王 晗

（河南大學(xué)博士后流動(dòng)站，河南 開(kāi)封 475001；河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，鄭州 450046）

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)憑借自身廉價(jià)的勞動(dòng)力、自然資源等稟賦優(yōu)勢(shì)全面融入國(guó)際分工體系，實(shí)現(xiàn)了對(duì)外貿(mào)易總體規(guī)模的快速增長(zhǎng)，出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)也由單一初級(jí)產(chǎn)品為主的勞動(dòng)密集型、資源型密集型產(chǎn)品，逐漸轉(zhuǎn)向以機(jī)電產(chǎn)品為代表的資本技術(shù)密集型產(chǎn)品占主導(dǎo)地位，制造業(yè)出口產(chǎn)品的橫向升級(jí)方面取得積極進(jìn)展。在這一發(fā)展過(guò)程中，中國(guó)整體的出口技術(shù)復(fù)雜度呈現(xiàn)出持續(xù)上升趨勢(shì)，明顯高于世界同等收入水平的國(guó)家，同時(shí)與高收入水平的發(fā)達(dá)國(guó)家相差不大（Schott，2008）。但是也有研究指出中國(guó)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度存在被過(guò)高估計(jì)的問(wèn)題，原因在于加工貿(mào)易活動(dòng)和地區(qū)出口不平衡現(xiàn)象，其與發(fā)達(dá)國(guó)家相比仍然有一定的差距（Yao，2009；戴翔和張二震，2011）。因此，如何推動(dòng)中國(guó)制造業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度提升？其主要作用因素與影響機(jī)制究竟是什么？這些問(wèn)題成為國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究的關(guān)注焦點(diǎn)。

與本文研究密切相關(guān)的文獻(xiàn)主要包括以下兩類(lèi)：第一類(lèi)是中國(guó)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素。一是和國(guó)際貿(mào)易活動(dòng)緊密聯(lián)系的因素，例如對(duì)外直接投資（Xu &Lu，2009）、貿(mào)易自由化便利化水平（陳維濤等，2017）、人民幣匯率變動(dòng)（李宏和任家禛, 2020）等方面；二是地區(qū)發(fā)展?fàn)顩r和行業(yè)要素稟賦的有關(guān)因素，包括國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化（雷娜和郎麗華，2020）、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)（顧曉燕等, 2020）、產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚（徐紫嫣等，2021）等。第二類(lèi)是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放與出口技術(shù)復(fù)雜度的研究。姚星等（2017）使用跨國(guó)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)測(cè)度了“一帶一路”沿線國(guó)家的出口技術(shù)復(fù)雜度，發(fā)現(xiàn)擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)進(jìn)口對(duì)本國(guó)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升產(chǎn)生促進(jìn)作用。羅軍（2020）基于中國(guó)省級(jí)行業(yè)層面數(shù)據(jù)，指出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI通過(guò)資本積累的擠入效應(yīng)提升了中國(guó)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，但這一結(jié)論僅適用于東部地區(qū)和中部地區(qū)的省份。龔靜等（2020）將2005年中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)開(kāi)放承諾的兌現(xiàn)作為外生政策沖擊，采用倍差法得出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放所帶來(lái)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇，有力促進(jìn)了不同地區(qū)的制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度提升。

盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)中國(guó)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度以及其與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的關(guān)系進(jìn)行了不同角度的探討，但是多從國(guó)家、地區(qū)或者行業(yè)層面進(jìn)行研究，缺乏微觀企業(yè)層面的分析。本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下方面：第一，基于樣本量巨大的中國(guó)制造業(yè)企業(yè)匹配數(shù)據(jù)，從微觀企業(yè)視角探討了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系，彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究視角的不足；第二，在異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型分析框架下，建立數(shù)理模型來(lái)識(shí)別生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放所帶來(lái)的出口成本降低效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新推動(dòng)效應(yīng)，進(jìn)而以此為基礎(chǔ)作用于出口技術(shù)復(fù)雜度水平，加深了對(duì)兩者間關(guān)系及機(jī)制的理解和認(rèn)識(shí)；第三，從企業(yè)、行業(yè)等不同特征維度探討生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的異質(zhì)性影響，同樣也考察了地區(qū)制度環(huán)境的影響作用，使得研究結(jié)論更為可靠全面。

二、理論分析與研究假說(shuō)

本文以異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型為基本框架，參照盧福財(cái)和金環(huán)（2020）以及齊俊妍和強(qiáng)華?。?021）的研究思路，分別將出口技術(shù)復(fù)雜度引入消費(fèi)者效用函數(shù)，將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放變量引入生產(chǎn)者的成本函數(shù)和技術(shù)創(chuàng)新函數(shù)，并以此為基礎(chǔ)分析生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放與制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系及其作用機(jī)理。

（一）消費(fèi)者均衡

假設(shè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中存在差異化和同質(zhì)化兩種制造業(yè)生產(chǎn)部門(mén)，每種生產(chǎn)部門(mén)內(nèi)的制造業(yè)企業(yè)都僅僅投入單一的勞動(dòng)力要素進(jìn)行生產(chǎn)。每個(gè)代表性消費(fèi)者對(duì)差異化產(chǎn)品的偏好滿足CES效用函數(shù)形式，則消費(fèi)者效用最大化和預(yù)算約束函數(shù)如下所示：

其中，Tk代表產(chǎn)品k的出口技術(shù)復(fù)雜度，這里假設(shè)每個(gè)制造業(yè)企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，則Tk也可以代表制造業(yè)企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。Qk表示制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)的差異化產(chǎn)品數(shù)量；σ(σ＞1)代表不同差異化產(chǎn)品間的替代彈性；I表示消費(fèi)者的收入水平。通過(guò)建立相應(yīng)的拉格朗日函數(shù)：

分別對(duì)差異化產(chǎn)品求導(dǎo)，即可得到消費(fèi)者效用最大化時(shí)的最優(yōu)消費(fèi)數(shù)量為：

（二）生產(chǎn)者均衡

一方面，隨著生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)外資管制措施的放松，一定程度上減少了制造業(yè)企業(yè)出口過(guò)程中所面臨的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和政策不確定性因素，實(shí)現(xiàn)其進(jìn)入國(guó)外市場(chǎng)以及建立海外分銷(xiāo)網(wǎng)絡(luò)等固定成本的有效降低（Bas，2014）。另一方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放領(lǐng)域的擴(kuò)大將會(huì)帶來(lái)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的加劇，使得生產(chǎn)單位產(chǎn)品所需要的服務(wù)投入價(jià)格出現(xiàn)下降，同時(shí)促使國(guó)內(nèi)制造業(yè)將非核心業(yè)務(wù)外包給國(guó)外服務(wù)企業(yè)，進(jìn)而降低制造業(yè)企業(yè)出口的可變成本（武力超等，2016）。借鑒Hallak & Schott（2011）的做法，本文將可變成本函數(shù)設(shè)定為如下形式：

