服務業外資自由化與中國制造業企業全球價值鏈地位提升

郭娟娟 冼國明 李 怡

(1.上海社會科學院，上海 200020；2.南開大學，天津 300071；3.上海財經大學，上海 200433)

一、引言與文獻綜述

根據《2020年世界發展報告》，全球價值鏈是指將生產過程分割，并將其分布在不同的國家(地區)，企業依靠自身的差異化要素稟賦融入全球價值鏈的特定環節，不再完整地生產某一商品。位于全球價值鏈上游的企業具有較強的產品附加值俘獲能力，對實現自身競爭力和當地產業結構升級具有重要的作用。隨著中國不斷拓展參與全球價值鏈生產體系的廣度和深度，全球價值鏈發展對中國經濟增長的積極影響越來越大(裴長洪，2013)。Gereffi et al.(2012)認為，中國深度融入國際分工體系，推動了其制造業的快速發展。遺憾的是，在全球價值鏈分工體系中，中國長期位于由發達國家主導的價值鏈的下游環節，自然資源消耗巨大但獲得的利潤微乎其微。表面來看這是由于中國的制造業服務化水平(30%)相比德國(39%)和美國(32%)等發達國家而言較低，深層的原因卻是生產性服務業供給不足，導致制造業服務化轉型困難。服務業與制造業的融合決定了全球價值鏈的橫向格局，對經濟增長、互聯互通和產品多樣化具有不容忽視的影響。一方面，服務要素在制造業企業全球價值鏈中發揮著統籌生產運營、協調聯系以及總部管理的功能(盛斌 等，2015)。另一方面，作為制造業的中間投入，服務要素可以通過技術溢出、顧客接觸以及資源配置效應促進企業研發創新，進而實現價值創造和增值(呂越 等，2017)，推動制造業企業向全球價值鏈高端環節延伸。有鑒于此，促使制造業服務化是當前中國面臨的重要課題，通過擴大服務業開放程度促使更多外資進入中國生產性服務領域對中國制造業轉型升級具有重要的作用。

中國一直堅持對外開放政策，不斷推進市場開放進程，但服務業開放程度相對保守。《外商投資產業指導目錄(1995—2015)》顯示，中國在服務業外資進入的范圍、方式和外方持股比例等方面存在嚴格的限制，50%以上的服務行業禁止(限制)外資進入，而制造業行業僅有15%的限制狀況。限制外資進入這一政策在一定程度上保護了中國較為脆弱的服務業，但也不可避免地造成服務業整體競爭水平低下和技術發展相對滯后，進而對制造業的發展產生負面效應(江小涓 等，2004；江靜 等，2007；Arnold et al.，2016)。2020年商務部《全面深化服務貿易創新發展試點總體方案》提出，推動服務業供給側結構性改革，鼓勵制造業企業服務化，推動生產性服務業和高端服務業發展，為中國在國際競爭中取得新優勢奠定基礎。

本文旨在考察中國服務業外資開放對制造業企業全球價值鏈地位提升的影響及內在機理，以期補充對服務業開放領域的研究，為助力制造業企業利用優質服務深度融入全球價值鏈、促使其向價值鏈高端延伸提供新的視角，并為中國進一步開放服務業提供重要的理論依據。

目前已有不少學者探究了外資自由化與制造業企業經濟效益，但主要集中在企業生產率和出口兩個方面。就外資自由化與企業生產率之間的關系而言，Arnold et al.(2011)以捷克制造業企業數據為研究對象，發現制造業企業生產率的提高在一定程度上受服務業外資進入的影響。Fernandes et al.(2012)進一步指出離技術前沿最遠的企業從服務業開放中獲益最多。侯欣裕等(2018)聚焦于服務業外資管制與下游制造業企業生產率的關系，同樣發現放松對中間服務業的外資管制能夠顯著推動下游制造業企業生產率的提高。根據新新貿易理論，生產率較高的企業會更多地參與出口，因此，大多關于服務業外資進入與出口的研究均認為服務業外資管制政策放松顯著促進了制造業企業出口競爭力的提升。Bas(2014)研究發現，印度服務業改革中，涉及能源、電信與交通運輸業等細分行業的改革顯著提升了制造業出口績效。孫浦陽等(2018)同樣發現服務業開放顯著提高了下游制造業的出口傾向和出口額，且該作用在管理效率高的企業中表現更為顯著。武力超等(2016)也指出，企業出口密度的提高在很大程度上得益于生產性服務業的開放。部分文獻采用不同國家不同時期的數據得出:服務貿易自由化對提高相關國家企業全球價值鏈嵌入度和增值能力具有顯著的促進作用(Erik et al.，2017；林僖 等，2018)。

