服務貿易、結構變遷與服務業全要素生產率
——前向關聯效應與后向關聯效應

陳啟斐 吳恒宇 杜運蘇

一、引 言

經濟發展伴隨產業結構變遷，早期經濟學家認為農業是經濟發展的基礎性部門。重農主義作為古典經濟學重要分支，認為所有財富均來自農業及相關活動。魁奈的《經濟表》中甚至沒有出現服務業。工業革命后工業化進程加速，工業部門成為經濟增長的支柱性部門。霍夫曼定理表明，工業化過程就是資本資料工業在制造業中占比不斷上升的過程。但是二戰之后，歐美發達國家經濟發展的典型事實是，工業部門比重不斷降低，服務部門比重不斷上升。但是，隨著服務業比重提升，國民經濟增長速度會逐步下滑(Baumol，1967，1985)。相對于工業部門，服務部門屬于技術滯后部門；服務業擴張可能導致總體經濟增長停滯。Sposi(2019)將結構變遷歸納為三個方面：第一，農業占比不斷下降；第二，工業占比表現為“駝峰”形狀，即先增后減；第三，服務業占比不斷上升。從1980 年到2017 年，中國的產業結構發生顯著的結構變遷：從1980年到2012 年，工業是我國經濟的主導部門；2013 年服務業取代工業成為國民經濟的第一大部門。按照不變價格，2019 年中國服務業占比達到53.9%。

隨著服務業占比的增加，“成本病”問題逐步顯現，中國的經濟增長速度下滑。十九大報告明確指出，支持傳統產業優化升級，加快發展現代服務業，促進我國產業邁向全球價值鏈中高端。服務業生產率滯后問題已經成為制約中國經濟高質量發展的關鍵因素。現有對服務業生產率的研究主要從制度(降低服務業準入門檻)、要素投入(提高人力資本存量)和產業關聯(強化服務業和制造業關聯效應)三個方面展開，缺乏將服務業置于全球價值鏈演化宏觀視角分析。中國制造業的發展經驗表明，對外開放，融入全球價值鏈，通過模仿和學習是提高生產效率的有效手段。隨著服務經濟時代的來臨，中國的服務業正在快速融入全球供應鏈體系。中國服務貿易出口額從1982 年27 億美元增長到2017 年2281 億美元，年均增長率為13.5%；服務貿易進口額從1982 年20億美元飆升到2016 年4676 億美元，年均增長率達到16.86%；遠遠超過全球服務貿易發展的平均水平。尤其是2008 年金融危機之后，進口服務貿易快速增長，同期我國服務業占比也快速增長。基于以上事實，本文提出一個新的觀點：能否通過對外開放，融入全球價值鏈提升服務業生產率？一方面，降低服務貿易壁壘，可以強化前向關聯效應，促進服務業內部生產要素的流動速率，優化服務要素配置，提高服務業生產率。另一方面，隨著服務貿易后向關聯程度提高，誘發技術溢出效應，促進服務業全要素生產率。通過雙向關聯效應，服務部門形成內生循環增長機制，從而提高服務業增長效率。

本文從以下方面擴展現有研究：第一，將服務業全要素生產率問題置于全球價值鏈演化中，提出通過融入全球價值鏈帶動服務業全要素生產率的觀點，為服務業理論提供新的研究范式。由于服務品可貿易程度不高，對服務業全要素生產率的研究集中在對本地要素的使用中，忽略全球價值鏈對服務業生產規模、就業結構和組織形態的影響。本文拓展KWW 模型，在多邊框架下測度我國服務貿易的附加值含量，并進一步分析其對服務業全要素生產率的影響。第二，本文將服務貿易的影響劃分為前向關聯效應和后向關聯效應，前者指本國使用來自國外的附加值含量，后者是本國出口的附加值含量，從而更加細致地刻畫出服務貿易影響服務業TFP 的作用機理。Melitz(2003)在異質性企業框架中指出，出口類似篩選機制，只有高生產率企業能夠負擔進入出口市場的固定成本，低生產率企業無法負擔該成本。高生產率企業進入出口市場后利潤增長，提高行業進入門檻，導致低生產率企業退出市場，低生產率企業的市場份額流向高生產率企業，行業整體的生產率進一步提高。Caliendo 等人(2017)基于CRH模型，分析出口對企業組織方式的影響。他們發現出口會影響企業組織形態；為滿足出口市場需要，企業會雇用不同技能水平的工人，支付不同工資并賦予其不同職能。數據顯示，90.2%的增加值由出口企業提供，新出口企業會增加更多的管理層級。組織形態變化必然會影響生產率。Beverelli 等人(2017)重點分析服務貿易政策對下游制造業生產率的影響，但是沒有分析服務行業前后向關聯的作用。第三，基于“成本病”模型，將產業結構演化納入分析框架中，嫁接國際服務貿易和國內產業結構的聯系，分析國內外雙重因素對服務業全要素生產率的影響，拓寬服務業的研究視角。成本病模型強調隨著產業結構變遷，經濟增長速度放緩。因此，結構變遷是影響行業生產率的重要指標。現有對服務貿易和服務業生產率的研究忽視產業結構的作用，從而無法獲得兩者的準確關系。為了彌補現有研究的不足，本文引入產業結構變量，作為服務貿易和服務業TFP 的調節變量。本文將深入分析在產業結構變遷的背景下，服務貿易對服務業全要素生產率的影響機制。