其中，VC表示制造業(yè)企業(yè)的可變成本；?代表生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)；α(α＞0)為常數(shù)，β(β＞0)表示可變成本中出口技術(shù)復(fù)雜度的彈性系數(shù)；R(?)代表制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。制造業(yè)企業(yè)通過(guò)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放獲得更多的知識(shí)、技術(shù)等高端服務(wù)要素，這些要素中包含著巨大的隱性知識(shí)潛能，能夠做到與其他生產(chǎn)要素之間的優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，直接推動(dòng)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。此外，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放借助于技術(shù)外溢擴(kuò)散效應(yīng)的發(fā)揮，實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新成果的傳播共享，擴(kuò)大了技術(shù)受益范圍和創(chuàng)新覆蓋領(lǐng)域，進(jìn)一步提高同一行業(yè)內(nèi)不同制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力（李惠娟和蔡偉宏，2016）。根據(jù)以上分析可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的程度越高，制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力R(?)越強(qiáng)，則其所面臨的固定成本F(?)越低，即滿足以下條件：R'(?)＞0、F'(?)＜0。因此，制造業(yè)企業(yè)的總成本函數(shù)可以表示為：

（三）市場(chǎng)均衡

假設(shè)制造業(yè)企業(yè)所處的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)為壟斷競(jìng)爭(zhēng)性市場(chǎng)，則市場(chǎng)上存在著大量生產(chǎn)相近但不同質(zhì)產(chǎn)品的企業(yè)?；趬艛喔?jìng)爭(zhēng)性市場(chǎng)在均衡條件下企業(yè)利潤(rùn)為零的特征，可以得到制造業(yè)企業(yè)利潤(rùn)函數(shù)最大化的形式為：

根據(jù)一般均衡條件，生產(chǎn)者均衡等于消費(fèi)者均衡，對(duì)式（6）中的產(chǎn)量Qk求一階偏導(dǎo)數(shù)可得：

將式(7)進(jìn)行移項(xiàng)合并，整理得到制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的函數(shù)為：

對(duì)式（8）中的出口技術(shù)復(fù)雜度Tk關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新能力R(?)求一階偏導(dǎo)數(shù)，可以得到：

由式(9)的結(jié)果可知，制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的增強(qiáng)能夠提高其產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度，由于存在上文的已知條件R'(?)＞0，進(jìn)一步得到：

式（10）可以表明，在市場(chǎng)均衡的條件下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放有利于促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，進(jìn)而推動(dòng)了其出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

（四）自由貿(mào)易均衡

在自由貿(mào)易的情形下，制造業(yè)出口企業(yè)不得不面對(duì)諸多外部因素的制約和沖擊，例如全球市場(chǎng)的劇烈波動(dòng)、主要國(guó)家的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)等。為了盡可能地降低外部不確定因素對(duì)出口活動(dòng)的干擾，及時(shí)了解適應(yīng)國(guó)際市場(chǎng)的需求變動(dòng)，制造業(yè)出口企業(yè)需要支付一定的出口調(diào)整成本，包括市場(chǎng)搜尋成本和信息交流成本等（張洪勝和潘鋼健，2021）。假設(shè)制造業(yè)出口企業(yè)的調(diào)整成本為H(?),?表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)。出口企業(yè)往往需要投入大量的資源要素建立發(fā)展國(guó)外分銷(xiāo)網(wǎng)絡(luò)，而銷(xiāo)售維修及批發(fā)零售等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放使得企業(yè)更為有效地尋找到海外分銷(xiāo)商與出口代理商，同時(shí)減少交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)業(yè)、金融服務(wù)業(yè)的進(jìn)入壁壘，能夠?yàn)槌隹谄髽I(yè)提供多元化的生產(chǎn)性服務(wù)，降低其產(chǎn)品的國(guó)際運(yùn)輸成本，彌補(bǔ)融資渠道方式的不足。綜合而言，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的開(kāi)放程度越高，越能降低制造業(yè)出口企業(yè)進(jìn)入到國(guó)際市場(chǎng)所需的搜尋成本和溝通成本，即滿足H'(?)＜0。

假設(shè)制造業(yè)企業(yè)出口需求面臨不確定性風(fēng)險(xiǎn)的概率為ψ，則出口市場(chǎng)需求前后保持一致的概率為1-ψ，制造業(yè)出口企業(yè)預(yù)期利潤(rùn)最大化的目標(biāo)函數(shù)表達(dá)式如下：

對(duì)式（11）兩端關(guān)于Q求一階偏導(dǎo)數(shù)，得到制造業(yè)企業(yè)的預(yù)期出口量為：

將式（12）進(jìn)行移項(xiàng)整理，得到制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的函數(shù)表達(dá)式為：

由式（13）可知，制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力R(?)呈正比，而與貿(mào)易活動(dòng)中的出口成本H(?)呈反比，即?T/?R(?)＞0,?T/?H(?)＜0，對(duì)式（13）中關(guān)于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)?求一階偏導(dǎo)數(shù)可以得到：

由此可知，在市場(chǎng)均衡和自由貿(mào)易均衡的不同情形下，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放將會(huì)通過(guò)影響制造業(yè)企業(yè)的出口成本和技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，進(jìn)而作用于出口技術(shù)復(fù)雜度的提高?；谝陨系睦碚摍C(jī)制分析，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放有利于提升制造業(yè)企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。

假說(shuō)2：出口成本降低和技術(shù)創(chuàng)新推動(dòng)是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放提升制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的重要機(jī)制。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

為了考察中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，本文構(gòu)建如下基準(zhǔn)計(jì)量模型：

式（15）中，下標(biāo)i代表企業(yè)，j代表行業(yè)，t代表年份。被解釋變量lnEXPYijt表示t年制造業(yè)行業(yè)j中企業(yè)i出口技術(shù)復(fù)雜度的對(duì)數(shù)值；核心解釋變量PSOIjt表示t年制造業(yè)行業(yè)j所對(duì)應(yīng)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)；Xijt代表企業(yè)和行業(yè)層面一系列影響被解釋變量和核心解釋變量的控制變量；基準(zhǔn)模型控制了企業(yè)固定效應(yīng)υi和年份固定效應(yīng)υt，從而盡量降低企業(yè)特征以及年份時(shí)間沖擊對(duì)回歸結(jié)果的不利干擾；εijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量選取

1.被解釋變量：企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。本文利用Hausmann et al.（2007）提出的方法進(jìn)行拓展，并借鑒盛斌和毛其淋（2017）對(duì)中國(guó)制造業(yè)微觀企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算思路展開(kāi)分析。首先，本文計(jì)算出某一種產(chǎn)品k的技術(shù)復(fù)雜度：

