服务市场开放对服务业增长的促进效应及其传递渠道——来自服务业上市公司数据的微观证据

唐保庆 任小燕

(1.南京财经大学 国际经贸学院，江苏 南京 210023；2.东北林业大学 经济管理学院，黑龙江 哈尔滨 150036)

一、引言与文献回顾

中国长期存在以制造业高度开放和服务业开放不足并存为特征的“偏向型开放”的开放格局，这就为促进新时代服务业市场高质量发展、推进服务业市场进一步开放提出了要求。虽然决策层和学术界均认为中国的服务业发展离不开更加开放的国际市场，然而中国的服务业市场的真实开放度究竟有多高一直缺乏系统性的研究，尤其对经济型服务业和教育业为代表的非经济型公共服务业在开放中的合理水平缺乏深入的探讨，这也在服务市场开放影响服务业增长的真实作用上面蒙上了一层迷雾。由于服务贸易仅仅占据国际经济活动的较小部分，加上服务业政策数据的稀缺性(Scarcity)，有关服务市场政策引发各种经济效应的文献较为匮乏(Hoekman,2006)。正因为如此，直到20世纪90年代才出现文献研究服务业领域的自由化政策对经济增长的影响(Francois,1990)以及金融服务等局部服务业领域自由化对下游产业增长的影响(Rajan et al.,1998)。

进入21世纪之后，随着服务经济的进一步发展，服务经济相关研究数据的日益完善，服务市场开放所引发的经济效应日渐受到学术界的广泛关注。从经济效应各个细分领域来看，服务业自由化程度对经济增长的促进作用在经济转型国家较早得到了的诠释(Eschenbach et al.,2006)；之后，学者们把目光转向了服务市场开放对制造业生产率增长的影响方面，且深刻解析了服务市场开放对制造业生产率增长影响的传递渠道，这一传递渠道主要表现在国内市场的要素再配置效应(Shepotylo et al.,2015)以及服务市场开放所引入的关键要素投入(Arnold et al.,2011)。相关研究结论也得到了跨国经验数据的支持(Beverelli et al.,2017)。这一阶段的研究主要通过量化方法做了精细化的论证，也是对服务业与制造业互动发展思想在开放条件下做的进一步拓展。在国际贸易领域的文献研究发现，上游服务品的市场开放不仅提高了下游制造业企业出口的概率，还提高了出口商的出口份额，这种促进效应对于高生产率的出口企业作用更强(Bas,2014)；服务市场开放对货物贸易出口的影响具有较为显著的外部效应，而且这种促进作用大于服务业部门对自身出口的作用(Li et al.,2017)。从本质上来看，服务市场开放对出口贸易的促进作用大多得益于技术溢出效应和要素配置效应，这些效应提高了出口部门的技术水平和运行效率。此外，另有学者研究了服务市场开放对产业升级以及产业安全的影响(Langhammer,2017；姚战琪，2013；陈明 等，2016)。

近年来，聚焦于服务市场开放对服务业部门自身发展的文献逐渐出现。Hagemejer et al.(2014)、Leiren(2015)研究显示，服务市场开放存在对服务业增长的促进效应。这一研究结论也成为众多学者呼吁服务市场开放的重要依据。当然，也有部分研究者指出，服务市场的开放可能会对竞争力较弱的经济体带来过强的竞争效应，对服务业投资和增长会产生挤出效应(Michel et al.,2012)。从服务市场开放促进服务业增长的传递渠道来看，服务市场开放为技术领先型服务业跨国企业进行技术转移或者从事技术贸易提供了可能，这使得服务市场自由化成为提高服务业竞争力的关键制度安排(Corning, 2016)。由此导致的服务市场开放，这会产生服务资源流动以及服务业跨国企业投资活动，进一步带来行业内的竞争效应和技术溢出效应(Ishido,2017)，从而有效规避东道国服务业企业的重复研发和高风险投入，短期内提高整个服务行业的技术水准(Wilkin et al.,2015)。

很显然，关于服务市场开放影响服务业增长或者发展的研究才刚刚起步，相关文献的数量仍然较少，本文的边际贡献主要体现在以下四个方面：第一，通过追踪服务市场开放的经济效应这一学术热点，研究了服务市场开放推动中国服务业增长这一重大现实问题；第二，本文通过构建“政策承诺-市场反馈”综合评价法，为全面测算服务市场开放度提供了新的方法论；第三，深入研究了服务市场开放影响服务业增长的理论机制，并借助于大样本企业微观数据经验检验了四个传递渠道，这有助于揭开服务市场开放推动服务业增长这一知识“黑箱”，从而弥补了国内服务经济学领域严重缺乏微观证据的缺憾；第四，以中国加入WTO作为准自然实验，运用倍差法(DID)和安慰剂检验这一研究方法，可以进一步确保研究结论的稳健性。

二、服务市场开放促进服务业增长的传递渠道的理论解读

由于服务市场开放会通过需求维度以及供给维度对服务业增长形成复杂的影响，其中蕴含着多元化的传递渠道和作用机制。

(一)服务市场开放引致创新激励效应

服务市场开放对服务业增长的影响首先体现在需求侧，即服务市场开放会引发服务品的市场需求量瞬间增大。为了能够在市场中保持长期的竞争力，服务业企业会增加创新投入、提高服务品质量或者提供新颖的服务模式，这些是持续占领迅速扩大的服务业市场的关键战略选择。企业面临的潜在需求规模越大，服务业企业在创新投入方面增加投资的激励越强(Mudambi et al.,2007)。服务市场开放为服务业企业提供超常市场需求规模的同时，还会通过引入国外服务业企业而引发更加激烈的市场竞争。产业组织理论认为，趋于竞争型的市场结构是迫使企业增加创新投入或者改进经营模式的一个重要触动机制。Chalioti et al.(2017)的研究表明，激烈的市场竞争所引发的创新投入爆发式增长不仅会推动服务业的增长，还会改善服务行业的内部结构，使得知识密集型服务业占比上升。由此，一个逻辑上的判断是，通过增加创新投入而取得成功的服务业企业不仅能够巩固其原有市场地位，而且还能够借助于服务市场开放的契机进入更加广阔的国际市场，这种潜在激励会构成服务业企业开展创新活动的动力。综上，本文提出理论假说1。

