生产性服务业发展如何影响了制造业出口复杂度？

2021-03-13李晶晶张卿

中共南京市委党校学报 2021年5期

李晶晶张卿

[摘要]基于2005—2018年29个省市生产性服务业与制造业面板数据，运用中介效应模型从理论和实证角度探究了生产性服务业对制造业出口复杂度的影响机制，并对制造业效率发挥的中介效应进行了检验。研究表明：中国生产性服务业的发展正向促进了制造业出口复杂度的提升;但这一影响受到地区差异与城市发展水平的影响，东部地区以及中国较发达地区生产性服务业对出口复杂度的影响显著，而中西部与欠发达地区不显著;制造业效率在生产性服务业对制造业出口复杂度的影响上有效发挥了中介效应，且检验结果显示这一中介效应在不同行业均显著。建议城市间要有差异的协调发展，应大力推进生产性服务业与制造业的深度融合发展，加大对内对外开放水平，从而畅通国内国际双循环。

[关键词]生产性服务业 ;制造业效率;出口复杂度;中介效应

[中图分类号]A73 [文献标识码]A [文章编号]1672-1071（2021）05-0067-10

引言

生产性服务业逐渐从制造业中独立分化出来是社会分工深化和经济特定发展条件下的产物。生产性服务业的发展促进并加快了经济社会的快速发展（凌永辉，2017）[1]，并以其强大的支撑功能不断成为制造业发展的新动力，是制造业起飞的“翅膀”和“聪明的脑袋”（刘志彪，2018）[2]，形成较强竞争力的制造业部门离不开发达的生产性服务业（Eswaran &Kotwal，2001）[3]。制造业发展的表现是不断向中高端价值链迈进，使出口复杂度不断提升。以发达国家为例，现代生产性服务业不断将内涵丰富的技术、知识和人力资本投入到制造业的发展中，使发达国家不断占据全球价值链高位，且结构得以“软化”（Gereffi，1999）[4]。

面对国内外形势的复杂多变，实现结构调整是经济发展新常态背景下实现高质量发展的关键，也是我国从“制造大国”迈向“制造强国”的关键。党的十九大报告提出要“促进我国产业链迈向全球价值链中高端，培育若干世界级先进制造业集群”。制造业不断向全球价值链中高端攀升的表现之一就是出口复杂度不断提升。那么，生产性服务业的发展是否有助于高技术制造业出口技术复杂度（简称“高技术出口复杂度”）的提升？生产性服务业又是通过何种机制影响高技术制造业出口复杂度的？未来我国产业结构调整与优化的着力点在何处？解答这些问题无疑具有重要的现实意义。

一、文献述评

生产性服务业与高技术制造业是国民经济的重要组成部分，对国民经济的拉动日益明显。国内外对生产性服务业与高技术出口技术复杂度的研究主要围绕以下两大方面：

一是生产性服务业发展与制造业效率。关于生产性服务业发展能否提高制造业效率，国内外学者主要从交易成本理论、价值链理论、专业化分工理论以及技术外溢效应四大层面展开分析，提出生产性服务业对制造业效率提升的作用。Grubel&Walke（1998）[5]认为，生产性服务业的产出中体现有大量人力资本和知识资本服务，它们不断导入商品和服务的生产过程，从而提高生产过程的运营效率以及其他要素生产率。王玉玲（2017）[6]从价值链视角切入，认为生产性服务业的发展有利于提高制造业的资源配置和运营效率，国际背景下制造业企业需加强与生产性服务业的合作，进而提高制造业效率来获得竞争优势。吕平和袁易明（2020）[7]认为生产性服务业通过提高产业的专业化分工，促使高技术制造业不断向产业价值链中高端发展。余泳泽等（2016）[8]研究发现，生产性服务业发展会通过交通基础设施的完善、市场规模的限制以及信息技术的发展对制造业效率产生正的外部性。但是，也有少量研究认为生产性服务业对制造业效率的提升存在局限性。王文等（2020）[9]认为生产性服务业对制造业效率提升的作用大小取决于所在城市的规模，即城市需达到一定的门槛规模才能促使生产性服务业和制造业形成更加有效的产业关联。于斌斌（2017）[10]研究认为生产性服务业对制造业效率的影响受行业与区域的影响，低端生产性服务业集聚和中国西部地区的生产性服务业集聚对制造业生产率并不存在显著的促进作用。

