陳 虹， 王 蓓

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院， 湖北 武漢 430072)

一、研究背景與文獻綜述

黨的十九屆四中全會提出，我國要實施更大范圍、更寬領(lǐng)域、更深層次的全面開放?，F(xiàn)階段，我國傳統(tǒng)制造業(yè)產(chǎn)能過剩，高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新不足，而高技術(shù)制造企業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級則需要投入大量的內(nèi)含高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)，以提升其自主創(chuàng)新能力。在此背景下研究開放生產(chǎn)性服務(wù)進口是否有助于高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新，具有重要的現(xiàn)實意義。

高技術(shù)制造企業(yè)是研發(fā)投入較高、研發(fā)人員比重較大的制造業(yè)群體，正處于自主創(chuàng)新(包括自主創(chuàng)新產(chǎn)出和自主創(chuàng)新投入)迅速提升的階段。自主創(chuàng)新產(chǎn)出和投入反映了自主創(chuàng)新活動中投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的關(guān)系，是多種因素綜合作用的成果。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)孕育自制造業(yè)“母體”，并會隨著產(chǎn)業(yè)分工高度精細(xì)化而脫離“母體”[1]。雖然二者可獨立形成專業(yè)化生產(chǎn)和規(guī)模經(jīng)濟，但實質(zhì)上制造業(yè)的發(fā)展需要先進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)提供高級要素的投入[2]。黃莉芳等[3]認(rèn)為，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的中間投入也包含了來自制造業(yè)的產(chǎn)出，并催生了對高技術(shù)制造企業(yè)生產(chǎn)高科技產(chǎn)品的需求，引發(fā)了制造業(yè)的技術(shù)自主創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級。

大部分的國外研究認(rèn)為，生產(chǎn)性服務(wù)通過其蘊含的大量的技術(shù)、知識、人力資本等高端要素促進了制造業(yè)自主創(chuàng)新。例如：Maggi & Muro[4]認(rèn)為，生產(chǎn)性服務(wù)承擔(dān)著技術(shù)、知識和自主創(chuàng)新傳播器的功能，是企業(yè)與自主創(chuàng)新環(huán)境之間的中介；Evangelists et al.[5]認(rèn)為，生產(chǎn)性服務(wù)會刺激制造企業(yè)的技術(shù)自主創(chuàng)新產(chǎn)出。在實證研究方面，Keller[6]的研究結(jié)果表明，經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)國家能夠通過增加生產(chǎn)性服務(wù)的進口來促進國內(nèi)技術(shù)水平升級和制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長。國內(nèi)也有大量的平行研究。例如：董也琳[7]采用知識生產(chǎn)函數(shù)模型進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)人力資源等生產(chǎn)性服務(wù)的進口對制造業(yè)自主創(chuàng)新具有促進作用；陳啟斐、劉志彪[8]通過建立生產(chǎn)性服務(wù)進口多邊模型，研究了生產(chǎn)性服務(wù)進口對制造業(yè)技術(shù)提升的機制，發(fā)現(xiàn)金融服務(wù)、研發(fā)服務(wù)、商業(yè)服務(wù)進口可以顯著促進制造業(yè)生產(chǎn)率提升，進而提高制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

目前，關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度的研究聚焦于其技術(shù)外溢能否對制造業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生正面影響。例如：楊校美、張誠[9]發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度的提高能促進知識和技術(shù)密集型制造業(yè)的生產(chǎn)效率的提高；戴翔[1]認(rèn)為，生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度的提升能夠有效促進工業(yè)經(jīng)濟增長模式發(fā)展，進而推動制造業(yè)生產(chǎn)效率的提高。而鮮少有文獻關(guān)注服務(wù)業(yè)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的影響，僅有馮正強、陳乘[10]的研究測度了各國生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度，并實證證明了其對各國的制造業(yè)自主創(chuàng)新效率具有正向影響。