理论假说1：服务市场开放所带来的服务品需求规模瞬间增大会激发服务业企业加大创新投入，同时服务市场开放所推动的竞争型市场结构也会触发服务业企业的创新投入激励，进而促进服务业增长。

(二)服务市场开放产生人力资本积累效应

相比于传统行业，人力资本在服务业这一特定行业中发挥着更加积极的作用(Acs et al.,2004)。在服务业开放条件下，外部服务业企业进入本土市场通常会采纳本土化竞争战略，服务业跨国企业较为完善的培训体系能够有效提高本土人员的人力资本水平，而且这种人力资本的积累过程广泛存在于跨境支付和商业存在模式之中。一旦服务业跨国企业的本土人员通过正常途径流入本土服务业企业之后，原先积累的人力资本则会进一步渗透到本土服务业企业。即使不发生服务业企业之间的人员流动，服务业跨国公司在积累人力资本方面的成功经验也会被本土服务业企业所模仿，这种自我强化的方式也会增加人力资本的存量。对于自然人流动模式而言，虽然这种模式更多地依靠个人行动向本土提供服务，但是蕴含于其中的一对多甚至一对一的服务提供模式，也会对本土人员的人力资本积累产生积极的作用(Dias et al.,2014)。Netten et al.(1999)通过对英国医疗行业的大样本数据调查发现，医疗行业的自然人流动是提升英国本土人力资本的重要途径。不仅如此，服务市场开放度的提高也为中国的服务业企业和个人“走出去”提供了便利，上述人力资本积累机制在国外市场同样得以运转，并且对中国的服务业增长形成反向促进作用。由此，本文提出理论假说2。

理论假说2：服务市场开放通过“引进来”和“走出去”两种相反的方式极大地促进了本国服务业领域的人力资本积累，人力资本积累对于促进服务业的增长尤其是高端化发展提供了积极的支持。

(三)服务市场开放的技术溢出效应

首先，服务市场开放条件下的服务业企业会面临更加激烈的市场竞争，出于生存和进一步发展的需要，服务业企业会在企业组织、人员配备以及服务模式等诸多方面向竞争对手选择性学习，由此形成的“干中学”(Learning by Doing)效应，这有助于提高企业的全要素生产率(Symeonidis,2008;Buccirossi et al.,2013)，促进服务业的增长。其次，在服务市场开放条件下，国外的先进服务业企业有更高的概率向本土服务业企业输入技术，尤其国外企业属于技术生命周期后期而国内企业属于技术生命周期前期的技术(Newman et al.,2015)，这导致国内企业开展自主创新的成本大幅度下降，自主创新成功的几率也会相应上升。最后，随着服务市场开放度的提高，进入本土的服务业跨国企业出于全球资源寻求(Global Sourcing)的需要，通常会寻觅一些本土的上下游合作企业。由于服务品提供或者服务链合作大多具有“一对一”的独特性，被服务业跨国企业遴选出的本土服务业企业会获得与技术领先企业近距离接触的机遇，双方企业在完善合作模式的近距离交流中能够采取较为相同的技术标准和管理模式(Rainer et al.,2015)，甚至本土服务业企业能够获得服务业跨国企业的技术帮扶。由此，本文提出理论假说3。

理论假说3：服务市场开放为本土服务业企业提供了更多的与服务业跨国企业交流和碰撞的机遇，本土服务业企业能够通过“干中学”、技术输入以及上下游服务链合作等途径获得技术溢出，进而促进本土服务业增长。

(四)服务市场开放形成资源优化配置效应

首先，服务市场开放为服务业企业在更大的市场空间中寻求资源提供了条件。要素投入是服务业企业经营过程中的必然环节，高端创意和技术等要素的投入能够提高服务品的质量，低端要素投入能够降低企业的经营成本(Elia et al.,2014)，服务市场开放为服务业企业寻求各类合意的资源提供了较大的取舍余地。其次，服务市场开放提高了服务业企业的资源分配效率。服务业企业在全球范围内寻求各类资源会面临资源配置的问题，资源配置的边际效用递减规律要求企业在不同地区和不同部门的资源配置边际收益趋于均等化，以便实现整体收益最大化。服务市场开放为服务业企业提供了较大的地域空间和经营范围，这有效地降低了资源边际效用递减的速度，有助于提高企业的单位资源的边际价值。最后，服务市场开放为服务业企业对企业内部资源和业务的增减提供了决策依据。分工和专业化生产几乎被认为是企业提高核心竞争力的必然选择，服务市场开放所带来的离岸外包机会能够进一步推动服务业企业专注于自身的核心领域(Munch et al.,2009)，而把非核心业务切割在企业之外，由此提高服务业企业对有限资源的配置效率。因此，本文提出理论假说4。

理论假说4：服务市场开放为服务业企业提供了广阔的资源配置空间，服务业企业能够以较低的成本开展资源寻求、资源分配以及资源增减决策，进而提高了有限资源的配置效率。

三、服务市场开放度的测算

现有测算服务市场开放度的通行做法主要包括两类：一是遵循Hoekman(1995)的频度测量法；二是遵循以服务市场的对外依存度表征服务市场的开放度(Mattoo et al.,2006;El Khoury et al.,2006)。