二是研究出口复杂度的影响因素。国内外学者从外商直接投资（Xu和Lu，2009[11];郭晶，2010[12]）、基础设施（王永进等，2010[13]）、国际贸易（盛斌和毛其淋，2017[14]）、技术市场发展（戴魁早，2018[15]）等角度对高技术出口复杂度进行研究。其中与本文密切相关的研究主要有：姚战琪（2021）[16]使用结构方程等检验方法，实证检验了中国知识密集型服務业与制造业协同集聚对制造业出口复杂度的影响，认为产业协同集聚能促进出口复杂度的提升。张营营等（2020）[17]基于中国2003—2016的高技术产业数据，实证分析了生产性服务业集聚对高技术出口复杂度的影响，认为生产性服务业集聚主要通过研发激励效应、技术扩散效应和人力资本效应推动高技术出口复杂度的提升。陈晓华（2019）[18]以发展中国家为样本，分析了生产性服务业资源错配对高技术产品出口的作用机理，得出生产性服务资源环节错配不利于发展中国家高技术产品的出口等结论。

综观现有相关文献，中外学者从不同角度对高技术出口复杂度的影响因素进行了广泛且深入的研究，为后来者的继续深化探究提供了理论基础和方法参考。但就生产性服务业影响高技术出口复杂度这一主题而言，仍存在着以下值得拓展之处：一是出口复杂度分析集中于跨国比较，以揭示国别间全球价值链地位水平的差异，较少涉及一国区域发展及行业发展的异质性。二是聚焦生产性服务业FDI、生产性服务业集聚、生产性服务业融合功能对制造业出口复杂度的影响解析，相对忽视生产性服务业发展对高技术出口复杂度的影响剖析。本文在以往研究的基础上，作出以下两方面的贡献：一是通过制造业效率这一中介效应，研究生产性服务业对高技术出口复杂度影响的内在机制，二是从全国层面检验生产性服务业发展对高技术出口复杂度的影响，并考虑了区域异质性与动态变化的影响。

二、理论机制与研究假说

（一）生产性服务业发展对制造业效率的影响

生产性服务业发展初期主要表现为专业化发展，产业结构相对单一。随着经济发展与工业化水平的提高，生产性服务业逐渐表现为多样化的发展趋势。无论是专业化还是多样化，生产性服务业的发展对制造业的效率都会产生一定的正向作用，但各自机理不同（席强敏等，2015）[19]。受马歇尔外部性影响，专业化发展的生产性服务业通过降低运营成本，对相关制造业的溢出性增强，提高了制造业生产效率。受雅各布斯外部性影响，生产性服务业的多样化发展逐渐与其他产业在技术、知识、技能间融合，并通过服务的分工与交易建立起相互信任关系，这种相互信任关系的建立进一步促使生产性服务业各行业之间紧密联系，从而使生产性服务业的溢出范围得到扩大，结构得到优化。生产性服务业结构的优化有助于企业降低搜寻成本，通过为制造业提供更加细化以及专业的服务，来实现制造业效率的提升。

但是生产性服务业对制造业效率提升的外溢效应会随着地理距离的增加而递减（宋大强，2021）[20]。受区位条件、资源禀赋、产业政策等多种因素影响，各个城市制造业发展规模和水平存在差异，故对生产性服务业的需求也存在差异，从而形成城市发展与分行业生产性服务业专业化发展。对于规模较大的综合性城市而言，制造业规模较大，产业链较为完善，其对生产性服务业的市场需求总量较大且形式多样，加之大城市资金、技术、人才、信息等资源较为丰富，因此能够满足和实现生产性服务的高端化发展。对于制造业相对落后地区而言，生产性服务业的发展会受到制造业规模及种类的限制，从而不利于生产性服务业多样化和高端化发展，进而不利于制造业效率的提升。对此，我们提出如下假说：

