生产性服务进口技术复杂度对我国高技术制造企业自主创新的影响研究

陈 虹， 王 蓓

(武汉大学 经济与管理学院， 湖北 武汉 430072)

一、研究背景与文献综述

党的十九届四中全会提出，我国要实施更大范围、更宽领域、更深层次的全面开放。现阶段，我国传统制造业产能过剩，高技术制造企业自主创新不足，而高技术制造企业的产业升级则需要投入大量的内含高技术复杂度的生产性服务，以提升其自主创新能力。在此背景下研究开放生产性服务进口是否有助于高技术制造企业的自主创新，具有重要的现实意义。

高技术制造企业是研发投入较高、研发人员比重较大的制造业群体，正处于自主创新(包括自主创新产出和自主创新投入)迅速提升的阶段。自主创新产出和投入反映了自主创新活动中投入转化为产出的关系，是多种因素综合作用的成果。生产性服务业孕育自制造业“母体”，并会随着产业分工高度精细化而脱离“母体”[1]。虽然二者可独立形成专业化生产和规模经济，但实质上制造业的发展需要先进生产性服务业提供高级要素的投入[2]。黄莉芳等[3]认为，生产性服务业的中间投入也包含了来自制造业的产出，并催生了对高技术制造企业生产高科技产品的需求，引发了制造业的技术自主创新和产业升级。

大部分的国外研究认为，生产性服务通过其蕴含的大量的技术、知识、人力资本等高端要素促进了制造业自主创新。例如：Maggi & Muro[4]认为，生产性服务承担着技术、知识和自主创新传播器的功能，是企业与自主创新环境之间的中介；Evangelists et al.[5]认为，生产性服务会刺激制造企业的技术自主创新产出。在实证研究方面，Keller[6]的研究结果表明，经济合作与发展组织(OECD)国家能够通过增加生产性服务的进口来促进国内技术水平升级和制造业全要素生产率增长。国内也有大量的平行研究。例如：董也琳[7]采用知识生产函数模型进行了实证检验，发现人力资源等生产性服务的进口对制造业自主创新具有促进作用；陈启斐、刘志彪[8]通过建立生产性服务进口多边模型，研究了生产性服务进口对制造业技术提升的机制，发现金融服务、研发服务、商业服务进口可以显著促进制造业生产率提升，进而提高制造业的技术创新。

目前，关于生产性服务进口技术复杂度的研究聚焦于其技术外溢能否对制造业生产效率产生正面影响。例如：杨校美、张诚[9]发现，生产性服务进口技术复杂度的提高能促进知识和技术密集型制造业的生产效率的提高；戴翔[1]认为，生产性服务进口技术复杂度的提升能够有效促进工业经济增长模式发展，进而推动制造业生产效率的提高。而鲜少有文献关注服务业进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新投入和产出的影响，仅有冯正强、陈乘[10]的研究测度了各国生产性服务进口技术复杂度，并实证证明了其对各国的制造业自主创新效率具有正向影响。

基于已有的研究成果，本文进一步探讨如下问题：生产性服务进口技术复杂度能够为我国高技术制造企业的自主创新带来何种影响，以及其影响机制如何。本文可能的边际贡献体现在以下几方面：第一，相较于以往文献对企业自主创新指标的构建，本文将企业自主创新产出和自主创新投入分别作为研究对象进行实证研究，发现生产性服务进口中间品的技术复杂度对高技术制造企业的自主创新产出和自主创新投入具有不同程度的影响。该发现可为我国有效引进不同类型的生产性服务来促进高技术制造企业的自主创新提供政策性启示。第二，除总样本外，本文进一步测算了不同所有制、不同规模的中国高技术制造企业层面的自主创新指标，并将进口生产性服务类型的异质性纳入实证分析，克服了内生性问题，多维度地考察了生产性服务进口技术复杂度对中国高技术制造企业自主创新的影响，解决了以往文献因利用宏观数据而出现的加总性偏差问题。第三，本文不仅考察了生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新的影响程度，还从产业互动的角度实证检验了生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业的产业升级、劳动生产率和研发投入的影响。这有助于从深层次理解生产性服务业与高技术制造企业的互动关系，并在一定程度上拓展了这类文献的研究视角。

