生產性服務貿易自由化、經濟政策不確定性與企業出口生存

一、引言

2013年，我國成為全球第一大進出口貨物貿易大國。然而，我國制造業企業的出口持續時間較短，企業平均生存時間為1.6年，中位值為3年（陳勇兵等，2012）。從國內環境來看，我國勞動力減少、人口紅利消失和企業融資困難等因素導致企業出口成本增加；從國際環境來看，貿易保護主義抬頭、逆全球化主義興起以及國際金融危機等都會增加貿易出口的不確定性，使我國出口企業在國際市場上的生存環境惡化。企業通過降低出口失敗率和提高出口穩定性來提升出口競爭力。2023年，習近平主席在中國國際服務貿易交易會上提出“主動有序擴大服務業開放是構建優質高效服務業新體系的重要內容”，強調了服務業開放的重要性。生產性服務要素是知識和技術密集型生產要素，更多高級服務要素嵌入制造業企業生產環節中，可以提高企業出口產品質量、制造業生產率和制造業全球價值鏈參與度和分工地位（Beverellietal.，2017；王歡等，2023；馬盈盈，2019）。服務投入的增加為提升企業出口競爭力、延長企業出口持續時間、維持企業出口穩定提供了可能。因此，研究我國生產性服務貿易自由化對制造業企業出口持續時間的影響具有一定的現實意義。另外，自2008年金融危機后，我國先后出臺了四萬億元投資計劃、“一帶一路”倡議、“互聯網+”等一系列宏觀經濟政策，增加了我國經濟政策的不確定性。經濟政策不確定性的增加會給微觀企業帶來較大的不確定性沖擊，影響著微觀企業的行為決策。在我國經濟增速放緩的背景下，企業的經濟行為和戰略決策深受經濟政策不確定性的影響。研究生產性服務貿易自由化對企業出口持續時間的影響和作用機制，若不考慮我國經濟政策不確定性因子在其中的作用，很有可能使研究結果產生偏誤。

二、文獻綜述

（一）出口持續時間的影響因素

Besede?等（2006a）首次提出“貿易持續時間”的概念，并分析了影響美國進口貿易持續時間的決定性因素。此后，學者們主要從國家層面、企業層面和產品層面研究影響企業出口持續時間的因素。在國家層面，主要從引力變量和國家風險兩個角度進行研究。如國家規模、貿易國之間的距離、貿易國是否接壤以及是否有共同語言（Besede?andPrusa，2006b；HessandPersson，2011；FugazzaandMolina，2009；Nitsch，2009）。國家風險會影響貿易雙方的交易意愿，進而影響企業的出口持續時間（Esteve‐Perezetal.，2013）。在企業層面，企業數字化轉型、女董事的比例以及企業貿易網絡等都會影響企業的出口持續時間（孫楚仁等，2023；魏昀妍和馬駿，2023；胡昭玲和高曉彤，2022）。其中，趙瑞麗等（2016）研究發現通過增加企業的最低工資提高企業生產率會影響企業的出口持續時間。在產品層面，產品差異化和產品多樣性影響消費者的產品偏好進而影響產品出口的持續時間（陳勇兵和李燕，2012）。Eckel等（2010）提出，相對于非核心產品而言，企業的核心產品競爭力強，出口失敗概率低。李宏兵等（2021）提出，提高進口中間品質量可以延長企業的出口持續時間。G?rg等（2012）將企業出口持續期的分析深入至多產品層面，研究指出產品特征、企業特征均會影響企業的出口持續時間。

（二）服務貿易自由化與制造業企業出口的相關文獻

服務貿易自由化對制造業企業影響的文獻主要集中于制造業企業生產率、出口產品質量和制造業服務化（Arnoldetal.，2016；耿曄強和黎佩琳，2021；肖挺和黃先明，2021）。隨著更多服務投入進入制造業企業的生產環節，世界經濟出現制造業服務化的趨勢（黃繁華和紀潔，2023），Francois和Hoekman（2010）提出，服務投入通過投入產出關系可以推動制造業行業向價值鏈高端攀升。Bas（2014）利用1994—2004年印度制造業企業數據，實證發現印度上游服務貿易自由化引致下游制造業企業的出口概率增加了6%～8.5%，企業出口份額增加了5%。王智新（2015）提出，服務投入通過互補效應、技術效應和轉換效應影響企業生產率，進而影響我國制造業企業的出口行為?？梢?，大部分研究表明，服務貿易自由化對制造業企業出口有顯著的正向作用，但鮮有研究服務貿易自由化對企業出口持續時間的影響。其中，李方靜和張靜（2018）的研究表明服務貿易自由化可以提高企業出口概率和出口密集度，且可以延長企業出口持續時間，但是其文章未考慮我國經濟政策不確定性在其中起到的作用，本文將填充其空白。