假说1a：生产性服务业对制造业效率产生正向作用。

假说1b：生产性服务业对制造业效率的影响受区域和行业的影响。

（二）生产性服务业对高技术出口复杂度的影响

生产性服务业通过融入到制造业生产的上、中、下游环节来提高出口复杂度[6]。制造业产业链的上游，需要生产性服务业提供研发设计、低成本融资等服务，生产性服务业通过产品的运输、提供金融保障等参与到制造业的中游。下游主要表现为品牌推广等信息服务的支持。出口复杂度提升意味着制造业需不断向价值链两端攀升，其中离不开生产性服务业尤其是高端生产性服务业的支持。

制造业生产的上、中、下游环节，都需要不同行业的生产性服务业的融合与支持，导致不同行业的生产性服务业对制造业复杂度提升的影响存在差异。生产性服务业发展需依托城市与社会经济的发展，不同经济发展水平的地区生产性服务业分行业的布局不同。比如欧洲高端生产性服务业主要集中在伦敦、巴黎、法兰克福等全球性大都市区。生产性服务业与城市发展水平密切相关，中心城市往往会集聚更多的高端生产性服务业。因此提出如下假说：

假说2a：生产性服务业发展对高技术出口复杂度产生正向影响作用。

假说2b：生产性服务业发展对高技术出口复杂度的影响受区域和行业的影响。

（三）制造业效率的中介效应

生产性服务业不仅通过直接途径提升对高技术出口复杂度的生产运行效率，还会通过提升制造业效率促进高技术出口复杂度的提升。生产性服务业对制造业的效率能够产生正向积极作用，随着制造业效率的提高，制造业一方面会进一步把稀缺的资源和要素投放到企业核心业务的发展上，提高自身的专业化能力。专业化能力的提升会进一步促进制造业不断向价值链两端攀升，进而对出口复杂度的提升产生正向作用。另一方面，生产性服务业的发展与制造业效率的提升会使生产性服务业与制造业更加紧密融合，由此会带来知识溢出等，这会促使劳动力市场高质量发展，进而导致外贸市场高质量发展，从而提高高技术出口复杂度。对此，本文提出以下假说：

假说3：制造业效率在生产性服务业对高技术出口复杂度的影响中发挥了中介效应。

三、研究设计

（一）数据来源

考虑到数据的可得性，本文的数据包含全国29个省市（即不包含数据缺失较多的西藏、青海和新疆，以及港澳台地区）2005—2018年的数据。其中高技术出口复杂度的计算数据来源于《中国高技术统计年鉴（2006—2017）》，生产性服务业发展相关数据来源于《中国城市统计年鉴（2006—2019）》，分行业制造业效率数据来源于《中国工业统计年鉴（2006—2017）》。其他数据还来源于2006—2019年各省市統计年鉴。个别年份缺失数据用前后年份均值替代或用平均增长率进行填补。

（二）变量说明

1. 被解释变量——高技术出口复杂度（TEC）

本文采用Hausmann（2007）[21]提出的出口复杂度测算方法。考虑到数据的可得性以及本文的研究意义，本文借鉴戴魁早（2018）[22]对出口复杂度测算的改进，构建适合省域面板数据的复杂度计算公式。出口复杂度越高，说明该地区高技术产业全球价值链地位就越高。将t时期某一行业的出口复杂度按地区汇总，便可得到行业层面出口复杂度（TECHkt）：

其中，xikt表示i地区t时期k行业出口额，对高技术行业的划分，本文遵循《中国高技术统计年鉴（2005—2019）》的行业划分方法，具体指医药制造业、航空、航天器及设备制造业、电子及通讯设备制造业、计算机及办公设备制造业和医疗仪器设备。Xit表示i地区t时期的出口总额，Yit表示i地区的人均GDP，单位为万元。

在上式的基础上，t时期具体到某一省市或区域的高技术出口复杂度（TCEjt）：

其中，xjkt表示j地区t时期高技术产业内k行业的出口额，xjt表示j地区高技术产品的出口总额，两者比重乘以行业层面出口复杂度，再按行业汇总便可以得到中国不同省市高技术产业出口复杂度。

2. 核心解释变量——生产性服务业发展（SEP）

生产性服务业发展的典型特征是知识密集型、技术密集型等生产性服务业（或现代服务业）不断发展。本文采取生产性服务业就业总人数与服务业就业总人数来衡量服务业的发展，即生产性服务业发展=生产性服务业就业人数/服务业就业总人数，即生产性服务业就业人数占比越多代表生产性服务业发展的越快。同时参考过往研究，我们把生产性服务业界定为“金融业，信息传输、计算机服务和软件业，租赁和商务服务业，科研、技术服务和地质勘探业”四大行业。