二、文獻綜述及機制分析

Baumol(1967)針對經濟結構服務化的特征，構建兩部門非均衡增長模型，在模型中設定服務業為技術停滯部門，制造業為技術進步部門。由于名義工資同比例增加，停滯部門(服務業)的工資成本不斷上升，勞動力涌入停滯部門。整體經濟增長速度受服務部門影響，陷入停滯狀態。Baumol 模型較好地解釋了產業結構服務化之后，發達國家經濟增長速度下滑的現象。但服務業并非是完全的技術停滯部門，兩部門的劃分過于籠統。為此，Baumol(1985)對該模型進行修正，引入“半停滯部門”，將兩部門模型擴展為三部門。研究結論顯示，隨著相對價格上升，停滯部門支出份額和就業份額急速上升。勞動力不斷轉移到停滯部門和半停滯部門，經濟增長速度下滑。該模型的結論與最初模型結論基本一致。隨后許多國內外學者對服務業生產率進行了測度，并深入探討成本病問題(Pugno，2006；程大中，2004；龐瑞芝和鄧忠奇，2014；王恕立和胡宗彪，2012)。

隨著服務業開放程度的提升，從開放視角分析服務業生產率的研究逐漸增多。江小涓(2008)考察了服務全球化能否為服務業的發展提供動力。她將服務全球化定義為：服務的生產、消費和相關生產要素的配置跨越國家邊界，形成一體化的國際網絡，各國服務業相互滲透融合和依存，國際服務供給和消費不斷增加。隨著信息技術的興起，服務跨境成本下降，促進服務業全球化。但是江小涓并沒有具體給出服務業全球化對生產率的影響，她認為兩者之間的關系需要進一步深入研究。對服務貿易的研究集中在對下游制造業生產率的影響。Zahler 等人(2014)利用智利的企業數據發現：第一，服務企業出口的比例小于制造業，同時服務出口對技能工人的要求更高。第二，服務企業和制造企業一樣，擁有很強的創新能力。第三，服務業和制造業出口企業創新能力明顯高于非出口企業，并且服務企業之間的差距更明顯。這意味著服務貿易可以顯著提高企業創新能力，帶動生產率的提升。Hoekman 和Shepherd(2017)發現服務貿易對下游制造業的生產率具有重要影響。Beverelli 等人(2017)也持相同的觀點，他們認為制度質量越好的國家，服務貿易對下游制造業生產率提升越大。隨后，學者們開始研究服務貿易對服務業生產率的影響。胡宗彪(2014)利用世界投入產出表發現，降低貿易成本會促進生產率快速提升，該作用主要體現在生產性服務部門。但是中國參與服務貿易并未帶來生產率的提升。Mainardes 等人(2017)分析信息技術對服務中創新的作用。服務貿易是高人力資本行業，使用ICT 技術會影響中心任務，進而促進創新。陳啟斐等(2021)利用跨國的面板數據，分析不確定上升背景下，服務貿易對生產率的影響。服務貿易每提高10%，全要素生產率提高0.193%。隨著經濟政策不確定性的提升，服務貿易對全要素生產率的促進作用在衰減。

