喻勝華，黃婉瑩，趙 盼

(湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410079)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

2021年，中國制造業(yè)增加值高達(dá)31.4萬億元，連續(xù)12年居世界首位。然而，中國制造業(yè)也面臨著大而不強(qiáng)的嚴(yán)峻形勢,主要表現(xiàn)為制造業(yè)企業(yè)缺乏自主創(chuàng)新能力、高端制造業(yè)企業(yè)稀缺、部分核心零部件對外依賴性強(qiáng)[1]。為了牢牢把握新一輪產(chǎn)業(yè)革命和科技革命的機(jī)遇，中國制造業(yè)必須擺脫傳統(tǒng)的粗放型增長方式，大力推進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。近年來，制造業(yè)內(nèi)部的生產(chǎn)性服務(wù)部門逐步從中獨(dú)立出來，現(xiàn)已初具規(guī)模，成為提高生產(chǎn)效率、推動制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級、構(gòu)建高精尖經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的有效支撐[2，3]。推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)相互融合無疑是提升制造業(yè)創(chuàng)新水平的重要抓手,而如何通過擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放促進(jìn)本土企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新也成為需要充分考察的問題。探究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放給制造業(yè)企業(yè)帶來的創(chuàng)新效應(yīng)具有深遠(yuǎn)的現(xiàn)實(shí)意義。

不難看出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間存在密切的正向聯(lián)系，二者的互動發(fā)展共同促進(jìn)了社會經(jīng)濟(jì)的進(jìn)步。已有文獻(xiàn)在這方面的研究主要包括四個方面：一是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間的相互關(guān)系。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的“高級要素”，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)相互促進(jìn)、共同發(fā)展，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)無論是作為一個整體還是細(xì)分行業(yè)都與制造業(yè)存在互動關(guān)聯(lián)[4，5]。二是定量分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)相關(guān)指標(biāo)的影響。研究表明，制造業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)化能夠通過提高制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率、降低成本，提升制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度；生產(chǎn)性服務(wù)要素投入的增加對制造業(yè)總體就業(yè)規(guī)模的促進(jìn)作用存在門檻效應(yīng)，隨著制造業(yè)技術(shù)水平的不斷提高，促進(jìn)作用顯著增強(qiáng)[6，7]。三是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的協(xié)同發(fā)展對宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過優(yōu)化創(chuàng)新資源配置、擴(kuò)大市場規(guī)模顯著提升了城市創(chuàng)新水平[8]。四是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)相互聯(lián)系的異質(zhì)性分析。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)相互聯(lián)系的程度在不同行業(yè)和不同區(qū)域之間存在異質(zhì)性。有研究利用影響力系數(shù)和感應(yīng)度系數(shù)研究得出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)發(fā)展確實(shí)存在雙向互動關(guān)系，但這種互動關(guān)系存在區(qū)域異質(zhì)性[9]；還有利用面板數(shù)據(jù)模型研究得出，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與先進(jìn)制造業(yè)之間的互動關(guān)系是顯著而不對稱的，而且這種互動關(guān)系主要發(fā)生在金融業(yè)[10]。