式（16）中，下標(biāo)c和k分別代表國(guó)家和H S 6 位編碼產(chǎn)品，xck表示國(guó)家c產(chǎn)品k的出口額，Xc表示國(guó)家c的出口總額，xck/Xc表示國(guó)家c 中產(chǎn)品k 所占的出口份額，(xck/Xc)/∑c(xck/Xc)可以理解為國(guó)家c在產(chǎn)品k出口方面的顯示性比較優(yōu)勢(shì)，PGDPc表示國(guó)家c的人均實(shí)際GDP。區(qū)別于已有文獻(xiàn)多從國(guó)家地區(qū)或者行業(yè)層面測(cè)度出口技術(shù)復(fù)雜度，本文基于樣本量巨大的中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)，從微觀企業(yè)層面測(cè)度出口技術(shù)復(fù)雜度。中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)主要記錄了進(jìn)出口企業(yè)在HS8位編碼產(chǎn)品上的詳細(xì)交易信息，這里需要將HS8位編碼產(chǎn)品上的企業(yè)出口額加總到與之相對(duì)應(yīng)的HS6位編碼產(chǎn)品上，之后利用下式計(jì)算得出企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度：

式（17）中，xik代表企業(yè)i產(chǎn)品k的出口額，Xi代表企業(yè)i的出口總額，則xik/Xi表示企業(yè)i中產(chǎn)品k的出口在其總出口中所占的比重。值得注意的是，盡管HS6位編碼對(duì)產(chǎn)品的分類(lèi)已經(jīng)較為細(xì)化，但是同一類(lèi)別中的出口品質(zhì)量依然具有很大的差異，Hausmann et al.采用的方法并沒(méi)有充分考慮到出口品質(zhì)量方面的差異性，這樣可能會(huì)高估低質(zhì)量產(chǎn)品種類(lèi)所對(duì)應(yīng)的出口技術(shù)復(fù)雜度水平。為了解決這一問(wèn)題，本文依據(jù)產(chǎn)品質(zhì)量的不同對(duì)產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行修正調(diào)整，相應(yīng)的方法為：

這里借助于產(chǎn)品的單位價(jià)值對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量水平進(jìn)行衡量，priceck表示國(guó)家c產(chǎn)品k的出口單價(jià)，pricenk表示其他國(guó)家n產(chǎn)品k的出口單價(jià)，μnk表示其他國(guó)家n產(chǎn)品k出口額在世界上所有產(chǎn)品k總出口額中所占的比重，qck衡量了國(guó)家c產(chǎn)品k的單位相對(duì)出口價(jià)格，其數(shù)值越大，則說(shuō)明相應(yīng)國(guó)家的出口產(chǎn)品質(zhì)量水平越高。本文沿用相關(guān)文獻(xiàn)的做法，將系數(shù)θ設(shè)定為0.2，利用單位相對(duì)出口價(jià)格對(duì)產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行修正，在此基礎(chǔ)上，將經(jīng)過(guò)質(zhì)量調(diào)整的產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度加總到企業(yè)層面：

2.核心解釋變量：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)。已有研究主要關(guān)注生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的某一方面，如貿(mào)易自由化程度（張艷等，2013；舒杏和王佳，2018）、外商直接投資總量（顧雪芹，2020）和對(duì)外直接投資活動(dòng)（陳明和魏作磊，2018）等，然而上述衡量指標(biāo)均面臨較為明顯的逆向因果的內(nèi)生性問(wèn)題。具體而言，正是由于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)擴(kuò)大開(kāi)放所產(chǎn)生的影響，才會(huì)帶來(lái)生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易規(guī)模、外商直接投資與對(duì)外直接投資總量不斷擴(kuò)張的結(jié)果。本文借鑒蘇丹妮和盛斌（2021）的研究思路，從外資參股限制角度來(lái)探討中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的開(kāi)放進(jìn)程，構(gòu)建起相對(duì)外生的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)。

《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》（以下簡(jiǎn)稱(chēng)《目錄》）是目前囊括中國(guó)外資管制信息最為全面的政策文件，它詳細(xì)規(guī)定了禁止、限制和鼓勵(lì)外資進(jìn)入的行業(yè)，其余未列出的則為允許類(lèi)行業(yè)。由于《目錄》中所涉及到的行業(yè)劃分與國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)的分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)并不一致，首先，本文通過(guò)識(shí)別《目錄》中與國(guó)民經(jīng)濟(jì)四分位行業(yè)相同或相似的名稱(chēng)條目，實(shí)現(xiàn)不同行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的匹配統(tǒng)一。其次，對(duì)不同開(kāi)放程度的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進(jìn)行賦值打分，具體做法為：禁止外資進(jìn)入的行業(yè)賦值為1，限制外資進(jìn)入的行業(yè)賦值為0.5，允許外資進(jìn)入的行業(yè)賦值為0.25，鼓勵(lì)外資進(jìn)入的行業(yè)賦值為0，從而得到生產(chǎn)性服務(wù)細(xì)分行業(yè)的外資限制指標(biāo)PSFDI。最后，為了準(zhǔn)確地衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)不同制造業(yè)企業(yè)的影響程度，參照余淼杰（2011）的方法，選擇各個(gè)制造業(yè)行業(yè)與上游生產(chǎn)性服務(wù)部門(mén)的投入產(chǎn)出系數(shù)作為權(quán)重，加權(quán)構(gòu)造出制造業(yè)行業(yè)所對(duì)應(yīng)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指標(biāo)，具體如下：

式（20）中，j和s表示制造業(yè)行業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)；φsj代表制造業(yè)細(xì)分行業(yè)j使用生產(chǎn)性服務(wù)s的產(chǎn)品作為中間投入占其總投入的比重，來(lái)自中國(guó)2002年122個(gè)部門(mén)的投入產(chǎn)出表，反映了制造業(yè)部門(mén)和生產(chǎn)性服務(wù)部門(mén)之間的投入產(chǎn)出關(guān)系；①鑒于生產(chǎn)性服務(wù)投入與制造業(yè)發(fā)展之間的相關(guān)性較強(qiáng)，可能會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生權(quán)重變化問(wèn)題，本文借鑒邵朝對(duì)等（2020）、符大海和魯成浩（2021）的做法，將投入產(chǎn)出表的時(shí)間固定在樣本區(qū)間初期的2002年。為了更加直觀地進(jìn)行解釋?zhuān)疚牟捎?減去生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)限制指數(shù)得到中國(guó)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)，PSOIjt的數(shù)值越大，說(shuō)明制造業(yè)行業(yè)j上游的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)受到的外資管制程度越小，其開(kāi)放程度越高。