基于已有的研究成果，本文進一步探討如下問題：生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度能夠為我國高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新帶來何種影響，以及其影響機制如何。本文可能的邊際貢獻體現(xiàn)在以下幾方面：第一，相較于以往文獻對企業(yè)自主創(chuàng)新指標(biāo)的構(gòu)建，本文將企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)出和自主創(chuàng)新投入分別作為研究對象進行實證研究，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)進口中間品的技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出和自主創(chuàng)新投入具有不同程度的影響。該發(fā)現(xiàn)可為我國有效引進不同類型的生產(chǎn)性服務(wù)來促進高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新提供政策性啟示。第二，除總樣本外，本文進一步測算了不同所有制、不同規(guī)模的中國高技術(shù)制造企業(yè)層面的自主創(chuàng)新指標(biāo)，并將進口生產(chǎn)性服務(wù)類型的異質(zhì)性納入實證分析，克服了內(nèi)生性問題，多維度地考察了生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對中國高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響，解決了以往文獻因利用宏觀數(shù)據(jù)而出現(xiàn)的加總性偏差問題。第三，本文不僅考察了生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響程度，還從產(chǎn)業(yè)互動的角度實證檢驗了生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級、勞動生產(chǎn)率和研發(fā)投入的影響。這有助于從深層次理解生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與高技術(shù)制造企業(yè)的互動關(guān)系，并在一定程度上拓展了這類文獻的研究視角。

二、理論分析與研究假設(shè)

結(jié)合前人的研究，本文將生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的可能影響機制概括為以下三個方面。

第一，通過進口內(nèi)含技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)進口中間品，高技術(shù)制造企業(yè)能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、提高創(chuàng)新產(chǎn)值，從而促進自主創(chuàng)新。生產(chǎn)性服務(wù)進口將國外高級生產(chǎn)性服務(wù)要素內(nèi)含的技術(shù)、知識和信息投入高技術(shù)制造企業(yè)的生產(chǎn)過程，形成了高級生產(chǎn)性服務(wù)要素作用于高技術(shù)制造企業(yè)生產(chǎn)的渠道。另外，由于高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)內(nèi)含更為專業(yè)的人力和知識資本，而高技術(shù)制造企業(yè)的研發(fā)人員占比較大，若進口技術(shù)復(fù)雜度更高的生產(chǎn)性服務(wù)，就更能推動高技術(shù)制造企業(yè)的生產(chǎn)與組織模式創(chuàng)新。例如，企業(yè)能夠通過進口加強相關(guān)人力資本的學(xué)習(xí)和模仿，為下次引進前沿技術(shù)以及研發(fā)創(chuàng)新提供可能。戴翔[1]、楊玲[11]均已證實，高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)進口具備技術(shù)溢出效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，為初步判斷生產(chǎn)性服務(wù)進口與高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的關(guān)系，本文采用2002—2016年《中國科技數(shù)據(jù)庫》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫》的相關(guān)數(shù)據(jù)，繪制了生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度與高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)值的散點圖和擬合線，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易進口技術(shù)復(fù)雜度與高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)值呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，從而初步證明了生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新確實存在促進效應(yīng)。

第二，通過進口內(nèi)含技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)，高技術(shù)制造企業(yè)能夠提高勞動生產(chǎn)率和創(chuàng)新產(chǎn)出，從而促進自主創(chuàng)新。戴翔、金碚[12]認(rèn)為，通過選擇進口或者外包生產(chǎn)性服務(wù)，制造企業(yè)逐漸減少并最終不再沿用自給自足的服務(wù)，而是通過進口將外部質(zhì)量更高、成本更低的生產(chǎn)性服務(wù)集中到自身的生產(chǎn)過程中。因此，在開放的世界經(jīng)濟環(huán)境下，制造業(yè)中研發(fā)投入占比較高的高技術(shù)制造企業(yè)更需通過購買國外專業(yè)化的生產(chǎn)性服務(wù)，整合利用全球的資源。一方面，優(yōu)化資源配置將使高技術(shù)制造企業(yè)的勞動生產(chǎn)率得以提高，這意味著企業(yè)人力資源的高技能化，而高技能的人力資本更能在干中學(xué)過程中將進口生產(chǎn)性服務(wù)中隱含的知識和信息與自身熟知的生產(chǎn)流程和工藝相結(jié)合，提出對產(chǎn)品的創(chuàng)新性研究，進而全面提高企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出；另一方面，進口的生產(chǎn)性服務(wù)技術(shù)復(fù)雜度越高，則高技術(shù)制造企業(yè)在使用服務(wù)中間品、零部件的同時更能吸收其內(nèi)含的高級技術(shù)，促進企業(yè)對自主創(chuàng)新研發(fā)投入的意愿。