（三）經濟政策不確定性對服務貿易自由化與出口持續時間的關系的影響文獻

首先，經濟政策不確定性對服務貿易的研究?，F有的研究主要是貿易政策不確定性對貨物貿易流動的影響，對服務貿易的研究較少（Osnagoetal.，2005）。貿易政策不確定性的提高不利于貨物出口、進口以及外資的進入（Handley，2014；HandleyandLim?o，2017；Imbruno，2019；HandleyandLimao，2015）。Basile等（2018）認為，隨著貿易全球化各國之間的經濟聯系更加緊密，一國不確定沖擊不僅影響到本國，也會對伙伴國產生影響，因此，當經濟政策不確定性增強時，企業會選擇多元化出口方式來應對沖擊，即經濟政策不確定性增加會提高服務貿易的規模。陳啟斐等（2021）采用1995—2016年20個國家的雙邊貿易數據，實證發現當一國經濟政策不確定性增加時，貨物貿易將減少，服務貿易的占比將提高。也有學者認為經濟政策不確定性增加會降低服務貿易的規模。劉秀玲和洪燦（2020）利用2007—2017年上市服務企業數據發現，我國經濟政策不確定性增加顯著降低服務企業出口規模，對服務企業出口行為沒有顯著影響。進一步，也有學者從國內外經濟政策不確定的視角進行研究。智媛媛（2024）從供給和需求視角出發，發現當中國經濟政策不確定性增加時，會促進我國服務貿易出口；當目的國經濟政策不確定性增加時，會抑制我國服務貿易出口。

其次，經濟政策不確定性對微觀企業出口行為的影響。從影響機制來看，經濟政策不確定性的增加會影響投資規模、信息不對稱來影響企業行為的文獻居多。Hartman（1972）從投資規模視角出發，認為當不確定性上升時，企業管理層會更加關注投資機會以及潛在利潤，會增加當期的投資規模，而企業的投資規模會影響企業出口行為，企業的投資規模越大企業越傾向于出口。陸慧慧（2017）采用我國1997—2013年31個省級的數據，實證發現官員變更引起的政策不確定性會減少企業的銀行貸款。從影響結果來看，綦建紅等（2020）提出經濟政策不確定性的增加通過抑制企業出口頻率來抑制企業出口。Julio和Yook（2012）認為，經濟政策不確定性的增加使企業的運營成本提高，企業的創新投資減少，不利于企業發展，與Hartman（1972）的結論不同。可見，經濟政策不確定性對企業出口行為的影響結論并不一致。

本文的邊際貢獻：（1）研究視角新穎。首次將生產性服務貿易自由化、經濟政策不確定性和企業出口持續時間統一納入分析框架，為充分理解我國經濟政策不確定性的增加弱化生產性服務貿易自由化對企業出口生存的正效應提供了系統性證據。（2）將企業融資約束、出口產品質量和出口產品質量衰減速度作為生產性服務貿易自由化影響企業出口持續時間的影響機制，完善了生產性服務貿易自由化對企業出口決策的微觀機制。（3）從服務投入、企業性質、產品特性以及外部環境等多個角度進行異質性分析，使本文得到的結論更加全面。

三、理論機制和研究假說

首先，本文梳理了生產性服務貿易自由化影響企業出口持續時間的機制。第一，生產性服務貿易自由化使我國制造業企業以較低的價格使用更高質量的服務要素，服務要素的溢出效應可以提高企業出口產品質量，高質量的產品可替代性低，在國際市場上具有較強的競爭力，出口更高質量的產品有助于延長企業的出口持續時間（周定根等，2019）。第二，服務貿易自由化使制造業企業進口更多高質量的服務要素，而高質量的服務要素的技術溢出是提高產品創新的重要途徑，因此，可以縮小國內外產品的質量差距。制造業企業可以利用高級服務要素來開發具有不同特點的產品，差異化產品比同質化產品具有更強的出口可行性，制造業企業可以通過出口更多差異化產品來延長企業的出口持續時間。第三，生產性服務貿易自由化意味著服務市場監管透明度增強、歧視性措施削減，自然人流動放寬等，即企業所處的市場外部環境向好。當企業處于穩定有序的外部市場環境時，進行外部投資和出口的意愿會增強，有利于維持企業出口穩定性和延長企業的出口持續時間。第四，放寬服務外資準入限制會吸引更多的服務外資進入國內，制造業企業可以使用更多服務外資來緩解企業出口成本的壓力，提高了企業的出口可行性。

理論假設1：生產性服務貿易自由化可以提高企業的出口持續時間。

經濟政策不確定性是指經濟主體無法確切預知政府是否、何時以及如何改變現行經濟政策（李鳳羽和史永東，2016）。經濟政策不確定性增加會影響服務產品和服務外資的進入以及企業行為，服務產品和服務外資進出口反映了服務行業的開放程度。

其次，一國經濟政策不確定性會影響該國的服務行業的開放程度。Baker等（2016）提出經濟政策由財政政策、貨幣政策、健康、國家安全、管制、主權債務及貨幣危機、福利計劃等宏觀經濟政策組成，而我國服務貿易具有政策敏感型特征，經濟政策不確定性會影響服務貿易。從供給角度來看，當經濟政策不確定性增加時，經濟主體無法確切預知未來的經濟政策和經濟走向，經濟主體在國內生產和銷售存在風險，根據風險規避理論，企業將會選擇國外市場進行服務出口，進而擴大了服務出口。從需求角度來看，政策不確定性增加會抑制經濟復蘇（黃和和鄭江淮，2023），會影響本國投資、就業和產出，不利于經濟增長，引致消費者收入減少，而服務產品的需求彈性較大，消費者收入的降低會降低服務產品的需求，從而會減少服務的進口（智媛媛，2023）。另外，我國經濟政策不確定性增加會使國外服務投資者對投資的風險預期提高，會減少服務外資的進入。