频度测量法准确地捕捉了服务市场开放的政策承诺(即开放的“主观意志”或者“原像”)，服务市场依存度方法在一定程度上以“市场反馈”的结果度量了服务市场开放的水平(即开放的“客观效果”或者“镜像”)。两种方法的不足之处均表现在：片面地选取了服务市场开放水平的测算维度，即从政府的政策源头出发测算服务市场开放度，实际上难以兼顾服务业企业作为微观主体对服务市场开放的态度和实际参与能力；同时，从服务市场依存度结果维度出发测算服务市场开放度，实际上忽视了一个国家在服务市场开放问题上的态度、过程和政策。为此，本文构建了“政策承诺-市场反馈”综合评价法，对现有的两种测算方法进行取长补短。

(一)运用频度测量法对开放承诺赋分

我们借鉴姚战琪(2013)的方法，对Hoekman(1995)的频度测量法进一步细化，并对《服务贸易总协定》和《中华人民共和国与东南亚国家联盟成员国政府全面经济合作框架协议服务贸易协议》开放承诺的等级做更为细致的分类：“不做承诺”得分为0，发放许可证的“限制”得分为0.1，审慎性的“批准标准”得分为0.2，低于50%的外国资本建立限制得分为0.3，高于50%的外国资本建立限制得分为0.4，业务范围的部分限制得分为0.5，企业形式的部分限制得分为0.6，地域范围的部分限制得分为0.7，开放时间的阶段性限制得分为0.8，其它程度较小的限制得分为0.9，没有任何限制得分为1。根据WTO的分类标准，服务业共包含12大类部门160子部门，各子部门在中国经济中的体量占比不同，本文运用占比设计出不同的权重并且运用加权平均法进行计算，这有助于提高测算精准度。但是由于我们难以获得准确的各子部门占比数据，因此，我们以算术平均法代替加权平均法。

(二)对《外商投资产业指导目录》的开放承诺赋分

中国于1995年颁布了《外商投资产业指导目录》，随后分别在1997年、2002年、2004年、2007年、2011年、2014年、2015年、2017年和2019年不定期地进行修订和调整。对于尚未发布新目录的年份，我们以前面最近年份的《外商投资产业指导目录》作为代替。我们分别对四类政策进行赋分为0分(禁止)、1分(限制)、2分(未注明)和3分(鼓励)，分值越高，表明某一子行业的开放度越高。由于《外商投资产业指导目录》并未给出类似于国民经济行业分类的明确行业划分标准，我们从国民经济行业分类三位码出发，借鉴孙浦阳(2015)的方法，采用手工匹配的方法与《外商投资产业指导目录》进行对接。随后，根据先前的赋分原则以及三位码行业在禁止、限制、未注明以及鼓励四种情形中的归属结果，计算综合得分。在计算综合得分的过程中，一个较为理想的方法是，根据三位码行业的行业规模开展加权平均计算，但是受到行业规模数据不可获得性的限制，我们采用了简单的算术平均予以替代，进一步得到了大类服务行业的开放程度。

(三)对服务市场依存度进行全面修正

Kuznets(1960)的研究表明，一国贸易依存度与该国的国民收入(即经济规模)呈负相关关系。具体而言，倘若A国与B国“合并”成一个统一的国家(简称为AB国)，原先两个单独国家的国际贸易额会转化为国内贸易额，那么AB国的贸易依存度必然趋于下降。我们借鉴许统生(2003)的经济实体单元化的思想，假定整个世界经济由N(N>1)个完全相同的经济单元构成，不同数量的经济单元形成了不同经济规模的国家。假定一个经济单元的GDP为G，它向每一个其它经济单元的出口额为e，那么该经济单元的出口依存度i=e(N-1)/G。现在假定由m个经济单元构成一个国家，其出口依存度可以表示如下：

(1)

进一步地，忽略各服务行业规模的大小也会影响传统服务业依存度的计算精度(例如，倘若服务行业Ⅰ的规模远大于服务行业Ⅱ的规模，即使两个行业的开放度完全相同，但是在运用传统的贸易依存度进行计算时，服务行业Ⅰ的计算结果也会远远大于服务行业Ⅱ的计算结果)。因而，我们用服务业增加值代替传统贸易依存度公式中的GDP。

通过上述三个步骤分别计算出三个层面的服务市场开放度，随后运用熵值法计算出合成的指标。为了得到符合直观感受的测算结果，我们最后对服务市场开放度做了标准化处理，使其变动范围介于0～1之间。

四、经验检验

(一)计量模型构建

本文主要研究服务市场开放对服务业增长的促进作用，同时考虑到服务业增长还会受到其它因素的影响，因此纳入现有文献识别出的其它影响因素，构建计量模型如下：

Servicei,j,k,t=β0+β1×Openj,t+Φ×Xi,j,k,t+γi+υt+εi,j,k,t

(2)

其中，因变量Servicei,j,k,t表示服务业增长(下文对此详细说明)；Openj,t为服务市场开放度；Xi,j,k,t为控制变量集合；下标i、j、k、t分别表示企业、行业、地区、时间；β0、β1为拟合系数；Φ为拟合系数集合；γi为企业固定效应；υt为时间固定效应；εi,j,k,t为随机扰动项。