以上學者的研究豐富了學界對服務貿易和服務業全要素生產率關系的理解。但是存在兩方面的不足：(1)忽略全球價值鏈在兩者關系中的作用。隨著附加值貿易核算理論的興起，測度國際貿易中內含的增加值成為國際貿易領域的前沿問題。Johnson 和Noguera(2012)構建S(部門)×N(國家)的附加值貿易核算模型，并利用GTAP7.1 計算附加值和附加值占比。他們發現：第一，附加值貿易額逐步上升，但是VAX 比例在下降。第二，主要是制造業的VAX 比例在下降，農業、非制造業工業和服務業VAX 比例都在上升。第三，附加值貿易下的貿易平衡不同于總量貿易，中美貿易順差要下降30%～40%。兩位作者在2012 年的研究基礎上進一步研究附加值貿易的演化情況。他們基于2012 年相同的理論框架，測度1970—2009 年全球附加值貿易，附加值貿易在出口中的比例下降10%，其中制造業下降20%，非制造部門上升。Wang 等人(2017a)利用2000—2014 年WIOD 的數據庫中44 個國家的56 個行業的數據測算附加值貿易額。研究發現：第一，整體服務業的前后向關聯程度低，但是提升的速度很快。制造業的GVC 參與度高于服務業。第二，純國內活動依舊占據大部分份額，但是重要性在逐步下降。Aichele 和Heiland(2018)利用OECD 的ICIO 數據庫分析貿易開放對全球和區域生產分割的作用，研究發現：貿易成本下降導致生產分割，可以解釋6%～12%的DVA 下降。文章的研究表明，中國加入WTO 促進了鄰國加強生產網格。國內學者也深入研究了我國貿易的附加值(程大中，2015；倪紅福，2017)。其中，蘇慶義(2016)構建了一國內部地區出口增加值的分解框架，他采用2007 年中國30 個省份區域間非競爭型投入產出表(30 張表)分解中國省級層面的出口增加值來源，同時匹配WIOD 數據庫中的世界投入產出表，測度中國省級出口的增加值。(2)忽視產業結構變遷對兩者關系的內生性影響，從而無法獲得準確結論。Desmet 和Rossihansberg(2014)發現高運輸成本降低專業化的收益，低替代彈性促進服務創新和服務消費。就業的再分配效應也會促進創新。勞動力從高創新部門流向低創新部門，會增加低創新部門的創新激勵，產生平衡增長路徑。結構變遷改變服務貿易對全要素生產率的影響路徑。因此，本文將從附加值貿易視角測度服務貿易內嵌的“真實價值”，再分析其對服務業全要素生產率的影響。隨后，將產業結構納入分析框架中，研究隨著產業結構的變遷，服務貿易對服務業全要素生產率的異質性影響。

服務貿易的前向關聯效應對服務業TFP 的影響主要體現在兩個方面。一方面，隨著貿易壁壘下降和技術進步，前向關聯作用強化，同時提高企業的進入率和退出率，攪拌效應(churning effect)發揮作用。高進入率和高退出率加速行業資源流動，促使生產要素向具有規模經濟、創新能力較強的企業流動，進而促進服務業全要素生產率的提升(Ariu 和 Giordano，2010)。另一方面，Breinlich 和 Criscuolo(2011)利用英國的微觀數據發現，出口的服務企業具有更高的生產率。Zahler 等人(2014)利用智利的數據也發現相同的結論。這意味著異質性企業理論也適用于服務貿易。隨著前向關聯程度的強化，生產率較高的企業擴張，提升行業整體生產率。傳統創新是對有形產品的改進和優化，這一分析框架很少用于服務業，因為服務品具有無形性和不可貿易性。但是，信息技術的發展使得服務品突破本地化限制，服務貿易和服務創新是邁過中等收入陷阱的重要手段。基于此，本文提出第一個假設(H1)。

H1：隨著服務貿易前向關聯程度的提高，攪拌效應和自選擇效應發揮作用，高生產率企業會獲得更高的市場份額，帶動服務業TFP 的提升。

后向關聯效應對服務業全要素生產率的促進作用主要體現在以下幾個方面：第一，技術溢出效應。Coe 和 Helpman(1995)認為進口貿易是全球技術擴散的主要渠道。陳啟斐和劉志彪(2015)利用中國的數據發現，進口服務貿易會帶來國外先進的技術和知識，提高生產效率。第二，服務創新效應。服務業創新是供給支配型創新，服務部門的創新更加關注軟性因素，即組織創新和技能提升。服務創新并非總伴隨制造業，服務創新是由需求主導，而非R&D 驅動。服務品具有非標準化特征，因此需要建立足夠的品牌價值(客戶信任度)來吸引消費者，這意味著服務企業出口的成本更大，生產率提升作用更強。第三，產業關聯效應。服務貿易占總體貿易的份額為23%，占附加值貿易的份額為45%(Low，2013)。服務品是GVC 的粘合劑，可確保供應鏈流程順利完成。模塊化促進服務的分拆和再聯合，這與任務貿易存在本質不同(任務貿易沒有打破生產系統)。商品和生產性服務是不可拆分的，單個市場的政策會引起整條供應鏈的漣漪效應(ripple effect)。服務貿易具有典型中間品貿易的放大效應(magnification effect)。后向關聯提供產業升級機會，模塊化與生產分割強化，伴隨供應鏈的延伸促進本地生產和消費，進而帶動生產率提升。基于此，本文提出第二個假設(H2)。

H2：隨著服務貿易后向關聯程度的提高，溢出效應和創新效應顯現，進而促進服務業全要素生產率的提升。

在目前的分工模式下，中國是世界經濟的“工廠”，生產的都是發達國家設計好的訂單和模板。全球價值鏈前端的設計研發和后端的營銷服務都被發達國家掌控，“為出口而進口”的模式導致中國進口大量的服務品。在經濟發展的早期，中國距離全球技術前沿較遠，可以通過服務貿易的前向關聯逆向吸收國外先進技術。但是，隨著中國服務業發展，模仿和學習的空間不斷被壓縮。本地服務品和進口服務品的競爭加速；同時發達國家在前沿性技術上通過知識產權保護等手段，割裂服務貿易的技術溢出機制，最終導致服務貿易前向關聯與服務業全要素生產率的正向關系反轉。

