑋(2019)基于行業數據研究發現，生產性服務投入主要通過技術創新效應、融資效率和人力資本效應對提高制造業全球價值鏈的位置起到積極影響。劉斌等(2016)從制造業服務化的視角也得到了類似的結論，制造業服務化水平的提高對提高制造業的全球價值鏈參與度和分工地位都有著顯著正面影響。

盡管有學者以整體制造業生產率表示制造業升級，探究生產性服務對制造業升級的影響，但是從整體分析制造業升級忽視了制造業內部的結構變化。不僅如此，也鮮有研究從制造業結構視角探究生產性服務對制造業升級的影響。劉奕等(2017)基于產業空間協同視角研究發現，生產性服務與制造業存在高度關聯且相互融合促進的動態內在聯系，進而對提升制造業分工地位有著積極影響。韓峰和陽立高(2020)將制造業區分為高端、中端與低端制造業后，以不同制造業產值增長的差異作為地區制造業行業間升級的指標，其研究發現生產性服務集聚能夠帶動本地及周邊地區的制造業升級。正如上文所言，一方面，生產性服務與制造業具有較強的產業關聯性，作為上游中間投入產業，生產性服務的地域選擇和組成成分受到地區制造業需求的影響；另一方面，制造業為追求成本降低與知識外溢效應向生產性服務業發達地區轉移。這無疑將導致生產性服務發展與地區制造業升級之間的反向因果聯系，從而產生實證分析中的內生性問題；而現有文獻未能很好地解決這一問題，其研究結論存疑。此外，無論是以地區生產率還是產值增長差異作為衡量指標，均是從側面分析地區制造業結構，無法準確刻畫地區制造業結構的狀態和變化。

與現有文獻相比，本文的邊際貢獻在于：第一，首次在相關研究中以現代服務業綜合試點作為政策沖擊，利用雙重差分模型探究生產性服務發展對制造業升級的影響，從而有效地解決反向因果等內生性問題，更為科學地論證生產性服務發展影響制造業升級的因果效應；第二，以地區行業產值加權的行業增加值率作為制造業升級指標，細致地刻畫了地區制造業部門變遷的方向；第三，在借鑒Griliches 和Regev(1995)分解法的基礎上，從微觀企業的資源再配置層面探究了生產性服務發展對地區產業升級的影響渠道，彌補了現有相關研究在微觀層面解釋不足的問題。

二、理論機制與政策分析

（一）理論機制

隨著社會專業化分工的不斷演進，服務要素逐漸從制造業中分離，服務外包有利于制造業企業將有限資源集中到其生產經營活動的優勢環節，提高資源配置效率(劉明宇等，2010)。與物質投入不同的是，無形化和異質性特征使得生產性服務中間投入包含著更多的知識和人力資本等要素，而生產與消費的同一性加深了上游服務業與下游制造業間的互動關系，加速了知識和技術在產業間的流動；生產性服務也逐漸成為制造業不可或缺的重要中間投入。基于投入產出視角，生產性服務必將通過中間品投入效應對制造業發展產生影響。

根據交易成本理論，當內部化成本高于外部成本時，企業傾向于服務外包。當地區生產性服務發展水平較低時，制造業傾向于內部化服務，造成資源配置低效的同時也不利于整體生產效率的提升，進而阻礙制造業向高附加值環節升級。因此，地區生產性服務與制造業發展有著緊密的協同關系(劉明宇等，2010)。尤其是對于生產性服務投入依賴程度較高的知識密集型制造業來說，地區生產性服務業的發展所帶來的交易成本、運輸成本等下降能夠顯著降低其生產成本，提高生產效率，擴大產能。不僅如此，受到生產性服務發達地區的吸引，以高新技術產業為代表的知識密集型制造業逐漸向生產性服務發達地區轉移，地區的制造業結構得以升級。