此外，學(xué)者們還從國際貿(mào)易的角度出發(fā)，探究了生產(chǎn)性服務(wù)進(jìn)出口帶來的創(chuàng)新效應(yīng)。在進(jìn)口方面，認(rèn)為提高生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度，可通過技術(shù)溢出、提升專業(yè)化程度、引進(jìn)高技能人才等途徑推動制造業(yè)創(chuàng)新。相關(guān)研究認(rèn)為，進(jìn)口生產(chǎn)性服務(wù)產(chǎn)品與貨物貿(mào)易不同，進(jìn)口貨物可能導(dǎo)致本國自主創(chuàng)新水平下降，但提高生產(chǎn)性服務(wù)品進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度能夠給東道國高科技行業(yè)帶來顯著的創(chuàng)新效應(yīng)；將高技術(shù)生產(chǎn)性服務(wù)作為要素投入制造業(yè)生產(chǎn)，能夠通過成本節(jié)約效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)來促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平的提高；生產(chǎn)性服務(wù)進(jìn)口結(jié)構(gòu)優(yōu)化提高了本土企業(yè)的創(chuàng)新能力，高技術(shù)行業(yè)通過生產(chǎn)性服務(wù)進(jìn)口獲得的直接技術(shù)溢出效應(yīng)要明顯強(qiáng)于中、低技術(shù)行業(yè)[11-13]。還有研究進(jìn)一步論證了生產(chǎn)性服務(wù)進(jìn)口技術(shù)復(fù)雜度的增加對不同類型國家制造業(yè)自主創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用[14]。當(dāng)然，也有觀點(diǎn)認(rèn)為生產(chǎn)性服務(wù)進(jìn)口不利于提升進(jìn)口國制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)效率和自主創(chuàng)新能力，其論據(jù)是生產(chǎn)性服務(wù)出口國會采用各種技術(shù)封鎖手段，使服務(wù)進(jìn)口國難以學(xué)習(xí)和模仿服務(wù)出口國的先進(jìn)技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)。在出口方面，學(xué)者們主要從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、競爭效應(yīng)、“干中學(xué)”效應(yīng)等影響機(jī)制討論了出口貿(mào)易的創(chuàng)新效應(yīng)。研究認(rèn)為，生產(chǎn)性服務(wù)出口技術(shù)復(fù)雜度與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，它對不同類型國家的自主創(chuàng)新都具有顯著的促進(jìn)作用，但不同技術(shù)密集度生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)提升對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家制造業(yè)自主創(chuàng)新的推動作用存在明顯的異質(zhì)性[15，16]。不過，也有個別學(xué)者否認(rèn)了“出口促進(jìn)”論，認(rèn)為出口貿(mào)易可能會給發(fā)展中國家?guī)碡?fù)面影響。有研究指出，生產(chǎn)性服務(wù)出口貿(mào)易對生產(chǎn)率增長的影響具有不確定性，僅按照傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢原理發(fā)展生產(chǎn)者服務(wù)出口貿(mào)易很可能會陷入“擴(kuò)張陷阱”[17]。

上述研究表明，生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易能夠促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平的提高，與此密切相關(guān)的問題是服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響。在該領(lǐng)域，不少文獻(xiàn)使用雙重差分法檢驗(yàn)服務(wù)開放帶來的影響。研究表明，貿(mào)易開放對制造業(yè)資源再配置、就業(yè)變動、企業(yè)生產(chǎn)率等方面都有顯著影響[18-20]。但少有文獻(xiàn)進(jìn)一步細(xì)分服務(wù)行業(yè)，聚焦于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的開放效應(yīng)。為此，本文基于中國加入WTO這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用連續(xù)型雙重差分法探究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響。采用生產(chǎn)性服務(wù)依存度作為衡量28個制造業(yè)細(xì)分行業(yè)受沖擊大小的依據(jù)。為避免邊界值的人為選取產(chǎn)生分組誤差，擬采取連續(xù)分組的思路。在指標(biāo)測算方面，大多數(shù)學(xué)者采用企業(yè)的R&D投入或當(dāng)年的新產(chǎn)品產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重測度技術(shù)創(chuàng)新。這兩種測度方法的缺點(diǎn)較為明顯：首先，雖然產(chǎn)出與投入高度相關(guān)，但企業(yè)研發(fā)投入的增加并不能直接代表創(chuàng)新成果的積累；相反，企業(yè)相同的投入會帶來不同的產(chǎn)出，創(chuàng)新效率的差異恰恰反映了企業(yè)之間創(chuàng)新能力的高低[21]。其次，對于新產(chǎn)品的界定沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。近年來，學(xué)者們開始使用專利數(shù)量衡量技術(shù)創(chuàng)新水平。專利分為發(fā)明專利、實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利三類，其中，發(fā)明專利技術(shù)含量高、研發(fā)難度大，可視為具有較高質(zhì)量的復(fù)雜創(chuàng)新[22]。為此，本文選擇發(fā)明專利數(shù)量占總專利數(shù)量的比重測度企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