最后，經濟政策不確定性會影響企業的出口持續時間。第一，企業基于不確定性的規避和風險厭惡會延遲或減少企業的投資。經濟政策不確定性的增加，使企業面臨的生存環境不確定性增高，企業對未來的收益預期降低，投資意愿下降，企業會延遲投資或顯著減少投資（劉貫春等，2019）。一方面，企業投資減少，企業出口資金減少，企業出口意愿降低，引致企業出口的持續時間縮短；另一方面，企業投資減少會降低企業的研發投入和企業生產率，而企業生產率與企業出口持續時間正相關（Esteve‐Perezetal.，2013）。第二，在企業異質性模型中，企業成本是影響企業出口的重要因素。經濟政策不確定性的增加會提高企業的貸款成本和融資成本。Gilchrist等（2014）研究指出，不確定性沖擊會通過金融扭曲來影響宏觀經濟。企業面臨不確定性、部分投資不可逆性、非凸性資本調整成本以及債券和股票市場摩擦時，企業投資會采取觀望態度。首先，經濟政策不確定性的增加意味著企業面臨更多的經營風險，可能沒有足夠的資產償還債務，加劇了銀行和融資企業之間的信息不對稱程度，增加了企業的融資難度和融資成本（諸波和熊歡，2022）。其次，經濟政策不確定性增加將引致市場需求降低、企業投資延遲或減少、企業未來收益減少、現金流波動加劇，銀行機構會收緊對企業的借貸規模，增加企業的貸款成本。當企業成本高于利潤時，企業將退出出口市場。

理論假設2：經濟政策不確定性增加會弱化服務貿易自由化對企業出口持續時間的正效應。

相對于國內市場，企業進入出口市場需要一個顯著的進入成本，這些成本是固定成本，也是沉沒成本（Dasetal.，2007），比如，銷售網絡構建、營銷推廣、產品市場適應過程以及各種監管成本等，這些成本無法由留存收益或內部現金流提供，即使是規模較大、抗風險能力較強的企業出口也需要融資支持（Greenawayetal.，2007）。首先，生產性服務貿易自由化標志著服務外資準入限制降低、自然人流動放寬、競爭障礙降低、監管透明度增強和其他歧視性措施削減等，這一系列開放市場的措施，將吸引更多的外商直接投資進入本國，成立更多外資企業或者中外合資企業，銀行在審核有外資加入的企業時，認為該類企業具備更強的資金實力，銀行貸款意愿會提高，貸款利率下降，企業融資成本降低，緩解企業的融資約束；其次，外資企業和中外合資形式可以緩解企業與金融機構之間的信息不對稱現象，更有利于企業獲得金融融資；再次，金融服務部門的開放可以提高東道國金融體系的發展和金融資源的配置效率，改善企業外部融資環境，東道國制造業企業可以獲得更多的外部資金，緩解東道國企業的融資約束問題（王歡和黃勝強，2024）。最后，企業持有更多資金會降低企業的出口風險，增強企業的出口偏好，有助于延長企業的出口持續時間。

理論假設3：生產性服務貿易自由化可以通過緩解企業融資約束延長企業的出口持續時間。

由于信息搜尋成本和沉沒成本的存在，國家之間的貿易關系建立后，貿易關系將會持續較長時間。產品是否能夠持續維持需求端的效用決定貿易關系是否能持續。Baldwin和Harrigan（2011）認為產品質量對于貿易關系能持續起到重要作用。在異質性企業理論中，企業能否進入出口市場，是由零截止利潤條件決定的，即只有企業生產率達到最低要求，企業才能進行出口（Melitz，2003）。同理，只有出口產品質量達到臨界值之上，貿易關系才能持續（綦建紅和蔡震坤，2022）。服務貿易自由化可以提高制造業企業出口產品質量已經得到了學術界的認可（耿曄強和黎佩琳，2021）。其中，王歡等（2023）提出生產性服務貿易自由化可以通過提高企業生產率、制造業服務化水平和中間品進口質量來提高制造業企業出口產品質量。張杰（2009）認為，企業出口產品質量的提高可以鞏固原有市場并且開拓新市場，使出口企業生產規模擴大，獲得規模利潤，增強企業出口抗風險能力，延長企業的出口持續時間。