在專業化分工背景下，生產性服務通過投入產出關系將其內含的技術、信息、人力資本等嵌入制造業生產鏈中，進而對制造業的生產績效和國際競爭力提升起到關鍵作用(Francois 和Hoekman，2010)。具體來看，生產性服務從上游的產品設計與研發，到中游的生產運營管理體系建設，再到下游的產品物流與分銷，全過程地參與制造業各個生產環節。生產性服務發展不僅作為創造知識的主要群體，更是通過生產鏈傳遞知識，進而帶動下游制造業向全球價值鏈高端化攀升，成為制造業升級的“粘合劑”和推動力(Riddle，1985)。

假說一：基于投入產出關系和產業互動理論，生產性服務發展能顯著促進地區制造業升級。

1. 生產性服務的資源再配置效應

生產性服務發展能夠顯著降低地區制造業服務中間投入成本：一是競爭效應使得生產性服務商在實現服務品質量提升的同時，降低成本加成率；二是服務品的特性決定了高交易成本，上下游的集聚有利于降低服務交易成本。更進一步，由于服務要素投入具有知識密集型等特點，技術密集型的先進制造業將更多地受益于生產性服務發展(楊仁發和劉勤瑋，2019)。因此，生產性服務發展有利于先進制造業擴大生產規模，準入門檻的下降有利于吸引資本向先進制造業轉移。

此外，受益于生產性服務發展的先進制造業不斷擴大市場規模，在實現規模經濟的同時勞動生產率得以提高。行業實際工資的上升帶動周邊勞動力逐漸向技術密集型的先進制造業遷移。由此可見，生產性服務發展通過帶動資本、勞動力向先進制造業轉移推動制造業結構升級。

假說二：生產性服務發展通過引導生產要素向先進制造業傾斜，進而促進地區制造業升級。

2. 生產性服務的創新促進效應

根據熊彼特的內生增長理論，技術創新能夠推動新產業和新產品的發展，并引導生產要素向新產業和新產品轉移，進而取代舊產業和舊產品，“創造性破壞”有利于推動地區制造業結構轉型升級。首先，生產性服務被認為是知識創造的重要來源。一方面，它直接嵌入制造業的研發環節，推動制造業創新產出的提高，例如合作研發有助于提高企業的創新效率，使得企業把有限的知識資源集中到核心技術研發，而把非核心技術研發外包出去；另一方面，生產性服務在區域內的快速發展縮短了生產性服務與制造業的距離，有利于促進產業間的勞動力流動，帶動生產性服務的知識外溢。其次，生產性服務借助于投入產出關系向下游制造業輸出先進的管理經驗，如管理咨詢服務幫助制造業企業提升經營管理效率，從而提高企業員工的積極性，激發員工的創新潛力，進而間接推動制造業企業創新。因此，生產性服務發展能夠通過創新渠道推動制造業結構轉型升級。

假說三：生產性服務發展通過創新渠道促進地區制造業升級。

（二）政策簡介與典型事實分析

早在2007 年，《國務院關于加快發展服務業的若干意見》中即指出“加快發展服務業，提高服務業在三次產業結構中的比重，盡快使服務業成為國民經濟的主導產業，是推進經濟結構調整、加快轉變經濟增長方式的必由之路”，并積極推動服務業各項改革，包括推動服務業國有體制改革、放松服務業市場準入、優化服務業營商環境等。其中，國家發改委于2010 年在37 個縣市開展了國家服務業綜合改革試點。盡管此次試點區域較廣，但是試點工作以項目申報方式進行，試點的服務種類單一且因地區而異，試點的地區既包含城市也包含縣域，因此該試點缺乏一定代表性。

隨后，我國于2011 年開始在不同地區開展現代服務業綜合試點工作，其目的是通過放松現代服務業準入限制、提高現代服務的營商環境等多種形式，加快現代服務業發展，發揮現代服務業集聚優勢，進而促進第二和第三產業相互聯動、優化資源配置等。根據《關于進一步加快推進現代服務業綜合試點工作的通知》(財辦建[2011]165號)，現代服務業綜合試點通過中央政府和地方政府共同支持的方式加快試點地區現代服務業發展。現代服務業綜合試點采用的是分階段逐步擴大試點范圍的方法，北京市、上海市、天津市、遼寧省率先于2011 年開始試點，長沙市、重慶市、深圳市于2012年開始試點，蘇州市于2013 年開始試點。