隨著產業結構的變遷，本地服務業發展加速：一方面，服務貿易的出口競爭力增強，自我選擇效應被強化，導致服務業生產要素流動加速，攪拌效應促使生產率的快速增長。另一方面，貿易開放會誘發國內的垂直一體化(Liu 等，2019)。國內垂直一體化的發展可實現全球價值鏈GVC 和國內價值鏈NVC 的對接，延伸價值鏈長度，從而強化后向關聯對生產率的提升。因此，結構變遷會強化服務貿易后向關聯與服務業全要素生產率的正向關系。基于此，本文提出第三個假設(H3)。

H3：隨著產業結構變遷，本地服務業不斷發展，與發達國家在國際服務市場的競爭加劇，前向關聯效應衰竭；而國內垂直一體化發展強化了后向關聯對生產率的提升作用。

三、典型事實：服務貿易的前向關聯和后向關聯

為了計算中國參與全球價值鏈的服務貿易附加值含量，必須要采用WIOD 數據庫中世界投入產出表。該數據包括中國在內的43 個國家(28 個發達國家和15 個發展中國家)，現有對全球附加值貿易的核算多是基于該數據(Antràs 和 Chor，2017；Wang等，2017a；Wang 等，2017b)。我國與伙伴國的雙邊服務貿易數據源于OECD 的國際收支平衡統計數據庫(International Trade and Balance of Payment，ITBP)。在ITBP 數據庫中，部分年份的數據存在缺損，對于缺損部分，我們采用7 年加權平均值進行彌補。

圖1 中給出1995—2014 年中國服務貿易附加值含量的前向關聯和后向關聯。從圖中可以發現：第一，1995 年以來中國服務貿易的附加值含量穩步提升。這說明中國參與全球價值鏈活動日益服務化，服務貿易對中國深度融入全球價值鏈的促進作用不斷提升。第二，1995 年到2000 年，服務貿易的附加值含量在較低水平徘徊。2001 年開始，服務貿易的附加值含量顯著提升。這和中國在2001 年加入WTO 有較大的關系。第三，2009 年服務貿易附加值含量較前2008 年有一定幅度的下降。本文認為這主要和2008 年爆發金融危機有關。第四，金融危機后，服務貿易的附加值含量迅速提升，并且在2011 年有較大幅度增長。2012 年以來，中國服務貿易的附加值含量處于較高水平，但是增長速度有所放緩。第五，中國服務貿易的前向關聯程度遠高于后向關聯程度。我們認為這主要有以下兩方面原因。一方面，改革開放以來，中國憑借低要素價格優勢加入全球價值鏈，主要從事生產和組裝環節。中國的比較優勢主要在制造業，而服務貿易呈現出比較劣勢。因此，中國服務貿易長期處于逆差狀態。中國需要大量進口國外的服務品，造成前向關聯程度較高。另一方面，隨著中國人均收入水平的提升，居民出國消費的需求日益旺盛。旅游服務貿易逆差日益嚴重，2017 年中國旅游服務貿易逆差占總體服務貿易逆差的90.19%。從圖1 中可以看出2011 年之后，前向關聯和后向關聯的差距不斷拉大，這和中國自從2011 年邁入中等收入水平國家、消費結構不斷升級密切相關。

圖1 1995—2014年中國服務貿易的前向關聯和后向關聯

圖2 給出細分行業的服務貿易附加值分布情況。從圖2 可以看出：第一，在5 種細分類型的服務貿易附加值含量中，商業服務貿易的前向關聯程度最高，這說明中國進口大量國外中間服務要素；消費性服務業的后向關聯程度最高。第二，公共服務業的前向關聯和后向關聯程度都是最低的，這和公共服務業強烈的本地化屬性相關。第三，金融業的前向關聯和后向關聯程度都不高，這可能和我國金融業開放程度不高有關。

圖3 給出中國服務貿易附加值前向關聯和后向關聯的地理特征。從圖3 可以發現：整體上服務貿易附加值的前向關聯高于后向關聯，東部發達地區的服務貿易前向關聯和后向關聯明顯高于中西部地區。這說明我國服務貿易主要是在沿海地區開展，內陸地區的要素稟賦尚不足以支撐其發展服務貿易。此外，廣東省服務貿易前向關聯和后向關聯程度均排在第一位。

四、研究設計、變量說明和數據來源

（一）研究設計

本文借鑒Kasahara 等人(2016)的實證模型，分析服務貿易雙向關聯效應對全要素生產率的影響。在結合樣本實際特征的基礎上，本文設計如下計量模型：

其中，下標i 表示細分服務行業，j 表示30 個省份，t 代表時間。stfp 表示服務業全要素生產率，forward 表示服務貿易的前向關聯(進口中的附加值)，backward 表示服務貿易的后向關聯(出口中內嵌本地附加值)。X 是影響服務業全要素生產率的一系列控制變量，是行業固定效應，是地區固定效應，是時間固定效應，是隨機誤差項。因此，本文分別控制省份、行業和時間固定效應。為了避免變量數量級差異造成估計結果的偏誤，所有變量均采用對數形式。考慮到生產率增長過程具有連續性的特征，我們引入被解釋變量的滯后一期作為解釋變量。本文根據國際技術擴散理論、內生經濟增長理論及發展經濟學相關理論，引入FDI、研發投入和人力資本作為控制變量，來控制全球技術擴散、研發能力提升、人力資本豐裕度提高對服務業全要素生產率的影響。實證方程進一步優化為