二、理论分析与研究假设

结合前人的研究，本文将生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新的可能影响机制概括为以下三个方面。

第一，通过进口内含技术复杂度的生产性服务进口中间品，高技术制造企业能够促进产业结构高级化、提高创新产值，从而促进自主创新。生产性服务进口将国外高级生产性服务要素内含的技术、知识和信息投入高技术制造企业的生产过程，形成了高级生产性服务要素作用于高技术制造企业生产的渠道。另外，由于高技术复杂度的生产性服务内含更为专业的人力和知识资本，而高技术制造企业的研发人员占比较大，若进口技术复杂度更高的生产性服务，就更能推动高技术制造企业的生产与组织模式创新。例如，企业能够通过进口加强相关人力资本的学习和模仿，为下次引进前沿技术以及研发创新提供可能。戴翔[1]、杨玲[11]均已证实，高技术复杂度的生产性服务进口具备技术溢出效应。在此基础上，为初步判断生产性服务进口与高技术制造企业自主创新的关系，本文采用2002—2016年《中国科技数据库》《中国高技术产业数据库》的相关数据，绘制了生产性服务进口技术复杂度与高技术制造企业自主创新产值的散点图和拟合线，发现生产性服务贸易进口技术复杂度与高技术制造企业的自主创新产值呈现正相关关系，从而初步证明了生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新确实存在促进效应。

第二，通过进口内含技术复杂度的生产性服务，高技术制造企业能够提高劳动生产率和创新产出，从而促进自主创新。戴翔、金碚[12]认为，通过选择进口或者外包生产性服务，制造企业逐渐减少并最终不再沿用自给自足的服务，而是通过进口将外部质量更高、成本更低的生产性服务集中到自身的生产过程中。因此，在开放的世界经济环境下，制造业中研发投入占比较高的高技术制造企业更需通过购买国外专业化的生产性服务，整合利用全球的资源。一方面，优化资源配置将使高技术制造企业的劳动生产率得以提高，这意味着企业人力资源的高技能化，而高技能的人力资本更能在干中学过程中将进口生产性服务中隐含的知识和信息与自身熟知的生产流程和工艺相结合，提出对产品的创新性研究，进而全面提高企业的自主创新产出；另一方面，进口的生产性服务技术复杂度越高，则高技术制造企业在使用服务中间品、零部件的同时更能吸收其内含的高级技术，促进企业对自主创新研发投入的意愿。

第三，通过进口内含技术复杂度的生产性服务进口中间品，高技术制造企业能够降低生产成本，充实创新资金，从而促进自主创新。毛其淋[13]认为，企业研发是一项较为长期的投资项目，往往需要投入大量的研发资金。Goldberg et al.[14]的研究发现，每年新增进口1种中间产品将会平均降低4.7%的投入中间品进口价格指数。出口商往往会进一步增加服务种类，提高技术复杂度，以应对激烈的竞争[15]。基于此，高技术制造企业在通过进口不同种类的生产性服务并投入生产性制造业生产过程，替代国内昂贵或稀缺的生产性服务种类时，可以降低生产成本，以保证企业有可用于技术改造和产业升级的充足资金。同时，高技术制造企业通过进口国外内含高技术复杂度的生产性服务，不仅能够弥补国内同类型生产性服务质量低、种类少、投入低的缺陷，还能够产生贸易竞争效应，引发行业间的竞争，进而反向加强出口商提高服务技术复杂度的意愿。

综上，本文提出如下研究假设：生产性服务进口技术复杂度的提高能够提升高技术制造企业的自主创新。

本文的研究框架如图1所示。

三、研究设计

(一)模型设定

基于前文的理论分析和假设，本文依据Cobb-Douglas经典生产函数(C- D函数)的基本思想，构建如下基本模型：

I=ARαLβ

(1)