第三，通過進口內(nèi)含技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)進口中間品，高技術(shù)制造企業(yè)能夠降低生產(chǎn)成本，充實創(chuàng)新資金，從而促進自主創(chuàng)新。毛其淋[13]認(rèn)為，企業(yè)研發(fā)是一項較為長期的投資項目，往往需要投入大量的研發(fā)資金。Goldberg et al.[14]的研究發(fā)現(xiàn)，每年新增進口1種中間產(chǎn)品將會平均降低4.7%的投入中間品進口價格指數(shù)。出口商往往會進一步增加服務(wù)種類，提高技術(shù)復(fù)雜度，以應(yīng)對激烈的競爭[15]。基于此，高技術(shù)制造企業(yè)在通過進口不同種類的生產(chǎn)性服務(wù)并投入生產(chǎn)性制造業(yè)生產(chǎn)過程，替代國內(nèi)昂貴或稀缺的生產(chǎn)性服務(wù)種類時，可以降低生產(chǎn)成本，以保證企業(yè)有可用于技術(shù)改造和產(chǎn)業(yè)升級的充足資金。同時，高技術(shù)制造企業(yè)通過進口國外內(nèi)含高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)，不僅能夠彌補國內(nèi)同類型生產(chǎn)性服務(wù)質(zhì)量低、種類少、投入低的缺陷，還能夠產(chǎn)生貿(mào)易競爭效應(yīng)，引發(fā)行業(yè)間的競爭，進而反向加強出口商提高服務(wù)技術(shù)復(fù)雜度的意愿。

綜上，本文提出如下研究假設(shè)：生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度的提高能夠提升高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新。

本文的研究框架如圖1所示。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

基于前文的理論分析和假設(shè)，本文依據(jù)Cobb-Douglas經(jīng)典生產(chǎn)函數(shù)(C- D函數(shù))的基本思想，構(gòu)建如下基本模型：

I=ARαLβ

(1)

式(1)中，I表示高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新，R和L分別表示高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出，A表示影響高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的因素，α、β表示待估計的參數(shù)。對式(1)取自然對數(shù)可減小異方差的影響，并得到如下變化模型：

LnI1=αLnR+βLnL+LnA+ε

(2)

LnI2=αLnR+βLnL+LnA+ε

(3)

其中，I1表示自主創(chuàng)新產(chǎn)出，I2表示自主創(chuàng)新投入，ε為隨機擾動項。根據(jù)黃燁菁[16]關(guān)于制造業(yè)自主創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)融合等的研究，本文引入生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度(Ser)作為核心解釋變量，建立如下生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對我國高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新影響的模型:

LnI1it=αLnSerit+∑Controlsitd+ωt+ωd+εtd

(4)

LnI2it=αLnSerit+∑Controlsitd+ωt+ωd+εtd

(5)

其中，I1代表中國高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出,I2代表中國高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新投入，Controls是一系列企業(yè)和宏觀層面的控制變量；下標(biāo)i代表制造業(yè)細(xì)分行業(yè)，t代表年度，d代表高技術(shù)制造企業(yè)；ωd表示企業(yè)固定效應(yīng)，ωt表示時間固定效應(yīng)，εtd表示隨機擾動項。估計系數(shù)α完全刻畫了生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的平均綜合效應(yīng)，α為正，表示生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度的提升對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新有促進作用，反之則是抑制作用。

(二)變量與數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量包括高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出(I1)和自主創(chuàng)新投入(I2)。參考張峰等[17]、陳思等[18]的研究，I1采用高技術(shù)制造企業(yè)專利申請數(shù)量來表示；借鑒高靜等[19]的方法，I2采用高技術(shù)制造企業(yè)研發(fā)投入占銷售總值的比重來表示。依據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(制造業(yè))分類(2017)》，本文將中醫(yī)藥制造，航空、航天器及設(shè)備制造，電子及通信設(shè)備制造，計算機及辦公設(shè)備制造，醫(yī)療儀器設(shè)備及儀器儀表制造，以及信息化學(xué)品制造這6類制造業(yè)歸為高技術(shù)制造業(yè)。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度(Ser)。借鑒杜運蘇、彭冬冬[20]的做法，利用增加值貿(mào)易理論來進行測算，測算公式為：

(6)

其中，Sertk是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)k在t年的技術(shù)復(fù)雜度，ntk是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)k在t年出口所包含的國內(nèi)增加值，Nt是t年對外出口服務(wù)的增加值，Gt是t年的人均GDP水平。利用杜運蘇、彭冬冬[20]的測算方法，一國的生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度(Ser)測算公式為：

(7)