3. 中介变量——制造业效率（LP）

本文借鉴华广敏（2012）[23]对制造业效率的衡量，选取先进制造业细分行业的工业销售产值（亿元）与当年平均用工人数（万人）的比值来度量制造业的效率。其中，结合国家统计局颁布的《高技术产业（制造业）分类（2017）》（国统字〔2017〕200号）对高技术产业的划分，以及曹东坡等（2014）[24]对先进制造业的划分，本文最终选取化学原料和化学制品制造业，医药制造业，化学纤维制造业，通用设备制造业，专用设备制造业，汽车制造业，铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业，电气机械和器材制造业和计算机、通信和其他电子设备制造业作为所考察的先进制造业。

4. 控制变量

考虑到遗漏重要的解释变量可能造成估计结果有偏，结合已有的文献研究，本文加入了以下控制变量：城市发展水平（agdp），用各省市人均GDP（万元）表示。人力资本（hcl），参考凌丹和邹梦婷（2020）[25]的做法，用大专及以上人口数量占劳动力总人口衡量。制度环境（lawer），用各省市当年律师总数（千人）来表示。投资水平（invest）用各省市固定资产投资占当年GDP的比重来表示。外商直接投资（fdi）的计算：首先利用年平均汇率将各省市区当年实际利用外商投资额转换成亿元，再计算与当年GDP（亿元）的比值。地区开放程度（rop）用货物进出口总额（亿元）与GDP（亿元）的比重表示。基础设施水平（icp）用各省市铁路里程与公路里程之和与全国总和之比来表示。

为消除通胀的影响，对所有以货币为单位的变量均以2005年为基期进行平减处理。为减少异方差的影响，对制造业出口复杂度（tec）、制度环境（lawer）、城市发展水平（rgdp）对数化处理。全国水平的变量描述性统计如表1所示。

（三）模型构建

为了检验生产性服务业发展对高技术制造业出口复杂度的直接影响，本文构建如下基准模型：

同时为了检验制造业效率是否是服务业影响制造业出口复杂度提升的中介变量，本文参考温忠麟等（2014）[26]关于中介效应的研究方法，在（1）式的基础上设定如下模型：

模型中各变量下标i、t分别表示区域和年份。Tec表示高技术出口复杂度，Sep表示生产性服务业发展。Lp为制造业效率。Controls代表控制变量，vi表示省份固定效应，ut表示年份固定效应。α、β、λ表示常数项，ε为随机扰动项。

中介效应检验通常采用逐步检验法。逐步检验比较不容易检验到中介效应显著，但如果研究者用依次检验已经得到中介效应显著，检验力低的问题对其而言就不是问题。本文首先采用逐步检验法即依次检验对模型进行中介效应检验，如果中介效应成立则停止检验，否则继续采用Sobel Test进行检验。依次检验的步骤为：首先检验模型（1）的系数α1，若显著，则依次检验模型（2）的系数β1和模型（3）的λ2，若β1和λ2均显著，则间接效应显著。此时若λ1不显著，即直接效应不显著，只有中介效应，若λ1显著，则直接效应显著。若β1和λ2至少有一个不显著，接着继续用Sobel Test做进一步的检验判断是否存在中介效应。

四、实证分析

（一）基准回归

为更准确地反映服务业结构优化对高技术出口复杂度的影响，有必要确定面板數据模型的具体形式，通过构造F统计量比较个体固定效应模型和混合回归模型，通过Hausman检验选择固定效应模型（FE）或随机效应模型（RE），借助于stata16，结果表明固定效应模型解释力更强，更能通过系列检验，下文如无特殊说明，均采用固定效应模型（FE）。