本文的創(chuàng)新之處在于：(1)從研究方法來看，以中國加入世界貿(mào)易組織作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用連續(xù)型雙重差分法準(zhǔn)確識別生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的因果效應(yīng)，剔除了對制造業(yè)創(chuàng)新貢獻(xiàn)較小的消費(fèi)性服務(wù)業(yè)，聚焦于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放帶來的創(chuàng)新效應(yīng)的探究，研究更具有針對性，對政策效果的評估更加精準(zhǔn)、客觀。(2)從研究內(nèi)容來看，進(jìn)一步細(xì)分生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，探究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)各個細(xì)分行業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新影響的異質(zhì)性。 此外，從創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量兩個維度考察創(chuàng)新效應(yīng)，較只關(guān)注專利數(shù)量而言更加全面、科學(xué)。(3)從研究對象來看，以中國制造業(yè)企業(yè)為研究對象，從微觀視角剖析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對中國企業(yè)的影響，對政策效果的檢驗(yàn)更具說服力。

二、數(shù)據(jù)、變量與方法

學(xué)術(shù)界普遍肯定了貿(mào)易開放帶來的創(chuàng)新效應(yīng)。作為高層次人才集中、技術(shù)密集度高的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，其擴(kuò)大開放更具有創(chuàng)新激勵作用。首先，從企業(yè)層面來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)擴(kuò)大開放，制造業(yè)企業(yè)能夠?qū)⒆陨聿痪哂猩a(chǎn)優(yōu)勢的環(huán)節(jié)外包給生產(chǎn)性服務(wù)出口企業(yè)進(jìn)行專業(yè)化生產(chǎn)，集中人力、資本生產(chǎn)具有相對優(yōu)勢的核心產(chǎn)品。在行業(yè)層面，隨著生產(chǎn)性服務(wù)的進(jìn)口，大批知識技術(shù)密集型的生產(chǎn)要素被用于國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)過程，能夠促進(jìn)整個產(chǎn)業(yè)集群的壯大。其次，生產(chǎn)性服務(wù)作為知識技術(shù)密集型生產(chǎn)要素，與制造業(yè)存在前向關(guān)聯(lián)而形成前向溢出效應(yīng)，企業(yè)能夠吸收擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放帶來的技術(shù)溢出，通過提高企業(yè)生產(chǎn)率提升創(chuàng)新質(zhì)量。最后，在開放的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，貿(mào)易開放使得國內(nèi)產(chǎn)品競爭愈發(fā)激烈。隨著生產(chǎn)性服務(wù)部門擴(kuò)大開放，質(zhì)優(yōu)價(jià)廉的國外生產(chǎn)性服務(wù)作為高級生產(chǎn)要素進(jìn)入國內(nèi)市場，使得國內(nèi)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)面臨巨大的競爭壓力，而制造業(yè)企業(yè)會通過擴(kuò)大出口緩解國內(nèi)競爭壓力，從而促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

(一)數(shù)據(jù)來源及說明

為了在微觀層面考察創(chuàng)新效應(yīng)，本文將1998-2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與專利數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配(注：由于需要把中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與專利數(shù)據(jù)按企業(yè)代碼進(jìn)行匹配，數(shù)據(jù)只能匹配到2013年)。匹配后，剔除數(shù)據(jù)庫中的異常值，包括：(1)總產(chǎn)值、銷售額、應(yīng)付職工薪酬、固定資產(chǎn)合計(jì)、實(shí)收資本等缺失、為負(fù)值或零值，總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)和固定資產(chǎn)凈值的企業(yè)數(shù)據(jù)；(2)成立年份晚于統(tǒng)計(jì)年份、成立月份大于12的企業(yè)數(shù)據(jù)；(3)從業(yè)人數(shù)小于8的制造業(yè)企業(yè)。轉(zhuǎn)化為平衡面板后，最終得到212991個企業(yè)的觀測值。