其中，mk為該國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)k的進口額，M為該國服務(wù)業(yè)進口總額。

綜合中國國家統(tǒng)計局《2017年國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754—2017)以及《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)分類(2015)》對生產(chǎn)性服務(wù)各行業(yè)的歸類，并結(jié)合聯(lián)合國 Comtrade 數(shù)據(jù)庫中進口服務(wù)數(shù)據(jù)的可得性，本文所指的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)包括房地產(chǎn)業(yè)，金融業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，商務(wù)服務(wù)業(yè)，專利和特許知識產(chǎn)權(quán)服務(wù)業(yè)，以及交通運輸、倉儲和郵政業(yè)共6個行業(yè)。

3.控制變量

借鑒毛其淋[13]的做法，本文在實證研究中控制了一系列可能影響高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新活動和進口生產(chǎn)性服務(wù)技術(shù)復(fù)雜度的變量。(1)高技術(shù)制造企業(yè)勞動生產(chǎn)率(Lp)。由前文的理論分析可知，勞動生產(chǎn)率的提升是進口生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)揮“要素重組效應(yīng)”的關(guān)鍵。借鑒楊玲[11]的方法，該指標(biāo)用企業(yè)增加值與全部從業(yè)人員平均人數(shù)之比來表示。(2)高技術(shù)制造企業(yè)規(guī)模(S)。企業(yè)規(guī)模是直觀反映企業(yè)資源充裕程度的指標(biāo)，而企業(yè)資源是否充裕將對自主創(chuàng)新投入有著較大影響。借鑒張峰等[17]的做法，該指標(biāo)用高技術(shù)制造企業(yè)資產(chǎn)總值的對數(shù)來衡量。(3)高技術(shù)制造企業(yè)經(jīng)濟效能(Ec)，以營業(yè)收入增長率來表示。(4)高技術(shù)制造企業(yè)R&D投入強度(R)，以高技術(shù)制造企業(yè)在報告年度R&D經(jīng)費支出與企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入之比來衡量。(5)人民幣實際對美元匯率(E)，以年度人民幣對美元實際匯率的平均值來度量。該變量作為時間變量加入，用來控制隨時間變化的宏觀經(jīng)濟環(huán)境。

本研究數(shù)據(jù)來源于2002—2016年《中國科技數(shù)據(jù)庫》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫》以及世界銀行數(shù)據(jù)庫(World Bank Open Data)、世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)庫(WTO Statistics Database)和世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(WIOT)。其中，各國各生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)進出口額數(shù)據(jù)來源于世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)庫，各國人均GDP數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，各國生產(chǎn)性服務(wù)產(chǎn)品出口國內(nèi)增加值數(shù)據(jù)來源于世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫?？紤]到樣本量據(jù)的代表性和準(zhǔn)確性，本文選取服務(wù)貿(mào)易進口規(guī)模前60位的經(jīng)濟體的生產(chǎn)性服務(wù)進口額和人均GDP計算其生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度。該樣本既包括發(fā)達(dá)經(jīng)濟體，也包括發(fā)展中經(jīng)濟體，總體服務(wù)貿(mào)易進口額占到世界服務(wù)貿(mào)易總額的80%以上，說明樣本量據(jù)能夠較好地反映世界生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的現(xiàn)狀和水平。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。LnI1、LnI2及LnSer的標(biāo)準(zhǔn)差均小于均值，說明數(shù)據(jù)離散程度不高，不存在極端異常值，可做進一步的實證分析。

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對中國高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新影響的基本回歸結(jié)果報告在表2的列(1)和列(3)中。從Hausman檢驗的結(jié)果可知，應(yīng)選用固定效應(yīng)(FE)模型作為計量方程。生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度的估計系數(shù)顯著為正，說明我國高技術(shù)制造企業(yè)進口的生產(chǎn)性服務(wù)技術(shù)復(fù)雜度的提高能顯著促進企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出，這驗證了理論假設(shè)中的影響大小和方向。為了檢驗生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)出估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用動態(tài)系統(tǒng)GMM方法進行再次估計。參考羅軍[21]的實證研究方法，采用高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)出的滯后一期(L.LnI1)作為工具變量，估計結(jié)果報告在表2的列(2)中。對于該工具變量，Sargan 檢驗的p值為0.391 8，故接受了“所有工具變量均有效”的原假設(shè)；AR(1)及AR(2)檢驗的p值分別為0.000 3和 0.733 1，說明隨機擾動項的差分存在一階自相關(guān)但二階不自相關(guān)，滿足無自相關(guān)條件；Hansen J統(tǒng)計的p值為0.285 0，表明工具變量與擾動項不相關(guān)且滿足外生性假設(shè)；Wald檢驗的p值為 0.000 0，說明模型整體非常顯著。生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)出影響的估計系數(shù)顯著為正，這與固定效應(yīng)(FE)模型的估計結(jié)果一致，說明本文的估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。列(4)為采用高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新投入的滯后一期(L.LnI2)作為工具變量的系統(tǒng)GMM估計結(jié)果，其核心解釋變量和控制變量的系數(shù)符號和顯著性基本與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說明本文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2 生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