3.控制變量。（1）企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）。生產(chǎn)率高的企業(yè)具有較強(qiáng)的盈利能力，從而有能力支付出口技術(shù)復(fù)雜度活動(dòng)中巨大的產(chǎn)品研發(fā)成本和國(guó)際市場(chǎng)進(jìn)入成本。本文基于Levinsohn-Petrin方法（LP法）估算出企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并取其對(duì)數(shù)形式。（2）企業(yè)規(guī)模（SCALE）。企業(yè)規(guī)模是影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)的基礎(chǔ)性因素，也為企業(yè)提升自身出口技術(shù)復(fù)雜度提供強(qiáng)大動(dòng)力。采用企業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的對(duì)數(shù)值來(lái)表示。（3）政府補(bǔ)貼（SUB）。政府行為對(duì)企業(yè)的出口活動(dòng)具有很大的調(diào)控作用，政府補(bǔ)貼有效地緩解面臨的融資約束問(wèn)題。采用企業(yè)當(dāng)年獲得的政府補(bǔ)貼收入的對(duì)數(shù)值來(lái)表示。（4）資本密集度（KL）。資本要素豐裕程度直接影響著出口企業(yè)是否能夠負(fù)擔(dān)起提升出口技術(shù)復(fù)雜度所需要的各種成本投入。利用固定資產(chǎn)凈值年平均余額與企業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)之比來(lái)衡量，同樣取其對(duì)數(shù)形式，這里以2000年為基期，使用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)固定資產(chǎn)凈值年平均余額進(jìn)行平減處理。（5）行業(yè)集中度（HHI）。市場(chǎng)行業(yè)結(jié)構(gòu)是同一出口市場(chǎng)上競(jìng)爭(zhēng)與壟斷程度的集中體現(xiàn)。采用赫芬達(dá)爾指數(shù)即行業(yè)內(nèi)企業(yè)市場(chǎng)份額的平方和來(lái)表示，公式為HHIjt=∑i∈Ωj(saleit/salejt)2，saleit為企業(yè)i在t年的銷(xiāo)售額，salejt為行業(yè)j在t年的總銷(xiāo)售額。（6）國(guó)有企業(yè)虛擬變量（SOE）。所有制形式的差異是影響出口企業(yè)行為的重要因素，國(guó)有企業(yè)是其中的代表性企業(yè)。本文將國(guó)有資本或集體資本占實(shí)收資本50%及以上的企業(yè)定義為國(guó)有企業(yè)，若企業(yè)為國(guó)有企業(yè)，則SOE=1，反之SOE=0。（7）外資企業(yè)虛擬變量（FOE）。外資企業(yè)往往擁有豐富的國(guó)際市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)和良好的技術(shù)創(chuàng)新能力，對(duì)于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升具有積極影響。本文將港澳臺(tái)或非港澳臺(tái)外資資本占實(shí)收資本50%及以上企業(yè)定義為外資企業(yè)，若企業(yè)為外資企業(yè)，則FOE=1，反之FOE=0。

4.數(shù)據(jù)來(lái)源和處理方法。本文所使用的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于2000～2007年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)、CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫(kù)、世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)以及相應(yīng)年份的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》和中國(guó)投入產(chǎn)出表。中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，囊括了全部國(guó)有工業(yè)企業(yè)和主營(yíng)業(yè)務(wù)收入大于500萬(wàn)元的規(guī)模以上非國(guó)有企業(yè)，既包括企業(yè)代碼、企業(yè)名稱(chēng)、行業(yè)地區(qū)等企業(yè)識(shí)別信息，也涵蓋工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)、營(yíng)業(yè)利潤(rùn)等財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)來(lái)自于海關(guān)總署，詳細(xì)記錄了進(jìn)出口企業(yè)每個(gè)月度在HS8位編碼產(chǎn)品層面的交易信息，包括產(chǎn)品編碼與名稱(chēng)、交易數(shù)量與金額、來(lái)源地以及目的地等數(shù)據(jù)。法國(guó)國(guó)際展望與信息研究中心（CEPII）的世界貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)（BACI）提供了102個(gè)國(guó)家的5000多種微觀產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，用于測(cè)算HS6位編碼下的產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度。不同國(guó)家的人均實(shí)際GDP數(shù)據(jù)來(lái)自于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。此外，還包括對(duì)應(yīng)年份的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》和2002年中國(guó)122個(gè)部門(mén)的投入產(chǎn)出表，主要用于測(cè)算中國(guó)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)。①《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》分別于1997年、2002年、2004年進(jìn)行了修訂，本文在進(jìn)行2000～2001年測(cè)度時(shí)使用1997年版本，2002～2004年使用2002年版本，2005～2007年使用2004年版本。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)結(jié)果分析

表1報(bào)告了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放影響制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第（1）列至第（7）列的估計(jì)結(jié)果表明，依次加入企業(yè)和行業(yè)層面的控制變量，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放與企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度之間始終是顯著正相關(guān)的，說(shuō)明隨著中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放水平的提高，企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度也會(huì)隨之出現(xiàn)提升，即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生明顯的推動(dòng)作用。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從控制變量的估計(jì)結(jié)果分析，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)顯著為正值，這與預(yù)期基本上相符，生產(chǎn)效率較高的出口企業(yè)往往具有較好的技術(shù)創(chuàng)新能力，通過(guò)降低邊際生產(chǎn)成本帶動(dòng)自身出口技術(shù)復(fù)雜度的提高。企業(yè)規(guī)模的影響系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明規(guī)模較大的企業(yè)可能具有較低的出口技術(shù)復(fù)雜度，例如中國(guó)出口主體中存在著許多規(guī)模較大的勞動(dòng)密集型企業(yè)。政府補(bǔ)貼與出口技術(shù)復(fù)雜度是顯著正相關(guān)的，表明政府補(bǔ)貼收入越多的企業(yè)具備良好的市場(chǎng)基礎(chǔ)和產(chǎn)品升級(jí)經(jīng)驗(yàn)，更加易于開(kāi)展出口技術(shù)復(fù)雜度的提升活動(dòng)。資本密集度的估計(jì)系數(shù)為正，但是沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明提高出口企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度水平面臨著資本積累嚴(yán)重不足的制約因素。行業(yè)集中度的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，意味著行業(yè)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越是激烈，出口企業(yè)就越有意愿進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新和工藝流程更新改造，加快其出口技術(shù)復(fù)雜度提升的步伐。國(guó)有企業(yè)和外資企業(yè)的虛擬變量的估計(jì)系數(shù)盡管為負(fù)，但均沒(méi)有通過(guò)相應(yīng)水平的顯著性檢驗(yàn)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 改變出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算方法