(二)模型和變量定義

2001年12月，中國正式加入WTO，成為中國擴(kuò)大貿(mào)易開放的標(biāo)志性事件?！吨腥A人民共和國服務(wù)貿(mào)易具體承諾減讓表》和2002年版的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》的發(fā)布成為中國服務(wù)業(yè)開放的重要標(biāo)志。本文基于中國加入WTO這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法識別生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。模型初步設(shè)定如式(1)所示。

innovationit=β0+β1relyi×time2002t+

βXit+δi+μt+εit

(1)

其中，i表示企業(yè)，t表示年份，β表示回歸系數(shù)；被解釋變量innovationit表示企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，將從創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量兩個方面衡量，創(chuàng)新數(shù)量用企業(yè)專利數(shù)量來衡量，創(chuàng)新質(zhì)量用發(fā)明專利數(shù)量占總專利數(shù)量的比重衡量；核心解釋變量relyi表示生產(chǎn)性服務(wù)依存度，作為衡量28個制造業(yè)細(xì)分行業(yè)受沖擊大小的依據(jù)，該指標(biāo)越大表明制造業(yè)企業(yè)受到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放的沖擊越大；time2002t是政策實(shí)施的虛擬變量，政策實(shí)施后(t≥2002)取1，政策實(shí)施前取0；交互項(xiàng)relyi×time2002t反映生產(chǎn)性服務(wù)依存度高的行業(yè)與依存度低的行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平在政策實(shí)施前后的平均差異；β1是本文重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，它衡量了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響；Xit表示控制變量，包括：企業(yè)規(guī)模(scale)、企業(yè)年齡(age)、資本密集度(k)、企業(yè)負(fù)債率(debt)、勞均工資(wage)、赫芬達(dá)爾指數(shù)(hhi)、政府補(bǔ)貼(subsidy)。其中，企業(yè)規(guī)模用企業(yè)從業(yè)人員年均人數(shù)的對數(shù)值來衡量，相對于小規(guī)模企業(yè)而言，大規(guī)模企業(yè)具備更強(qiáng)的知識溢出吸收能力。企業(yè)年齡用當(dāng)年年份減去企業(yè)成立年份加1的對數(shù)值來表示，企業(yè)處于不同年齡階段對創(chuàng)新激勵的感知效果存在差異。資本密集度用資本總額與銷售收入的比值來測量，資本密集度是行業(yè)進(jìn)入壁壘的衡量指標(biāo)。企業(yè)負(fù)債率以負(fù)債總額占資產(chǎn)總額的比率表示，代表企業(yè)的資金約束狀況，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新必然會受到資金約束的影響。勞均工資用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)平減后的企業(yè)實(shí)際勞均工資的對數(shù)值來表示，對企業(yè)創(chuàng)新和生產(chǎn)率的提高具有正向影響。赫芬達(dá)爾指數(shù)用行業(yè)內(nèi)企業(yè)市場份額的平方和來衡量，該指數(shù)越大，表示市場越集中，壟斷程度越高。政府補(bǔ)貼用政府補(bǔ)貼與企業(yè)銷售額的比值來度量，政府補(bǔ)貼對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在正負(fù)兩種影響：一方面是受到政府資金支持，企業(yè)用于技術(shù)研發(fā)的經(jīng)費(fèi)更加充裕，有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；另一方面是政府的幫扶減輕了企業(yè)的競爭壓力，削弱了企業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新的動力。δi為企業(yè)固定效應(yīng)，控制企業(yè)不隨時(shí)間變化的特征；μt為年份固定效應(yīng)，剔除時(shí)間趨勢帶來的影響；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1報(bào)告了基準(zhǔn)模型(1)的回歸結(jié)果，在回歸過程中，采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以控制潛在的異方差和自相關(guān)問題。列(1)(2)(3)報(bào)告了針對創(chuàng)新質(zhì)量的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果表明，不論是否加入企業(yè)和行業(yè)層面的控制變量，交互項(xiàng)relyi×time2002t的估計(jì)系數(shù)皆在1%的顯著性水平上為正，說明中國加入WTO后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)依存度高的制造業(yè)企業(yè)與依存度低的企業(yè)相比顯著提升了創(chuàng)新質(zhì)量，且生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升作用是穩(wěn)健的。列(4)(5)(6)報(bào)告了針對創(chuàng)新數(shù)量的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放沒有給企業(yè)創(chuàng)新帶來數(shù)量效應(yīng)?？赡艿脑蛟谟?，中國企業(yè)專利申請數(shù)量的增長在很大程度上受到政策支持的影響，地方政府為了促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新會出臺一系列的政策支持企業(yè)申請專利。短期內(nèi)，政策支持力度的加強(qiáng)會導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的增加，但是創(chuàng)新質(zhì)量的提升卻很難通過這種政策拉動[23]?？傊?，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的質(zhì)量激勵效應(yīng)，而數(shù)量激勵效應(yīng)不顯著。