由于我们构建的计量模型是受到经济增长理论的启发，为了得到更为精准的估计结果，我们引入以下影响因素作为控制变量：(1)劳动力投入(Labori,j,k,t)，本文以服务业企业的员工数量反映劳动力投入(做取对数处理)。(2)资本投入(Capitali,j,k,t)，本文基于服务业企业的历年固定资产投资数据，运用永续盘存法计算资本存量(以2000年为基期做取对数处理)。(3)基础设施(Infrastructurek,t)，本文以能够反映信息化建设的网络普及率表示基础设施水平。(4)市场化程度(Marketk,t)，本文的市场化程度指标来源于历年《中国市场化指数》，缺失数据用回归方法补充得到。(5)收入水平(Incomek,t)，本文以城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均可支配收入、城镇人口以及农村人口数据为基础，利用加权平均法测算出的人均可支配收入反映收入水平(以2000年为基期做取对数处理)。(6)制造业规模(Manufacturek,t)，对于某一个服务业企业而言，除了当地的制造业企业与之发生业务联系以外，其它地区的制造业也会随着与该服务业企业之间空间距离的加大而与之产生逐渐弱化的联系，所以必须同时考虑服务业企业所在地区和其它地区的制造业发展水平，为此，我们根据Hansen(1959)的建议，通过计算服务业企业所在地区与周边其它地区的空间距离，折算出服务业企业真正面临的制造业规模。(7)上市公司的上市持续期(Lastingi,j,k,t)，理论上而言，上市公司是所有企业中较为优秀的企业，而且上市的年份越早(即持续期越长)，该公司在行业中的影响力越大，甚至品牌效应越显著，在经营过程中越能够整合资源。本文以样本所在的年份减去该公司上市(IPO)年份的差额作为上市持续期。

在以上自变量中，劳动力投入、资本投入、人力资本和上市持续期所涉及的服务业企业微观数据来源于万得资讯数据库，基础设施、收入水平所涉及的省级数据来源于各省份《统计年鉴》和《新中国六十年统计资料汇编》，市场化程度所涉及的省级数据来源于历年《中国市场化指数》。由于近年来国家统计局和地方统计局纷纷取消公布制造业增加值数据，因此，本文出于统一口径的考虑，采用工业增加值代替制造业增加值，数据来源于各省份《统计年鉴》。

本文以服务业增加值作为服务业增长的指标。对于服务业增加值数据，我们基于“增加值=劳动者报酬+生产税净额+固定资产折旧+营业盈余”这一公式进行计算，其中，生产税净额=生产税-生产补贴。需要说明的是，中国的“营改增”是渐进式推进的，因此我们会根据不同阶段做税收的甄别，对已经纳入“营改增”范围的服务业企业不考虑营业税，取而代之的是考虑增值税。因变量所涉及的数据来源于万得资讯数据库。

(二)对内生性的处理

虽然本文考察的对象是服务业企业，但是这些服务业上市公司是各经济领域中较为优秀的企业，它们在行业中通常拥有较强的话语权。由于企业价值链这种现代组织形态的存在，上市公司本身以及与上市公司相关联企业的发展状况很可能会引领整个行业的发展动向，它们完全有可能对宏观政策产生影响，这就有可能给我们的研究带来内生性问题。

针对内生性问题，我们将通过三种方法加以解决：第一，用服务市场开放的滞后一期项进入计量模型，进而运用OLS方法进行估计；第二，运用系统GMM(Sys-GMM)方法进行估计；第三，寻找恰当的工具变量，并且使用2SLS方法进行估计。同时运用以上三种方法处理内生性问题，能够较好地考察研究结论的稳健性。

为了选取同时满足相关性和外生性两个条件的工具变量，我们借鉴Autor et al.(2013)选取相似国家经济变量作为工具变量的思想，筛选出立陶宛的服务市场开放度作为本文的工具变量。首先，在相关性方面，立陶宛于2001年5月31日加入WTO，与中国加入WTO的时间十分接近。立陶宛的服务业发展水平较为落后，服务业在国民经济中的比例在全球所有国家中相对也相对较低，常年在50%～60%之间。因此，立陶宛政府为了防止加入WTO对本国经济造成严重冲击，不仅为保护本国的农业而据理力争，而且在服务业领域也设置了重要的保护措施，其中一项即为类似于中国的“过渡期”。因此，我们认为立陶宛的服务市场开放程度与中国的服务市场开放度满足相关性的要求。

其次，外生性方面，一是立陶宛地处东欧，与俄罗斯、白俄罗斯以及波兰接壤，立陶宛与中国的空间距离长达6557.29公里(以两国首都之间的距离为计算依据)，其服务市场开放政策难以受到中国服务业上市公司的影响；二是中国的服务业企业真正实施“走出去”战略实际上开始于21世纪，不仅步伐较为缓慢，而且大型的服务业上市公司通常选择美国、日本和西欧等服务业市场开放度相对较高的国家(地区)作为进驻目的地，或者选取东南亚这些地理上较为临近的地区作为进驻目的地，立陶宛并非服务业上市公司首选的进驻目的地。综合以上两点，我们认为，中国的服务业上市公司的发展无法影响立陶宛的服务市场开放进程。此外，我们认为立陶宛的服务市场开放只能通过中国的服务市场开放这条渠道作用于中国服务业上市公司的增长，其理由是：第一，当一个国家加入WTO之后，世界贸易组织会定期对该成员在市场开放方面的努力进行审议，由于世界经济在特定阶段会呈现不同的特点，世界贸易组织也期待各成员采取较为一致的行动应对世界经济中的“危机”，因而世界贸易组织对“入世”时间越接近的成员所采取的审议标准也较趋同(Kapoor,2004)。由于立陶宛加入WTO的时间略早于中国，因此世界贸易组织对立陶宛的审议标准和结果可能会影响中国，即立陶宛在服务市场开放方面的实践很可能成为中国履行承诺的参照，这就导致立陶宛的情况在一定程度上影响中国的服务市场开放进程。第二，自从中国与立陶宛建交以来，虽然两国能够保持正常的经贸合作、文化交流以及军事往来，但是两国未能签署影响力较大的经贸协议(尤其是服务业方面的合作协议)，因此立陶宛的服务市场开放难以直接影响中国服务业上市公司的发展，只能通过中国对立陶宛服务市场开放方面的经验借鉴方式而间接作用于中国服务业上市公司的增长。基于上述原因，我们认为立陶宛服务市场的开放程度是中国服务市场开放程度的一个合适工具变量，而且为了能够进一步确保该工具变量的外生性，我们以第t-1期的立陶宛服务市场开放度作为第t期的中国服务市场开放度的工具变量，此外，为了便于对工具变量做过度识别检验，我们最终以第t-2期和第t-1期的立陶宛服务市场开放度作为第t期的中国服务市场开放度的工具变量。