與傳統服務業相比，現代服務業指以現代科學技術，特別是信息網絡技術為主要支撐，建立在新的商業模式、服務方式和管理方法基礎上的服務產業，具有高知識密集性、高技術密集性、高人力資源密集性及高附加值等特點。韓峰等(2014)認為，生產性服務是現代服務業的核心內容，是更加強調以信息技術為核心的生產性服務業，如現代物流、電子商務和信息服務等。另一方面，2019 年頒布的《關于推動先進制造業和現代服務業深度融合發展的實施意見》也著重強調先進制造業與現代服務業相互融合。因此，從中間投入和最終消費視角看，現代服務業綜合試點在很大程度上推動了試點地區先進生產性服務業的發展，為地區制造業提供多樣且優質的服務中間投入。基于此背景，本文以現代服務業綜合試點作為政策沖擊，以試點城市作為實驗組，以非試點城市作為對照組，通過構建漸進式雙重差分模型，深入探究生產性服務發展對制造業升級的影響及其機制。

圖1 展示的是實驗組與對照組生產性服務部門就業增速變化。根據中國城市統計年鑒數據顯示，在現代服務業綜合試點之前，實驗組與對照組的生產性服務業就業增速保持著幾乎相同的趨勢；而現代服務業綜合試點于2011 年開始后，實驗組的生產性服務業發展迅速，生產性服務就業增速從2010 年的6.5%迅速擴大至2011 年的11%以上，且2012 年和2013 年的增速均超過20%，而對照組的生產性服務就業仍然保持之前的5%左右的增長速度。這初步表明了現代服務業綜合試點能夠促進實驗組城市的生產性服務業發展。

圖1 實驗組與對照組生產性服務就業增速②關于實驗組與對照組在生產性服務業就業規模和生產性服務占總服務就業比重的對比請參見附錄一，讀者可掃描本文二維碼獲取附錄，下同。

三、實證策略與變量描述

（一）實證策略

本文借鑒常用的公共政策評估方法雙重差分法(DID)，以2011—2013 年我國實施的現代服務業綜合試點作為一項準自然實驗，探究生產性服務發展對制造業升級的影響及其機制。與自然實驗一樣，準自然實驗在實驗組的選擇和試點時間都存在隨機性，能夠很好地避免生產性服務發展與制造業升級的反向因果帶來的內生性問題；另一方面，與傳統的政策評估法相比，DID 模型引入對照組與實驗組差分與政策實施前后差分等兩個差分，能夠顯著降低回歸分析中控制變量的個數，從而避免遺漏變量所產生的內生性問題(Angrist 和Pischke，2008)。本文的計量模型構建如下：

其中，U pgrading是i 城市在t 年的制造業升級指數。核心解釋變量 PSA表示城市參與試點的狀態。與常規雙重差分模型下單一政策沖擊不同的是，本文采用的準自然實驗遵循分批分階段試點的原則，在2011—2013 年的時間跨度下，依次在①北京市、上海市、天津市以及遼寧省；②長沙市、重慶市、深圳市；③蘇州市等三批次城市逐年落實現代服務業綜合試點。因此，本文采用漸進性雙重差分模型，P SA取值為1 則被定義為i 試點城市在t 年及以后開始進行現代服務業綜合試點，試點城市的其余年份則取值為0；非試點城市在全樣本時間跨度下取值為0。為核心待估參數，表示與政策試點開始前相比，政策實施后的試點與非試點城市在制造業升級方面的差異變化情況。當取值顯著大于0 時，則認為生產性服務發展能夠促進地區制造業升級。與分別表示城市固定效應和年份固定效應，以控制不可觀測的城市變量及宏觀經濟變量對回歸結果的影響，表示殘差項。