式(1)中，I表示高技术制造企业的自主创新，R和L分别表示高技术制造企业自主创新的投入和产出，A表示影响高技术制造企业自主创新的因素，α、β表示待估计的参数。对式(1)取自然对数可减小异方差的影响，并得到如下变化模型：

LnI1=αLnR+βLnL+LnA+ε

(2)

LnI2=αLnR+βLnL+LnA+ε

(3)

其中，I1表示自主创新产出，I2表示自主创新投入，ε为随机扰动项。根据黄烨菁[16]关于制造业自主创新和产业融合等的研究，本文引入生产性服务进口技术复杂度(Ser)作为核心解释变量，建立如下生产性服务进口技术复杂度对我国高技术制造企业自主创新影响的模型:

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

(4)

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

(5)

其中，I1代表中国高技术制造企业的自主创新产出,I2代表中国高技术制造企业的自主创新投入，Controls是一系列企业和宏观层面的控制变量；下标i代表制造业细分行业，t代表年度，d代表高技术制造企业；ωd表示企业固定效应，ωt表示时间固定效应，εtd表示随机扰动项。估计系数α完全刻画了生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新的平均综合效应，α为正，表示生产性服务进口技术复杂度的提升对高技术制造企业自主创新有促进作用，反之则是抑制作用。

(二)变量与数据说明

1.被解释变量

本文的被解释变量包括高技术制造企业的自主创新产出(I1)和自主创新投入(I2)。参考张峰等[17]、陈思等[18]的研究，I1采用高技术制造企业专利申请数量来表示；借鉴高静等[19]的方法，I2采用高技术制造企业研发投入占销售总值的比重来表示。依据国家统计局发布的《高技术产业(制造业)分类(2017)》，本文将中医药制造，航空、航天器及设备制造，电子及通信设备制造，计算机及办公设备制造，医疗仪器设备及仪器仪表制造，以及信息化学品制造这6类制造业归为高技术制造业。

2.解释变量

本文的核心解释变量为生产性服务进口技术复杂度(Ser)。借鉴杜运苏、彭冬冬[20]的做法，利用增加值贸易理论来进行测算，测算公式为：

(6)

其中，Sertk是生产性服务业细分行业k在t年的技术复杂度，ntk是生产性服务业细分行业k在t年出口所包含的国内增加值，Nt是t年对外出口服务的增加值，Gt是t年的人均GDP水平。利用杜运苏、彭冬冬[20]的测算方法，一国的生产性服务进口技术复杂度(Ser)测算公式为：

(7)

其中，mk为该国生产性服务业细分行业k的进口额，M为该国服务业进口总额。

综合中国国家统计局《2017年国民经济行业分类》(GB/T 4754—2017)以及《生产性服务业分类(2015)》对生产性服务各行业的归类，并结合联合国 Comtrade 数据库中进口服务数据的可得性，本文所指的生产性服务业包括房地产业，金融业，信息传输、软件和信息技术服务业，商务服务业，专利和特许知识产权服务业，以及交通运输、仓储和邮政业共6个行业。

3.控制变量

借鉴毛其淋[13]的做法，本文在实证研究中控制了一系列可能影响高技术制造企业自主创新活动和进口生产性服务技术复杂度的变量。(1)高技术制造企业劳动生产率(Lp)。由前文的理论分析可知，劳动生产率的提升是进口生产性服务发挥“要素重组效应”的关键。借鉴杨玲[11]的方法，该指标用企业增加值与全部从业人员平均人数之比来表示。(2)高技术制造企业规模(S)。企业规模是直观反映企业资源充裕程度的指标，而企业资源是否充裕将对自主创新投入有着较大影响。借鉴张峰等[17]的做法，该指标用高技术制造企业资产总值的对数来衡量。(3)高技术制造企业经济效能(Ec)，以营业收入增长率来表示。(4)高技术制造企业R&D投入强度(R)，以高技术制造企业在报告年度R&D经费支出与企业主营业务收入之比来衡量。(5)人民币实际对美元汇率(E)，以年度人民币对美元实际汇率的平均值来度量。该变量作为时间变量加入，用来控制随时间变化的宏观经济环境。