盡管Hausmann et al.提出的方法被廣泛應(yīng)用于出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算，但是其測(cè)度體系下國(guó)家的人均實(shí)際GDP水平影響較大，容易帶來(lái)“富國(guó)出口高復(fù)雜度產(chǎn)品，窮國(guó)出口低復(fù)雜度產(chǎn)品；高復(fù)雜度產(chǎn)品由富國(guó)出口，低復(fù)雜度產(chǎn)品由窮國(guó)出口”的循環(huán)結(jié)論。本文基于Tacchella et al.（2013）采用的迭代法，從普遍性角度重新定義出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，利用聯(lián)合國(guó)商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（UN Comtrade）提供的出口數(shù)據(jù)，計(jì)算出國(guó)際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類(lèi)（SITC）三位編碼層面下260種產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度，之后以企業(yè)i總出口中產(chǎn)品k的出口占比作為權(quán)重，對(duì)產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度進(jìn)行加權(quán)平均，從而計(jì)算得出新的企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。表2中第（1）列給出了以作為因變量的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的估計(jì)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上仍然顯著為正，再次證明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)于企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度提升具有明顯的促進(jìn)作用。由此表明，本文的核心結(jié)論并沒(méi)有因改變企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算方法而發(fā)生變化。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2. 更換生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的衡量指標(biāo)

已有研究多從外資總量或者生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易規(guī)模等方面測(cè)度生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放程度，但是上述指標(biāo)存在著逆向因果的內(nèi)生性問(wèn)題。本文參考符大海和魯成浩（2021）的構(gòu)建方法，以經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）提供的外商直接投資限制指數(shù)（FDI Restrictiveness Index）為依據(jù)，對(duì)中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的外資管制狀況重新進(jìn)行測(cè)算，這一指標(biāo)涵蓋了外國(guó)股權(quán)限制、歧視性審批條件、外籍關(guān)鍵人員聘用以及其他經(jīng)營(yíng)限制，指數(shù)取值范圍為0至1之間，0表示完全開(kāi)放，1表示完全限制，數(shù)值越大代表該行業(yè)的外資管制越為嚴(yán)格。由于數(shù)據(jù)年份的限制以及外資管制政策的相對(duì)穩(wěn)定性，使用1997年的外資限制指數(shù)作為2000年的替代指標(biāo)。利用世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)（WIOD）公布的對(duì)應(yīng)年份的中國(guó)投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)，以此來(lái)衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)細(xì)分行業(yè)之間的投入產(chǎn)出關(guān)系。表2中第（2）列匯報(bào)了相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的影響系數(shù)為0.1904，而且通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放有利于提高企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。因此，雖然進(jìn)行了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放衡量指標(biāo)的更換，但本文的主要結(jié)論依然是成立的。

3. 調(diào)整樣本企業(yè)的數(shù)據(jù)區(qū)間

由于2008年之后中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的總體質(zhì)量較差，尤其是2009年和2010年存在著嚴(yán)重的關(guān)鍵指標(biāo)缺失、樣本數(shù)值異常等問(wèn)題，因而本文的基準(zhǔn)研究區(qū)間截至2007年，但是為了彌補(bǔ)樣本區(qū)間時(shí)效性不強(qiáng)的缺陷，本文參照黃先海和卿陶（2020）的處理方法，使用2011～2013年的合并匹配數(shù)據(jù)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放與制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系再次進(jìn)行檢驗(yàn)。

基于國(guó)家發(fā)展改革委等部門(mén)頒布的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》2011年版本，重新對(duì)中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的外資管制程度進(jìn)行賦值，同時(shí)利用2012年的中國(guó)投入產(chǎn)出表研究生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)行業(yè)的投入產(chǎn)出關(guān)系，計(jì)算出制造業(yè)行業(yè)使用生產(chǎn)性服務(wù)產(chǎn)品作為其中間投入占到總投入的比重。關(guān)于企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的重新測(cè)算，這里同樣以相應(yīng)年份CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫(kù)提供的產(chǎn)品細(xì)分?jǐn)?shù)據(jù)和世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)中不同國(guó)家的GDP數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)。估計(jì)回歸結(jié)果如表2中第（3）列所示，在經(jīng)過(guò)調(diào)整樣本企業(yè)的時(shí)間區(qū)間之后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指標(biāo)通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)且系數(shù)為正，說(shuō)明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)制造業(yè)企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度仍然具有顯著的正面提升作用。

4. 基于中國(guó)加入WTO 的雙重差分模型估計(jì)

中國(guó)在2001年加入世界貿(mào)易組織（WTO）之后，大幅度削減各個(gè)生產(chǎn)性服務(wù)細(xì)分行業(yè)的準(zhǔn)入條件限制，這也可以視作中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放進(jìn)程中重要的外生政策沖擊?？紤]到研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文將中國(guó)加入WTO這一事件作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，通過(guò)構(gòu)建雙重差分模型（difference-in-difference，DID）來(lái)估計(jì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。由于不同制造業(yè)行業(yè)對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)投入的依賴(lài)程度并不相同，這里將處于高生產(chǎn)性服務(wù)依賴(lài)度行業(yè)的企業(yè)視為處理組，而將處于低生產(chǎn)性服務(wù)依賴(lài)度行業(yè)的企業(yè)視為對(duì)照組，①根據(jù)2002年中國(guó)42個(gè)部門(mén)的投入產(chǎn)出表，將生產(chǎn)性服務(wù)中間投入與總投入之比高于15%的制造業(yè)二分位行業(yè)定義為高生產(chǎn)性服務(wù)依賴(lài)度行業(yè)，其余行業(yè)則為低生產(chǎn)性服務(wù)依賴(lài)度行業(yè)。建立如下的雙重差分模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

式（21）中，Treatj為行業(yè)虛擬變量，若制造業(yè)企業(yè)所屬的行業(yè)為高生產(chǎn)性服務(wù)依賴(lài)度行業(yè)，則Treatj取值為1，否則取值為0；Postt為時(shí)間虛擬變量，若樣本年份是2002年及其之后的年份，Postt取值為1，否則取值為0；除此之外，其余變量的含義與基準(zhǔn)模型相同，式（21）中較為值得關(guān)注的是交互項(xiàng)Treatj×Postt，因?yàn)樗坍?huà)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的因果效應(yīng)，當(dāng)其估計(jì)系數(shù)β1顯著為正時(shí)，表明加入WTO之后的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放有利于提高企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。由表2中第（4）列可知，交互項(xiàng)Treatj×Postt的估計(jì)系數(shù)為0.0954，并且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)于制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，從而證實(shí)了上文得到的主要核心結(jié)論是可靠的。