在經濟發展的不同階段，服務業呈現明顯的差異性。服務業生產率在服務型經濟和制造型經濟表現出不同的特征(Ngai 和 Pissarides，2007)，成本病模型強調經濟結構服務化會導致經濟增長速度下滑。這意味著服務業全要素生產率受到產業結構變遷的影響。在研究服務貿易和服務業TFP 的關系時，需要將產業結構納入分析框架中。因此，本文構建如下的計量方程

其中，structure 表示結構變遷。本文通過引入結構變遷、前后向關聯的交互項(ln forwardln structure和 ln backward,ln structure)，來考察結構變遷對服務貿易和服務業全要素生產率的影響。

（二）變量說明

1. 服務業全要素生產率

本文對服務業全要素生產率的測算借鑒王恕立和胡宗彪(2012)、王恕立等(2015)的方法，采用DEA-Malmquist 生產率指數法。關于該方法的介紹，可以參見這兩篇文章，本文不做過多轉述。本文的樣本數據包括1995—2014 年30 個省份的5 個服務行業(消費性服務業、交通倉儲和運輸業、金融業、商業、公共服務業)。服務業的產出數據來源于各省份的統計年鑒，部分缺失的數據采用7 年加權平均進行處理和插值。部分省份的連續缺損數據由國研網的區域數據進行彌補。

本文用服務業各行業的年末從業人員數作為勞動投入變量。數據來源于國研網的《人口和就業數據庫》。因此，本文采用永續盤存法(Perpetual Inventory Method)估算資本存量，計算服務業資本存量時采用4%的折舊率。

2. 服務貿易的前向關聯和后向關聯

這兩個指標在本文第三部分給出。

3. 結構變遷

結構變遷是一個復雜的過程，包括產值結構變遷、就業結構變遷、資本結構變遷及生產率的動態變化。這些變遷存在較為明顯的特征，即要素稟賦和產出等在一二三次產業中依次更迭。我們查閱關于“結構變遷”的文獻，在實證分析中具體的處理可以分為兩個思路：第一，按照產出結構度量，既有產值比例也有增加值比例。Ngai 和Pissarides(2007)，Kongsamut 等人(2001)都是用服務業增加值的占比來衡量結構變遷。第二，按照就業結構來衡量，即不同行業的就業比重。Lee 和 Malin(2013)分析教育對中國結構變遷的影響，主要是分析教育對農業部門和非農部門就業的影響。Felipe和Mehta(2016)采用就業份額作為結構變遷的衡量指標，分析全球經濟的去工業化現象。Matsuyama(2019)探討恩格爾法則對結構變遷、創新和貿易模式的影響。該文章用就業結構和產出結構衡量結構變遷。考慮到服務業增加值和前后相關聯存在較強相關性，因此本文利用行業的就業人數占比衡量結構變遷。

4. 相關控制變量

(1)外商直接投資(FDI)：外商直接投資是我國吸收國外先進技術的主要渠道之一，是支撐服務業生產率提高的主要手段(陳繼勇和盛楊懌，2008；賴明勇等，2005)。為了控制FDI 對服務業全要素生產率的影響，本文將FDI 也納入計量方程中。

(2)研發(R&D)：內生增長理論強調研發是技術進步的主要機制。從模仿創新走向自主創新是中國提高經濟增長績效的必由之路。服務業作為技術較為滯后的部門，尤其需要提高服務創新能力(P?schl 等，2016)。因此，本文在計量方程中加入研發投入分析其對服務業全要素生產率的影響。

(3)人力資本(Human)：發展經濟學強調人力資本是技術進步的源泉之一。人力資本的積累可以快速提升學習能力，有利于提升服務業生產率。因此，本文在實證方程中加入人力資本存量作為控制變量。

（三）數據來源

服務業的產出、年末就業人數，教育年限及外商直接投資金額來自各省份的統計年鑒。產業的固定資產投資來源于國研網的《固定資產投資數據庫》，部分缺損數據采用7 年加權平均進行補充。各省份的1997 年、2002 年、2007 年和2012 年的投入產出表來自國研網的《國民經濟核算統計數據庫》，跨國的投入產出表來自WIOD 數據庫和OECD 數據庫。服務貿易數據從《國際收支平衡統計數據庫》獲得，部分缺損數據采用7 年加權平均值進行彌補。產值數據利用GDP 平減指數進行調整，投資數據也采用相應的價格指數進行調整。表1 給出變量的統計信息。