表1 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放影響制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

控制變量的回歸結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模和勞均工資對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量都有顯著的提升作用，與預(yù)期一致；赫芬達(dá)爾指數(shù)的回歸系數(shù)為負(fù)，但不顯著，說明在中國壟斷對創(chuàng)新的抑制作用并不明顯；企業(yè)年齡對創(chuàng)新質(zhì)量的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)，表明新成立的企業(yè)相比老企業(yè)更具有提升創(chuàng)新質(zhì)量的動力；企業(yè)負(fù)債率和資本密集度的回歸系數(shù)不顯著，說明二者不是影響創(chuàng)新質(zhì)量的主要因素；政府補(bǔ)貼對創(chuàng)新質(zhì)量的影響不顯著，說明政府補(bǔ)貼給創(chuàng)新質(zhì)量帶來的正負(fù)影響中，沒有一方的作用明顯勝于另一方。

(二) 平行趨勢檢驗(yàn)

被解釋變量在政策實(shí)施前是否具有平行趨勢，是評判雙重差分估計(jì)有效性的重要標(biāo)準(zhǔn)。為了檢驗(yàn)平行趨勢假設(shè)是否成立，本文將式(1)中的time2002t替換為各年度虛擬變量：

βXit+δi+μt+εit

(2)

其中，yeart表示年份虛擬變量，β1表示各年份生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)依存度高的制造業(yè)企業(yè)與依存度低的企業(yè)相比，其創(chuàng)新質(zhì)量的差異；其余變量與式(1)一致。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由表2可知，2002年之前的回歸系數(shù)皆不顯著，說明在政策實(shí)施之前，生產(chǎn)性服務(wù)依存度高的行業(yè)與依存度低的行業(yè)相比，其創(chuàng)新質(zhì)量的變化趨勢不存在明顯差異，即平行趨勢假設(shè)成立。在政策實(shí)施后的年份，交互項(xiàng)回歸系數(shù)皆顯著為正，說明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)依存度高的制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量明顯優(yōu)于依存度低的企業(yè)，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升具有穩(wěn)定的促進(jìn)作用。

表2 平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.隨機(jī)抽取處理組。遺漏個體和時(shí)間層面同時(shí)變動的不可觀測因素是導(dǎo)致結(jié)果可能產(chǎn)生誤差的原因。因此，本文隨機(jī)抽取企業(yè)作為處理組和控制組進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。我們進(jìn)行了500次隨機(jī)抽樣，而后進(jìn)行回歸。圖1給出了500次隨機(jī)抽樣生成處理組后，雙重差分系數(shù)的t值和分布。由圖1可知，雙重差分估計(jì)系數(shù)的t值集中在0附近，表明大多數(shù)樣本的回歸結(jié)果并不顯著，說明本文的估計(jì)結(jié)果并未受到個體和時(shí)間層面同時(shí)變動的不可觀測因素的影響，估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