本研究数据来源于2002—2016年《中国科技数据库》《中国高技术产业数据库》以及世界银行数据库(World Bank Open Data)、世界贸易组织数据库(WTO Statistics Database)和世界投入产出数据库(WIOT)。其中，各国各生产性服务行业进出口额数据来源于世界贸易组织数据库，各国人均GDP数据来源于世界银行数据库，各国生产性服务产品出口国内增加值数据来源于世界投入产出数据库。考虑到样本量据的代表性和准确性，本文选取服务贸易进口规模前60位的经济体的生产性服务进口额和人均GDP计算其生产性服务进口技术复杂度。该样本既包括发达经济体，也包括发展中经济体，总体服务贸易进口额占到世界服务贸易总额的80%以上，说明样本量据能够较好地反映世界生产性服务贸易的现状和水平。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

变量的描述性统计结果见表1。LnI1、LnI2及LnSer的标准差均小于均值，说明数据离散程度不高，不存在极端异常值，可做进一步的实证分析。

(二)基准回归结果与分析

生产性服务进口技术复杂度对中国高技术制造企业自主创新影响的基本回归结果报告在表2的列(1)和列(3)中。从Hausman检验的结果可知，应选用固定效应(FE)模型作为计量方程。生产性服务进口技术复杂度的估计系数显著为正，说明我国高技术制造企业进口的生产性服务技术复杂度的提高能显著促进企业的自主创新产出，这验证了理论假设中的影响大小和方向。为了检验生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新产出估计结果的稳健性，本文采用动态系统GMM方法进行再次估计。参考罗军[21]的实证研究方法，采用高技术制造企业自主创新产出的滞后一期(L.LnI1)作为工具变量，估计结果报告在表2的列(2)中。对于该工具变量，Sargan 检验的p值为0.391 8，故接受了“所有工具变量均有效”的原假设；AR(1)及AR(2)检验的p值分别为0.000 3和 0.733 1，说明随机扰动项的差分存在一阶自相关但二阶不自相关，满足无自相关条件；Hansen J统计的p值为0.285 0，表明工具变量与扰动项不相关且满足外生性假设；Wald检验的p值为 0.000 0，说明模型整体非常显著。生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新产出影响的估计系数显著为正，这与固定效应(FE)模型的估计结果一致，说明本文的估计结果具有稳健性。列(4)为采用高技术制造企业自主创新投入的滞后一期(L.LnI2)作为工具变量的系统GMM估计结果，其核心解释变量和控制变量的系数符号和显著性基本与基准回归结果一致，说明本文的估计结果是稳健的。

表1 变量的描述性统计

表2 生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新影响的回归结果

(三)异质性分析

1.进口生产性服务类型异质性分析

根据2017年《国民经济行业分类》(GB/T 4754—2017)以及《生产性服务业分类(2015)》对生产性服务各行业的归类，结合联合国Comtrade数据库的服务进口数据，除金融服务归口不变外，本文将信息传输、软件和信息技术服务归为信息服务；将专利和特许知识产权服务归为研发服务；将房地产服务，交通运输、仓储和邮政服务以及商务服务归为其他商业服务。基于回归模型(3)，本文分别考察其对高技术制造企业自主创新产出和自主创新投入的影响，表3报告了回归结果。