表1 統計性描述

五、實證分析

（一）全樣本回歸

本文采用廣義矩估計進行實證分析，表2 中第1 列給出實證結果。第1 列回歸結果表明，服務貿易的前向關聯和后向關聯都可以促進服務業全要素生產率的提升；前向關聯程度每提高10%，服務業TFP 將上升0.277%；后向關聯程度每提高10%，服務業TFP 將上升0.882%。考慮到WIOD 和OECD 分別提供跨國的投入產出信息，我們還將WIOD 和OECD 的數據進行匹配，并進行實證分析。第2 列表明，前向關聯和后向關聯對服務業全要素生產率的提升作用依舊顯著。這說明開展服務貿易是促進服務業全要素生產率提升的重要渠道。相較于貨物貿易，服務貿易是一種高技術密集的貿易形態，對服務業生產率的促進作用尤為明顯。因此，假設1 和假設2 得到驗證。

表2 服務貿易對服務業全要素生產率的全樣本回歸結果

人力資本可以顯著促進服務業全要素生產率的提升，人力資本每提高10%，帶動服務業全要素生產率提高1.04%。中國的產業增長具有典型的粗放型特征，重視規模，而非質量。服務業尤其是消費性服務業的擴張伴隨著低技能工人的增長，缺乏技術密集型工人。人力資本的增長可以有效彌補服務業發展中的短板，促進全要素生產率提高。

外商直接投資的增長會抑制服務業全要素生產率；數據顯示，FDI 每提高10%，服務業全要素生產率下降0.608%。伴隨中國資本豐裕度的提高，FDI 已經無法為經濟增長提供持續的動力。中國已經從吸收FDI 的大國轉向對外投資(OFDI)大國，2016 年中國首次出現資本賬戶的逆差。這意味著，現階段中國的經濟增長需要主動發展OFDI，在全球范圍內尋求高級生產要素，而非吸收FDI。

研發投入會抑制全要素生產率的提升，這一結果的確有些令人費解。我們認為這主要和研發投入的最優區間及中國的“研發困境”有關。第一，研發投入存在最優區間(安同良，千慧雄，2021；劉樂淋和楊毅柏，2021)，如果偏離該區間就可能導致TFP 的下降。第二，技術開發對全要素生產率的提高存在顯著的抑制作用，且會持續一段時間，導致技術開發投入抑制全要素生產率提高的可能原因是多方面的，張海洋(2005)將科技創新投入分解為科學研究與技術開發投入兩類。現階段，中國科學研究投入對全要素生產率的提高沒有顯著影響，而技術開發投入則不利于提高全要素生產率(葉祥松和劉敬，2018)。本文的研究結果和以上的研究相吻合，即目前中國處于創新雙低的困境(諸竹君等，2020)，研發投入無法為TFP 提供有效支撐。

（二）服務貿易、結構變遷與服務業全要素生產率

本文通過引入服務貿易前向關聯程度、后向關聯程度和產業結構的交互項來控制產業結構變動對服務貿易與服務業TFP 之間關系的影響。采用公式(3)進行回歸分析，實證結果見表3。

表3 中第1 列引入服務貿易后向關聯程度與結構變遷的交互項，第2 列引入服務貿易前向關聯程度與結構變遷的交互項，第3 列同時將兩種因素納入回歸方程中。考慮產業結構變遷之后，服務貿易對服務業TFP 的影響產生明顯分化：后向關聯程度依舊可以促進服務業全要素生產率的提升，但是前向關聯對服務業的影響系數變為負值。數據顯示，后向關聯和結構變遷的偏回歸系數為0.149，而前向關聯和結構變遷的偏回歸系數為-0.201。這就驗證了本文的第3 個假設(H3)，隨著產業結構變遷，本地服務業不斷發展，與發達國家在國際服務市場的競爭加劇，前向關聯效應衰竭；而國內垂直一體化的發展，強化后向關聯對生產率的提升作用。本文的實證結果拓展了Constantinescu 等人(2019)的研究，他們利用1995—2009 年WIOD 數據庫測度了后向關聯對生產率的影響，實證發現后向關聯程度上升10%，生產率提高1.6%。本文加入結構變遷因素后，發現后向關聯對服務業生產率的促進作用隨結構變遷而強化。本文認為出現這樣的結果和中國在全球價值鏈上所處的位置及分工模式相關。服務業開放會誘發國內的垂直一體化(Liu 等，2019)。國內垂直一體化的發展，實現全球價值鏈GVC和國內價值鏈NVC 的對接，延伸價值鏈長度，從而強化后向關聯對生產率的提升。因此，產業結構變遷會強化服務貿易后向關聯與服務業全要素生產率的正向關系。

