服务业外资开放与制造业企业创新

苏二豆 薛 军

(南开大学 经济学院，天津 300071)

一、引言

自加入WTO以来，中国按照入世承诺不断加快服务业的市场开放进程。历年的《外商投资产业指导目录》(以下简称《指导目录》)显示，不受外资准入限制的服务行业数占服务行业总数的比重已从1998年的39%上升到了2018年的76%①。2018年6月15日，国务院在《关于积极有效利用外资推动经济高质量发展若干措施的通知》中进一步强调：“要持续推进服务业开放，取消或放宽交通运输、商贸物流、专业服务等领域外资准入限制，实现以高水平开放推动经济高质量发展”。那么，服务业开放是否促进了中国经济的高质量发展？具体而言，它能否推动制造业企业的创新呢？鉴于制造业创新在经济增长中的重要地位以及服务业开放所面临的压力与挑战，对该问题的直接回答不仅有助于明确政策效果，同时也将为下一步开放的方向提供重要参考。

服务是制造业企业不可或缺的一种中间投入[1][2]。众多研究表明，服务业外资开放能通过投入产出关系显著提高下游制造业企业的生产率。Arnold等利用捷克1998～2003年的微观企业数据研究发现，服务业外资开放扩大了国内服务供应商的数量，增加了下游制造业企业投入的服务中间品种类，进而提高了其生产率[3]。来自印度的微观分析也证实，服务业开放程度每增加一个标准差，下游制造业企业的生产率将提高11.7%[4]。既有研究同时发现，服务业开放的生产率效应还取决于制造业企业本身的生产率[5]，以及企业的服务需求特征和产品的可替代性[6]。

与上述文献类似，本文也重点关注服务业开放对制造业企业的潜在影响。然而，与这些文献不同的是，我们主要考察的是服务业开放对创新而非对全要素生产率的影响。创新和全要素生产率都是衡量企业绩效的常用指标，但从本质来看，两者并不等同。根据基本定义，全要素生产率是指资本、劳动和中间投入转化为最终产出的总体效率，它包含了所有不能被投入要素解释的产出增加。因此，生产率的提升既有可能是企业创新的结果，也可能与创新完全无关，而是因为技术转移亦或生产资源实现了重新配置[7]。服务业开放引致的制造业生产率增加是否是创新的结果需要进一步分析。此外，从理论上看，无论是对于企业自身还是全球经济发展而言，创新都有着极为深远的积极意义。从企业的角度来看，众多研究表明，创新是企业生存的根本，能够克服企业因为生产要素投入增加致使的要素边际报酬递减趋势的影响，是企业获取长期稳定利润、提升竞争优势的源泉[8]。从全球经济的角度来看，如果企业能够积极创新，并逐步参与到全球的创新活动中，将助力拓展全球生产力边界，促进全球经济增长。而仅仅来源于技术转移或生产资源重新配置的生产率提升不具有持续性，对于企业和全球经济的积极影响也同样不可持续[9]。因此，本文将研究重点放在服务业开放对企业创新能力的影响上。

积极吸引外资服务业进入，这可能会对制造业创新产生重要影响。引进外资服务企业可以扩大服务中间品的种类、降低服务价格、提高服务效率和质量，有助于打破服务业的市场垄断。这对于依赖服务投入进行创新的制造业在位企业而言，能够降低其投入成本、直接增加其创新可用的资金(“资金流效应”)。此外，服务投入成本的下降降低了企业的市场进入成本，这会提高制造业企业的进入概率和行业竞争程度，竞争加剧一方面会刺激企业创新，形成所谓的“逃离竞争式创新”，而另一方面会导致利润下降，削弱企业创新的预期收益，进而阻碍创新(“竞争效应”)。综合服务业开放的“资金流效应”和“竞争效应”可以发现，如果制造业竞争带来的利润侵蚀效应比较弱，那么服务业开放将有利于制造业企业创新。本文将利用中国工业企业数据对此进行细致的检验。