(三)異質(zhì)性分析

1.進口生產(chǎn)性服務(wù)類型異質(zhì)性分析

根據(jù)2017年《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754—2017)以及《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)分類(2015)》對生產(chǎn)性服務(wù)各行業(yè)的歸類，結(jié)合聯(lián)合國Comtrade數(shù)據(jù)庫的服務(wù)進口數(shù)據(jù)，除金融服務(wù)歸口不變外，本文將信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)歸為信息服務(wù)；將專利和特許知識產(chǎn)權(quán)服務(wù)歸為研發(fā)服務(wù)；將房地產(chǎn)服務(wù)，交通運輸、倉儲和郵政服務(wù)以及商務(wù)服務(wù)歸為其他商業(yè)服務(wù)?；诨貧w模型(3)，本文分別考察其對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)出和自主創(chuàng)新投入的影響，表3報告了回歸結(jié)果。

表3 進口生產(chǎn)性服務(wù)類型異質(zhì)性檢驗結(jié)果

從金融服務(wù)來看，金融服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度的提高顯著促進了高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入，這可能是因為高技術(shù)制造企業(yè)通過進口金融服務(wù)可以緩解其融資約束，獲得可用于企業(yè)創(chuàng)新的資金支持，這與經(jīng)濟現(xiàn)實預(yù)期相符。信息服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度分別在5%和10%的顯著性水平下促進了高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入，說明高技術(shù)制造企業(yè)通過進口具有高技術(shù)復(fù)雜度的信息服務(wù)，可以將國外先進的互聯(lián)網(wǎng)及電子信息技術(shù)與生產(chǎn)環(huán)節(jié)相結(jié)合，在“進口中學(xué)習(xí)”并提高生產(chǎn)效率，進而提高企業(yè)的生產(chǎn)率和自主創(chuàng)新產(chǎn)出。研發(fā)服務(wù)進口雖然有效地促進了高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)出的提高，但對企業(yè)的自主創(chuàng)新投入并無影響。這一方面說明接觸國外先進的研發(fā)技術(shù)可以直接獲得技術(shù)溢出效應(yīng)，提高自主創(chuàng)新產(chǎn)出；另一方面說明跨國公司會控制研發(fā)服務(wù)出口的技術(shù)溢出程度，形成技術(shù)出口壁壘，這也與羅軍[21]的實證結(jié)果相符。從其他商業(yè)服務(wù)進口對高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新影響結(jié)果來看，其僅對自主創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著的正向影響，而對自主創(chuàng)新投入的影響并不顯著。這可能是因為，交通運輸?shù)绕渌虡I(yè)服務(wù)所內(nèi)含的技術(shù)復(fù)雜度較低，能夠為高技術(shù)制造企業(yè)帶來的技術(shù)溢出、資源重組空間較小，因此無法對其自主創(chuàng)新活動造成顯著的正向影響。

2.企業(yè)所有制和企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性分析

考慮到生產(chǎn)性服務(wù)進口對不同所有制和規(guī)模的高技術(shù)制造企業(yè)可能有不同的影響，本文把高技術(shù)制造企業(yè)分為國有控股、非國有股兩種所有制類型，以及大型、中型兩種規(guī)模。相關(guān)數(shù)據(jù)分別采用《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫》中大型、中型高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。表4中，列(1)、列(5)的回歸結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對國有控股高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新無顯著影響；列(2)、列(6)的回歸結(jié)果表明，對非國有控股高技術(shù)制造企業(yè)有著較為顯著的正向影響。列(3)、列(7)的回歸結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對大型高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新有一定的促進作用；列(4)、列(8)的回歸結(jié)果表明，對中型高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新作用不明顯。對該結(jié)論可能的解釋是，大型高技術(shù)制造企業(yè)更易形成規(guī)模效應(yīng)，從而提升自我的自主創(chuàng)新以應(yīng)用于國際競爭。