圖1 隨機(jī)抽取實(shí)驗(yàn)組的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2. 排除其他政策干擾。在加入WTO后，我國逐步放開服務(wù)市場，企業(yè)逐漸失去了關(guān)稅壁壘和行政壁壘的保護(hù)。隨著行業(yè)門檻大幅降低，各企業(yè)受到國外先進(jìn)技術(shù)的沖擊。與此同時(shí)，為配合國家知識產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略的實(shí)施，各省(區(qū)、市)在2005年前后紛紛出臺各項(xiàng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策，對企業(yè)申請專利予以資助和獎勵。為了在一定程度上除去其他專利政策的實(shí)施對企業(yè)創(chuàng)新的影響，本文將2005年及之后的樣本數(shù)據(jù)刪去，重新進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，所得結(jié)果如表3所示。

由表3可知，加入控制變量和固定效應(yīng)前后，雙重差分項(xiàng)relyi×time2002t的系數(shù)皆在1%的顯著性水平上為正。這意味著在排除了其他相關(guān)政策的干擾后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的促進(jìn)作用依然存在，基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健可信。

表3 排除其他政策干擾的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3. 截尾?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和專利數(shù)據(jù)匹配所得，如果存在極端值則可能會使得估計(jì)結(jié)果存在偏誤。為解決這一問題，對樣本進(jìn)行截尾處理：剔除innovation最大的前1%和最小的前1%。在剔除掉極端值后，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 截尾的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表4顯示，加入控制變量后，核心解釋變量relyi×time2002t的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，說明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放帶來的創(chuàng)新效應(yīng)穩(wěn)定存在。通過隨機(jī)抽取處理組、排除其他政策干擾、截尾等穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與表1的結(jié)果基本一致。可以認(rèn)為中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放顯著地提升了企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

(四)異質(zhì)性分析

1.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的異質(zhì)性。前文從整體上證實(shí)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新起到了促進(jìn)作用。由于生產(chǎn)性服務(wù)的種類較多，不同細(xì)分行業(yè)的差異可能會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不同的影響，本文將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)分為運(yùn)輸服務(wù)業(yè)、信息服務(wù)業(yè)、金融服務(wù)業(yè)、商業(yè)服務(wù)業(yè)、科技服務(wù)業(yè)。為了探究不同類型生產(chǎn)性服務(wù)影響的差異性，將基準(zhǔn)模型(1)中制造業(yè)對生產(chǎn)性服務(wù)總體的依存度替換為對各生產(chǎn)性細(xì)分服務(wù)行業(yè)的依存度，使用雙重差分法分別進(jìn)行識別，結(jié)果見表5。

表5 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的異質(zhì)性分析

從表5可以看出，信息服務(wù)業(yè)、商業(yè)服務(wù)業(yè)、科技服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提高有顯著的促進(jìn)作用，交互項(xiàng)系數(shù)分別為0.406、1.071、4.260。其中，科技服務(wù)業(yè)的開放給中國制造業(yè)帶來的創(chuàng)新效應(yīng)最為明顯，商業(yè)服務(wù)業(yè)開放的正向影響次之。企業(yè)管理服務(wù)、法律服務(wù)、咨詢與調(diào)查、廣告業(yè)等商業(yè)服務(wù)屬于高附加值的人力資本密集行業(yè)，擴(kuò)大開放有利于高水平人才積累，為企業(yè)創(chuàng)新提供人力保障。信息服務(wù)業(yè)開放對創(chuàng)新質(zhì)量也有正向影響，信息服務(wù)屬于信息技術(shù)外包和知識流程外包范疇。服務(wù)外包通過專業(yè)化分工提高企業(yè)技術(shù)研發(fā)成功率。此外，進(jìn)口國外先進(jìn)的計(jì)算機(jī)技術(shù)和軟件開發(fā)等信息服務(wù)，有利于企業(yè)打破信息傳遞障礙，提升各環(huán)節(jié)的管理效率，為技術(shù)創(chuàng)新助力。