与已有研究相比，本文的边际贡献集中表现在以下几个方面：第一，本文基于微观企业层面的数据系统考察了服务业外资开放对中国下游制造业企业创新行为的影响。服务业开放是发展中国家近几十年改革的核心，鉴于服务是制造业重要的中间投入，服务业开放对下游制造业企业绩效的影响研究已成为了解发展中国家经济增长微观决定因素的关键。为此，有不少国内外学者研究了服务业开放对下游企业产生的经济效应，这类文献更多关注的是对生产率的影响(见上文综述)。尽管近几年有少数文献开始关注服务业外资开放与制造业创新之间的内在联系，如沙文兵和汤磊、于诚等，但这些研究均是基于行业层面的数据进行的讨论，他们将诸多同行业内的企业视为一个整体，缺乏对微观行为主体——企业决策的分析，无法解释服务业外资开放对同一行业不同企业创新效应的影响差异[10][11]。而本文则基于中国大样本的微观工业企业数据展开研究，有助于更为深入地揭示服务业外资开放对中国制造业企业创新的影响，是对现有研究的拓展和深入。第二，本文利用企业所有制类型、行业技术距离和省份市场化程度等指标系统分析了服务业开放对企业创新行为的异质性影响以及作用机制。这不仅在理论上深化了我们对开放与创新的理解，同时也具有鲜明的政策启示意义。

接下来的安排如下：第二部分为政策背景与理论分析；第三部分为数据说明、指标构建与模型设定；第四部分为经验估计结果及分析；第五部分是拓展分析；最后是结论与启示。

二、政策背景与理论分析

(一)政策背景

中国的外资开放政策同时包括行业和地区两个层面。行业层面的外资政策主要以《指导目录》为载体。为了指导外商投资方向，使其与中国经济发展规划相适应，1995年6月，原国家计划委员会、国家经济贸易委员会、对外经济贸易合作部首次联合发布《指导目录》，将外商投资项目分为鼓励、允许、限制和禁止四类②。在此之后，《指导目录》历经1997年、2004年、2007年、2011年、2014年等多次修订。

本文主要根据历年《指导目录》考察服务业开放进程。我们手工将历年《指导目录》中的各服务行业与2002年的《国民经济行业分类标准》中的4分位服务行业进行匹配。图1统计了不同年份的《指导目录》中各4分位服务行业的数量变化情况。为了与下文的样本区间一致，我们分别汇报了1997年、2002年和2004年的统计结果③。通过比较容易发现，2002年的《指导目录》较1997年发生了十分明显的变化，鼓励类的服务行业数量从1997年的21增加至89；限制类从175减少至118；禁止类从32减少至24。中国加入WTO后，服务行业的外资开放进程明显加快，履行了对服务行业的“入世”承诺。相对而言，2004年与2002年之间，《指导目录》的调整则比较有限。

图1 各年度三种类别的4分位服务行业数量变化图

(二)理论分析

影响企业创新的因素可以概括为两类：企业内部因素和外部环境因素。其中，内部因素包括企业所有制结构、融资约束、内源资金丰裕度等；外部环境因素包括市场结构、政府支持等。本文认为，服务业开放会同时通过影响内外部因素进而影响企业创新行为。最终产品的生产离不开金融、电信、会计、交通运输等服务投入，服务业外资开放通过提高上游服务中间品市场竞争程度而降低了下游制造业的生产和交易成本。投入成本的下降一方面增加了企业可用的内源资金，即通过“资金流效应”(内部因素)直接影响企业创新，另一方面能够吸引更多下游企业进入市场，改变制造业行业内市场结构，即通过“竞争效应”(外部环境因素)影响企业创新。以下就这两个层面的渠道进行分析。

1．“资金流效应”与企业创新。服务作为制造业重要的中间投入，其开放程度的扩大有利于降低下游企业的生产和交易成本。首先，从生产成本的角度来看。外资服务流入会加剧行业内市场竞争，引发国内中间品市场上服务价格的下降、质量的提升以及种类的增加[4]。服务价格下降直接降低了使用服务中间投入的制造业企业的生产成本。而质量更高、种类更多的服务也为制造业企业提供了更多选择，促使原本由企业内部经营服务的制造业企业转向使用性价比更高的外部专业化服务，使得企业可以将有限资源配置到效率更高的生产环节，进而间接减少了企业的生产成本[12]。其次，从交易成本的角度来看。外资企业往往在管理经验、生产技术等方面较东道国企业具有明显的优势，外商投资的大量流入能通过示范效应、员工流动、技术转移等有效改善本地服务供应商的技术水平和管理效率[13]，这将促使下游制造业企业与服务厂商签订合同所花费的时间更短、手续更简化、效率更高，降低了制造业企业的交易费用。