表4 企業(yè)所有制和企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性檢驗結(jié)果

(四)內(nèi)生性問題的處理

各高技術(shù)制造企業(yè)通常根據(jù)自己的標(biāo)準(zhǔn)和意愿進口生產(chǎn)性服務(wù)中間品，這可能導(dǎo)致制造企業(yè)樣本存在個體偏好等不可觀測的遺漏變量，或是與自主創(chuàng)新存在交互關(guān)系而產(chǎn)生“反向因果”的情形，從而引發(fā)內(nèi)生性問題。因此，本文選取生產(chǎn)性服務(wù)技術(shù)溢出率(Spill)作為工具變量以解決內(nèi)生性問題。借鑒高靜等[19]的方法，其表達(dá)式為Spilljtm=∑(importjtm/gdptm)rdt。其中，importjtm/gdptm構(gòu)建的權(quán)重代表t年企業(yè)j的進口生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中間品m的金額占當(dāng)年進口國GDP的比重，rdt表示t年進口國的研發(fā)總支出。測算該指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)均來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。表5為使用工具變量后的檢驗結(jié)果。在自主創(chuàng)新投入和自主創(chuàng)新產(chǎn)出的動態(tài)回歸方程中，F(xiàn)統(tǒng)計值均大于10，并且在1%的水平下顯著，表明工具變量與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進口技術(shù)復(fù)雜度相關(guān)； Hansen J 統(tǒng)計的p值分別為0.733 5和0.688 7，說明工具變量與擾動項不相關(guān)且滿足外生性假設(shè)，因此該工具變量滿足相關(guān)性和外生性的假設(shè)。

本文使用動態(tài)系統(tǒng)GMM回歸方法實證檢驗工具變量的估計結(jié)果。表5的回歸結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度的回歸系數(shù)均顯著為正，再次驗證了生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新存在正向影響。加入工具變量后的生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度回歸系數(shù)的絕對值與原回歸結(jié)果相比稍有提高，說明內(nèi)生性略微導(dǎo)致原回歸結(jié)論向下偏移，但生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入的影響的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果仍基本一致，說明在考慮了內(nèi)生性問題后，本文的研究結(jié)論依然具有穩(wěn)健性。

表5 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗

高技術(shù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2009之前的數(shù)據(jù)存在缺失問題，具體包括：(1)2002—2008年規(guī)模以上內(nèi)資、國有、港澳臺和外商投資的高技術(shù)制造企業(yè)專利申請數(shù)、新產(chǎn)品產(chǎn)值全部缺失，無法用于計算相關(guān)企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出和自主創(chuàng)新投入；(2)2002—2016年規(guī)模以上大中型高技術(shù)制造企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值數(shù)據(jù)全部缺失，無法用于計算相關(guān)企業(yè)的自主創(chuàng)新投入；(3)2002—2004年高技術(shù)制造行業(yè)以及大中型內(nèi)資、大中型外資和大中型港澳臺高技術(shù)制造企業(yè)的專利申請數(shù)、新產(chǎn)品產(chǎn)值全部缺失，無法用于計算相關(guān)企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出和自主創(chuàng)新投入。本文擬構(gòu)建完整全面板數(shù)據(jù)，旨在分析生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對我國現(xiàn)階段高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新獲得的重要性。借鑒王永欽等[22]的思路，本文整合了全部2002—2016年的數(shù)據(jù)。針對部分高技術(shù)制造企業(yè)的專利申請書和新產(chǎn)品產(chǎn)值缺失問題，本文用近年的數(shù)據(jù)計算自然增長率來補齊以前的數(shù)據(jù)；并且用專利申請數(shù)與專利擁有數(shù)的比值替換原被解釋變量自主創(chuàng)新產(chǎn)出，用新產(chǎn)品開發(fā)項目數(shù)與新產(chǎn)品產(chǎn)值的比值替換原被解釋變量自主創(chuàng)新投入。根據(jù)表6，在擴大樣本的面板固定效應(yīng)回歸結(jié)果中，生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度仍顯著地促進了高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新，說明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。鑒于2009年之前的較多數(shù)據(jù)為根據(jù)自然增長率計算而進行補齊的，從嚴(yán)謹(jǐn)性角度考慮，此處的結(jié)果僅作參考，本文實證結(jié)果仍以原樣本的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、影響機制檢驗