(三)检验结果及分析

1.对初步回归结果的分析

表1报告了运用多种回归方法研究的服务市场开放影响服务业增长的结果。为了得到更加全面和细致的研究结论，我们先后以增加值、营业收入和营业盈余作为因变量。

表1 服务市场开放影响服务业增长的基本回归

表1回归结果表明，不论运用哪一种方法进行回归，服务市场开放对服务业增长的影响都在1%水平上通过了显著性检验，服务市场开放有助于推动服务业增长这一论断基本得到了证实。特别地，列(5)、列(6)是运用立陶宛服务市场开放度为工具变量的估计结果，估计结果显示，既不存在弱工具变量，也不存在过度识别的问题。第一阶段回归的结果显示，立陶宛服务市场开放度对中国服务市场开放度的影响通过了5%显著性水平的检验(1)受到表格空间的限制，我们省略了第一阶段回归，回归结果备索。。此外，列(7)、列(8)分别以营业收入、营业盈余为因变量的辅助性回归结果也十分理想，服务市场开放同样对服务业增长产生了显著的促进作用，各项检验指标也都符合要求。基于以上分析，中国的服务市场开放措施对服务业的增长发挥了积极的促进作用。

2.对分类回归结果的分析

为了能够获得更加深入和精细的研究结论，我们按照地区、企业规模、要素密集度以及所有制性质等四个标准对服务业企业进行分类，为提出更加具有针对性的政策措施提供经验证据。

(1)地区异质性检验。在按照地区进行分类的过程中，我们以西部地区作为参照组，分别设置东部地区(East)和中部地区(Central)两个虚拟变量，进而构建Open×East和Open×Central两个交互项。具体回归结果见表2。

表2 服务市场开放影响服务业增长的地区差异回归(2SLS估计)

表2回归结果显示，Open的回归系数全部通过显著性检验，服务市场开放对服务业增长的促进作用得到再次论证。Open×East和Open×Central的回归系数为正，也通过了1%或者5%显著性水平的检验，这表明服务市场开放对东中西部地区服务业企业增长的促进作用呈现出分化特征，服务市场开放对东中部地区服务业企业增长的作用大于对西部地区服务业企业的作用。其中的原因可能在于，东中部地区的服务业市场竞争更为激烈，东中部地区生存下来的服务业企业具有相对更强的适应能力和学习能力，由此，服务市场开放政策会导致东中部地区的服务业企业与西部地区形成有偏的学习效应和知识型技术进步，东中部地区的服务业企业能够更好地得益于服务市场开放政策，因此上述差异并不是由东中西部地区的地区“自然属性”所引发的。Winston et al.(2015)的研究也较好地佐证了这一点，即由于企业的吸收能力存在差异，服务市场开放对经济发达地区服务业企业资源配置效率的影响大于对其它地区服务业企业资源配置效率的影响。

为了证明这一点，我们重新以省会城市(Provincial Capital)以外的城市为参照组，研究服务市场开放对省会城市和非省会城市服务业企业增长的差异(2)为了简化起见，我们把北京、天津、上海以及重庆四个直辖市作为省会城市处理。。结果显示，服务市场开放更加能够促进省会城市服务业企业的增长。由于省会城市大多是一个省份的经济中心，能够在省会城市这样较为发达的市场体系生存下来的服务业企业，通常具有较高的生产率和较强的学习能力(3)我们的计算表明，在样本期间内，省会城市服务业企业的全要素生产率平均值是其它城市服务业企业的2.071倍。，因此这些服务业企业与日益开放的服务市场环境能够形成更好的匹配，从服务市场开放中获得更多的经济溢出。进一步地，省会城市服务业企业从服务市场开放中获得的增长效应越大，其对服务市场开放的适应能力越强，由此形成累积循环效应。由此，我们进一步确信，服务市场开放促进东中西部服务业企业增长的差异根源在于不同地区服务业企业对服务市场开放这一政策的异质性“吸收能力”，而非“自然属性”意义上的异质性。

(2)企业规模异质性检验。由于不同规模的服务业企业对服务市场开放的响应机制可能有所差异，我们接下来研究服务市场开放对不同规模服务业企业增长的影响差异。我们参照工业企业划分规模大小的标准(以销售额为划分标准)，先计算出每一个服务业企业在样本期间内的规模平均数Si，随后计算各行业所有公司在样本期间内规模的平均数Sall，倘若某公司的规模Si与对应行业规模Sall的关系是Si>Sall，那么该企业被界定为大企业，否则为中小企业。具体回归结果见表3。

表3 服务市场开放影响服务业增长的企业规模差异回归(2SLS估计)

表3的结果显示，服务市场开放对服务业增长的影响显著为正，结果较为稳健。我们最关心的变量Open×Big的系数在1%水平上显著为正，可见服务市场开放对大型服务业企业增长的促进作用大于对中小型服务业企业增长的促进作用，服务市场开放能够使大型服务业企业受益更多。对此我们的理解是，相比于中小型服务业企业，大型服务业企业具备较为充裕的资金和高端人才，在服务市场开放的过程中面临激烈的国际市场竞争时有较强的能力开展创新和研发活动，即来自海外的横向竞争和正面对抗反而能够通过倒逼机制促使本土大型服务业企业开展创新活动或加大人力资本投资，进而提升其竞争力(4)我们还以规模的中位数作为企业规模划分的标准，检验结果与以规模的平均值为标准的结果几乎相同。。