相比已有研究，本文可能的邊際貢獻主要有以下幾點：第一，研究視角方面，目前關于服務業外資自由化的研究，大多聚焦于企業生產效率與出口方面，關于全球價值鏈的研究也只是從服務貿易出發，對服務業外資自由化全球價值鏈效應的研究較為欠缺。本文將制造業企業全球價值鏈地位提升作為落腳點，系統分析服務業外資開放影響中國制造業企業全球價值鏈地位提升的程度及內在機理，有助于豐富該領域的文獻。第二，研究內容方面，本文區分了企業異質性、服務業發展程度、開放程度、服務使用率，城市規模以及時間段等，所得結論對通過開放服務業外資管制促進制造業發展，進而實現中國經濟高質量增長提供了更全面的事實證據。第三，本文還檢驗了制度環境對兩者關系的調節作用，對通過優化制度環境增強服務業開放的積極效應，進而提升中國在國際競爭中的地位具有啟示作用。第四，指標測度方面，在測算服務業外資自由化指標時，現有文獻對于服務業要素投入權重的測量，主要來自中國投入產出表，但該表并不連續，采用就近年份原則將數據進行連續化處理可能存在一定程度的偏差。本文利用連續的世界投入產出表，測度了中國制造業2000—2007年連續的服務業要素投入權重，使得對服務業外資自由化指標的測度更為準確，所得結論也更為合理。

二、模型構建、指標說明與數據來源

(一)模型構建

采用2000—2007年中國微觀企業的經驗數據，本文將制造業企業全球價值鏈地位與服務業的開放程度相結合，探究服務業外資開放與制造業企業全球價值鏈地位提升的相關性，模型構建如下：

gvcup=α+βopser+∑κN+∑γM+μ+μ+ε

(1)

其中：gvcup為被解釋變量，指第t年制造業行業j中i企業的全球價值鏈地位提升；核心解釋變量opser是分行業服務業開放指數，通過制造業行業j在t年對服務中間投入的依賴程度測算而得；∑N和∑M分別表示企業和行業層面的控制變量。β為本文最為關注的系數，μ和μ分別為企業和時間(年份)固定效應，ε為隨機擾動項。為了緩解可能存在的組內相關問題，對模型回歸結果的標準誤差在行業-年份層面聚類進行調整。

(二)指標說明

1.被解釋變量：企業全球價值鏈地位提升

與郭娟娟等(2020)做法一致，采用“上游參與度”來表征企業全球價值鏈升級。參照蘇丹妮等(2020)的做法，企業的全球價值鏈上游參與度可以表示為：

(2)

(3)

(4)

2.核心解釋變量：服務業外資自由化

區別于采用服務業外商直接投資流量(Duggan et al.，2013)、服務業外商投資存量或外資企業在服務業中的從業人員比重作為衡量服務業開放水平的測度方法，本文借鑒Arnold et al.(2016)與Bas(2014)的做法，通過OECD發布的外商直接投資限制指數(FCI)來構建服務業外資自由化指標，該方法構建的指標更加關注到政策層面，其研究結論更容易作用于政策指導。具體的模型構建如下：

opser=θ×FCI

(5)

其中：opser為服務業外資自由化指標，該指標越大，行業對外商直接投資的開放度越低；θ為中國服務業投入在制造業j的中間總投入中所占比重，該指標利用投入產出表計算可得。FCI為服務業j在t年的FDI限制指數，原始數據來自OECD“外商直接投資限制指數”。

OECD“外商直接投資限制指數”統計數據公布了傳媒業、銷售業、交通運輸業、電信業、金融服務業和商務服務業六類服務業的FDI限制指數，由于中國傳媒業一直未對外開放，所以在計算時將這一行業剔除。利用世界投入產出表，計算得到服務業行業在14個制造業行業(見表1)中的中間投入比重，然后以此為權重求出5個服務業行業外資開放程度指標。參照呂越等(2018)的做法，匹配中國工業企業數據庫中制造業企業所在二分位行業的代碼與世界投入產出表(如表1所示)，最終得到制造業企業所在二分位行業的服務業開放指數。