生产和交易成本的下降，增加了企业可用的内源资金，有利于促使企业进行研发创新。创新是一项对未知领域进行探索的过程，能否成功以及期限长短均无法预测，需要足够的资金支持其不断地尝试。面对创新的资金难题，有不少学者进行了相关研究。Myers和Majluf提出的融资次序理论指出，管理层和投资者之间存在的信息不对称会使企业面临较高的外部融资成本，因此在为新项目融资时，企业优先考虑的是内源资金，其次才是外源资金[14]。Himmelberg和Petersen基于美国制造业企业数据进行的研究发现，内源融资是企业研发投入所选择的首要融资渠道[15]。鞠晓生等基于中国的数据同样发现，企业的研发投入与其拥有的内部资金显著正相关[16]。因此，内源资金是影响企业创新活动能否获得稳定资金支持的重要因素，而服务业开放引致的生产和交易成本下降节约了企业的内源资金。由此，我们可以认为，服务业开放能够通过“资金流效应”直接促进企业研发创新。

2．“竞争效应”与企业创新。服务业开放还会对下游制造业行业内的市场竞争产生影响，即通过“竞争效应”影响企业创新。在既有的技术条件下，服务投入成本的下降意味着更低的进入成本，将吸引更多制造业企业进入市场，通过加大行业内市场竞争而影响企业创新。竞争与创新之间的联系在既有文献中还存在争议。熊彼特认为市场竞争加剧会削弱企业的预期收益，进而阻碍创新[17](P594-602)。Arrow则认为市场竞争会提高市场效率、增加创新激励，进而促进创新[18]。不过，在Aghion等看来，创新与竞争之间并非简单的线性关系，而是存在倒“U”型关系：在总体竞争程度较低时，企业利润会因竞争程度的增大而下降，为改善盈利企业会进行创新，即“逃离竞争效应”(escape competition effect)；在总体竞争程度较高时，企业预期的创新收益较少，远不及投入的高额研发成本，于是企业将减少创新，即市场竞争的“熊彼特效应”(schumpeterian effect)[19]。基于中国情境下的有关研究大多支持这一结论。朱恒鹏发现，一定程度的市场力量能促进中国企业创新，随着市场力量的扩大，这种促进效应会有所减弱[20]；聂辉华等、寇宗来和高琼同样发现市场竞争与中国企业创新之间有倒U型关系[21][22]。如果将这些结论应用到服务业开放的案例中，我们发现服务业开放所引起的“竞争效应”对制造业创新的影响也存在类似的逻辑。适度的竞争可能有利于制造业创新，但是服务开放导致配套制造业企业过度进入则会阻碍创新。

综上可知，服务业开放对下游制造业企业创新行为的影响并不明确，更精确的结论需要我们通过实证检验来得出。

三、数据说明、指标构建与模型设定

(一)数据说明

本文所使用的数据主要有两套：一套来自于国家发展和改革委员会与商务部联合发布的《指导目录》，用于测算制造行业上游服务业外资开放指数。另一套数据来自于1998～2007年中国国家统计局公布的工业企业数据库。该数据库收录了中国全部国有以及规模以上非国有的工业企业数据，包括企业基本情况和详细的财务信息。在使用该数据库时本文做了如下处理：首先，本文的研究对象为制造业，因此，我们删除了非制造业企业样本；其次，本文参考Cai和Liu、谢千里等的做法，剔除了符合以下任何一项条件的观测值：(1)总资产、总产出、固定资产净值、销售额、雇员数量中任何一项为缺失值；(2)企业雇员数量小于8(缺乏可靠的会计系统)；(3)满足企业流动资产大于总资产、总固定资产大于总资产、固定资产净值大于总资产中的任何一项(不符合会计总则)[23][24]。