（三）內(nèi)生性問(wèn)題處理

1. 樣本選擇性偏差處理

現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中企業(yè)是否進(jìn)行出口并不是完全隨機(jī)的，或者說(shuō)并非所有的企業(yè)都會(huì)參與到出口活動(dòng)之中。因此，本文的樣本企業(yè)中存在著大量的內(nèi)銷(xiāo)企業(yè)，如果對(duì)出口企業(yè)直接進(jìn)行回歸可能會(huì)產(chǎn)生潛在的樣本選擇性偏差，本文采用Heckman提出的兩階段模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，以解決樣本選擇性偏誤的問(wèn)題。具體而言，第一階段為建立企業(yè)出口選擇方程，基于Probit模型進(jìn)行回歸，從估計(jì)方程中得到逆米爾斯比率（IMR）；第二階段則將獲得的逆米爾斯比率加入到本文的基準(zhǔn)回歸模型中，作為特定解釋變量展開(kāi)估計(jì)。第一階段的出口選擇模型設(shè)置如下：

式（2 2）中，被解釋變量exportijt為企業(yè)是否出口的虛擬變量，借鑒劉斌等（2016）的構(gòu)建方法，當(dāng)樣本企業(yè)的出口交貨值大于零時(shí)取值為1，反之取值為0，其余變量含義與基準(zhǔn)回歸方程一致，表3中第（1）列和第（2）列匯報(bào)了Heckman兩階段法的估計(jì)結(jié)果。從第一階段的回歸結(jié)果來(lái)看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放可以提高企業(yè)出口參與水平；從第二階段的回歸結(jié)果來(lái)看，逆米爾斯比率（IMR）的估計(jì)系數(shù)通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明基準(zhǔn)回歸分析中存在著樣本選擇性偏差，證明了采用Heckman兩階段模型處理樣本選擇偏誤的合理性。與上文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，第二階段中核心解釋變量的系數(shù)符號(hào)大小和顯著性水平均沒(méi)有發(fā)生明顯的變化，這也意味著雖然研究樣本具有一定的選擇性偏差，但是并未對(duì)本文主要核心結(jié)論產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響。

表3 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

2. 遺漏其他非觀測(cè)因素處理

本文所研究的因變量是企業(yè)層面的出口技術(shù)復(fù)雜度，核心解釋變量為行業(yè)層面的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)，兩者之間互為因果的關(guān)聯(lián)性不大，然而考慮到其他非觀測(cè)因素如國(guó)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)可能會(huì)影響到出口技術(shù)復(fù)雜度和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放，假如基準(zhǔn)模型中遺漏這些非觀測(cè)因素，同樣也會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏和內(nèi)生性問(wèn)題產(chǎn)生。因此，本文通過(guò)構(gòu)造出相應(yīng)的工具變量，并采用兩階段最小二乘法（2SLS）來(lái)處理可能的內(nèi)生性問(wèn)題。

借鑒張麗等（2021）的構(gòu)建思路，這里采用巴西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)作為中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)的工具變量，之所以選擇這一工具變量，原因在于以下兩個(gè)方面：一方面，一國(guó)或地區(qū)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放政策往往與具有相近的經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程、市場(chǎng)需求規(guī)模與產(chǎn)業(yè)保護(hù)程度的國(guó)家或地區(qū)表現(xiàn)出很強(qiáng)的相關(guān)性，中國(guó)與巴西同為新興市場(chǎng)大國(guó)和發(fā)展中國(guó)家，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展階段較為相似，兩國(guó)不同產(chǎn)業(yè)間的經(jīng)濟(jì)互補(bǔ)性很強(qiáng)，在全球生產(chǎn)性服務(wù)市場(chǎng)上具有密切的合作關(guān)系，滿足了工具變量相關(guān)性的要求；另一方面，巴西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放政策的制定是基于本國(guó)產(chǎn)業(yè)的實(shí)際發(fā)展?fàn)顩r，其開(kāi)放進(jìn)程并不會(huì)受到中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的影響干預(yù)，從而符合工具變量外生性的要求?；贐everelli et al.（2017）的研究方法，利用經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）提供的巴西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)所對(duì)應(yīng)的外商直接投資限制指數(shù)，采取與上文類(lèi)似的方法得到巴西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)，計(jì)算公式如下：

表3中第（3）至（4）列報(bào)告了相應(yīng)的2SLS回歸結(jié)果，在第一階段回歸結(jié)果之中，工具變量的影響系數(shù)顯著為正值，表明對(duì)于本文的內(nèi)生變量而言，工具變量即巴西生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)表現(xiàn)出很好的解釋力和相關(guān)性。從第二階段回歸結(jié)果中可以看出，中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，說(shuō)明控制了可能的內(nèi)生性之后，本文的核心結(jié)論依然成立。

為了保證工具變量選擇的有效性，這里基于Kleibergen & Paap（2006）提出的方法對(duì)工具變量進(jìn)行了一系列的檢驗(yàn)。Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果在1%顯著性水平上拒絕了“工具變量識(shí)別不足”的原假設(shè)，Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量明顯大于Stock-Yogo檢驗(yàn)10%顯著性水平上的臨界值16.38，同樣是拒絕了“工具變量是弱識(shí)別”的原假設(shè)。由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，本文所選取的工具變量是合理有效的，因此在其基礎(chǔ)上得到的2SLS估計(jì)結(jié)果是較為可信的。

（四）異質(zhì)性分析

1. 企業(yè)貿(mào)易方式

正如上文所發(fā)現(xiàn)的，不同貿(mào)易方式下企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度水平表現(xiàn)出明顯的差異性。因此，本文有必要探討生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)不同貿(mào)易類(lèi)型企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響作用。按照Tang & Zhang（2012）的定義標(biāo)準(zhǔn)，將貿(mào)易活動(dòng)中只要有加工貿(mào)易出口的企業(yè)就界定為加工貿(mào)易企業(yè)，而一般貿(mào)易企業(yè)為僅從事一般貿(mào)易出口的企業(yè)。估計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果匯報(bào)于表4中第（1）至（3）列，可以看出盡管一般貿(mào)易和加工貿(mào)易的回歸系數(shù)均顯著為正值，但是加工貿(mào)易的估計(jì)系數(shù)明顯小于一般貿(mào)易，同時(shí)出于穩(wěn)健性考慮，本文以加工貿(mào)易企業(yè)為基準(zhǔn)，在全樣本回歸中引入一般貿(mào)易企業(yè)虛擬變量（OT）與核心解釋變量的交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)一般貿(mào)易企業(yè)受到的促進(jìn)作用更大?？赡艿慕忉屖侵袊?guó)盡管以加工貿(mào)易的形式融入到國(guó)際分工格局之內(nèi)，但加工貿(mào)易企業(yè)從事的多為加工組裝環(huán)節(jié)，很少涉及到研發(fā)創(chuàng)新等高技術(shù)活動(dòng)，導(dǎo)致其長(zhǎng)期被鎖定在全球價(jià)值鏈中較為低端的技術(shù)環(huán)節(jié)。一般貿(mào)易企業(yè)則充分利用生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放所帶來(lái)的技術(shù)溢出效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)自身研發(fā)空間和創(chuàng)新動(dòng)力的持續(xù)擴(kuò)大，進(jìn)而達(dá)到提升企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的目的。