表2报告了基准回归结果。列（1）的结果显示未加控制变量时，生产性服务业发展（sep）的回归系数为1.736，在1%的水平上显著为正。列（2）的结果显示加入控制变量后，该系数变为0.349，在5%的显著性水平上为依然正，说明生产性服务业发展能够促进高技术出口复杂度的提升，由此验证了假说2a。列（3）是生产性服务业对制造业效率的影响结果，结果显示生产性服务业在5%的显著性水平上显著为正，说明生产性服务业发展能够正向促进制造业效率的提升，由此验证了假说1a。列（4）是生产性服务业与制造业效率共同对高技术出口复杂度影响的结果，结果显示在5%的显著性水平下，生产性服务业发展对出口复杂度的影响不显著，而制造业效率对出口复杂度显著为正，说明制造业效率在生产性服务业发展对出口复杂度的影响中发挥间接效应。进一步通过对比系数可知，列（4）中生产性服务业发展的系数为0.218，小于列（2）中生产性服务业发展的系数0.349，再一次说明制造业效率发挥了中介效应，即生产性服务业发展通过推动制造业效率的提高，进而促进高技术制造业出口复杂度的提升，由此验证了假说3。

从控制变量的结果看，城市发展水平的系数为正，这是由于随着经济的发展，服务业在大城市集聚，城市规模的扩大有利于形成集聚经济，从而提高产业生产效率和制造业出口复杂度。人力资本的系数显著为正，且对出口复杂度的弹性系数高达3.880，与姚战琪（2021）[16]结果一致。姚战琪认为，人力资本能够通过优化产业结构促进贸易结构优化、提高劳动生产率等对出口复杂度产生促进作用。投资水平在5%的显著性水平下为正，说明固定资产投资的增加有助于高技术产业出口复杂度的提升。地区开放程度系数在1%的显著性水平为负，说明各省市地区开放水平并没有提高制造业出口复杂度，证实了凌丹和邹梦婷（2020）[25]的结果。凌丹和邹梦婷认为：“地区开放程度通常会对制造业出口复杂度产生正向作用。但在某些情况下，地区参与到国际价值链分工以后，它的国际价值链地位有可能被固化甚至降低，因而高技术产业出口复杂度的下降也是有可能的”。制度环境在1%的显著性水平下显著为正，弹性系数为0.208，说明制度环境能够促进出口复杂度的提高，完善的制度能够促进部门劳动分工，从而提高行业的劳动生产率水平，进而对制造业出口复杂度产生正向作用。

（二）异质性分析

1. 生产性服务业发展对出口复杂度影响的区域差异

考虑到生产性服务业与高技术制造业的发展很大程度上受到城市特定地理位置以及城市经济发展水平的影响，本文将样本按照地理区域划分为东、中、西部，①同时对各地区按照2005—2018年的经济高质量发展水平数值取均值并排序，并选取前16个城市作为高水平区域，②其余为低水平区域，结果如表3所示。

由表3可知，只有东部和高水平地区的生产性服务业发展能显著促进高技术出口复杂度的提升，由此验证假说2b。这主要是由于生产性服务业与高技术制造业是经济发展到特定阶段的产物。东部地区和高水平区域发展生产性服务业与高技术制造业的技术与资金基础较好，生产性服务业与高技术制造业的融合更加紧密，在新一代信息技术背景下，更能通过发展生产性服务业来促进制造业效率提升，进而提高高技术出口复杂度。中西部地区与低水平地区的生产性服务业与高技术制造业的发展相对薄弱，制造业与生产性服务业的融合度还需进一步提高，因此服务业发展对制造业出口复杂度的影响相对不明显。

2. 生产性服务业发展对出口复杂度影响的行业异质性分析

考虑到中西部地区与低水平地区生产性服务业对高技术出口复杂度的影响相对不显著。下文的样本仅考虑高水平地区16个省市的情况。本文选取信息传输、金融业、租赁和商务服务业（下文简称“租赁业”）、科学研究和技术服务业（下文简称“科学研究”）四大生产性服务业进行行业异质性分析，结果如表4所示。其中，被解释变量与基准回归一致，解释变量分别为计算信息传输业、金融业、租赁业与科学研究业就业人数与服务业总就业人员的比重。同时与基准回归一致，检验制造业效率是否在中间起中介效应。逐步检验法第一步结果基准回归表2已给出，表4仅展示后两步回归结果。