表1 行業對照表

3.控制變量

本文的控制變量主要包括：(1)制造業企業全要素生產率(tfp)，采用OP法(Olley et al.，1996)測算。(2)資本勞動比(kl)，用資本存量與從業人員數比值的對數值表示。(3)企業規模(size)，采用企業年均從業人數的對數值來衡量。(4)企業年齡(frag)，用當年年份與企業開業年份的差加1的對數值測度。(5)企業是否受到補貼(subsidydum)，若受到補貼則取值為1，否則為0。(6)企業所有制類型(soe、foreign)，若企業外商投資(港澳臺與外商資本之和)占總資本的比重超過25%，則該企業被認為是外資企業(foreign=1)，若企業國有資本與集體資本占實收資本的比重高于50%，則該企業為國有企業(soe=1)。(7)行業層面指標主要是行業競爭程度(hhi)，測度模型為：

(6)

其中：sale為制造業企業的銷售額，sale為二分位制造業行業的銷售額。hhi指數越大，市場競爭程度越小；該指數越小，市場競爭程度越大。

(三)數據來源

本文主要涉及四類數據：產品層面的關稅數據、海關貿易數據、企業層面的生產數據以及行業層面的投入產出數據。其中，關稅數據來自WTO的Tariff Download Facility數據庫，投入產出數據來自世界投入產出表。借鑒Yu(2015)的方法，對生產數據與海關貿易數據進行匹配，并對合并之后的數據進行異常指標或樣本的處理(Feenstra et al.，2014)，最終得到275643個觀測值。

相關變量的描述性統計如表2所示。

表2 變量描述性統計結果

三、實證結果分析

(一)基準回歸

為考察服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈地位提升的作用，本文對模型(1)進行實證檢驗，結果匯報于表3。

表3 基準回歸結果

表3列(1)為在控制時間和企業固定效應之后，僅加入核心解釋變量的回歸結果；列(2)～(5)依次加入企業和行業層面的控制變量。結果表明，本文的主要解釋變量——服務業外資自由化(opser)的估計系數均至少通過了5%顯著性水平上的負向檢驗，說明在控制時間和企業固定效應以及其他影響因素之后，服務業部門外商直接投資的限制水平越低，外資自由化程度越高，對制造業企業全球價值鏈地位提升的促進作用越明顯。且模型回歸結果具有較好的穩健性。可能的原因是：一方面，外資進入可以更新服務業的生產技術，下游制造業企業能夠通過溢出效應和學習效應間接提升下游制造業企業全球價值鏈地位(Fernandes et al.，2012)；另一方面，隨著產業分工的深化，企業生產中的統籌、協調等環節將主要由能力更強的外資生產性服務業完成，節約了制造業企業的交易成本(呂政 等，2006)，有利于企業向全球價值鏈高端環節延伸。

(二)穩健性檢驗

1.改變實證樣本

首先，本文對剔除純進口企業、全外資企業以及純加工貿易類型企業之后的樣本重新進行回歸。結果如表4列(1)～(3)所示，opser的系數均顯著為負，說明服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈地位提升的促進作用在改變實證樣本之后依然成立。其次，表4列(4)、(5)為采用2000—2013年海關工業企業數據庫匹配樣本進行回歸的實證結果，加入控制變量后，opser系數由-0.0437變為-0.0412，且后者在5%的置信水平上顯著，再次驗證了基準結果的穩健性。

表4 改變實證樣本的穩健性檢驗

2.改變實證方法

是否參與全球價值鏈生產體系的選擇行為會影響其所處的價值鏈地位，為避免由于樣本選擇偏差帶來的偏誤，須考慮選擇行為對樣本的影響。因此，我們采用Heckman兩步法對實證樣本進行重新回歸，相應結果列于表5。

表5 改變實證方法的穩健性檢驗

表5中，選擇方程的估計結果見列(1)、(3)、(5)，結果方程的估計結果見列(2)、(4)、(6)。其中，服務業外資自由化在結果方程中的估計系數分別為-0.0245、-0.1196、-0.1153，且均通過了1%顯著性水平上的檢驗，驗證了本文基準結論的穩健性。