理論假設4：生產性服務貿易自由化可以通過提升企業出口產品質量進而延長企業的出口持續時間。

生產性服務貿易自由化使制造業企業使用的服務要素的價格降低，進而降低制造業企業的生產成本。一方面，企業將節約下來的資金投資于產品的研發，提高產品質量，增加企業的出口競爭力，即生產性服務貿易自由化帶來的成本優勢轉化為技術優勢，系統地提升產品質量，減緩產品質量的衰減速度，來延長企業出口持續時間；另一方面，企業將更多的資本用于進口更多高質量的中間投入品，中間投入品引致的技術溢出效應進一步降低了產品質量的衰減速度，延長了企業出口的持續時間（史本葉和齊瑞卿，2023）。同時，隨著服務貿易自由化，更多中國服務和制造業企業開始參與全球貿易體系，使制造業出口產品在國際市場上面臨更激烈的競爭，企業可能為了應對競爭會不斷更新出口產品質量，減緩出口產品質量的衰減速度來提高企業出口的持續時間。

理論假設5：生產性服務貿易自由化可以通過降低出口產品質量的衰減速度來提高企業的出口持續時間。

四、計量模型與變量說明

（一）計量模型的設定

為了檢驗我國生產性服務貿易自由化對企業出口持續時間的影響，構建了如下計量模型，見式（1），采用OLS方法進行回歸分析。由于已有大量文獻采用離散時間模型，包括Cloglog模型、Probit模型和Logit模型來考察企業出口持續時間的相關問題（范黎波等，2022），本文將此類模型的分析留待后文進行穩健性檢驗。

Survival_timefdpt表示f企業出口到d國的產品p在t年出口持續時間；Service_libmt表示生產性服務貿易自由化水平，X為控制變量，t為時間固定效應，d為目的國固定效應，p為產品固定效應，fdpt是殘差項。

（二）關鍵指標的構建

1.企業出口持續時間

本文將企業f從開始出口到d國的產品p到停止出口所經歷的時間作為企業的出口持續時間。

2.生產性服務貿易自由化

本文采用2000—2015年生產性服務貿易進出口數據，經過第三產業GDP平減后取自然對數，構造生產性服務貿易自由化水平指標（Service_open），公式如下：

其中，Mst表示s生產性服務行業t年的進口額，Est表示s行業t年的出口額。為了測量服務業和制造業的關聯性，參考張艷等（2013）構造服務業行業對制造業各行業滲透率（Service_lib），αmst為制造業的生產性服務投入系數，采用完全消耗系數表示。

3.控制變量

（1）企業出口強度（Lnexport），用出口金額與營業收入的比值加1取自然對數表示。（2）資本密集度（Lnkl），采用固定資產凈值與員工人數之比加1取自然對數表示。（3）目的國人均收入（LnPGDP），用目的國人均GDP取自然對數表示（單位：現價美元）。（4）與目的國地理距離（LnDist），用出口國與目的國首都的地理距離取自然對數表示（單位：千米）。（5）目的國人口總數（LnPOP），采用目的國人口總數取自然對數表示。（6）是否接壤（Contig）為虛擬變量。（7）是否有共同語言（Comlang）為虛擬變量（見表1）。

4.數據說明

本文使用2000—2015年中國工業數據庫和中國海關數據庫進行匹配得到。第一步，進行數據清理工作。參考剔除無效數據和刪除不符合常規的樣本。第二步，將兩個數據庫的數據進行合并。先按照企業名稱和年份進行匹配，再按照郵政編碼和電話號碼的后7位進行匹配，將兩次匹配結果進行合并。最終得到企業—年份—產品HS6-目的國層面的出口持續時間段的非平衡面板數據，共11021984個觀測值。

（三）典型事實分析

本文研究時間總共為15年，從表2的樣本數據來看，第一個持續時間段的均值和中位值分別為2.9000年和2年，占比為78.69%；只有一個持續時間段的均值和中位值分別為1.6114年和1年，占比為62.52%；全部樣本的出口持續時間的均值和中位值分別為2.8583年和2年。可見，我國制造業企業出口持續時間仍然較短。

本文繼續使用Kaplan-Meier乘積限式對全部樣本、第一個持續時間段和只有一個持續時間段樣本的出口生存函數進行估計。圖1為出口持續時間的生存曲線，全部樣本的生存曲線高于第一個持續時間段的生存曲線，高于僅出口一次的生存曲線，生存曲線均呈現下降趨勢，隨著持續時間的延長，生存率趨于穩定。

為了初步觀測生產性服務貿易自由化與企業出口持續時間之間的關系，本文將生產性服務貿易自由化水平分成兩組，即生產性服務貿易自由化程度較高組和生產性服務貿易自由化程度較低組。將生產性服務貿易自由化水平高于當年該行業平均水平的組作為生產性服務貿易自由化較高組，將生產性服務貿易自由化水平低于當年該行業平均水平的組作為生產性服務貿易自由化較低組。兩組的中位值相同，生產性服務貿易自由化較高組的均值為2.9256，略高于生產性服務貿易自由化較低組的均值2.8678。根據圖2的Kaplan-Meier發現，生產性服務貿易自由化較高組一直高于生產性服務貿易自由化較低組，且隨著時間推移，兩組都逐漸趨于穩定?？梢缘贸龀醪浇Y論，生產性服務貿易自由化可以延長企業的出口持續時間。