(二)指标构建

1.被解释变量：创新水平(innovation)。常见的衡量创新水平的指标有研发支出(R&D)、专利申请数目和新产品种类数[25]。尽管已有不少文献采用研发支出和专利数作为企业创新水平的衡量指标，但这两个指标均存在一定的缺陷。首先，研发支出只是企业进行创新活动的一种可观察到的特定投入，其转化为创新产出具有不确定性，并不能代表创新活动的质量[26]。其次，采用专利作为衡量指标将低估企业实际的创新能力，原因有以下几点：其一是并非所有新产品均会申请专利[27]，因为申请专利的要求较高，有些改良式创新将无法通过申请专利体现；其二是有部分企业为了防止信息泄露，基于战略因素考虑将特意不将创新产出申请专利。基于上述考虑，本文借鉴已有文献，将使用新产品产值占工业总销售产值的比重作为企业创新能力的代理变量[28][29]。后文也讨论了以其他指标作为代理变量的结果，以供比较。

2.核心解释变量：制造行业上游服务业外资开放指数(ser)。本文实证的关键之一在于对制造行业上游服务业外资开放指数的测度。我们借鉴Bourlès等对上游市场管制程度的度量，首先测算j服务行业在t年的外资开放程度指标PSERjt，然后将该指标与中国2002年122个部门的投入产出表相结合，按照式(1)对中国各4分位制造行业上游服务业的开放指数serct进行计算[30]。

serct=∑jPSERjtνjc

(1)

式(1)中，νjc表示4分位制造行业c总的服务投入品中j服务行业作为中间投入所占的比重，度量了下游制造行业c与上游服务行业j之间的投入产出关系。

关于服务业外资开放程度(PSER)，本文借鉴孙浦阳等对外资自由化的度量思路[31]，采取对《指导目录》中各服务项目类别打分的方式进行测度④，具体步骤为：首先，我们根据各年《指导目录》中对外资服务业开放程度大小的分类标准，对鼓励类、限制类、禁止类服务业依次赋值为1分、-1分、-2分。其次，将《指导目录》中的各服务产业与2002年《国民经济行业分类》中的4分位服务行业(共339个)按照各行业定义匹配，我们分别为1997、2002和2004年的细分服务产业匹配上了228、229和231个4分位服务行业。接下来，我们将4分位服务行业s的开放程度得分用指标PSER1st表示。鉴于投入产出表中的各个服务行业部门与国民经济4分位行业的划分标准不一致，我们对每个投入产出表下的服务行业j的开放程度得分都进行了均值处理，即PSERjt=(∑sPSER1st)/n，n为与j服务行业对应的4分位服务行业s的个数。

(三)模型设定

我们使用以下模型来探讨服务业开放对下游制造业企业创新的影响：

(2)

式(2)中，下标i、t、c、p分别表示企业、年份、行业(CIC4)、地区。因变量innovationit代表企业i在年份t的创新水平。核心解释变量为serct，代表第t年制造行业c的上游服务业开放指数。Xit表示企业层面的特征变量向量，包括：资本密集度(lnkl)，采用固定资产与员工人数比值的对数值衡量；出口虚拟变量(export)，如果企业i在t年的出口额大于0则取1，否则取0；外资份额(foreign)，使用实收资本中港澳台资本和外商资本之和所占的比重表示；企业年龄(lnage)以及企业年龄的平方(lnage2)，企业年龄使用当年年份与企业成立年份的差值加1取对数表示。INDct表示行业层面的特征变量向量，包括：国有企业改革(SOE)，使用4分位行业内国企数量占总企业数量的比重来测度；最终品关税(OutputTariffct)和中间品关税(InputTariffct)，参考Brandt等的方法进行测算[32]。μc、μt、μp分别为行业、年度、地区固定效应。本文重点关注核心解释变量serct的系数α1，若α1为正，则代表服务业开放促进了创新；若α1为负，则代表服务业开放阻碍了创新。表1列出了企业和行业层面各变量的描述性统计特征。