由于本文的样本期间为1999—2017年，发展较快的企业可能会从小型企业演变为大型企业，反之亦然，这会导致特定企业的规模归属内生于服务市场开放。因此，我们以企业刚刚上市年份的规模与对应行业所有企业的平均规模进行比较，以判断该企业到底是大企业还是小企业。结果依然表明，大型服务业企业确实能够更多地得益于服务市场开放，从而获得了更加明显的增长。

(3)要素密集度异质性检验。接下来，我们按照要素密集度的差异，把服务业企业划分为知识密集型和非知识密集型两类，以考察服务市场开放对不同要素密集型服务业企业增长的差异。由于知识密集型企业的核心竞争力在于其掌握的技术和知识，而且技术和知识的存量与R&D投入呈正相关关系(Bournakis et al.,2018)。因此，我们以R&D存量(以永续盘存法计算)与劳动力数量的相对数作为要素密集度的衡量指标，以比较样本期间内单个服务业企业和所有企业的人均R&D存量的平均值RDi和RDall，当RDi>RDall时，该企业被界定为知识密集型服务业企业。具体结果见表4。

表4 服务市场开放影响服务业增长的要素密集度差异回归(2SLS估计)

表4回归结果表明，Open×Knowledge的回归系数并未全部通过显著性检验，说明知识密集型服务业企业相比于非知识密集型服务业企业而言，并未从服务市场开放中获益更多。一种可能的解释是，非知识密集型服务业企业的核心竞争力在于低成本运作和规模经济(Jouini et al.,2014)，它们与国外同类企业的差距较小，这导致本国非知识密集型服务业企业与本国知识密集型服务业企业相比未必存在比较劣势，使得知识密集型服务业企业在服务市场开放条件下未能扩大对非知识密集型服务业增长固有的领先优势。

类似地，服务业企业的要素密集度水平也可能内生于服务市场开放。因此，我们以上市初期的要素密集度状况判断服务业企业属于知识密集型抑或非知识密集型。回归结果进一步表明，相比于非知识密集型服务业企业而言，知识密集型服务业企业并没有从服务市场开放政策中增长的更快。换言之，服务市场开放未能促进中国服务业上市公司的内部结构向知识密集型方向进行转化。

(4)企业所有制异质性检验。我们进一步以企业所有制为标准把服务业上市公司划分为国有企业(包括中央国有企业和地方国有企业)、外资企业和民营企业三类。我们以民营企业(Private)作为参照组，分别设置国有企业(State)和外资企业(Foreign)两个虚拟变量。具体结果见表5。

表5回归结果显示，Open×State的回归系数显著为正，表明国有企业比民营企业在服务市场开放的条件下实现了更快的增长，Open×Foreign的回归系数也显著为正，即服务市场开放对外资企业增长的促进作用大于民营企业。我们的理解是，国有企业比民营企业具有更大的规模和更强的经济实力，在服务市场开放的“竞争效应”条件下能够投入更多的创新资源以提高市场竞争力。在1999—2017年期间，国有服务业企业的R&D投入平均值是民营服务业企业R&D投入平均值的2.278倍。此外，国有企业能够在更大的市场空间中发挥规模经济作用，而民营企业可能在国内都尚未充分实现规模经济，即使面临更大的市场空间，其资源利用效率也会因为“资源稀释”的缘故而难以得到提升(Porter,1990)。在开放进程不断推进的情形下，这些外资企业能够与母公司在更加广阔的市场范围内进行全球资源寻求(Shepotylo et al.,2015)活动，并通过提高资源配置效率和全要素生产率促进企业的增长。

表5 服务市场开放影响服务业增长的企业所有制差异回归(2SLS估计)

需要说明的是，虽然在Open×State和Open×Foreign的两个回归系数都显著为正的前提条件下可以直接比较两个系数的大小，但是两个系数的差异，即0.201(由0.825减去0.624计算而得)和0.303(由0.811减去0.508计算而得)能否通过显著性检验则是无法保证的。为此，我们参照伍德里奇(2007)的建议，以外资企业作为参照组，分别设置国有企业(State)和民营企业(Private)两个虚拟变量及其与Open的交互项重新进行回归。从回归结果来看，Open×State的回归系数为负，而且通过了10%的显著性检验，进一步证明了服务市场开放对外资企业增长的促进作用大于对国有企业增长的促进作用这一结论。

(四)对传递渠道的检验

前文的理论分析认为，服务市场开放分别通过创新激励效应、人力资本积累效应、技术溢出效应和资源优化配置效应四个渠道促进了服务业增长。本部分将借助于经验检验的方法对上述传递渠道进行量化分析，以揭开服务市场开放影响服务业增长的“黑箱”。

我们借鉴Cutler et al.(2010)的识别方法，即在模型(2)的基础上添加渠道变量Ci,j,k,t，构建新的计量模型如下:

Servicei,j,k,t=α0+α1×Openj,t+α2×Ci,j,k,t+Φ×Xi,j,k,t+γi+υt+εi,j,k,t

(3)

为了考察检验结果的稳健性，本文还将借助于学术界另一种通行识别方法，即以核心自变量和反映传递渠道的“渠道变量”做交互项，借助于交互项的回归系数识别传导机制是否显著成立。

对于创新激励效应而言，我们以服务业企业的R&D投入存量反映创新行为。对于人力资本积累效应而言，我们用服务业企业的人均受教育年限这一指标表征人力资本。对于技术溢出效应而言，学术界大多通过计算TFP来考察技术溢出效应是否存在，由于万得资讯数据库缺乏完善的服务业企业的中间投入数据，难以运用LP法进行测算，因此我们选择OP方法。对于资源优化配置效应而言，我们使用“平均资本效率”(即“增加值t/Kt”)作为企业资源配置效率的代理变量，为了做稳健性检验，我们还使用“营业收入t/Kt”和“营业盈余t/Kt”作为企业资源配置效率的代理变量。