五、實證結果分析

（一）基準回歸

本文基于2000—2015年的出口數據，用OLS回歸方法檢驗生產性服務貿易自由化對我國企業出口持續時間的影響，回歸結果見表3。表3的第（1）列未加入任何控制變量，在企業、年份和目的國層面固定，核心解釋變量Service_lib的系數顯著為正，表明我國生產性服務貿易自由化可以延長企業出口持續時間，理論假設1成立；第（2）列加入企業層面的控制變量；第（3）列加入目的國層面的控制變量；第（4）列加入引力模型中的控制變量，并在年份—產品層面進行固定，核心解釋變量Service_lib的系數依舊顯著為正，表明我國生產性服務貿易自由化水平的提高，顯著延長了我國制造業企業的出口持續時間，即服務貿易自由化是穩定我國出口貿易關系的重要因素之一。從控制變量來看，企業出口強度越強、企業資本密集度越高、目的國人均GDP越高，我國制造業企業的出口持續時間越長。與鄰國接壤、有共同的語言，也有利于延長企業的出口持續時間。

（二）經濟政策不確定性的調節作用

本文參考Baker等（2016）的方法，構建中國省級層面的經濟政策不確定性指標（EPU）。第一，選擇中國31個省的日報作為新聞媒體報道的來源①。第二，通過關鍵詞搜索獲得EPU指數：如果至少有一個經濟政策關鍵字和至少一個關鍵詞表示不確定性，則該新聞文章為目標文章。第三，計算31個省的年度目標文章總數，除以當年包含關鍵詞經濟的報紙上的目標文章總數，得到31個省EPU的文章比例。第四，對31個省的EPU文章比例進行標準化處理，得到31個省的EPU標準化指數。該數值越高，表明該省份的經濟政策不確定性越強。

為了考察經濟政策不確定性的調節作用，將經濟政策不確定性和生產性服務貿易自由化指標的交互項（Service_lib×EPU）以及經濟政策不確定性指標（EPU）引入到模型（1）中，EPUnt表示n省份t年經濟政策不確定性，構建如下計量模型：

回歸結果見表4，可見交互項Service_lib×EPU的系數顯著為負，表明我國經濟政策不確定性的增加弱化了生產性服務貿易自由化對企業出口生存的正效應?？赡茉颍菏紫?，經濟政策不確定性會影響企業的投資，進而影響制造業企業的出口。一方面，實物期權理論可以解釋企業投資決策的理論之一（郝威亞等，2016），其認為當經濟政策不確定性增加時，以投資和消費等形式的實物期權價格相對較低，為獲得高收益選擇推遲投資和消費，即在不確定性上升時，企業會選擇等待時機以獲取等待期權價值，企業進行投資的意愿和決策時間就會增加；另一方面，經濟政策的不確定性增加會影響企業的融資，使企業的融資成本、開拓市場收集信息的成本都有所增加，企業出口的資金減少，企業出口的概率降低；不確定性上升導致借款人與貸款人之間的信息不對稱進一步惡化，增加企業外部的融資成本，企業的融資成本提高，企業出口概率和出口持續時間會降低。其次，根據風險厭惡理論，企業具有規避風險的特性，經濟政策不確定性的增加會加大企業決策的風險，企業為了規避風險，降低企業的投資意愿和投資規模，企業的研發投入資金以及企業利潤會有所降低，進而影響企業在國際市場的出口生存概率和出口持續時間。理論假設2成立。

（三）穩健性檢驗

1.不同的回歸模型

本文進一步選擇Cloglog模型、Logit模型和Probit模型進行回歸，回歸結果見表5的第（1）～（3）列。

Cloglog（1?hftp）表示f企業產品p在t年退出出口市場的風險概率，該數值越大，表示出口退出的風險越高。1反映生產性服務貿易自由化對制造業企業出口持續時間的影響程度，如果該系數為負，表明我國生產性服務貿易自由化可以降低企業出口退出風險率，延長企業出口持續時間。表5中的Service_lib的系數顯著為負，表明更換模型后，本文的理論假設1依舊成立。

2.只有一個持續時間段的樣本

選擇僅出口一次的樣本進行回歸，并采用OLS、Cloglog、Logit和Probit模型，回歸結果見表6的第（1）～（4）列，回歸結果通過了穩健性檢驗。

3.更換解釋變量的測度方法

（1）由于服務業外資使用情況是衡量服務業開放程度的重要指標之一，即利用生產性服務業FDI外資管制放松程度作為生產性服務貿易自由化的替代變量，計算生產性服務業FDI管制放松的滲透率①?；貧w結果見表7的第（1）列。（2）用直接消耗系數替代完全消耗系數，重新計算生產性服務行業開放滲透率，回歸結果見表7的第（2）列?；貧w結果顯著為正，通過了穩健性檢驗。