表1描述性统计

四、经验估计结果及分析

(一)基准估计结果及分析

表2报告了模型(2)的估计结果。其中，第(1)列没有加入任何控制变量，第(2)列增加了年份、行业、地区固定效应，ser的系数分别为0.0658和0.2015，且均在1%的水平上显著，表明服务业开放促进了下游制造业企业创新水平提高。为了得到更为可信的结论，我们进一步控制了企业、行业层面的特征变量，结果如表2第(3)～(6)列所示，服务业开放指数的系数仍然显著为正，即服务业开放水平越大，下游制造业企业的创新水平越强。因此，从基准回归结果来看，我们可以得到一个比较稳健的结论，上游服务业开放有助于提升下游制造业企业的创新水平。

具体由第(6)列的回归系数可知，在其他条件不变的情况下，ser每增加1个单位，制造业企业的创新水平会提高约18.79个百分点。我们以2002年为例详细讨论服务业开放对制造业创新水平的影响大小。2001年ser的均值为-0.1367，2002年在《指导目录》做出调整后，ser的均值上升为-0.0642，共增加0.0725个单位。由此可以计算得出，此次开放使得制造业企业的新产品产值占工业总产值的比重增加了0.0136(=0.0725×0.1879)。借鉴Li等的思路可以得出如下经济含义，在中国制造业对上游服务业依赖程度不变的情况下，相对于平均新产品产值比0.0362而言，2002年的服务业开放政策使得制造业企业新产品产值比上升了37.57%(=0.0136/0.0362)[33]。由此可知，服务业外资开放在提升制造业企业创新水平方面发挥着重要的作用。

表2基准估计结果

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，估计的标准误为稳健聚类标准误，本文聚类到了行业-年份层面，限于篇幅，没有报告标准误。下表同。

(二)稳健性检验

针对回归中存在的一些计量问题，下文对变量度量、内生性等问题分别进行稳健性检验。

1.更换核心解释变量的再检验。在服务业开放指数的测算上，有文献使用OECD公布的中国服务业外商直接投资限制指标以及外资参股限制指标，还有国家统计局公布的各服务部门的外商直接投资额来衡量服务业开放程度。因此，出于稳健性考虑，我们分别使用以上三种指标加权投入产出表系数重新对服务业开放水平进行了测度，需要说明的是，使用前两种指标测算的指数(seroecd1、seroecd2)越大，代表服务业限制程度越大，即开放程度越小；而使用第三种指标测算的指数(serfdi)越大，代表服务业外资流入额越大，即开放程度越大。使用上述三种方法测算的服务业开放指数再次进行回归检验，表3的回归结果均显示服务业开放程度越大，制造业企业的创新能力越强，因此，对服务业开放程度的不同测算并不会影响研究结论的稳健性。

表3更换测算指标的再检验

2.内生性检验。本文因变量为企业层面的创新水平，核心解释变量为4分位行业层面的服务业开放指数，企业层面的变量不会对行业层面的变量产生影响，因此，基本可以排除由反向因果关系导致的内生性问题。但这两个变量可能会同时受其他因素的影响，为此，我们采用工具变量法来进行内生性检验。具体的，本文借鉴Arnold等的处理方法，使用OECD公布的印度服务业外商直接投资限制数据匹配中国的投入产出表构造工具变量[4]。一方面，印度与中国地理位置相邻，在国际经济中相互竞争，在关键的产业政策制定上亦会相互影响，因此，印度的服务业开放水平与中国具有相关性。另一方面，中国企业的创新水平并不会影响印度服务业开放政策的制定，即该工具变量相对于企业创新满足外生性。采用该变量作为工具变量的估计结果见表4。可以看出，使用工具变量后，不同测算指标下的服务业开放指数的系数符号均不变，且在10%的水平上显著，由此可知，在控制内生性后，服务业开放对下游制造业企业的创新水平依旧具有正向促进作用。