表3 进口生产性服务类型异质性检验结果

从金融服务来看，金融服务进口技术复杂度的提高显著促进了高技术制造企业的自主创新产出和创新投入，这可能是因为高技术制造企业通过进口金融服务可以缓解其融资约束，获得可用于企业创新的资金支持，这与经济现实预期相符。信息服务进口技术复杂度分别在5%和10%的显著性水平下促进了高技术制造企业的自主创新产出和创新投入，说明高技术制造企业通过进口具有高技术复杂度的信息服务，可以将国外先进的互联网及电子信息技术与生产环节相结合，在“进口中学习”并提高生产效率，进而提高企业的生产率和自主创新产出。研发服务进口虽然有效地促进了高技术制造企业自主创新产出的提高，但对企业的自主创新投入并无影响。这一方面说明接触国外先进的研发技术可以直接获得技术溢出效应，提高自主创新产出；另一方面说明跨国公司会控制研发服务出口的技术溢出程度，形成技术出口壁垒，这也与罗军[21]的实证结果相符。从其他商业服务进口对高技术制造企业的自主创新影响结果来看，其仅对自主创新产出存在显著的正向影响，而对自主创新投入的影响并不显著。这可能是因为，交通运输等其他商业服务所内含的技术复杂度较低，能够为高技术制造企业带来的技术溢出、资源重组空间较小，因此无法对其自主创新活动造成显著的正向影响。

2.企业所有制和企业规模异质性分析

考虑到生产性服务进口对不同所有制和规模的高技术制造企业可能有不同的影响，本文把高技术制造企业分为国有控股、非国有股两种所有制类型，以及大型、中型两种规模。相关数据分别采用《中国高技术产业数据库》中大型、中型高技术产业企业数据。表4中，列(1)、列(5)的回归结果表明，生产性服务进口技术复杂度对国有控股高技术制造企业的自主创新无显著影响；列(2)、列(6)的回归结果表明，对非国有控股高技术制造企业有着较为显著的正向影响。列(3)、列(7)的回归结果表明，生产性服务进口技术复杂度对大型高技术制造企业自主创新有一定的促进作用；列(4)、列(8)的回归结果表明，对中型高技术制造企业的自主创新作用不明显。对该结论可能的解释是，大型高技术制造企业更易形成规模效应，从而提升自我的自主创新以应用于国际竞争。

表4 企业所有制和企业规模异质性检验结果

(四)内生性问题的处理

各高技术制造企业通常根据自己的标准和意愿进口生产性服务中间品，这可能导致制造企业样本存在个体偏好等不可观测的遗漏变量，或是与自主创新存在交互关系而产生“反向因果”的情形，从而引发内生性问题。因此，本文选取生产性服务技术溢出率(Spill)作为工具变量以解决内生性问题。借鉴高静等[19]的方法，其表达式为Spilljtm=∑(importjtm/gdptm)rdt。其中，importjtm/gdptm构建的权重代表t年企业j的进口生产性服务业中间品m的金额占当年进口国GDP的比重，rdt表示t年进口国的研发总支出。测算该指标的相关数据均来自世界银行数据库。表5为使用工具变量后的检验结果。在自主创新投入和自主创新产出的动态回归方程中，F统计值均大于10，并且在1%的水平下显著，表明工具变量与生产性服务业进口技术复杂度相关； Hansen J 统计的p值分别为0.733 5和0.688 7，说明工具变量与扰动项不相关且满足外生性假设，因此该工具变量满足相关性和外生性的假设。

本文使用动态系统GMM回归方法实证检验工具变量的估计结果。表5的回归结果表明，生产性服务进口技术复杂度的回归系数均显著为正，再次验证了生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新存在正向影响。加入工具变量后的生产性服务进口技术复杂度回归系数的绝对值与原回归结果相比稍有提高，说明内生性略微导致原回归结论向下偏移，但生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新产出和创新投入的影响的回归结果与基准模型的回归结果仍基本一致，说明在考虑了内生性问题后，本文的研究结论依然具有稳健性。