Controls表示控制變量向量，主要包括地區經濟發展水平、政府支持、要素稟賦及開放程度等。其中，地區經濟發展水平(Development)用人均GDP 表示；由于產業政策等行政手段對地區制造業結構有著重要影響(周茂等，2018)，本文以地方財政支出控制政府對當地經濟活動的支持(Government)。另外，后天要素稟賦變化對制造業升級、吸引生產性服務業有著基礎性的影響(林毅夫，2011)。本文以城市道路面積與城市總人口比重作為基礎設施(Infrastructure)的代理變量，以非農業人口作為潛在勞動投入(Labor)的代理變量，以控制地區要素稟賦變化的影響；最后，在對外開放的背景下，無論是FDI 的引入還是貿易雙向開放均與地區制造業結構息息相關，本文以制造業外資流入占GDP 比重、貨物進出口額占GDP 比重分別作為制造業外資開放(FDI )與貨物貿易開放(Trade)的代理變量，來控制制造業開放帶來的影響。

（二）制造業升級的衡量

目前大多數文獻從第一、第二與第三產業之間的結構變遷與資源配置優化等視角研究產業結構調整，如干春暉等(2011)以三個產業間的結構高級化表示產業結構升級。僅以三個產業間比重變化作為地區產業升級的指標是不完備的，一方面，三個產業間比重變化反映的是規律性產業結構變遷，是否代表著地區的產業升級仍值得商榷(周茂等，2018)，另一方面，三個產業間的結構調整忽視了更為細致的產業內結構升級，尤其是“實體經濟”中的制造業升級。韓峰和陽立高(2020)將所有制造業部門簡單劃分為高、中、低等三類制造業，并以此作為制造業升級的方向，這一做法似乎也顯得粗糙且不具體。

隨著垂直專業化分工的演進與中間品貿易的發展，學者們開始利用投入產出關系從全球價值鏈的視角探究不同國家、不同制造業所處的生產環節位置(Koopman 等，2014)。以勞動密集型為主的生產部門向以資本、技術密集型為主的生產部門的遷移發展過程反映了制造業升級的方向，這突出表現在制造業增值能力的提升。唐宜紅和張鵬楊(2018)從貿易角度研究發現，國內出口附加值率是一國在全球價值鏈中所處位置的重要體現。于是，本文以行業增加值率作為制造業升級的衡量標準，較高行業增加值率的制造業產值占比提高就意味著制造業升級。借鑒周茂等(2016)的做法，以某一地區各制造業部門產值比重作為權重，構造地區層面制造業升級指標，計算公式如下：

其中，U pgrading表示i 城市在t 年的制造業升級指標，O utput表示i 城市j 制造業在t 年的總產值，由中國工業企業數據中規模以上制造業企業產值加總得到。V _ add表示行業j 在2017 年的增加值率，由2017 年中國投入產出表數據計算得到。之所以采用2017 年的制造業增加值率是因為，一是采用非樣本時間跨度的增加值率能夠降低因反向因果和遺漏變量所造成的內生性問題，二是隨著加工制造的比重不斷下降，利用2017 年的數據更接近中國制造業的真實增加值率。為增強地區制造業升級指數的穩健性，本文在穩健性檢驗中分別以雇傭勞動力作為替代權重、以產品技術復雜度、美國行業增加值率作為國內增加值率的替代對制造業升級指標再檢驗。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

為了能夠全方位地從制造業行業大類到行業細類分析地區制造業升級，本文分別在CIC-2 位碼及CIC-3 位碼制造業水平上構建地區制造業升級指標，并以此作為被解釋變量進行DID 模型回歸分析，實證結果如表1 所示。針對OLS 回歸分析中可能存在的異方差與自相關，本文以城市聚類的穩健標準誤進行控制。