運(yùn)輸服務(wù)業(yè)的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.126，在5%的顯著性水平上為負(fù)，這意味著運(yùn)輸服務(wù)業(yè)開放程度的提高對企業(yè)創(chuàng)新具有輕微的抑制作用。原因可能是，一方面，相對于其他生產(chǎn)性服務(wù)而言，運(yùn)輸服務(wù)的知識技術(shù)密集度相對較低，推動制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的能力有限；另一方面，中國為了滿足基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的巨大需求，十分重視國內(nèi)運(yùn)輸服務(wù)業(yè)的發(fā)展，而運(yùn)輸服務(wù)業(yè)的開放，將在國內(nèi)形成激烈的市場競爭，甚至對中國還未成熟的物流體系形成沖擊，不利于制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。金融服務(wù)業(yè)開放的影響效果并不顯著，這是因?yàn)橥鈦斫鹑诜?wù)雖然能夠帶來資金與技術(shù)，但未必能同本國金融體系相結(jié)合，進(jìn)而起到促進(jìn)作用。

2.企業(yè)所有制的異質(zhì)性。進(jìn)一步對企業(yè)所有制進(jìn)行區(qū)分，在基準(zhǔn)模型(1)中加入企業(yè)所有制虛擬變量與雙重差分項(xiàng)的交互項(xiàng)，建立如下模型：

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×

soei+β2relyi×time2002t+β3soei+

βXit+δi+μt+εit

(3)

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×

poei+β2relyi×time2002t+β3poei+

βXit+δi+μt+εit

(4)

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×

foei+β2relyi×time2002t+β3foei+

βXit+δi+μt+εit

(5)

式(3)～式(5)中的soei、poei及foei都為企業(yè)所有制虛擬變量，依據(jù)企業(yè)實(shí)收資本成分將國有企業(yè)定義為國有資本或集體資本占實(shí)收資本50%及以上的企業(yè)，將外資企業(yè)定義為港澳臺或非港澳臺外資資本占實(shí)收資本50%及以上的企業(yè)，將民營企業(yè)定義為除國有資本、集體資本以及港澳臺和非港澳臺外資之外的資本占實(shí)收資本50%及以上的企業(yè)；soei為國有企業(yè)虛擬變量，若企業(yè)為國有企業(yè)則soei=1，反之則為0；poei為民營企業(yè)虛擬變量，若企業(yè)為民營企業(yè)則poei=1，反之則為0；foei為外資企業(yè)虛擬變量，若企業(yè)為外資企業(yè)則foei=1，否則為0；β1是重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，若式(3)中β1顯著為正，則說明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放更能提升國有企業(yè)的創(chuàng)新能力，式(4)、式(5)同理；其余變量的含義與式(1)相同。估計(jì)結(jié)果如表6所示。

由表6可知，β1在民營企業(yè)的樣本中顯著為正，這表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放能夠提升民營企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量，而在國有企業(yè)的樣本中，β1為-0.0043，在1%的水平上顯著，說明國有企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量受到輕微抑制。與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)的經(jīng)營受到較強(qiáng)的政府干預(yù)，導(dǎo)致其創(chuàng)新活動對政策變化的反應(yīng)不敏感。此外，國有企業(yè)管理層大多缺乏激勵機(jī)制，這可能導(dǎo)致管理層偏向弱化風(fēng)險(xiǎn)，降低風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[24]。

表6 企業(yè)所有制的異質(zhì)性分析

外資企業(yè)的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，可能的原因是：21世紀(jì)初，外資在中國設(shè)立企業(yè)的主要目標(biāo)是利用中國低廉的勞動成本，因此生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放的服務(wù)外包效應(yīng)和技術(shù)促進(jìn)效應(yīng)都不顯著。

3.企業(yè)出口特征的異質(zhì)性。為探究中國入世對出口企業(yè)與非出口企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響差異，在基準(zhǔn)模型(1)中加入出口企業(yè)虛擬變量：

innovationit=β0+β1relyi×time2002t×exi+

β2relyi×time2002t+β3exi+βXit+δi+

μt+εit

(6)

其中，exi為出口企業(yè)虛擬變量，若企業(yè)出口交貨值大于0，exi=1，否則為0；若β1顯著為正，則表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對出口企業(yè)的創(chuàng)新激勵大于非出口企業(yè)。結(jié)果見表7。