3.其他稳健性检验。本部分就可能会对研究结论产生影响的其他潜在问题进行稳健性检验。第一，使用Tobit模型。本文使用的数据中，有相当部分企业的新产品产值为0(其他为正值)，使用左截尾的Tobit模型将比OLS回归更能得到一致估计量。第二，改变被解释变量的测度方式。我们分别使用新产品产值与工业总产值之比(new/total)、新产品产值加1的对数值(lnnew)、发明专利申请数(patent)、全要素生产率(TFP)重新测度企业创新能力⑤。第三，考虑创新行为的滞后性。服务业开放后，企业的创新活动可能存在一定的滞后，为此，我们将核心解释变量ser分别滞后一期和滞后二期，重新使用式(2)进行回归。第四，剔除纯加工贸易企业样本。进行加工贸易的企业一般由国外合作者提供技术、中间投入和产品设计等，对国内服务中间品需求较少。因此，其创新水平几乎不会受到国内服务业开放政策的影响，可以预期，在剔除这部分企业后，服务业开放对制造业企业创新的影响程度可能会增大⑥。表5汇报了上述稳健性检验的回归结果，ser的系数均显著为正，且剔除纯加工贸易企业样本后，ser的估计系数有所增大，与我们的预期一致，再一次证明了本文基准结论的稳健性。

表5其他稳健性检验

五、拓展分析

接下来本文将从异质性效应与传导机制方面进一步分析服务业外资开放对制造业创新的影响。

(一)异质性分析

1.区分企业性质。在中国市场上，不同所有权属性特征的企业在生产经营方面存在显著的差异。国有企业往往是涉及国计民生的大型垄断企业，从成立之初就获得了政府的政策保护和资金支持[34]，不仅如此，中国的四大商业银行在向企业提供信贷时也倾向于国有企业，政府的保护以及外部融资渠道的多样性使得国有企业的创新行为较少受到市场竞争及自身现金流变化的影响，即服务业开放带来的成本下降很可能不会促进国有企业创新。而民营企业不仅难以得到政府庇护，而且由于可抵押资产少、经营风险大，在创新活动过程中面临着严重的融资困境[35]，其创新行为主要依靠自身现金流，因此，服务业开放很可能会显著影响民营企业创新。鉴于此，本文参考聂辉华等一文，将国有资本占实收资本比例大于50%的归为国有企业，个人资本占实收资本比例大于50%的归为民营企业[36]，对这两类企业进行分样本估计。表6中的第(1)(2)列汇报了回归结果。可以看到，服务业开放显著促进了民营企业创新水平提升，与我们的预期一致。但对国有企业的创新不仅没有促进作用，反而产生了阻碍作用，这很可能是因为服务业开放后，民营企业通过创新夺走了原本属于国有企业的市场份额，面临利润下降的情形，国有企业的创新动力有所下降。经由费舍尔组合检验(fisher’s permutation test)得到的经验p值进一步证实了上述差异在统计上的显著性。

2.区分企业生命周期。已有不少研究表明，企业的创新活动与其所处的生命周期有关[37]。从创新动力来看，新生企业规模小、灵活性大，容易产生更多的创新，而成熟企业已拥有一定市场地位，容易满足现状，因而缺乏创新动力；但从创新条件上看，与成熟企业相比，新生企业往往存在资金的流动性约束，没有足够的现金流支持研发创新。因此，服务业开放带来的成本下降可能对新生企业创新活动而言意义更大。本文将企业年龄大于中位数的定义为成熟企业，小于中位数的定义为新生企业，进行分样本检验，表6中第(3)(4)列的回归结果显示，ser的估计系数均显著为正，这表明服务业开放对制造业企业创新的促进作用在新生企业和成熟企业中均显著存在。从估计系数的大小来看，服务业开放对制造业企业创新的积极效应在新生企业样本中作用更为明显，与我们的预期一致。经验p值证实了上述差异在统计上的显著性。

4.区分省份市场化水平。相关研究表明，中国作为转型期的发展中国家，企业创新效率高低会受到外部市场化环境的约束[39]。在市场化水平较高的地区，要素市场和产品市场的发育程度较高，制度环境也更好，这将有助于提高要素和产品市场的流动性、竞争性，进而有利于实现创新资源的高效配置。基于此，本文进一步考察了服务业开放对制造业企业创新的促进作用在不同市场化水平省份的差异化影响。具体地，本文引入樊纲等测度的中国省级层面市场化指数来表示各地区市场化水平[40](P265)，以各省份市场化指数中位数为界，将企业所在地区划分为高市场化水平省份和低市场化水平省份，分别进行回归估计。回归结果见表6的第(7)(8)列。可以发现，在高市场化水平省份中ser的估计系数显著为正，而在低市场化水平省份中ser的估计系数不显著。因此，为充分发挥和利用服务业开放在促进制造业企业创新中的积极作用，就应大力推进各地区市场化进程。由经验p值可知，上述差异在统计上具有显著性。