4.內生性問題

本文使用工具變量法緩解存在的內生性問題。首先，采用印度各服務部門的外資管制放松指數匹配印度投入產出表得到的指標作為我國生產性服務貿易自由化的工具變量。其次，印度各服務部門的外資管制放松指數數據來自OECD提供的FDI監管限制指數②，印度投入產出表來自WIOD世界投入產出表。一方面，印度和中國都是發展中大國，中國與印度服務貿易自由化水平比較接近，滿足工具變量與內生解釋變量的相關性要求；另一方面，印度服務貿易自由化與中國企業出口產品質量無關，滿足工具變量外生性的條件。估計結果見表7的第（3）列，核心解釋變量顯著為正，且工具變量通過了相關的識別檢驗。另外，參考王歡和黃勝強（2024）采用我國337個地級市到最近港口的距離的對數作為生產性服務貿易自由化的工具變量。一方面，城市離港口的距離越近，表明該城市的貿易自由化越高，其服務業的開放水平越高，滿足工具變量的相關性；另一方面，城市離港口的距離與制造業出口產品質量沒有直接關系，滿足工具變量的外生性條件，回歸結果見表7的第（4）列，核心解釋變量顯著為正，且工具變量通過了相關的識別檢驗。

（四）異質性檢驗

生產性服務貿易自由化對企業出口持續時間的影響可能會受到不同服務投入、企業性質、產品特征和制度環境的影響，為了進一步驗證其潛在的異質性，進行相關的異質性檢驗。

1.服務投入異質性

將服務投入分為交通運輸服務部門、分銷服務部門、通信計算機服務部門、金融服務部門和其他商業服務部門，分別進行回歸，回歸結果見表8。分銷服務部門、通信計算機服務部門和其他商業服務部門的系數顯著為正；交通運輸服務部門顯著為負；金融服務部門為負，但不顯著?？赡茉颍悍咒N服務部門的開放可以降低交易成本，提高交易的效率，企業可以將擁有更多的資金用于出口，延長企業的出口持續時間；通信計算機服務部門的開放可以降低企業信息搜尋成本和溝通成本，且可以獲取更多出口信息，從而提高企業的出口概率；其他商業服務部門屬于信息和知識密集型行業，其部門的開放可以使企業使用更多高級服務要素，從而提高企業的生產率和產品質量，提高企業在國際市場的競爭力，進而延長企業的出口持續時間；交通運輸服務部門屬于傳統服務部門，具有壟斷的屬性，固定成本高，國際運輸服務部門的引入可能存在較高的轉換成本，增加了企業的負擔，不利于企業出口；金融服務部門涉及國家安全，其開放使企業享受更多外資的同時，可能存在金融風險，增加了企業出口的不確定性，因此，其可能對企業出口產生負面影響。同時，從表8中可以發現，各服務部門的開放與經濟政策不確定性的交互項均為負值，可見，我國經濟政策不確定性增加對各服務部門調節制造業出口均為負向作用，主要原因是，我國服務貿易是制度和政策敏感型行業，各服務行業發展很容易受到政策的影響。當政策不確定性增加時，政策敏感型的服務企業或行業為了規避風險會選擇退出服務市場，從而弱化了服務行業自由化對制造業出口持續時間的正效應。

2.企業所有制

根據企業所有制將企業劃分為國有企業和外資企業，并將外資企業設置為虛擬變量，在基準回歸的基礎上加入生產性服務貿易自由化與外資企業的交互項（Service_lib×Foreign），進行回歸，回歸結果見表9的第（1）列，發現交互項系數顯著為正。首先，我國的國有企業主要由政府持資控股，往往具有很強的政治背景，政府的意志和利益決定了國有企業行為，企業高層管理者亦有可能是政府官員，所以政府在制定政策調整計劃時，會更傾向于選擇對國有企業有利的、可以維持國有企業利潤的政策，所以當經濟政策不確定性升高時，對國有企業的出口生存影響較小。其次，外資企業和國有企業在出口競爭市場上的競爭優勢不同。外資企業以提供高質量的產品為競爭優勢，而國有企業以低價格產品為競爭優勢。其次，外資企業有較強的學習能力，服務要素的知識和技術溢出效應引致的質量提升對外資企業更顯著，且外資企業的生產率水平較高，具有較強的企業市場進入能力，外資企業能快速獲取經濟政策等關鍵信息，及時調整企業進入市場的決策。另外，我國為了招商引資，往往對外資企業給予更為優惠的商業政策，例如稅收減免、企業補貼、低價廉租、優惠貸款利率等，經濟政策不確定性的增加會影響外資企業的出口。因此，相對于國有企業而言，生產性服務貿易自由化對延長外資企業的出口持續時間更顯著，且政策不確定性增加對外資企業的負向影響效果更強。

3.核心產品

首先，參考周定根等（2019）的研究，選擇企業當年出口到某國的產品中出口額最大的產品為核心產品，構建核心產品的虛擬變量，并在基準回歸中引入生產性服務貿易自由化與核心產品的交互項（Service_lib×Core），進行回歸，回歸結果見表9的第（2）列，交互項系數顯著為負。其次，參考蔣靈多和陳勇兵（2015）對核心產品的界定，將企業當年出口到目的國的某產品占企業當年總出口額0.1以上的產品為核心產品，進行回歸，回歸結果見表9的第（3）列，交互項系數仍為負。核心產品的內核穩定，技術含量高，出口競爭力強，是企業的支柱產品，不會輕易退出市場；而非核心產品的資金支持較弱，技術壁壘較低，更容易受外界貿易壁壘和經濟政策的影響，當生產性服務貿易自由化水平提高時，企業可以利用更多的服務外資，而企業有更多的資本時，可能會將更多的“精力”用來提高之前忽視的非核心產品。另外，核心產品與出口目的國企業合作關系更牢固，而非核心產品與目的國企業的關系并不穩定，也更容易受到相關政策的影響。因此，相對于核心產品而言，生產性服務貿易自由化對延長非核心產品的出口持續時間更明顯，且經濟政策不確定性的增加對非核心產品負向影響效果更強。