由表4可知，不同行业对制造业效率影响不同。具体来看，列（1）表示信息传输生产服务业对制造业效率产生正向影响作用，且在10%的显著性水平下通过了检验。列（3）表示金融业对制造业效率在10%的显著性水平下为正，而租赁（列5）和科学研究业（列7）的发展并没有对制造业效率的提升产生显著性影响。即生产性服务业对制造业效率的影响受行业的影响，由此验证假说1b。

制造业效率在信息传输生产性服务业对出口复杂度的影响中起部分中介效应，在金融业对出口复杂度的影响中起完全中介效应。具体来看，列（2）表示信息传输生产性服务业发展与制造业效率均在1%的显著性水平下对出口复杂度产生正向影响，说明信息传输生产性服务业发展与制造业效率对出口复杂度的提升具有协调促进作用。租赁业也有相同的结果（见列6）。对于金融业（见列4），制造业效率发挥了完全中介效应，即金融业的发展有效促进了制造业效率的提升，但制造业效率与金融业的发展不能协调促进高技术出口复杂度的提升。最后对于科学研究业（见列8），制造业效率与科学研究业发展对高技术出口复杂度的影响通过了1%的显著性检验，但科学研究业发展对出口复杂度的影响显著为负，即科学研究业发展并没有促进高技术出口复杂度的提升。

而根据逐步检验法不能直接判断租赁业和科学研究业对出口复杂度的影响中是否起到中介效应，需采用Sobel Test进行进一步检验。首先对制造效率是否在租赁业对出口复杂度的影响中起中介效应进行检验，Sobel Test的检验结果显示，p值为0.007，在1%的显著性水平下能够说明存在中介效应。接着继续对科学研究业进行检验，Sobel Test的检验结果显示p值约等于0，说明制造业效率在科学研究对出口复杂度的影响中也存在中介效应。即生产性服务业分行业的发展通过正向影响制造业效率进而对制造业出口复杂度产生影响。

3. 稳健性检验

本文主要从变量、样本以及模型三大角度进行稳健性检验。结果如表5所示。

更换核心解释变量。采用产业结构优化（inp）这一指标替换上文中生产性服务业发展这一解释变量，

第（1）行是更换解释变量后的回归结果。产业结构优化的计算方式为先进制造业与生产服务业（划分方式与上文保持一致）的就业人员之和与制造业与服务业就业人员之和的比值。由表5可知，更换解释变量后，产业结构优化对出口复杂度的影响在全国水平、东部地区以及高水平地区中，均在1%的显著性水平下为正。解释变量与控制变量的系数和符号均未发生明显变化，说明模型较为稳健。

添加控制变量。在原有控制变量的基础上，增加对外开放水平即外商投资水平（fdi）和基础设施建设（icp）水平，结果如表5第（2）行所示。在增加控制变量后，全国、东部以及高水平地区服务业结构优化对出口复杂度的影响在5%的显著性水平下为正，且大小未发生较大的变化。两者共同说明本文构建的模型足够稳健。

剔除极端值与增加控制变量。去掉总体样本的前后1%的极端数据，然后重新回归，结果见表5第（3）行。在对样本进行截尾处理后，关键解释变量的回归系数的大小和方向均未发生明显变化，这在全国、东部以及高水平地区表现一致。

模型的选择——Tobit模型;如表5第（4）行所示，考虑到出口复杂度的取值为正，不满足OLS的正态性这一条件。为了检验结果的稳健性，我们继续采用Tobit模型进行回归，经过LR检验，认为存在个体效应，应使用随机效应的面板Tobit回归。Tobit回归结果显示，不同地区生产性服务业发展对出口复杂度的影响在1%的水平下显著为正，回归大小也仅有微小变动，与基准回归基本保持一致。从模型的角度再一次证明了稳健性。

五、结论与政策建议

本文采用省级面板数据，从区域和行业两大角度，分析了2005—2018年中国及中国部分区域生产性服务业发展对制造业出口复杂度的影响。主要研究结论包括：（1）生产性服务业的发展对高技术出口复杂度的提升产生正向影响作用，制造业效率发挥了中介效应。（2）生产性服务业发展对制造业出口复杂度的提升存在区域异质性，中国东部地区或高水平地区生产性服务业对高技术制造业出口复杂度提升的作用较为显著。（3）制造业效率在信息傳输、金融业、租赁和商务服务业、科学研究和技术服务业分行业生产性服务业中均发挥了中介效应。（4）除科学研究业之外，生产性服务业发展与制造业效率在信息传输、金融和租赁业等领域均对出口复杂度产生正向促进作用。