表1 第(1)列僅控制了城市層面和年份固定效應，核心變量PSA 的系數在1%的顯著水平上顯著為正。表1第(2)列，在加入包括經濟發展水平、政府支持、要素稟賦和開放程度等控制變量及控制城市和年份固定效應后，核心解釋變量PSA 的系數在1%的顯著性水平上依然顯著為正。這一估計結果表明，與非試點城市相比，在政策實施后參與現代服務業綜合試點城市的CIC-2 位碼制造業(制造業大類)升級指標顯著上升；生產性服務發展能夠顯著推動地區CIC-2 位碼下的制造業升級。進一步將制造業升級指標拓展到CIC-3 位碼后，生產性服務發展在5%的顯著性水平上同樣能夠推動地區制造業升級。由此可見，基準回歸分析結果驗證了理論分析中的假說一，即生產性服務發展能夠顯著推動地區制造業升級。

表1 DID模型基準回歸結果

（二）與模型相關的穩健性檢驗

雙重差分模型是利用時間差分與組別差分等兩次差分來識別政策效果的，這要求實驗組與對照組在政策發生前在制造業升級方面保持平行的發展趨勢，只有這樣才能有效識別政策發生后實驗組受政策影響的程度。另外，與自然實驗的“單一變量原則”要求一致，以政策沖擊作為準自然實驗的雙重差分模型需避免組別差異性對實證結果的干擾。接下來，我們從平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗等兩方面驗證該雙重差分模型的可行性和可靠性。

1. 平行趨勢檢驗

借鑒羅知等(2015)的做法，我們從計量模型視角驗證平行趨勢。以現代服務業綜合試點開始的前一期作為基準，通過構建政策實施前后各期的時間虛擬變量與組別虛擬變量的交叉項進行回歸分析。例如，變量 Before _1指的是基準前1 期與組別的交叉項，After _1 指的是基準后第1 期與組別的交叉項，以各期交叉項替代核心解釋變量PSA，實證結果如表2 第(1)列至第(2)列所示。可以發現，在加入控制變量及城市、年份固定效應后，政策實施前各期交叉項( Before _1至 Before _4)的系數均不顯著，這說明在政策實施前實驗組與對照組在制造業升級方面不存在顯著差異，由此說明實驗組和對照組城市滿足平行趨勢的假設要求。

表2 DID模型的假設檢驗

2. 安慰劑檢驗

為避免不可觀測變量對基準結論的影響，本文采用隨機抽樣的方式重新選擇試點城市與非試點城市( Treat)，并據此重新構建式(2)中的核心解釋變量 PSA，而后進行回歸分析。如果反復隨機抽樣后的 PSA與制造業升級不存在顯著關系(? = 0)，本文則可推斷出不可觀測變量與核心解釋變量不存在相關關系( Cov ( PSA,) = 0)，也可推斷出制造業升級不被不可觀測的城市-年份變量所驅動。表2 第(3)列至第(4)列展示的是一次隨機抽樣的回歸結果，在10%的顯著性水平上，PSA _Random 的系數不顯著。圖2 展示的是1000 次隨機抽樣后的回歸系數? 的密度分布圖，? 主要圍繞在零附近且不顯著。這些結果表明基準結論不受不可觀測變量的干擾。

圖2 安慰劑檢驗

為保證基準結論的穩健性，本文也針對制造業升級指標的合理性、制造業升級方向偏差、相關政策干擾及雙重差分模型序列相關等問題對基準回歸模型進行穩健性分析，實證結果和分析請參見附錄三。