基于前文的理論分析，本文將進一步檢驗生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度影響我國高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的作用機制，并構(gòu)建以下計量模型：

Upgrade_hit=α1LnSerit+∑Controlsitd+
ωt+ωd+εtd

(8)

Lpit=α2LnSerit+∑Controlsitd+ωt+ωd+εtd

(9)

Rit=α3LnSerit+∑Controlsitd+ωt+ωd+εtd

(10)

LnIit=α4LnSerit+α5LnSerit×Upgrade_hit+
α6LnSerit×Lpit+α7LnSerit×Rit+
∑Controlsitd+ωt+ωd+εtd

(11)

其中，Upgrade_h為高技術(shù)制造企業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化指標(biāo)?？紤]到企業(yè)利潤能夠更為直觀地反映企業(yè)生產(chǎn)的成果，企業(yè)利潤越高則間接表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度越高，而企業(yè)產(chǎn)值也可以間接反映企業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的成果，因此本文將高級化指標(biāo)設(shè)定為高技術(shù)制造企業(yè)利潤與產(chǎn)值之比。所有模型都采用固定效應(yīng)估計法進行回歸，數(shù)據(jù)均來源于2002—2016年的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫》。模型(8)～模型(10)主要是為了檢驗生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度能否影響高技術(shù)制造企業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級、勞動生產(chǎn)率和研發(fā)投入；模型(11)則突出了交互項的貢獻，以驗證生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響機制。

根據(jù)戴翔、金碚[12]的研究，生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度能轉(zhuǎn)變工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展方式，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化。結(jié)合前文的理論分析，內(nèi)含高技術(shù)復(fù)雜度的進口生產(chǎn)性服務(wù)可能與高技術(shù)制造企業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化有交互作用，從而促進其自主創(chuàng)新提升，因此以LnSer×Upgrade_h來檢驗生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度是否能夠?qū)Ω呒夹g(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新活動產(chǎn)生影響。另外，生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度可以產(chǎn)生要素重組效應(yīng)，并帶來勞動生產(chǎn)率的提高，因此以LnSer×Lp來檢驗生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度與勞動生產(chǎn)率的交互作用及其對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響。最后，根據(jù)Goldberg et al.[14]的研究，進口服務(wù)中間品可以降低制造企業(yè)生產(chǎn)成本，因此以LnSer×R來檢驗生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度與研發(fā)投入的交互作用及其對高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新的影響。

表7中，列(1)的估計系數(shù)顯著為正，說明生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度通過技術(shù)溢出，有效促進了高技術(shù)制造企業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級。列(4)、列(5)中，生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度與產(chǎn)業(yè)升級的交叉項估計系數(shù)皆顯著為正，說明高技術(shù)制造企業(yè)通過吸收進口生產(chǎn)性服務(wù)內(nèi)含的技術(shù)，促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，從而推動了其自主創(chuàng)新的提升。列(2)、列(4)、列(5)的估計結(jié)果顯著為正，說明生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度提高了高技術(shù)制造企業(yè)的勞動生產(chǎn)率，進而推動了其自主創(chuàng)新的提升。這可能是因為，通過進口內(nèi)含高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)中間品，高技術(shù)制造企業(yè)獲得了前沿的信息和專業(yè)的人力資源，從而提升了其對生產(chǎn)運營的控制能力，引發(fā)了生產(chǎn)模式的自主創(chuàng)新。列(3)、列(4)、列(5)的估計結(jié)果顯著為正，說明生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度有效地促進了高技術(shù)制造企業(yè)研發(fā)投入的增加，并且與研發(fā)投入發(fā)生交互作用，進而提高了高技術(shù)制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力。其原因可能是，隨著高技術(shù)制造企業(yè)不斷引進內(nèi)含高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)，逐步形成了專業(yè)化生產(chǎn)和規(guī)模經(jīng)濟，實現(xiàn)了生產(chǎn)成本的降低，從而獲得了更多資本投入研發(fā)。綜上，本文證明了進口高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)能夠帶來高技術(shù)制造企業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、勞動生產(chǎn)率提高、研發(fā)投入加大，進而促進其自主創(chuàng)新全面提升這一影響機制。