3.替換核心指標的檢驗

與現有研究一致，本文首先采用企業以出口為目的的進口的中間品中包含的國外增加值占其總出口的比例來衡量企業全球價值鏈下游環節參與度，該值越大，說明企業越處于全球價值鏈的低端生產環節，即企業所在的價值鏈地位越低，預測核心解釋變量對其影響系數為正。進一步地，根據Koopman et al.(2010)的方法，利用企業全球價值鏈上游環節參與度和下游環節參與度構造綜合反映企業全球價值鏈分工地位的指標，其測度公式為：企業全球價值鏈分工地位=ln(1+企業上游環節參與度)-ln(1+企業下游環節參與度)，該值越大，說明企業全球價值鏈上游環節參與程度越高，即企業所在價值鏈地位越高。實證結果見表6列(1)、(2)。觀察其結果可以發現，服務業外資自由化對企業全球價值鏈下游參與度的估計系數為0.0383，在5%的置信水平上顯著；服務業外資自由化對企業全球價值鏈分工地位的影響系數顯著為負，表明服務業外資自由化有效抑制了企業向全球價值鏈下游環節延伸，顯著促進了企業向全球價值鏈上游環節攀升，與基準檢驗結果一致。

4.剔除遺漏變量的影響

首先，借鑒蔣靈多等(2018)的做法，在模型(1)中加入2000年各行業國有企業占比(soeshare)與μ的交互項，以剔除1998—2003年國企改革對實證結果的干擾，結果見表6列(3)，此時opser的符號顯著為負，表明剔除國企改革的干擾之后，外商直接投資的放松程度越高，對制造業企業全球價值鏈地位提升的推動作用越強。同樣，為了緩解由于遺漏關稅消減對結果的干擾，將2000年企業進口關稅稅率(tariff)與μ的交互項納入模型，其結果匯報于表6列(4)。結果顯示，在剔除關稅減讓政策干擾后，opser的估計系數仍為負數，且通過了5%顯著性水平上的檢驗。表6列(5)同時控制了國企改革和關稅減讓的影響，發現本文基本結論依然成立。

表6 替換核心指標及剔除政策干擾的穩健性檢驗

(三)內生性問題的處理

本文意在考察服務業外資開放對中國制造業企業全球價值鏈地位提升的影響，在指標方面，核心解釋變量用中國國民經濟二分位行業的服務業外資開放指數來衡量，被解釋變量使用企業層面的全球價值鏈上游參與度來表示。由于行業層面指標(服務業外資開放)不會對企業層面指標(企業全球價值鏈地位提升)產生反應，所以兩者之間不太可能產生反向因果關系(侯欣裕 等，2018)。但為了更為嚴謹地得到服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈地位提升的作用程度，本文借鑒Arnold et al.(2016)的方法，選取印度服務業外資開放作為中國服務業外資自由化的工具變量，使用兩階段最小二乘估計方法進行實證回歸，相應結果報于表7列(1)、(2)。在控制企業固定效應和時間固定效應之后，依次加入企業和行業層面的控制變量，發現識別不足檢驗均通過了1%顯著性水平上的檢驗，拒絕原假設，說明工具變量與內生變量高度相關。進一步地，弱工具變量檢驗結果發現工具變量與內生變量之間具有較強的相關性。綜上表明，本文選擇印度服務業外資自由化水平作為工具變量具有一定的合理性。另外，opser的估計系數均顯著為負，說明服務業外資管制程度越低，服務業外資開放程度越大，對中國制造業企業全球價值鏈地位提升的促進作用越明顯，與基準回歸檢驗結果一致。

進一步采用印度服務業外資自由化指標和滯后一期的中國服務業外資自由化指標作為工具變量重新對實證結果進行回歸檢驗，其結果匯報于表7列(3)、(4)。其中，列(3)僅加入了核心解釋變量服務業外資自由化，列(4)在此基礎上又加入了所有控制變量。通過觀察可以發現，在列(3)、(4)中，Sargan-Hansen過度識別檢驗的伴隨概率均大于0.1，不能在10%的顯著性水平上拒絕工具變量過度識別的原假設，即本文所選取的工具變量是外生的。另外，列(3)、(4)opser的系數分別為-0.0117和-0.0108，且均通過了5%顯著性水平上的檢驗，說明在采用印度服務業外資自由化和中國服務業外資自由化滯后一期指標作為工具變量緩解內生性問題后，服務業外資自由化仍然有利于中國制造業企業全球價值鏈地位提升，再次表明基準回歸結果是穩健的。

表7 內生性問題處理

綜上，不管是改變實證樣本、實證方法、替換核心指標、剔除遺漏變量的影響，還是緩解模型存在的內生性問題，均發現提高服務業外資自由化程度有利于促使中國制造業企業全球價值鏈地位提升。