表4 異質(zhì)性分析回歸結(jié)果Ⅰ

2. 企業(yè)所有權(quán)屬性

基于中國(guó)現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)背景，不同所有權(quán)類(lèi)型的出口企業(yè)在資源配置效率和技術(shù)創(chuàng)新能力上存在著一定的差距。本文根據(jù)注冊(cè)類(lèi)型將樣本企業(yè)分別劃分為國(guó)有、民營(yíng)和外資企業(yè)，其中將國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)歸類(lèi)為本土企業(yè)。①?lài)?guó)有企業(yè)對(duì)應(yīng)的企業(yè)注冊(cè)類(lèi)型代碼為110、141、143、151；外資企業(yè)對(duì)應(yīng)的企業(yè)注冊(cè)類(lèi)型代碼為310、320、330、340、210、220、230、240；其余注冊(cè)類(lèi)型代碼則為民營(yíng)企業(yè)。表4中第（4）至（6）列報(bào)告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，檢驗(yàn)結(jié)果顯示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放有利于提高外資企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度，但對(duì)本土企業(yè)的促進(jìn)作用相對(duì)較小。通過(guò)納入外資企業(yè)虛擬變量（FOE）與核心解釋變量的交互項(xiàng)，得出生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)外資企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升效果更強(qiáng)。相較于中國(guó)本土企業(yè)而言，外資企業(yè)多為跨國(guó)公司或者合資公司，在資金來(lái)源和技術(shù)基礎(chǔ)上更加具有優(yōu)勢(shì)，也積累了較為豐富的國(guó)際市場(chǎng)參與經(jīng)驗(yàn)，能夠極大地釋放生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放引致的知識(shí)擴(kuò)散效應(yīng)。中國(guó)本土企業(yè)則受到既有技術(shù)地位的制約，存在著產(chǎn)品技術(shù)含量不足的短板劣勢(shì)，使得生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的積極影響大為削弱。

3. 企業(yè)總體規(guī)模

不同規(guī)模的企業(yè)在經(jīng)營(yíng)實(shí)力、要素構(gòu)成和技術(shù)投入方面均會(huì)有較大的差異，這些因素將直接作用于企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度水平。本文參考李煥杰和張遠(yuǎn)（2021）的分類(lèi)方法，采用固定資產(chǎn)凈值年平均余額來(lái)衡量企業(yè)總體規(guī)模，將處于樣本平均值以上的制造業(yè)企業(yè)定義為大型企業(yè)，反之則為中小型企業(yè)。估計(jì)結(jié)果匯報(bào)于表5中第（1）至（3）列，通過(guò)進(jìn)行分組回歸系數(shù)大小的比較，以及在全樣本回歸中考慮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)和大型企業(yè)虛擬變量（BIG）構(gòu)成的交叉項(xiàng)，研究發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放可以顯著提高大型企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度，而對(duì)中小型企業(yè)的正向推動(dòng)作用相對(duì)較小?？赡艿脑蛟谟诖笮推髽I(yè)往往處于行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的主導(dǎo)地位，各種要素資源的集聚能力較強(qiáng)，更易于通過(guò)規(guī)?；a(chǎn)實(shí)現(xiàn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。中小型企業(yè)由于自身資源稟賦有限，開(kāi)展研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的積極性不高，借助于規(guī)模經(jīng)濟(jì)的實(shí)現(xiàn)來(lái)有效提高出口技術(shù)復(fù)雜度的能力較低。

表5 異質(zhì)性分析回歸結(jié)果Ⅱ

4. 行業(yè)技術(shù)水平

行業(yè)技術(shù)特征的異質(zhì)性使得企業(yè)具有發(fā)展迥異的技術(shù)先進(jìn)程度和人力資本素質(zhì)，其出口技術(shù)復(fù)雜度也隨之有所不同。本文以國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類(lèi)（2013）》為依據(jù)，利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的行業(yè)分類(lèi)進(jìn)行篩選甄別，將樣本企業(yè)分別劃分為高技術(shù)企業(yè)和低技術(shù)企業(yè)。檢驗(yàn)結(jié)果如表5中第（4）至（6）列所示，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)高技術(shù)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用顯著大于低技術(shù)企業(yè)，本文通過(guò)在基準(zhǔn)回歸中引入生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)與高技術(shù)行業(yè)企業(yè)虛擬變量（HIGH）的交互項(xiàng)，從而進(jìn)一步佐證了上述結(jié)論的成立性。高技術(shù)企業(yè)在研發(fā)投入強(qiáng)度和人力資本素質(zhì)方面要明顯領(lǐng)先于低技術(shù)企業(yè)，能夠?qū)崿F(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放帶來(lái)的高端服務(wù)要素的有效轉(zhuǎn)化。相比之下，低技術(shù)企業(yè)則受限于技術(shù)發(fā)展滯后和研發(fā)投入不足等因素，導(dǎo)致了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)其企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用較為薄弱。

（五）影響機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)上文的實(shí)證結(jié)果可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放能夠顯著促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，那么兩者之間的內(nèi)在影響機(jī)制是什么？第二部分的理論推導(dǎo)已經(jīng)初步證明：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放主要通過(guò)降低出口成本和推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新兩大渠道來(lái)提高企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度水平?；诖?，本部分將利用中介效應(yīng)模型對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放影響出口技術(shù)復(fù)雜度的作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文所選取的中介變量如下：（1）出口成本變量?，F(xiàn)有研究對(duì)于企業(yè)出口成本的測(cè)度并沒(méi)有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，本文參考劉斌和王乃嘉（2016）的做法，依據(jù)相關(guān)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則來(lái)計(jì)算企業(yè)出口成本，這里選取出口成本的對(duì)數(shù)值進(jìn)行衡量。（2）技術(shù)創(chuàng)新變量。本文從企業(yè)開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)所帶來(lái)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果出發(fā)，采用企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值的對(duì)數(shù)值來(lái)分析其技術(shù)創(chuàng)新?tīng)顩r。由上文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，證實(shí)出進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)的基本前提是成立的。表6中第（1）和（2）列檢驗(yàn)了出口成本降低的中介效應(yīng)，可以看出在控制了其他變量之后，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放可以顯著地降低企業(yè)的出口成本；第（2）列的結(jié)果表明，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的估計(jì)系數(shù)出現(xiàn)一定程度的下降，而且Sobel統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)值為1.84，通過(guò)了相應(yīng)的顯著性水平檢驗(yàn)，意味著存在出口成本降低的中介效應(yīng)。技術(shù)創(chuàng)新推動(dòng)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表6中第（3）和（4）列所示，由第（3）列的結(jié)果可知，核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放推動(dòng)出口企業(yè)進(jìn)行更多的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)；相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，第（4）列中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的系數(shù)估計(jì)值略有下降，此外其所對(duì)應(yīng)的Sobel統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)值為3.22，驗(yàn)證了技術(shù)創(chuàng)新推動(dòng)的中介效應(yīng)的有效性。以上檢驗(yàn)回歸結(jié)果表明降低出口成本和推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新是中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放影響制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用路徑。