4.產品的生產階段

根據產品的生產階段可將產品分為中間品和最終品。隨著全球價值鏈分工的細化，中間品貿易占全球價值鏈貿易的比值已經高達2/3。因此，本部分將制造業企業出口產品劃分為中間品和最終品①，并將中間品設為虛擬變量，在基準回歸中引入生產性服務貿易自由化與中間品的交互項（Service_lib×intermediate），進行回歸，回歸結果見表9的第（4）列，可見交互項的系數顯著為負。由于制造業企業出口最終品的產品成本高于出口中間品的產品成本（金祥義和張文菲，2023），制造業生產最終品所需要的生產流程更復雜，需要的服務要素種類和數量更多，需要的服務鏈（運輸、金融、審計、保險等）更長，且這些服務鏈的提供也更容易受到政策的影響，生產性服務貿易自由化對降低最終品的成本幅度更強，且大部分的最終品是技術含量較高、生產價格較高、需求彈性較大的產品，而且往往也是各國貿易摩擦的焦點和貿易政策的重點對象。因此，經濟政策不確定性會導致其市場需求遭受較大沖擊，對企業出口頻率的影響也最大；而中間品出口涉及目的國產品生產鏈的完整性，且需求波動較小，其出口頻率受經濟政策的影響較小。因此，相對于中間品而言，生產性服務貿易自由化對延長最終品的出口持續時間更顯著，且最終品受經濟政策不確定性的負向影響效果更強。

5.地區分布

根據企業的區域分布可劃分為東部地區企業和中西部地區企業，并將東部地區設置為虛擬變量，在基準回歸的基礎上加入生產性服務貿易自由化與東部地區的交互項（Service_lib×East），進行回歸，回歸結果見表9的第（5）列，發現交互項顯著為正。首先，我國東部地區服務業發展較快，生產鏈更完整，是我國出口集中地，對服務要素的需求量和質量要求更高，外資和人力資本等服務要素在東部地區可以發揮較強的促進作用。我國東部地區服務企業較為密集，而服務行業是政策敏感型行業，更容易受到政策的影響，因此，經濟政策不確定性的增加對東部地區企業的影響較強。其次，作為對外開放的前沿地帶，東部地區貿易對中國整體貿易發展具有重要貢獻，東部地區企業的出口模式更加多元化，企業功能也更加專業化，且東部地區企業享有國內政策、融資以及生產和投資方式等方面的優勢，東部地區的貿易企業更容易受到經濟政策不確定性的影響。而中西部地區經濟發展較為緩慢，雖然近些年來服務業和制造業有所發展，但是農業仍然占有較大的比重，人力資本等高級服務要素對中、西部地區出口的作用不顯著。因此，相對于中、西部地區而言，生產性服務貿易自由化對延長東部地區企業的出口持續時間更顯著，且受經濟政策不確定性對東部地區企業出口生存的負向影響效果更強。

（五）機制檢驗

根據本文假設內容，對企業融資約束、出口產品質量以及出口產品質量的衰減速度的作用機制進行實證檢驗。

1.企業融資約束

為了驗證前文提出的理論假設3，文章采用中介模型進行機制檢驗。首先，對企業融資約束的影響機制進行檢驗，構建如下計量模型：

本文的企業融資約束采用利息支出與固定資產比值加1取自然對數表示，該數值越高表示企業融資能力越強，融資約束越小，回歸結果顯示在表10的第（1）列和第（2）列。在第（1）列中，Service_lib的系數顯著為正，表明生產性服務貿易自由化可以降低企業的融資約束。在第（2）列中，Service_lib和Finance的系數顯著為正，表明我國生產性服務貿易自由化可以通過緩解企業的融資約束延長企業出口持續時間，本文的理論假設3成立。

2.出口產品質量

本文的企業出口產品質量參考Khandelwal等（2013）的方法，回歸結果見表10的第（3）和（4）列。在第（3）列中，Service_lib的系數顯著為正，表明生產性服務貿易自由化可以提高企業出口產品質量。在第（4）列中，Service_lib和Quality的系數顯著為正，表明我國生產性服務貿易自由化可以通過提高企業出口產品質量來提高企業出口持續時間，本文的理論假設4成立。

3.出口產品質量衰減速度

本文采用Betafdpt=Qualityfdpt/Qualityfdpt-1表示企業出口產品質量的變化，該指數越大，表明企業出口產品質量衰減速度越慢，回歸結果見表10的第（5）和（6）列。在第（5）列中，Service_lib的系數顯著為正，表明生產性服務貿易自由化可以降低企業出口產品質量的衰減速度。在第（6）列中，Service_lib和Beta的系數顯著為正，表明生產性服務貿易自由化可以通過降低出口產品質量的衰減速度來提高企業出口持續時間，本文的理論假設5成立。