(四)異質性討論

上述實證結果表明，提高服務業外資自由化程度對提升制造業企業全球價值鏈地位具有顯著的推動作用。那么該作用是否會因企業、行業或地區等的差別而發生變化？本文將從企業、行業、地區和時間特征四個方面來回答該問題。借鑒Wright(1976)的思路，構建如下異質性分析模型：

(7)

其中：H表示異質性樣本虛擬變量，主要包括企業貿易方式、服務業發展程度、服務業開放程度、服務使用率、城市規模及時間段；K為異質性樣本分組個數；θ是我們最為關注的估計系數，其余變量與基準模型相同。表8匯報了該實證結果。

1.貿易方式

不同貿易方式的企業，可能由于經營目標不同而對服務業部門的依賴程度有所差異。本文將樣本企業劃分為兩種貿易類型：加工貿易類型企業(p=1)和非加工貿易類型企業(np=1)，將兩者分別與opser相乘所得的交互項納入模型(7)，實證結果報告于表8列(1)。結果顯示，交互項opser×p的估計系數為-0.0438，僅通過了10%的顯著性水平上的檢驗；而opser×np的估計系數為-0.0662，且在5%的水平上顯著。這表明相比于對加工貿易類型企業全球價值鏈地位提升的作用而言，服務業外資自由化更加有利于非加工貿易類型企業向全球價值鏈上游環節攀升。這是因為加工貿易類型企業主要從事簡單的加工生產，對服務要素中間投入的依賴度較低。而非加工貿易類型企業因為其生產的產品質量較高，對服務要素投入的需求較大，且該部分企業的生產率水平和人力資本水平相對較高，更容易通過外商直接投資產生的技術溢出效應獲得向價值鏈上游攀升的動力。

表8 異質性檢驗

2.服務業發展程度

服務業開放所產生的經濟效應因一地區服務業發展程度的不同而有所差異。一般來講，服務業發展程度越高，其帶來的積極作用越大。因此，本文按照服務業發展程度進行分組，將第三產業產值占GDP比重高于其中位數的地區稱為服務業發達地區(hdevep=1)；將第三產業產值占比GDP比重低于其中位數的地區稱為服務業欠發達地區(ldevep=1)。將其分別與opser相乘形成交互項opser×hdevep和opser×ldevep，實證結果如表8列(2)所示。結果發現，交互項的估計系數分別為-0.1019和-0.0875，且在5%和10%的置信水平上顯著。這表明服務業外資自由化更有利于促進服務業發達地區企業向全球價值鏈高端環節攀升。這是因為，服務業越發達的地區，其所受服務業開放帶來的溢出效應越大，且也更有利于降低企業的生產成本。

3.服務業外資自由化程度

為探究服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈地位提升的促進作用是否因服務業外資自由化程度而有所差異，本文進一步按照服務業外資自由化開放指數進行劃分。若實際值大于其樣本數值的75%分位，則為服務業外資自由化程度較低的制造業企業；反之，則為服務業外資自由化程度較高的企業。分別將其與opser相乘形成交互項opser×low和opser×high，實證結果報告于表8列(3)。通過觀察可以發現，交互項opser×low的估計系數為-0.1166，opser×high的估計系數為-0.0528，且兩者都在5%的統計性水平上顯著。這表明較低的服務業外資自由化水平不利于中國制造業企業全球價值鏈地位提升，與基準回歸結果相一致。

4.服務使用率

制造業對服務業中間投入使用率越高，說明該制造業對服務業的依賴程度越高，從而可以預測服務業外資自由化對使用服務投入更高的制造業企業的影響更大。為此，本文進一步按照制造業使用服務業中間投入占比使用所有行業總投入的比值對行業進行分組，將該值大于其中位數的行業稱為服務使用率較高的行業(hservice=1)；將該值小于其中位數的行業稱為服務使用率較低的行業(lservice=1)，對兩類型行業企業的回歸結果見表8列(4)。觀察交互項系數可以發現，opser×hservice和opser×lservice的估計系數均為負，但前者的顯著性和系數的絕對值均大于后者，說明服務業外資自由化促進了對服務使用率較高的行業企業向全球價值鏈上游環節攀升，驗證了猜測的合理性。