表3 服務貿易、結構變遷與服務業全要素生產率的回歸結果

（三）細分行業

服務業內部細分行業眾多，不同行業存在明顯差異。生產性服務品具有典型的中間品特征，消費性服務品則直接流入消費環節，而公共服務品的本地化傾向更高。服務貿易對不同行業的影響必然存在差異。因此，本部分將5 個服務業細分行業劃分為消費性服務業、生產性服務業和公共服務業三個部門(消費性服務業對應消費性服務業；生產性服務業對應交通運輸、倉儲和郵政業，金融業，商業；公共服務業對應公共服務業)，分別研究服務貿易對不同服務部門全要素生產率的影響。采用和全樣本相同的回歸方程，實證結果見表4。

表4 服務貿易、產業結構變遷與服務業細分行業全要素生產率的回歸結果

表4 中第1 列是服務貿易對消費性服務業全要素生產率的回歸結果，第2 列在第1 列的基礎上引入結構變遷的回歸結果。不考慮結構變遷時，服務貿易無論是前向關聯還是后向關聯都可以顯著促進消費服務業全要素生產率提升。但是引入和結構變遷的交互項后，服務貿易的前后向關聯對消費性服務業的全要素生產率影響不顯著。我們認為，出現這樣的結果和消費性服務貿易的特征高度相關。消費性服務貿易主要為個人提供旅行、休閑、住宿和餐飲等領域服務品。在服務業比重較低時，國內廠商可以通過模仿國外的消費性服務品來提高生產率。但是隨著服務業比重的提升，技術含量相對較低的消費性服務品完全可以由本地生產商提供。此時，服務貿易對消費性服務業全要素生產率的影響不再顯著。

第3 列是服務貿易對生產性服務業全要素生產率的回歸結果，第4 列在第3 列的基礎上引入結構變遷的回歸結果。不考慮結構變遷時，服務貿易對生產性服務業具有明顯的促進作用；隨著服務業比重的提升，前向關聯效應對生產性服務業的影響變為負值，表現出和整體相同的結果。中國的改革開放具有典型的漸進式特征，制造業先加入全球價值鏈，服務業的開放程度低于制造業。由于制造業的中間服務品需求(主要是生產性服務品需求)都是通過進口，服務貿易的技術溢出效應極大促進服務業的生產率。隨著服務業的發展，服務品國際競爭力加強，后向關聯對生產率的促進作用進一步加強。同時，本地服務品逐步替代進口服務品，導致前向關聯的促進作用發生反轉。

第5 列是服務貿易對公共服務業全要素生產率的回歸結果，第6 列在第5 列的基礎上引入結構變遷的回歸結果。服務貿易對公共服務業全要素生產率和整體保持一致。這說明后向關聯效應是公共服務業提升全要素生產率的關鍵因素，并且隨著產業結構變遷后向關聯效應對公共服務業的全要素生產率的促進作用不顯著。這意味著，隨著服務業的發展，公共服務有限的模仿學習空間飽和，此時后向關聯無法促進服務業的生產率提升。

六、穩健性檢驗

為了確保研究結論的可靠性，避免解釋變量和被解釋變量之間存在內生性問題，本部分將從以下幾個方面進行穩健性檢驗。第一，更換解釋變量的測度方法，將前向關聯和后向關聯由數值變為比例。第二，更換解釋變量的測度方法，對被解釋變量取差分。第三，調整樣本的范圍。考慮到中國改革開放之后采用的非平衡發展戰略，即促進東部發達地區率先融入全球價值鏈。地區的區位因素會影響全球價值鏈的參與度(Córcoles 等，2015)，因此也會影響前后向關聯對生產率的作用。本文也將考察區位因素對實證結果的影響。東部地區主要是以北京為核心的環渤海地區，以上海為核心的長三角地區和以廣州，深圳為基礎的珠三角地區進行漸進式的開放策略。因此，本文還將剔除北京、上海和廣東樣本進行回歸分析。最后，我們還考察遺漏變量對回歸結果造成的偏誤。

（一）穩健性檢驗Ⅰ：更換解釋變量測算方法

首先，本文將服務貿易的前向關聯和后向關聯的測度方法進行變換，將絕對的數值變換為相對的比例。將服務貿易的前向關聯和后向關聯轉化為和服務貿易總體附加值的比例，然后帶入計量方程中。實證結果見表5 的第1 列和第2 列。

第1 列是更換為比例之后的回歸結果，第2 列在第1 列的基礎上引入結構變遷的交叉項。回歸結果顯示，更換解釋變量之后方程的結構和基準回歸保持一致：隨著產業結構變遷，后向關聯會促進服務業全要素生產率，前向關聯會抑制服務業的全要素生產率。這說明更換解釋變量的測度之后，回歸結果保持穩健。

（二）穩健性檢驗Ⅱ：對被解釋變量取差分

為了進一步避免被解釋變量和解釋變量由于時間趨勢上的同向演化造成的內生性問題。本文參考Ariu(2016)的處理方法，對被解釋變量進行差分處理。Guillin(2013)研究美國服務貿易和貿易政策時，也采用相同的處理方法。取dln tfp= ln tfp? ln tfp，經過差分之后的被解釋變量消除了時間趨勢，較好地克服了內生性問題。實證方程設定如下：