表5 内生性检验结果

(五)稳健性检验

高技术工业企业数据库2009之前的数据存在缺失问题，具体包括：(1)2002—2008年规模以上内资、国有、港澳台和外商投资的高技术制造企业专利申请数、新产品产值全部缺失，无法用于计算相关企业的自主创新产出和自主创新投入；(2)2002—2016年规模以上大中型高技术制造企业的新产品产值数据全部缺失，无法用于计算相关企业的自主创新投入；(3)2002—2004年高技术制造行业以及大中型内资、大中型外资和大中型港澳台高技术制造企业的专利申请数、新产品产值全部缺失，无法用于计算相关企业的自主创新产出和自主创新投入。本文拟构建完整全面板数据，旨在分析生产性服务进口技术复杂度对我国现阶段高技术制造企业自主创新获得的重要性。借鉴王永钦等[22]的思路，本文整合了全部2002—2016年的数据。针对部分高技术制造企业的专利申请书和新产品产值缺失问题，本文用近年的数据计算自然增长率来补齐以前的数据；并且用专利申请数与专利拥有数的比值替换原被解释变量自主创新产出，用新产品开发项目数与新产品产值的比值替换原被解释变量自主创新投入。根据表6，在扩大样本的面板固定效应回归结果中，生产性服务进口技术复杂度仍显著地促进了高技术制造企业的自主创新，说明本文的结果是稳健的。鉴于2009年之前的较多数据为根据自然增长率计算而进行补齐的，从严谨性角度考虑，此处的结果仅作参考，本文实证结果仍以原样本的数据为准。

表6 稳健性检验结果

五、影响机制检验

基于前文的理论分析，本文将进一步检验生产性服务进口技术复杂度影响我国高技术制造企业自主创新的作用机制，并构建以下计量模型：

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为高技术制造企业产业结构高级化指标。考虑到企业利润能够更为直观地反映企业生产的成果，企业利润越高则间接表明产业结构高级化程度越高，而企业产值也可以间接反映企业产业升级的成果，因此本文将高级化指标设定为高技术制造企业利润与产值之比。所有模型都采用固定效应估计法进行回归，数据均来源于2002—2016年的《高技术产业数据库》。模型(8)～模型(10)主要是为了检验生产性服务进口技术复杂度能否影响高技术制造企业的产业升级、劳动生产率和研发投入；模型(11)则突出了交互项的贡献，以验证生产性服务进口技术复杂度对高技术制造企业自主创新的影响机制。

根据戴翔、金碚[12]的研究，生产性服务进口技术复杂度能转变工业经济发展方式，即产业结构高级化。结合前文的理论分析，内含高技术复杂度的进口生产性服务可能与高技术制造企业产业结构高级化有交互作用，从而促进其自主创新提升，因此以LnSer×Upgrade_h来检验生产性服务进口技术复杂度是否能够对高技术制造企业自主创新活动产生影响。另外，生产性服务进口技术复杂度可以产生要素重组效应，并带来劳动生产率的提高，因此以LnSer×Lp来检验生产性服务进口技术复杂度与劳动生产率的交互作用及其对高技术制造企业自主创新的影响。最后，根据Goldberg et al.[14]的研究，进口服务中间品可以降低制造企业生产成本，因此以LnSer×R来检验生产性服务进口技术复杂度与研发投入的交互作用及其对高技术制造企业自主创新的影响。

表7中，列(1)的估计系数显著为正，说明生产性服务进口技术复杂度通过技术溢出，有效促进了高技术制造企业的产业升级。列(4)、列(5)中，生产性服务进口技术复杂度与产业升级的交叉项估计系数皆显著为正，说明高技术制造企业通过吸收进口生产性服务内含的技术，促进了产业结构高级化，从而推动了其自主创新的提升。列(2)、列(4)、列(5)的估计结果显著为正，说明生产性服务进口技术复杂度提高了高技术制造企业的劳动生产率，进而推动了其自主创新的提升。这可能是因为，通过进口内含高技术复杂度的生产性服务中间品，高技术制造企业获得了前沿的信息和专业的人力资源，从而提升了其对生产运营的控制能力，引发了生产模式的自主创新。列(3)、列(4)、列(5)的估计结果显著为正，说明生产性服务进口技术复杂度有效地促进了高技术制造企业研发投入的增加，并且与研发投入发生交互作用，进而提高了高技术制造企业自主创新能力。其原因可能是，随着高技术制造企业不断引进内含高技术复杂度的生产性服务，逐步形成了专业化生产和规模经济，实现了生产成本的降低，从而获得了更多资本投入研发。综上，本文证明了进口高技术复杂度的生产性服务能够带来高技术制造企业产业结构升级、劳动生产率提高、研发投入加大，进而促进其自主创新全面提升这一影响机制。