表6 影響機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果

五、擴(kuò)展分析：地區(qū)制度環(huán)境的影響

區(qū)別于制造業(yè)產(chǎn)品的主要屬性，生產(chǎn)性服務(wù)產(chǎn)品具有無(wú)形性、不可儲(chǔ)存性以及不可轉(zhuǎn)移性等典型特征，其外資開(kāi)放政策的實(shí)施效果更容易受到制度環(huán)境的作用影響。較高的制度質(zhì)量可以減少制造業(yè)企業(yè)所面臨的道德風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，進(jìn)而降低其生產(chǎn)高技術(shù)復(fù)雜度出口產(chǎn)品所耗費(fèi)的交易成本，增強(qiáng)其提高出口技術(shù)復(fù)雜度水平的內(nèi)在動(dòng)力（Berkowitz et al.，2006）。盡管自從改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的體制機(jī)制建設(shè)取得了巨大的進(jìn)步，但是由于在地理區(qū)位、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和政策條件等方面存在著不小的差距，使得中國(guó)各地區(qū)的制度環(huán)境仍然表現(xiàn)出較大的差異（金祥榮等，2008）。簡(jiǎn)而言之，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響效應(yīng)是否會(huì)因地區(qū)制度環(huán)境的差異而有所不同呢？本文通過(guò)引入制度環(huán)境變量以及制度環(huán)境變量與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)的交互項(xiàng)，將上文的基準(zhǔn)回歸模型擴(kuò)展為如下形式：

式（26）中，下標(biāo)s代表地區(qū)，各地區(qū)的制度環(huán)境用INSTst來(lái)表示。由于制度環(huán)境包括經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、法律體制等諸多領(lǐng)域，已有文獻(xiàn)分別從不同的角度對(duì)地區(qū)制度環(huán)境進(jìn)行了分析。一方面，本文借鑒蔣殿春和張宇（2008）的方法，從非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的視角來(lái)衡量各地區(qū)的制度環(huán)境，選取非國(guó)有企業(yè)職工數(shù)占所有職工數(shù)的比重和非國(guó)有工業(yè)增加值占工業(yè)增加值的比重兩大指標(biāo)，將兩者標(biāo)準(zhǔn)化處理后取其算術(shù)平均值，并以此為基礎(chǔ)來(lái)量化各地區(qū)制度環(huán)境的完善程度。表7中第（1）列和第（2）列報(bào)告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，雖然第（2）列中制度環(huán)境變量的估計(jì)系數(shù)并不顯著為正，但是本文主要關(guān)注的是制度環(huán)境變量與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)的交互項(xiàng)，其估計(jì)系數(shù)一直在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，表明制度環(huán)境越為完善的地區(qū)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用越大。

表7 擴(kuò)展分析的檢驗(yàn)結(jié)果

另一方面，本文將樊綱等（2011）公布的對(duì)應(yīng)年份中國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化總指數(shù)作為地區(qū)制度環(huán)境的代理變量，這一指數(shù)囊括了政府與市場(chǎng)關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品要素市場(chǎng)狀況、中介組織發(fā)育程度以及法律制度環(huán)境等方面的內(nèi)容，能夠較為全面系統(tǒng)地刻畫(huà)出中國(guó)各個(gè)地區(qū)的制度環(huán)境狀況。由表7中第（3）列和第（4）列可知，無(wú)論是否加入控制變量，制度環(huán)境變量與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均通過(guò)了相應(yīng)的顯著性水平檢驗(yàn)，而且始終為正值，證實(shí)了良好的地區(qū)制度環(huán)境可以強(qiáng)化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的正面提升效應(yīng)。

六、結(jié)論與政策建議

本文以中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)的匹配數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過(guò)構(gòu)建相對(duì)外生的中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放指數(shù)，從微觀企業(yè)視角探究了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響及其內(nèi)在機(jī)制。研究結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放有利于促進(jìn)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，該結(jié)論經(jīng)過(guò)一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性問(wèn)題處理之后依然成立；考慮到貿(mào)易方式、所有權(quán)屬性、企業(yè)總體規(guī)模以及行業(yè)技術(shù)水平之間的差異，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放對(duì)一般貿(mào)易企業(yè)、外資企業(yè)、大型企業(yè)和高技術(shù)企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度提升表現(xiàn)出更為明顯的正向促進(jìn)作用；從作用機(jī)制來(lái)看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放通過(guò)降低出口成本和推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新提高了制造業(yè)企業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度水平，同時(shí)良好的地區(qū)制度環(huán)境能夠增強(qiáng)其產(chǎn)生的積極促進(jìn)作用。

本文深化了對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放與出口技術(shù)復(fù)雜度之間關(guān)系的理解與認(rèn)識(shí)，對(duì)于中國(guó)加快推進(jìn)高水平對(duì)外開(kāi)放、實(shí)現(xiàn)由貿(mào)易大國(guó)向貿(mào)易強(qiáng)國(guó)轉(zhuǎn)變具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。主要的政策啟示如下：第一，堅(jiān)持制度引領(lǐng)、分類(lèi)有序的基本原則，積極擴(kuò)大中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放的廣度與深度。完善生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)外商投資負(fù)面清單管理模式，持續(xù)減少負(fù)面清單管制行業(yè)與準(zhǔn)入條件，放寬在外資準(zhǔn)入、人員流動(dòng)、監(jiān)管透明度以及其他方面的限制措施。第二，強(qiáng)化生產(chǎn)性服務(wù)要素的技術(shù)外溢效應(yīng)，制定細(xì)化高新技術(shù)服務(wù)類(lèi)企業(yè)的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，鼓勵(lì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)與制造業(yè)企業(yè)聯(lián)合開(kāi)展原創(chuàng)性關(guān)鍵性技術(shù)研發(fā)。通過(guò)簡(jiǎn)化行政審批手續(xù)、創(chuàng)新管理體制機(jī)制打造出公平競(jìng)爭(zhēng)的地區(qū)制度環(huán)境。第三，鼓勵(lì)中國(guó)制造業(yè)出口企業(yè)由生產(chǎn)型制造向服務(wù)型制造轉(zhuǎn)變，由單一的制造環(huán)節(jié)延伸到上游產(chǎn)業(yè)鏈的技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)品定制以及下游產(chǎn)業(yè)鏈的市場(chǎng)拓展、售后服務(wù)等，提高出口產(chǎn)品中的技術(shù)含量與附加值，實(shí)現(xiàn)中國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)開(kāi)放與制造業(yè)出口在更高水平上的全面升級(jí)。