5.城市規模

由于服務業專業化和多樣化集聚特征受到城市規模的影響(席強敏 等，2015)，因而服務業開放程度對企業全球價值鏈的作用大小也會因城市規模而有所差異。本文以城市人口規模作為分組變量，將人口100萬以上的城市稱為大城市(region1=1)，人口在50～100萬之間的城市稱為中等城市(region2=1)，人口在50萬以下的城市稱為小城市(region3=1)。將三個虛擬變量分別與服務業外資自由化指標相乘得到交互項，納入模型(7)進行回歸檢驗，結果見表8列(5)。其中，opser×region1的估計系數為-0.0922，在5%的置信水平上顯著；opser×region2的估計系數雖亦為負，但僅在10%的統計性水平上的顯著；而opser×region3的估計系數并不顯著。這表明服務業外資自由化對大城市制造業企業全球價值鏈升級的促進作用最明顯，而對小城市企業的影響十分有限。可能的原因在于，服務業尤其是中高端的服務業主要集中在發達的大城市，而小城市生活性服務業和低端生產性服務業占據主要地位，服務的能力較低和服務半徑較小，難以形成規模效應和專業分工效應。因此，在服務業開放的情形下，大城市所受影響更大，且更有利于其地區內企業價值鏈地位提升。

6.區分時間段

為考察服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈地位提升的影響程度是否在中國加入WTO前后有所不同，本文構建year1和year2虛擬變量，當年份在2002年之前時，year1取值為1，否則取0；當年份處于2002年之后時，year2取值為1，否則取0，相應實證結果匯報在表8列(6)。由表可知，交互項opser×year1的系數為-0.0393，但未能通過10%顯著性水平上的檢驗；而opser×year2的估計系數在1%的顯著性水平上為負。這表明服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈地位提升的促進作用在中國加入WTO之后更加明顯。

四、影響機制檢驗

上文實證結果驗證了提高服務業外資自由化程度有利于中國制造業企業全球價值鏈地位提升，但其內在機理如何尚未可知。本部分旨在闡述服務業外資自由化通過何種路徑對制造業企業全球價值鏈地位提升產生影響，然后通過建立實證模型進行回歸檢驗。

首先，服務業外資自由化水平提高可以促使服務供給規模、產品范圍、服務效率和質量得以提升，有助于推動制造業企業向依靠技術、人才和管理等要素轉變，進而有利于企業增加提高其生產商品的外觀或使用方式的技術創新性。另外，外資生產性服務業作為制造業的中間投入，其技術和人力資本含量較高，可以為制造業企業帶來示范和競爭效應(Fernandes et al.，2012；Duggan et al.，2013)，積極推進制造業企業對管理模式進行創新，同時激勵企業增加研發投入，促進企業自主創新水平提高使其不斷靠近技術前沿，進而提升其在全球價值鏈地位。

其次，制造業發展離不開服務要素的中間投入。一方面，隨著服務中間投入的逐漸提升，服務業外資自由化后競爭激烈，使得效率更高、質量更優、費用更低的專業化生產性服務更加受到企業的青睞。另一方面，為了降低內部生產成本，企業更傾向于提高自身主營業務的技術水平和產品競爭力，而把非核心環節外包給外資服務企業。此外，產業分工的細化能夠間接節約企業的交易成本，原因在于企業可以將生產中涉及統籌、協調等環節交由具有更高能力的外資生產性服務業來完成(呂政 等，2006)，進而有利于實現企業的內部規模經濟和外部規模經濟，提高企業所在全球價值鏈上的地位。

綜上分析，本文將服務業外資自由化影響制造業企業全球價值鏈地位提升的內在機制歸納為技術創新效應和成本效應，并且服務業外資自由化可以通過提高企業技術創新能力和降低企業成本對其全球價值鏈地位升級產生正向促進作用。

(一)模型構建

本文借鑒方森輝等(2021)、毛其淋等(2022)的做法，將技術創新和企業成本作為分別作為因變量，將服務業外資自由化作為核心變量進行回歸，模型構建如下：

Channel=α+βopser+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(8)

同時，為驗證該做法所得結論的穩健性，本文進一步構建技術創新、企業成本與核心解釋變量的交互項并納入實證模型中，如模型(9)所示：

gvcup=α+βopser+ψopser×Channel+vChannel+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(9)

其中：Channel表示不同的作用機制，主要包括技術創新效應和成本效應；innovation為企業的技術創新水平，采用企業新產品產值與工業總產值的比重取對數來衡量(許和連 等，2017)；cost為企業成本，采用管理費用、財務費用、銷售費用、主營業務應付工資總額以及主營業務應付福利費總額的總和并取對數來衡量(劉斌 等，2016)；其余變量與基準模型相一致。在模型(8)、(9)中，β和ψ是本文重點關注的估計系數。