實證結果見表5 中的第3 列和第4 列。第3 列是對被解釋變量取差分的回歸結果，第4 列加入前向關聯和后向關聯與結構變遷的交互項。實證結果和整體保持一致。服務貿易的前向關聯效應和后向關聯效應都可以促進服務業TFP 的提升。隨著產業結構變遷，前向關聯效應對服務業TFP 的影響變為負值，后向關聯效應依舊保持服務業TFP 的促進作用。因此，本文的實證結果是一致無偏的。

（三）穩健性檢驗Ⅲ：剔除北京、上海和廣東

研究服務貿易不能回避的問題是空間上的內生性問題：第一，地理上接近國外市場的省份更容易開展服務貿易(服務貿易的進口成本較低)；第二，服務業相對發達的省份具有相對出口比較優勢(服務貿易出口的競爭力相對較強)。地理上的雙重偏誤會使得估計存在偏誤。因此，本文第三種穩健性檢驗在對被解釋變量取差分之后，將北京、上海和廣東剔除掉，對剩下的27 個省級單位進行回歸分析。實證結果見表5 第5 列和第6 列。

第5 列是剔除三個省級單位之后的回歸結果，第6 列加入前向關聯和后向關聯與結構變遷的交互項。實證結果和整體保持一致。服務貿易的前向關聯效應和后向關聯效應都可以促進服務業TFP 的提升。隨著產業結構變遷，前向關聯效應對服務業TFP 的影響變為負值，后向關聯效應依舊保持服務業TFP 的促進作用。因此，本文的實證結果并未受到地理因素的干擾，是穩健的。

七、主要結論及政策建議

隨著服務經濟時代的來臨，服務業全要素生產率成為決定國家經濟增長的關鍵因素。中國是典型的制造業大國，服務業發展長期滯后。如何提高服務業發展績效，提升全要素生產率是當前中國經濟面臨的主要問題。十九大明確指出，要大幅度放寬市場準入，擴大服務業對外開放，形成面向全球的貿易、投融資、生產、服務網絡，加快培育國際經濟合作和競爭新優勢，推動形成全面開放新格局。能否通過發展服務貿易這種新貿易形態，提升服務業全要素生產率？針對該問題，本文基于細分行業的服務業和服務貿易附加值數據，并結合30 個省份的1997 年、2002 年、2007 年和2012 年共計120 張投入產出表，測算中國服務貿易附加值的前向關聯水平和后向關聯水平；并在此基礎上探討服務貿易對服務業全要素生產率的影響機理，得到以下結論。

第一，服務貿易可以顯著提升服務業全要素生產率。數據顯示，前向關聯程度每提高10%，帶動服務業TFP 上升0.277%；后向關聯程度每提高10%，帶動服務業TFP上升0.882%。服務貿易作為高級形態的貿易模式，具有知識密集和技術密集的雙重屬性，可以幫助中國服務業實現技術進步。

第二，隨著產業結構變遷，服務貿易前向關聯和后向關聯對服務業生產率的促進作用發生變化：后向關聯依舊可以促進服務業全要素生產率，但是前向關聯對服務業的影響系數變為負值。數據顯示，后向關聯和結構變遷交互項的偏回歸系數為0.149，而前向關聯和結構變遷交互項的偏回歸系數為-0.201。隨著服務業的發展，本地服務品對進口服務品產生替代效應，競爭加劇，導致前向關聯對服務業全要素生產率的促進作用消弭。

第三，從細分行業上看，服務貿易可以顯著促進消費性服務業、生產性服務業和公共服務業的全要素生產率。考慮產業結構變遷后，服務貿易的影響發生變化，對消費性服務業的影響不顯著，服務貿易的后向關聯效應促進生產性服務業TFP，服務貿易的前向關聯效應會抑制生產性服務業和公共服務業的TFP。本文的研究表明，服務業內部不同行業的差異性極大，對服務業和服務貿易的研究需要深入分析不同屬性的服務品。

本文得到的啟示包括：(1)解決服務業發展滯后的問題，不僅需要考慮國內因素，更重要的是將服務業發展置于全球價值鏈，大力發展服務貿易，降低服務貿易壁壘，鼓勵服務企業主動參與進出口活動。(2)隨著國內服務業的發展，本地服務品與國外服務品會產生競爭，此時要鼓勵國內服務企業主動參與全球競爭，政府注重服務貿易的發展序列。(3)對不同的細分服務業，需要制定服務貿易的政策細則。對待生產性服務業，要引導服務貿易的后向關聯效應。(4)發展服務貿易不應當局限于東部發達地區，服務貿易對服務業全要素生產率的影響不存在空間異質性。應當鼓勵中西部地區開展服務貿易，利用“一帶一路”倡議的契機，向西部地區拓展服務貿易空間，形成“陸海內外聯動、東西雙向互濟”的服務業開放格局。