表7 影響機制檢驗回歸結(jié)果表

六、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文的研究發(fā)現(xiàn)：(1)生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度總體對高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出和自主創(chuàng)新投入具有顯著的正向影響，進口技術(shù)復(fù)雜度越高則越能顯著促進企業(yè)自主創(chuàng)新。該結(jié)論通過采用基于國家—行業(yè)層面的高技術(shù)制造企業(yè)、生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度數(shù)據(jù)進行實證分析得出，克服了基于國家層面數(shù)據(jù)研究而出現(xiàn)的偏差。(2)金融服務(wù)、信息服務(wù)、研發(fā)服務(wù)和商業(yè)服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度的提高均能夠顯著提升高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出，但研發(fā)服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對高技術(shù)制造企業(yè)創(chuàng)新投入沒有影響，這可能是由于發(fā)達(dá)國家出口高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)時設(shè)置了技術(shù)壁壘。通過對自主創(chuàng)新產(chǎn)出、自主創(chuàng)新投入加以區(qū)分，本文修正了董也琳[7]“以制造企業(yè)專利申請數(shù)作為自主創(chuàng)新指標(biāo)”做法的片面性，同時通過異質(zhì)性分析，深化并修正了對李惠娟、蔡偉宏[23]“生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度對于制造企業(yè)自主創(chuàng)新投入具有顯著正向影響”結(jié)論的認(rèn)識。(3)本文驗證了生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度能夠通過促進高技術(shù)制造企業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、提高勞動生產(chǎn)率、加大研發(fā)投入而影響其自主創(chuàng)新的機制，這對于戴翔、金碚[12]提出的“服務(wù)進口技術(shù)含量對中國工業(yè)經(jīng)濟方式轉(zhuǎn)變具有正向影響”的結(jié)論有一定的實證補充。(4)生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度的提高對非國有控股和大型高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新的促進作用較為顯著，而對國有高技術(shù)制造企業(yè)的促進作用不明顯。這一結(jié)論對許家云等[24]關(guān)于“民營企業(yè)存在諸如金融抑制的政策壁壘”的認(rèn)識進行了實證補充。

(二)研究啟示

本文的研究結(jié)論對從傳統(tǒng)的外向型經(jīng)濟體制向更高水平的開放型經(jīng)濟體制過渡具有一定的理論參考意義。(1)本文發(fā)現(xiàn)開放內(nèi)含高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)進口有助于提升高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新，因此，我國應(yīng)該堅定地推進和深化開放，包括金融服務(wù)進口、信息服務(wù)進口，加強高技術(shù)制造企業(yè)與內(nèi)含技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)進口的互動和融合。高技術(shù)制造企業(yè)應(yīng)進口具有高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)中間品，利用高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)技術(shù)溢出效應(yīng)提升企業(yè)技術(shù)自主創(chuàng)新產(chǎn)值，為進一步提升自主創(chuàng)新產(chǎn)出和自主創(chuàng)新投入創(chuàng)造條件。(2)本文的結(jié)論有助于理解中國繼續(xù)堅持推進貿(mào)易自由化和經(jīng)濟全球化戰(zhàn)略的經(jīng)濟績效。我國應(yīng)通過對話和合作爭取使部分發(fā)達(dá)國家放松出口管制，提高生產(chǎn)性服務(wù)中間品引進的技術(shù)復(fù)雜度，降低高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易成本，從貿(mào)易相關(guān)制度上強化經(jīng)濟全球化動力，減少經(jīng)濟全球化阻力。(3)鑒于現(xiàn)代生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度比傳統(tǒng)商業(yè)服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度更能提高企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入，我國應(yīng)對不同類型生產(chǎn)性服務(wù)進口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品實行差異化的開放政策。具體而言，應(yīng)進一步加大對金融服務(wù)、信息服務(wù)和研發(fā)服務(wù)的開放力度，而對傳統(tǒng)商業(yè)服務(wù)可遵循循序漸進的開放步驟。(4)本文的異質(zhì)性分析證實了非國有高技術(shù)制造企業(yè)的市場活力，引進高技術(shù)復(fù)雜度的生產(chǎn)性服務(wù)中間品能夠顯著刺激非國有高技術(shù)制造企業(yè)的自主創(chuàng)新績效。因此，我國要堅定推進混合所有制經(jīng)濟改革，對私營、外商和港澳臺資本進入高技術(shù)制造企業(yè)提供支持，這將有助于我國高技術(shù)制造企業(yè)在國際競爭中全面增強自主創(chuàng)新實力。