(二)計量結果分析

表9列(1)、(2)為技術創新效應的回歸結果。列(1)考察了服務業外資自由化對企業技術創新的影響，opser的估計系數顯著為負，說明服務業外資限制程度越高，越不利于企業進行技術創新，即服務業外資自由化顯著提升了企業的技術創新水平。而隨著創新水平的提高，企業更容易向技術前沿靠近，進而提高其在全球價值鏈的地位。因此，技術創新是服務業外資自由化促進制造業企業全球價值鏈地位提升的重要途徑。列(2)匯報了模型(9)的檢驗結果，本文最為關注的交互項opser×innovation的估計系數為-0.0289，且在5%的統計性水平上顯著，表明對于技術創新能力越大的企業而言，服務業外資自由化對該制造業企業全球價值鏈地位提升的促進作用越大，即服務業外資自由化通過提高企業技術創新促進了其全球價值鏈地位提升。列(3)、(4)為企業成本效應的回歸結果。列(3)結果表明服務業外資自由化有利于企業降低生產成本，即企業生產成本降低可能是服務業外資自由化作用于制造業企業全球價值鏈地位提升的渠道之一。列(4)中，交互項opser×cost估計系數小于0，且通過了10%統計性水平上的檢驗，表明對于生產成本越高的企業而言，服務業外資管制越高，越不利于該制造業企業全球價值鏈向上游環節攀升，即服務業外資自由化有利于促使生產成本較低的企業全球價值鏈地位提升。為了更進一步地考察技術效應和成本效應的大小，本文將技術創新和企業成本與服務業外資自由化的交互項作用渠道同時放進模型(9)，相應實證結果匯報于列(5)。交互項opser×innovation的估計系數為負，在5%置信水平上顯著；而交互項opser×cost的估計系數僅通過了10%顯著性水平上的負向檢驗。這表明服務業外資自由化更加有利于技術創新能力更強、企業生產成本更低的制造業企業全球價值鏈地位提升，且前者的作用效果更為明顯。

表9 影響機制檢驗

五、進一步分析

服務業外資自由化顯著促進了制造業企業全球價值鏈地位提升，但該結論并未考慮企業所在地區制度環境的差異。North(1991)認為，企業經營績效及戰略選擇在一定程度上依賴于所在地的制度環境，制度環境越高的地區，所在地企業生產及交易成本越低，企業經濟活動的可行性和利潤水平越高。伴隨著加入WTO后外資管制政策的放松，中國的制度環境也在發生變化，雖然各地區的制度環境存在較大的差異(Li et al.，2013；Wang，2013；樊綱 等，2011)，但總體上呈現良好發展態勢。本部分進一步分析地區差異化制度環境是否對服務業外資自由化經濟效應的結果產生影響。參照李文貴等(2012)、楊瑞龍等(2017)的做法，制度環境采用市場化總分來衡量，并將基準模型擴展至模型(10)：

gvcup=α+φopser+βopser×ins+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(10)

Acemoglu et al.(2005)認為，產權制度和契約制度之間存在較大的差別，契約制度和產權制度分別界定了個人與個人之間以及個人與國家之間的關系。因此，兩種制度對服務業外資自由化與企業全球價值鏈地位提升之間關系的影響可能存在差異化。借鑒楊瑞龍等(2017)的做法，將產權制度和契約制度分別采用市場化指數中“政府與市場關系”得分和“中介組織和法律”得分來表示，模型構建如下：

gvcup=α+φopser+βopser×property+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(11)

gvcup=α+φopser+βopser×contract+∑γM+∑κN+μ+μ+ε

(12)

模型(10)～(12)中，ins、property和contract分別為制度環境、產權制度和契約制度虛擬變量，若實際值大于其均值，則ins、property和contract均取值為1；反之，則取0(許和連 等，2017)。交互項系數β是本文關注的重點，用于考察制度環境、產權制度和契約制度對服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈升級影響的調節作用。如果β<0(i=1,2,3)且顯著，說明二者在影響制造業企業全球價值鏈地位提升方面存在互補性，即一地區制度環境越完善，提高服務業外資自由化程度對該地區制造業企業全球價值鏈地位提升的正向影響越大；反之，二者存在替代性，即提高服務業外資自由化程度更加抑制了該地區制造業企業全球價值鏈地位提升。