表7 企業(yè)出口特征的異質(zhì)性分析

結(jié)果顯示，出口企業(yè)虛擬變量與雙重差分項(xiàng)的交互項(xiàng)系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，意味著相較于非出口企業(yè)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放能對出口企業(yè)產(chǎn)生更大的創(chuàng)新效應(yīng)。原因在于，在全球生產(chǎn)和服務(wù)鏈條上，相較于非出口企業(yè)而言，出口企業(yè)更熟悉國際市場環(huán)境。此外，出口企業(yè)的生產(chǎn)率更高、技術(shù)進(jìn)步更快，繼而對知識溢出的吸收能力更強(qiáng)[22]。

四、結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文基于中國加入WTO這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用連續(xù)型雙重差分法探究了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放顯著提升了制造業(yè)企業(yè)發(fā)明專利的占比，并通過了平行趨勢檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但對專利整體數(shù)量的影響不明顯。就細(xì)分行業(yè)來看，信息服務(wù)業(yè)、商業(yè)服務(wù)業(yè)、科技服務(wù)業(yè)開放對制造業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提高有顯著的促進(jìn)作用，而運(yùn)輸服務(wù)業(yè)開放程度的提高對創(chuàng)新質(zhì)量具有輕微的抑制作用，金融服務(wù)業(yè)開放的創(chuàng)新效應(yīng)不明顯；就企業(yè)所有制而言，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放能夠提升民營企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量，但輕微抑制了國有企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量，而對外資企業(yè)的影響不明顯。此外，相較于非出口企業(yè)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放能對出口企業(yè)產(chǎn)生更大的創(chuàng)新效應(yīng)。

(二)政策建議

理論分析與實(shí)證結(jié)果表明，擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放有力地促進(jìn)了制造業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升。然而，就中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的開放現(xiàn)狀而言，貿(mào)易總量偏低及貿(mào)易結(jié)構(gòu)不合理等問題日益凸顯，本文提出如下對策以提升生產(chǎn)性服務(wù)的創(chuàng)新效應(yīng)：

第一，我國應(yīng)當(dāng)繼續(xù)堅(jiān)持對外開放政策，降低服務(wù)貿(mào)易壁壘，拓寬生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易渠道，加快服務(wù)貿(mào)易自由化進(jìn)程。當(dāng)前，我國的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平與發(fā)達(dá)國家仍存在一定差距，中國未能充分發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)的積極作用。我國需要通過擴(kuò)大開放，增進(jìn)與發(fā)達(dá)國家高質(zhì)量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的來往，發(fā)揮“干中學(xué)”效應(yīng)，提升我國本土生產(chǎn)性服務(wù)質(zhì)量，為制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供動力支持。

第二，在鼓勵生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開放的同時(shí)，有針對性地?cái)U(kuò)大開放領(lǐng)域。尤其要提高信息、商業(yè)、科技等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的開放程度，充分吸收專業(yè)化分工、技術(shù)溢出、競爭效應(yīng)帶來的積極影響，從而推動國內(nèi)制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

第三，制造業(yè)企業(yè)應(yīng)注重使用高質(zhì)量生產(chǎn)性服務(wù)要素。生產(chǎn)性服務(wù)依存度高的企業(yè)應(yīng)改變要素投入結(jié)構(gòu)，從過去依靠中低端生產(chǎn)性服務(wù)要素模式向以高級生產(chǎn)性服務(wù)要素投入為主轉(zhuǎn)變，加強(qiáng)對信息、商業(yè)、科技服務(wù)業(yè)等高技術(shù)含量生產(chǎn)要素的依賴，通過提高要素投入質(zhì)量帶動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；生產(chǎn)性服務(wù)依存度低的企業(yè)應(yīng)加大生產(chǎn)性服務(wù)中間投入，充分發(fā)揮生產(chǎn)性服務(wù)要素的積極作用，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新水平的提升。