五、機制檢驗與異質性分析

（一）資源再配置在制造業升級中的作用

上文從宏觀地區層面驗證了生產性服務發展能夠顯著促進地區制造業升級，但是地區制造業升級是通過微觀企業產能變化及進入退出機制逐步實現的。為此，我們接下來從微觀企業層面探究生產性服務發展是如何推動地區制造業升級的。具體而言，生產性服務發展具有較強的資源再配置效應，通過引導勞動力、資本及技術等生產要素向高附加值行業轉移，進而實現制造業升級。對于存續企業，高服務要素投入行業的企業更受益于生產性服務發展，溝通與交易成本的降低促進其利潤提升，逐利性使得生產要素逐漸向高服務要素投入的企業轉移，進而實現產能擴大。此外，生產性服務與制造業具有較強的空間互動關系(Anderson 和Wincoop，2004)，生產性服務在地區的快速發展有助于吸引高附加值企業進入本地區市場，生產要素向新進入企業傾斜，進而推動地區制造業實現轉型升級。因此，在參考Griliches 和 Regev(1995)分解全要素生產率方法(GR 法)的基礎上，本文將對地區制造業升級指數進行分解，分解公式如式(3)所示。

表3 展示了生產性服務發展的資源再配置效應檢驗結果。由表3 第(1)列可知，生產性服務發展在10%的顯著性水平上能夠通過引導現存資源向高附加值行業轉移，擴大高附加值行業的產值，進而實現資源的有效配置，推動地區制造業結構轉型升級。表3 第(2)列展示的是生產性服務發展能否通過推動存續企業從低附加值行業向高附加值行業轉型，進而實現制造業升級。遺憾的是，生產性服務發展在10%的顯著性水平上對企業的轉換效應并不明顯，這可能是實現轉換企業的樣本較少造成的，也可能是因為企業實現跨行業轉換需要一定時間跨度，本文因樣本時間跨度的有限性未能實現有效觀測。由表3 第(3)列至第(4)列可知，生產性服務發展在5%的顯著性水平上能夠促進新設企業向高附加值制造業發展，進而實現地區制造業升級，但是對引導低附加值行業企業退出市場的作用并不明顯。綜合來看，生產性服務發展主要通過引導現有及潛在的勞動力、資本等生產要素資源向高附加值行業傾斜，實現資源的有效再配置，進而推動地區制造業升級。

表3 資源再配置效應分析

（二）生產性服務的創新促進效應

生產性服務被認為是知識密集型行業。與物質投入相比，生產性服務投入包含著更多的知識和技術投入。一方面，作為制造業重要的創新性投入，生產性服務通過嵌入產品的設計、研發環節將先進的知識和技術擴散至制造業，通過“模仿”“干中學”等方式直接提高制造業企業的創新水平；另一方面通過提高管理培訓、咨詢等服務向制造業輸出先進的管理經驗，管理效率的提升有利于激發員工的創新積極性，間接促進制造業企業提高創新水平。本文分別從研發創新與管理創新等兩方面進一步綜合分析生產性服務發展的創新促進效應。為此，本文借助于中介效應模型，探究生產性服務的創新促進效應(Innovation)是否為促進地區制造業升級的關鍵因素，回歸模型如下：

在研發創新影響方面，專利的申請與授權是企業創新成果的重要體現( 吉赟和楊青，2020)，且與實用新型專利、外觀設計專利相比，發明專利的技術與創新屬性更加凸顯。于是，本文一方面以地區發明專利的授權量( Inn _num)作為地區創新產出的評價指標，另一方面根據寇宗來和劉學悅(2017)的專利更新模型，測算出地區發明專利的實際價值( Inn _value)，以此作為研發創新的代理變量。生產性服務的研發創新效應回歸分析如表4 第(1)列至第(3)列所示。在1%的顯著性水平上，無論是發明專利授權量還是發明專利實際價值均表明生產性服務發展對提高地區整體的創新能力有著顯著的積極作用。而中介效應檢驗在1%的顯著性水平上通過，說明生產性服務發展能夠通過研發創新渠道推動地區制造業升級。

在管理創新影響方面，由于銷售與管理費用(SG &A)主要用于提升員工的積極性、改善內部溝通系統以及開拓分銷渠道等，制造業管理效率可以用銷售與管理費用表示(Eisfeldt 和Papanikolaou，2013)。進一步，在借鑒Qiu 和Yu(2016)的基礎上，本文以控制制造業規模、出口量、成本加成及個體和年份固定效應后的制造業銷售與管理費用的殘差作為管理創新的代理變量。具體計算公式如下：