表10列(1)結果顯示，交互項opser×ins的估計系數通過了1%顯著性水平上的負向檢驗，表明在制度越完善的地區，提高服務業外資自由化越有利于該地區制造業企業全球價值鏈地位提升。也說明制度環境對服務業外資自由化促進制造業企業全球價值鏈地位提升具有強化作用。由表10列(2)可知，交互項opser×property的估計系數為-0.0173，同樣在1%的顯著性水平上通過了檢驗，表明較為完善的產權制度更加有利于服務業外資自由化推動該地區制造業企業向全球價值鏈上游環節攀升，即產權制度強化了服務業外資自由化對企業全球價值鏈地位的提升效應。列(3)交互項opser×contract的估計系數為-0.0080，通過了5%顯著性水平上的檢驗，但其系數絕對值小于交互項opser×property的估計系數，表明較為完善的契約制度同樣有利于服務業外資自由化推動該地區制造業企業全球價值鏈地位提升，但其調節作用不及產權制度。

表10 制度環境的調節作用

為證明上述結論的穩健性，替換產權制度和契約制度綜合效應進行實證檢驗，該替換指標為產權制度和契約制度的算術平均數，結果見表10列(4)。由表可知，交互項opser×prcon的估計系數仍然顯著為負，表明產權制度和契約制度的加權平均水平越高，服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈地位提升的促進作用越大。為了便于比較產權制度和契約制度在服務業外資自由化與提高制造業企業全球價值鏈地位之間的作用大小，本文同時將兩者納入實證模型中，結果見表10列(5)。交互項opser×property和opser×contract的估計系數分別為-0.0163和-0.0066，前者在1%的置信水平上顯著，而后者僅通過了10%顯著性水平上的檢驗；且前者系數的絕對值遠遠大于后者。這表明產權制度和契約制度均有利于強化服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈地位的提升效應，但前者發揮的作用更大。

六、結論與建議

本文基于2000—2007年中國工業企業數據庫、海關數據庫、產品關稅數據庫和投入產出數據的匹配數據，系統考察了服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈地位提升的影響程度及內在機理，得到以下結論：(1)提高服務業外資自由化程度有利于制造業企業全球價值鏈地位提升。在改變實證樣本、實證方法、替換核心指標、剔除遺漏變量的影響以及緩解模型存在的內生性問題之后，該結論依然成立。(2)提高服務業外資自由化程度更加有利于非加工貿易類型企業、服務業發達地區企業、服務業開放程度較高的行業企業、使用服務要素投入更高的企業以及大城市企業全球價值鏈地位的提升，且這一促進作用在中國加入WTO之后更為明顯。(3)機制檢驗結果表明，提高技術創新和降低生產成本是服務業外資自由化促進制造業企業向全球價值鏈上游環節攀升的重要途徑，且前者發揮的作用更大。(4)服務業外資自由化對制造業企業全球價值鏈地位提升的影響程度依賴于企業所在地制度環境的變化，制度環境越完善，提高服務業外資自由化水平對該地區企業全球價值鏈地位提升的促進作用越大，且產權制度相比契約制度發揮作用更強。

上述結論對中國目前的經濟結構調整有重要的政策指導和支持作用。為此，本文提出以下建議：第一，擴大服務業開放程度，放寬服務業外資企業進入中國市場的標準和投資限制，尤其是國內市場缺口較大的教育、醫療等領域也需要放寬外資股比限制，進而刺激國內服務業的競爭程度，提升服務業資源配置效率。第二，從區域分布來看，一方面，需保持和提高大城市的服務業開放水平，同時也要放寬其他地區服務業的開放政策，鼓勵各地區對外資服務業企業的招商引資；另一方面，要降低地區之間服務和商品貿易壁壘，不斷降低市場分割程度，為大城市服務業開放福利的地區溢出效應掃平障礙，惠及相鄰地區，帶動整體經濟的健康平衡發展。第三，當前中國制造業和生產性服務業發展脫節較為嚴重，服務業管制較多且競爭不夠充分。中國可以通過吸引外資、提供政策扶持、培養高技術人才等角度擴大服務業體量，同時推動高端服務業發展和制造業企業服務化。第四，考慮到外資服務業企業進入的競爭效應對中國服務業的不利影響，政府可以通過稅收優惠等政策來減免服務業企業的成本支出，促使其增強自身競爭力，從而更好地服務于制造業轉型升級。