六、進一步拓展研究：生產性服務貿易自由化對企業出口韌性和二元邊際的分析

（一）企業出口韌性

上文的實證和機制分析表明，生產性服務貿易自由化可以延長企業的出口持續時間，那么，我國生產性服務貿易自由化是否可以提高制造業企業的出口韌性？企業出口韌性是指企業或者出口面對沖擊的適應能力以及后期的恢復出口能力，與公司或國家面臨的不確定性和挑戰密切相關，是評估企業或國家可持續出口增長的一個指標（MartinandSunley，2015）。借鑒劉慧和綦建紅（2021）的方法，采用出口抵御能力和出口恢復能力來衡量企業的出口韌性。以2008年的金融沖擊事件為背景，考察生產性服務貿易自由化對企業出口韌性的影響。企業出口抵御能力指標的數值越大，表明沖擊對出口的影響幅度越小，企業抵御風險的能力越強。

回歸結果見表11的第（1）列，Service_lib的系數顯著為正，Service_lib×EPU的系數顯著為負，表明我國生產性服務貿易自由化可以提高企業的出口抵御能力，且經濟政策不確定性增加弱化了生產性服務貿易自由化的正效應。

接下來，用企業出口恢復時間表示企業出口恢復能力，該數值越高，表明企業的恢復能力越弱。以2009年為金融沖擊顯現的初始年份，以企業出口增長率大于0的年份為企業出口受到沖擊后的開始恢復時間點，以企業出口額第一次高于2008年企業出口額的時間點為企業出口已經恢復的時間點，兩個時間點的差為企業出口恢復時間?；貧w結果見表11的第（2）列，發現Service_lib顯著為負，Service_lib×EPU的系數顯著為正，表明我國生產性服務貿易自由化可以縮短企業的出口恢復時間，且經濟政策不確定性增加弱化了生產性服務貿易自由化的正效應。

綜上，我國生產性服務貿易自由化可以提高企業出口韌性，且我國經濟政策不確定性增加弱化了生產性服務貿易自由化對企業出口韌性的正效應。主要原因是，我國經濟政策不確定性增加，企業對出口更加敏感和謹慎，且企業出口成本增加，增加了企業的出口風險，當企業受到外部沖擊時，經濟政策不確定性增加會使企業的出口韌性降低。

（二）出口二元邊際

由于調整企業的出口范圍是企業出口穩定的重要策略之一，前文主要聚焦于企業出口持續時間和出口韌性，接下來，本文將繼續探討生產性服務貿易自由化對企業出口二元邊際的影響。借鑒耿偉等（2022）的研究測算企業的出口拓展邊際和集約邊際。其中，拓展邊際用企業每年出口的目的國的數量取自然對數表示和企業每年出口到同一目的國產品種類數量取自然對數表示；集約邊際用企業每年出口到不同目的國的產品總價值取自然對數來衡量。表11的第（3）、第（4）列的回歸結果表明，Service_lib的系數顯著為正。在第（3）列中，Service_lib×EPU的系數顯著為負；在第（4）和第（5）列中，Service_lib×EPU的系數為負，但不顯著。表明我國生產性服務貿易自由化可以提高企業出口的拓展邊際，對企業出口的集約邊際影響不顯著，且我國經濟政策不確定性增加弱化了生產性服務貿易自由化對出口目的國數量增加的正效應。

七、結論與政策檢驗

本文結論：第一，我國生產性服務貿易自由化可以延長企業出口持續時間，且經濟政策不確定性起到調節作用。第二，企業融資約束、企業出口產品質量以及出口產品質量的衰減速度是生產性服務貿易自由化影響企業出口持續時間的渠道。第三，我國生產性服務貿易自由化對企業出口持續時間的影響存在產品層面、企業層面、區域分布層面的異質性。第四，我國生產性服務貿易自由化可以提高企業出口韌性和拓展邊際。

本文的相關建議：第一，進一步加快我國服務貿易的開放，放寬外資準入限制，減少服務要素流動的壁壘，通過高端服務要素的知識和技術的溢出效應，提升企業產品質量，促進企業出口，增強企業出口的穩定性。第二，穩定國內經濟政策。政府在出臺新政策前，應對經濟形勢進行宏觀評估，提高經濟政策的預見性，增強政策制定的透明度，保持政策的連貫性和一致性?？紤]到頻繁出臺經濟政策對企業不確定性沖擊的影響，保持經濟環境的穩定向好，為企業出口穩定性奠定基礎。通過協調國際貨幣、財政和資本流動政策，穩定市場預期，降低經濟政策不確定性，促進國際貿易的發展。第三，我國制造業企業應抓住開放的機遇，積極利用外資和先進技術，提高本國企業的研發水平和產品質量，提高企業抵抗不確定性沖擊的能力。另外，平衡區域的經濟發展，加強對中、西部地區的經濟支持，重視企業出口產品多樣化和靈活性，加強企業出口產品的轉換能力。