表6异质性检验

注：“系数差异”为组间ser系数差值；“经验p值”用于检验组间ser系数差异的显著性，通过抽样(Bootstrap)1000次得到。

(二)机制分析

如上文所述，服务业开放降低了下游制造业企业用于非生产性的交易成本和用于生产性的制造成本投入，一方面，这将为企业带来更多现金流，有利于企业通过增加研发投入进而提升创新水平(“资金流效应”)；另一方面，成本下降会吸引更多制造业企业进入市场，通过增强行业内市场竞争程度而促进企业创新(“竞争效应”)。接下来，我们对上述机制进行检验。

1.“资金流效应”的渠道检验。首先，关于交易成本(cost_T)，已有文献主要采用企业财务费用、管理费用和销售费用之和、三者之和占总资产比重或三者之和占总利润比重来度量[41]。本文为了直观起见，采用三种费用之和占企业总销售额的比重表示，即企业每成功销售一元产品所承担的交易成本。将本文构建的服务业开放指标对其进行回归。其次，关于生产成本(cost_P)，本文将主营业务成本与企业总销售额的比值作为生产成本的代理变量[42]，同样使用本文构建的服务业开放指标对其进行回归。表7的第(1)(2)列显示，ser的估计系数均显著为负，说明下游企业的交易和生产成本随着上游服务业开放指数的上升而降低。如上文所述，企业的创新活动主要依赖内部资金，而交易和生产成本下降能够直接增加企业现金流，这将促使企业加大研发投入，进而提升创新水平。本文使用企业研发支出加1的对数值作为研发投入(rd)的代理变量，使用服务业开放指标对其进行回归，表7第(3)列的结果显示，服务业开放显著提高了制造业企业的研发投入水平。由于研发支出为非缺失值的样本中有83.3%(=570931/685183)的观测个体的研发支出数据为0，本文采用Tobit模型对上述结果进行了验证，结论依旧不变。上述结论验证了服务业外资开放通过“资金流效应”提升制造业创新水平的渠道。

2.“竞争效应”的渠道检验。交易和生产成本下降将吸引更多企业进入市场，加剧制造业行业内市场竞争，进而促进企业创新。本文使用EG指数衡量市场竞争结构[43]。具体而言：

(3)

表7服务业外资开放的影响机制检验

六、结论与启示

自加入WTO以来，中国服务业外资开放政策不断推进，其产生的经济效果逐渐成为学术界关注的一个重点话题。本文基于上下游产业关系的视角，使用1998～2007年中国工业企业微观数据考察了这种开放政策的实施对中国制造业企业创新行为的影响。研究发现：总体而言，服务业外资开放显著促进了下游制造业企业创新水平的提高，该结论在一系列稳健性检验中均成立；但服务业开放效果在不同性质、不同生命周期、不同行业及不同地区企业间存在差异，具体表现为，民营企业、新生企业、与国际技术前沿差距小的行业、省份市场化水平较高地区企业从服务业开放中获益更大；从影响机制上看，服务业开放能够降低下游制造业企业的交易和生产成本，这一方面对增加制造业企业内源资金、提高其研发投入起到了积极作用，另一方面，降低了下游企业进入成本，促使更多企业进入市场，通过竞争效应促进企业创新。