上述回歸方程的殘差衡量的是地區制造業管理效率。越高表明地區制造業管理效率越低。另外，S G & A指的是i 城市制造業t 年的銷售與管理費用；S ize指的是i 城市制造業t 年的規模，以雇傭勞動力總量表示；E xport指的是i 城市制造業t 年的出口額；M arkup指的是i 城市制造業t 年的成本加成率，用營業收入與利潤總額的比重表示；與分別指的是城市與年份固定效應。表4 第(4)列至第(5)列展示的是生產性服務業的管理創新渠道回歸分析。在表4 第(4)列中，PSA 的系數在5%的顯著性水平上顯著為負，這說明生產性服務發展顯著提升了地區制造業的管理效率；進一步，在10%的顯著性水平上通過了中介效應檢驗，這說明生產性服務發展能夠通過管理創新渠道推動制造業升級。

表4 機制渠道分析

（三）異質性分析②更為詳細的異質性分析回歸結果及結果分析請參見本文附錄五。

本文分別進行了地區、企業類型和出口行為等異質性分析，結果顯示生產性服務發展對東部地區制造業升級的促進作用明顯大于中西部地區；生產性服務發展能夠顯著推動非國有經濟的制造業轉型升級，而對國有經濟的影響仍不顯著；生產性服務主要通過作用于推動出口企業的制造業升級，進而實現地區整體制造業升級。

六、結論與政策啟示

本文基于2006—2013 年中國工業企業數據及中國城市統計數據，利用2011 年起實施的中國現代服務業綜合試點作為準自然實驗，探究生產性服務發展與制造業升級的關系。基準回歸證明生產性服務發展能夠顯著推動地區制造業升級，雙重差分模型假設檢驗與穩健性檢驗均支持實證結論。實證結論在地區與企業層面分別呈現異質性，具體表現在，一方面，生產性服務發展對東部地區制造業升級的推動作用更為顯著；另一方面，生產性服務發展對推動非國有企業、出口企業的制造業升級作用較為明顯。進一步的機制分析發現，生產性服務發展通過微觀的存續企業資源再配置、新企業進入等兩種方式推動宏觀地區制造業升級，更深層次的原因是生產性服務發展通過創新促進效應推動地區制造業升級。在供給側結構性改革政策背景與經濟新常態化發展階段的現實背景下，上述研究結論在推動生產性服務發展與制造業升級方面具有重要的現實意義。

首先，從供給側來看，未來我國將形成以服務業為主體的經濟形態。為實現經濟均衡發展、避免服務經濟可能引發的“脫實向虛”，應當擴大生產性服務發展規模，推動地區制造業向高附加值行業轉型升級，擺脫“低端鎖定”的局面，最終跨越“中等收入陷阱”。

其次，生產性服務通過引導勞動力、資本等要素資源向高附加值行業流動，進而推動地區制造業升級，并且在擁有健全的要素市場、市場化程度高的東部地區與在市場化運作健全的非國有經濟體中更為顯著。因此，政府應當打破勞動力與資本流動限制，加速生產要素流動，通過完善要素市場化建設，發揮生產性服務對生產要素流動的引導作用。

最后，生產性服務的創新促進效應是地區跨越高附加值行業準入門檻、實現制造業升級的背后機制。生產性服務能夠通過勞動力流動實現行業內知識外溢，但更廣泛的是通過投入產出關系實現知識和技術向制造業擴散，這既需要制造業擁有足夠的吸收能力，也依賴于地區的創新環境。因此，制造業需在政府的引導下加強人力資源建設，提高整體的知識水平，進而更好地吸收生產性服務帶來的知識外溢；另一方面，政府應當完善知識產權保護體系以降低創新的不確定性，提高知識外溢對制造業創新的促進作用。

生產性服務發展促進我國制造業升級了嗎——基于現代服務業綜合試點的政策沖擊

一、引 言