对于创新激励效应和人力资本积累效应两个传递渠道而言，我们将借助于模型(3)进行检验。对于技术溢出效应和资源优化配置效应两个传递渠道而言，由于这两个渠道的计算指标都涉及增加值数据，运用模型(3)进行检验则会引入内生性，因此我们将以两个渠道变量分别作为因变量，设立相应的计量模型进行检验。

表6 服务市场开放影响服务业增长的渠道分析：创新激励效应(2SLS估计)

不仅如此，我们还基于学术界广泛运用的交互项方法识别创新激励效应，回归结果如表6的列(5)所示。很显然，Open×Innovation的系数显著为正，表明创新活动会随着开放度的不断提升而有所强化。由此，本文的理论假说1得到了证实，即创新激励效应是服务市场开放推动服务业增长的显著渠道。

人力资本积累效应的回归结果如表7所示，回归结果列(3)是在列(1)的基础上加入人力资本渠道变量的结果，列(4)是在列(2)的基础上纳入人力资本渠道变量的结果。

表7 服务市场开放影响服务业增长的渠道分析：人力资本积累效应(2SLS估计)

实际上，人力资本的积累也会推动企业的创新，因此把创新激励效应和人力资本积累效应同时纳入模型中进行识别，考察两者的累计作用可以撇除它们各自在推动服务业增长过程中重叠的效应，这是一个有意义的尝试。然而，由于包含R&D数据的样本相对较少(表6中仅有3458个观测值)，部分企业人力资本数据的缺失也导致一定程度的样本损失(表7中的观测值为7062)，同时包含R&D数据和人力资本数据的样本则更少，不具有代表性，而且样本量的差异会导致回归的结果与表2、表3的结果缺乏可比性，因此我们放弃了这一研究设想。

关于技术溢出效应和资源优化配置效应的回归结果合并于表8中，列(1)和列(2)显示，服务市场开放的回归系数显著为正，即服务市场开放产生了显著的技术溢出效应，这构成了推动服务业增长的重要因素。由此，本文的理论假说3得到了证实。

表8 服务市场开放影响服务业增长的渠道分析：技术溢出效应和资源优化配置效应(2SLS估计)

列(3)和列(4)以“增加值t/资本t”刻画“平均资本效率”，以此作为资源配置效率的代理变量，结果表明，服务市场开放的回归系数通过了5%水平的显著性检验，即服务市场开放有助于推进资源的优化配置，进而促进服务业增长，这与本文的理论假说4吻合。回归列(5)和列(6)分别以“营业收入t/资本t”和“营业盈余t/资本t”作为资源配置效率代理变量，回归结果显示，服务市场开放在列(5)中通过10%水平的显著性检验，在式(6)中通过了15%水平的显著性检验。总体而言，列(3)～(6)中Open的回归系数的显著性水平较好，可以认为服务市场开放显著地提高了资源的优化配置效应。

五、以“入世”作为外生冲击的进一步分析：基于DID方法

(一)基于“入世”精准时点的检验

“入世”对于中国的服务市场开放是一件十分重大的标志性事件，它是中国服务市场实质性开放的一个重要起点，而且也是中国经济发展过程中的一个准实验(Quasi-experiment)，这为我们运用双重差分方法(Difference-In-Difference, DID)研究服务市场开放对服务业增长的影响提供了绝好的外生性条件。为此，我们在这部分仅仅运用中国在WTO框架下对《服务贸易总协定》的承诺、对《中华人民共和国与东南亚国家联盟成员国政府全面经济合作框架协议服务贸易协议》的开放承诺以及在《外商投资产业指导目录》框架下的服务市场开放战略这三部分外生于服务业增长的信息测度服务市场开放度，也就是仅仅考虑“政策承诺”维度的服务市场开放，不考虑“市场反馈”维度的服务市场开放(即服务业依存度)，以确保测算出的服务市场开放度满足外生性要求。

考虑到中国“入世”并未对所有服务行业彻底放开，不仅拥有五年过渡期，而且还对部分行业的部分业务做了更长时间的限制，即使在五年过渡期中，不同行业的开放进程也有较大的差异。因此，我们借鉴Sivadasan(2009)的方法，仅仅把“入世”后自由化程度较高的服务行业作为受到冲击的行业，其它行业作为未受到冲击的行业。具体而言，我们首先把“入世”后开放度提高幅度排名第一的服务行业(即Top1)作为受到冲击的行业(实验组)，其它行业作为未受到冲击的行业(控制组)；其次把“入世”后开放度提高幅度排名前二的服务行业(即Top2)作为受到冲击的行业，其它行业作为未受到冲击的行业。

DID分析的一个重要前提是，外生冲击发生之前实验组与控制组的变动趋势一致，即满足平行趋势要求。为此，我们开展平行趋势检验，以1999年为基期构建计量模型(4)：

(4)

其中，β-2和β-1分别为“入世”之前2年和1年的效应；β0为“入世”当年的效应；β1、β2、β3……分别为“入世”之后1年、2年、3年……的效应。倘若回归系数β-2和β-1不通过显著性检验，那么意味着在“入世”外生冲击之前实验组和控制组满足平行趋势的要求。我们发现，两种情形下的回归系数β-2和β-1都未能通过显著性检验，这说明平行趋势假说是成立的。由于受到篇幅所限，回归结果省略。

在DID分析中，我们最为关心交互项Industry×D(WTO)的回归系数，其中Industry表示服务行业，受到“入世”冲击的行业为1，否则为0；D(WTO)表示中国“入世”的时间虚拟变量。考虑到篇幅所限，我们在分析“入世”外生冲击影响服务业增长的过程中，把总体样本回归和分类回归的结果合并于表9中，而且仅仅给出了交互项Industry×D(WTO)的回归系数。

表9 “入世”外生冲击对服务业增长的影响(2SLS估计)