本文的发现不仅丰富了国内外关于服务业外资开放与制造业企业生产行为关系的研究，也有助于理解近年来中国“引进外资”战略的经济绩效和制造业企业创新的动力来源。此外，本文还有明确的政策含义。首先，鉴于外资服务业在激发中国制造业企业创新活力中的积极作用，中国政府应继续拓宽服务业外资开放领域，这便需要相关部门严格执行2019年3月通过的《中华人民共和国外商投资法》中的相关规定，提高外商投资政策的透明度、保障外资企业平等参与市场竞争、加强外商投资服务、依法保护外资企业知识产权、建立外资企业投诉工作机制等，切实改善国内投资环境，增强外商投资者信心。同时，应重视引资质量，通过引导高质量外资服务流入来强化服务业开放对中国制造业企业创新的积极效应。其次，本文研究还发现，服务业外资开放对制造业创新的影响具有明显的异质性，为了更好地发挥服务业开放对制造业创新的促进作用，一方面，从企业性质来看，政府要进一步深化国资国企市场化改革，为国有企业和民营企业营造公平公正的外部竞争环境，从而充分发挥不同所有制企业在推动中国经济发展中的重要作用。另一方面，在大力引进外资服务业的过程中，政府应重视本国制造业竞争力的构建，通过制定合理的政策促进本土制造业创新水平提升，缩小其与世界技术前沿之间的差距，从而更好地发挥外资服务业开放在下游企业创新中的正向促进作用。此外，政府应进一步深化地区市场化改革，通过提高要素市场和产品市场交易的透明度、减少政府在信贷投放和市场进入等方面的过度干预，降低不平等的市场化环境对企业创新效率的约束。

注释：

①作者根据《外商投资产业指导目录(1997年版)》《外商投资产业指导目录(2017年版)》《外商投资准入特别管理措施(负面清单)(2017年版)》《外商投资准入特别管理措施(负面清单)(2018年版)》计算。统计之前，根据《国民经济行业分类》(GB/T 4754-2002)统一到4分位行业。

②对于鼓励类的外商投资项目，中国政府将给予外资企业一定的优惠待遇。对于限制类的项目，中国政府将按照严格的规定进行筛选。对于禁止类项目，中国政府将完全阻止这类外资企业进入。而对于未列入目录中的允许类项目，外资企业则可以自由进出。

③本文研究的样本期间为1998～2007年，《指导目录(2007年修订)》正式实施的时间是2007年12月，因此，我们未将《指导目录(2007年修订)》纳入考察范围。

④以往的研究主要采用服务业外商直接投资流量和OECD公布的服务业外商直接投资限制指数来衡量。前一种方式容易产生内生性问题，服务业FDI既有可能与服务业开放程度有关，也可能是国内制造业创新力增强引发对高质量服务的需求，进而吸引外资服务流入的结果；后一种方式，OECD公布的外商直接投资限制指数对服务业的行业划分较为粗糙(将服务业划分为18类)，无法细致地刻画各服务行业开放进程。

⑤有三点需要说明：第一，在中国情境下，企业申请专利的形式有外观设计、实用新型和发明专利三种，前两种专利技术含量较低，而发明专利是对某一技术方案的突破性升级或改造，技术含量最高，审查标准最严格，相比总的专利申请数量而言，更能体现微观企业甚至一国的创新质量，因此，本文使用发明专利申请数来作为创新的代理变量。发明专利数是非负整数，根据现有研究，对于样本中零值较多的非负整数可以采用混合负二项模型回归，因此第(4)列是采用混合负二项模型的回归结果。第二，国内研究常采用Olley-Pakes法(简称OP法)和Levinsohn-Petrin法(简称LP法)计算生产率。OP法使用投资作为生产率的代理变量，由于很多企业不一定每年有正投资，使用OP法计算会使得大量的样本被舍弃，因为我们使用LP法测算生产率。第三，我们也使用研发支出进行了稳健性检验，机制检验中包括了这一回归，因此在稳健性检验中未列出。

⑥剔除加工贸易企业样本的具体做法为：首先，将来自中国海关总署的产品层面贸易数据与中国工业企业数据库按照企业名称、电话号码等进行匹配，识别出企业贸易类型；然后，剔除在样本期内只进行加工贸易的企业。

⑦关于美国劳动生产率的计算：首先，我们使用NBER美国制造业生产率数据库导出相关数据，网址为：https://www.nber.org/data/nberces.html；其次，将该数据库中的SIC行业代码先转换为ISIC Rev3.0行业分类，然后再转换为中国4分位CIC行业分类，并将美国各行业增加值使用年均牌价汇率转为人民币计价；最后，根据公式劳动生产率=增加值/就业人数即可计算各行业美国劳动生产率。