表7 影响机制检验回归结果表

六、研究结论与启示

(一)研究结论

本文的研究发现：(1)生产性服务进口技术复杂度总体对高技术制造企业的自主创新产出和自主创新投入具有显著的正向影响，进口技术复杂度越高则越能显著促进企业自主创新。该结论通过采用基于国家—行业层面的高技术制造企业、生产性服务进口技术复杂度数据进行实证分析得出，克服了基于国家层面数据研究而出现的偏差。(2)金融服务、信息服务、研发服务和商业服务进口技术复杂度的提高均能够显著提升高技术制造企业的自主创新产出，但研发服务进口技术复杂度对高技术制造企业创新投入没有影响，这可能是由于发达国家出口高技术复杂度的生产性服务时设置了技术壁垒。通过对自主创新产出、自主创新投入加以区分，本文修正了董也琳[7]“以制造企业专利申请数作为自主创新指标”做法的片面性，同时通过异质性分析，深化并修正了对李惠娟、蔡伟宏[23]“生产性服务进口技术复杂度对于制造企业自主创新投入具有显著正向影响”结论的认识。(3)本文验证了生产性服务进口技术复杂度能够通过促进高技术制造企业产业结构升级、提高劳动生产率、加大研发投入而影响其自主创新的机制，这对于戴翔、金碚[12]提出的“服务进口技术含量对中国工业经济方式转变具有正向影响”的结论有一定的实证补充。(4)生产性服务进口技术复杂度的提高对非国有控股和大型高技术制造企业的自主创新的促进作用较为显著，而对国有高技术制造企业的促进作用不明显。这一结论对许家云等[24]关于“民营企业存在诸如金融抑制的政策壁垒”的认识进行了实证补充。

(二)研究启示

本文的研究结论对从传统的外向型经济体制向更高水平的开放型经济体制过渡具有一定的理论参考意义。(1)本文发现开放内含高技术复杂度的生产性服务进口有助于提升高技术制造企业的自主创新，因此，我国应该坚定地推进和深化开放，包括金融服务进口、信息服务进口，加强高技术制造企业与内含技术复杂度的生产性服务进口的互动和融合。高技术制造企业应进口具有高技术复杂度的生产性服务中间品，利用高技术复杂度的生产性服务技术溢出效应提升企业技术自主创新产值，为进一步提升自主创新产出和自主创新投入创造条件。(2)本文的结论有助于理解中国继续坚持推进贸易自由化和经济全球化战略的经济绩效。我国应通过对话和合作争取使部分发达国家放松出口管制，提高生产性服务中间品引进的技术复杂度，降低高技术复杂度的生产性服务贸易成本，从贸易相关制度上强化经济全球化动力，减少经济全球化阻力。(3)鉴于现代生产性服务进口技术复杂度比传统商业服务进口技术复杂度更能提高企业自主创新产出和创新投入，我国应对不同类型生产性服务进口技术复杂度产品实行差异化的开放政策。具体而言，应进一步加大对金融服务、信息服务和研发服务的开放力度，而对传统商业服务可遵循循序渐进的开放步骤。(4)本文的异质性分析证实了非国有高技术制造企业的市场活力，引进高技术复杂度的生产性服务中间品能够显著刺激非国有高技术制造企业的自主创新绩效。因此，我国要坚定推进混合所有制经济改革，对私营、外商和港澳台资本进入高技术制造企业提供支持，这将有助于我国高技术制造企业在国际竞争中全面增强自主创新实力。