随后，我们以“入世”作为外生冲击研究了服务业增长的四个传递渠道，结果如表10所示。在列(1)～(4)中，因变量分别为四个传递渠道，因此每一列所包含的控制变量差异较大，完全列出所有控制变量会导致表格的篇幅过长，所以我们仅仅在表格下方对每一个回归所控制的变量名称加以说明。交互项Industry×D(WTO)的回归系数在列(1)～(4)中均显著为正，表明“入世”会通过创新激励效应、人力资本积累效应、技术溢出效应和资源优化配置效应四个渠道促进服务业增长。因此，本部分以“入世”作为外生冲击的方法，以进一步揭开服务市场开放推动服务业增长的“黑箱”，而且与前文的检验结果十分吻合。

表10 “入世”外生冲击对服务业增长的传递渠道(2SLS估计)

(二)基于偏离“入世”时点的安慰剂检验

上文运用DID方法的检验，进一步证实了服务市场开放能够促进服务业的增长，而且其中的传递渠道也得到了进一步的确认。那么一个潜在的疑问是，上述结论是否源于“入世”时点虚拟变量的设置所引发的偶然性呢？为此，我们将通过设置偏离“入世”时点的安慰剂检验方法证实或者证伪上述疑问。

在设置偏离“入世”时点的过程中，大致有两种选择：一是选择2001年之前的时点；二是选择2001年之后的时点。由于本文的样本期间是1999—2017年，2001年之前的年份仅仅包括1999年和2000年两个年份，而2001年之后的年份则有16年，选取2001年之后的年份作为“入世”假想年份有助于平衡外生冲击前后的时间跨度，反之，选取2001年之前的年份作为“入世”假想年份会使得外生冲击前后的时间跨度更加不平衡。因此我们分别选取2002年和2003年作为“入世”的假想年份。当选取2002年作为“入世”年份时，2003年之后(含2003年)的D(WTO)为1，否则为0；当选取2003年作为“入世”年份时，2004年之后(含2004年)的D(WTO)为1，否则为0(9)受到篇幅所限，我们在安慰剂检验部分仅仅列出了Top1行业受到冲击情形的回归结果，省略报告Top2行业受到冲击情形的回归结果(与Top1行业受到冲击情形的结果十分类似，结果备索)。。

表11 “入世”外生冲击影响服务业增长的安慰剂检验(2SLS估计)

我们首先考察2002年作为“入世”年份的反事实估计结果(如表7所示)，发现只有3个回归系数通过了显著性检验，其它8个回归系数均没有通过显著性检验。随后考察2003年作为“入世”年份的反事实估计结果(如表11所示)，此时所有回归系数都没有通过显著性检验。其中的规律是，选取的“入世”年份与2001年越偏离，安慰剂检验的结果与原始结果越背离，这意味着表9的回归结果并非源于“入世”时点虚拟变量的设置所引发的偶然性，表9的回归结果是可靠的。

类似地，我们分别以2002年和2003年作为“入世”的假想年份，观察了“入世”外生冲击对服务业增长传递渠道的影响(如表12所示)，发现所有回归系数均没有通过显著性检验，这也证实了表10的回归结果与“入世”时点虚拟变量的设置无关，表10的研究结论是可靠的。

表12 “入世”外生冲击影响服务业增长传递渠道的安慰剂检验(2SLS估计)

六、研究结论与政策启示

本文的研究发现，中国“入世”以来的服务市场开放程度稳步上升，并且显著地促进了服务业增长，中国在服务业领域的渐进式开放为服务业增长带来了改革红利，而且服务市场开放对不同服务业企业增长的影响存在明显的异质性。本文的进一步研究还发现，服务市场开放通过创新激励效应、人力资本积累效应、技术溢出效应和资源优化配置效应四个传递渠道实现了对服务业增长的促进作用。基于双重差分方法(DID)和安慰剂检验的结果进一步确认了上述研究结论。基于上述研究结论，本文提出政策启示如下。

首先，要进一步扩大服务业对外开放，以捕获服务业高质量发展的战略机遇。中国于2018年12月25日颁布了《市场准入负面清单(2018年版)》，并且于2019年3月15日正式通过了《中华人民共和国外商投资法》，这充分表明了最高决策层对中国进一步扩大服务业开放的坚定决心。一方面，中国可以完善服务业市场准入制度，借助于“负面清单”加快与发达国家(地区)服务市场开放进程的对接。另一方面，要坚持“竞争中性”原则，以弥合中国与发达国家在对外经济政策方面的分歧。当然，对于以教育业为代表的公共服务业而言，开放的程度和步骤需要适当区别于经济型服务业，例如教育业是涉及到人才培养和意识形态的基础行业，对于国家的长远发展至关重要，所以应当循序渐进、稳扎稳打地开放，以推动教育事业的高质量发展。其次，夯实企业内核，完善顶层设计的服务市场开放战略。在面临服务市场开放的新型国际环境下，本国领头型服务业企业可以分别从自主创新、人力资本积累、获取技术外溢以及优化资源配置等方面出发，多管齐下，以提高业务增长能力。而本国跟随型服务业企业可以借助于服务市场开放所提供的广阔市场进行业务的调整，获取资源优化配置的收益，进而通过专业化途径与国外大型企业开展业务合作，获取上下游技术溢出和人力资本积累，同时为后续自主创新奠定基础。对于教育业这样的公共服务业，各级学校应当抓住开放契机，争取与国外顶尖高校合作，为培养高质量人才提供条件。最后，借道“入世”经验，提高服务市场开放的政府管理水平。一方面，政府部门应当“防越位”，理顺政府部门与企业之间的关系，处理好本土服务业发展与服务市场开放之间的关系；另一方面，政府部门应当“补缺位”，建立“三位一体”的管理机制，强化服务市场开放的执行力。