基于上述结论，提出如下建议：（1）城市间要有差异地协调发展。本文的研究表明，大城市尤其是经济发展水平高的城市生产性服务业发展更能促进制造业效率提升进而促进出口复杂度的提高，但这并不意味这不需要发展或者只注重大城市的发展。各城市间应有差异地协调发展，避免区域间差距过大以及避免强调过度趋同而带来的生产率低下以及“重复建设”问题等。（2）大力推进生产性服务业与制造业的深度融合发展，继续深化生产性服务领域的市场化改革，完善生产性服务企业与制造企业间有效衔接和高度互动的市场机制、专业化生产机制、成本比较机制等，推动互联网、大数据、人工智能等生产服务业与制造业深度融合，助推制造业高质量发展，实现“制造大国”向“制造强国”迈进的目标。（3）加大对内对外开放水平，畅通国内国际双循环。在对外开放中树立全球意识，以开放的姿态与他国展开互利共赢的友好合作，逐步提高我国高技术产业全球价值链地位。对内加大各省市间的融汇互通，形成优势互补的协调发展局面。

注释：

①东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省区。中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省区;西部地区包括内蒙古、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、广西9个省区。考虑到数据的可得性，本文暂不考察港澳台地区与数据缺失较多的青海、新疆与西藏。

②高水平地区包括：北京、天津、河北、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、福建、江西、山东、湖北、广东、海南、重庆。

③考虑到篇幅影响，行业的异质性分析以及稳健性检验不再汇报控制变量的结果。为保证回归结果的可比性，异质性分析与稳健性检验的控制变量与上文保持一致。

参考文献：

[1]凌永辉，张月友，沈凯玲.生产性服务业发展、先进制造业效率提升与产业互动——基于面板联立方程模型的实证研究[J].当代经济科学，2017，39（2）：62-71+126.

[2]刘志彪.攀升全球价值链与培育世界级先进制造业集群——学习十九大报告关于加快建设制造强国的体会[J].南京社会科学，2018（1）：13-20.

[3]Eswaran M， Kotwal A. Agriculture， Innovational Ability， and Dynamic Comparative Advantage of LDCs[J].Journal of International Trade and Economic Development， 2001，10（3）：275-289.

[4]Gereffi G. International Trade and Industrial Upgrading in the Apparel Commodity Chain， Journal of International Economics，1999（48）：37-40.

[5]Grubel H G， Walker M A. Service Industry Growth： Causes and Effects[M]. The Fraser Institute Press，1989：1-68.

[6]王玉玲. 中國生产性服务业与制造业的互动融合：理论分析和经验研究[D].上海社会科学院，2017.

[7]吕平，袁易明.产业协同集聚、技术创新与经济高质量发展——基于生产性服务业与高技术制造业实证分析[J].财经理论与实践，2020，41（6）：118-125.

[8]余泳泽，刘大勇，宣烨.生产性服务业集聚对制造业生产效率的外溢效应及其衰减边界——基于空间计量模型的实证分析[J].金融研究，2016（2）：23-36.

[9]王文，牛泽东，孙早.生产性服务业发展、城市规模与制造业效率[J].当代经济科学，2020，42（3）：15-27.

[10]于斌斌.生产性服务业集聚能提高制造业生产率吗？——基于行业、地区和城市异质性视角的分析[J].南开经济研究，2017（2）：112-132.

[11]Xu，B， Lu， J Y. Foreign Direct Investment，Processing Trade and The Sophistication of China’s Exports[J].China Economic Review，2009，20（3）：425-439.

[12]郭晶.FDI对高技术产业出口复杂度的影响[J].管理世界，2010（07）：173-174.

[13]王永进，盛丹，施炳展，李坤望.基础设施如何提升了出口技术复杂度？[J].经济研究，2010，45（7）：103-115.

[14]盛斌，毛其淋.进口贸易自由化是否影响了中国制造业出口技术复杂度[J].世界经济，2017，40（12）：52-75.

[15]戴魁早.技术市场发展对出口技术复杂度的影响及其作用机制[J].中国工业经济，2018（7）：117-135.