服务业开放、生产率与出口产品质量

耿晔强,黎佩琳

(山西大学 经济与管理学院,山西 太原 030006)

一、引言

党的十九大报告中指出我国正处于由高速增长阶段转向高质量发展阶段的攻关期,必须坚持质量第一、效益优先,要推动经济发展质量变革[1]。党的十九届五中全会公报也明确提出,“十四五”时期我国经济社会发展要“以推动高质量发展为主题”。产品质量是一个国家经济发展水平的重要标志,直接决定了我国企业在国际贸易中的竞争力,因此,实现“高质量发展”目标的关键在于提高制造业产品质量[1]。从加入WTO以来,我国的出口贸易得到了迅猛发展,2018年货物贸易进出口额已达46 230亿美元,相较于2001年的2 661亿美元,增长了17.4倍,年均增长率高达18.3%,然而与庞大的贸易规模、“奇迹般”的增长速度对比鲜明的是“大而不强”的贸易地位、价值链低端锁定的困境以及难以为继的外贸增长方式[2]。在此背景下,促进出口产品质量升级是提高贸易地位、破解低端锁定困境、转变外贸增长方式的重要途径,是成为贸易强国的必由之路。但在当前疫情冲击,国际形势复杂多变和劳动力成本不断上升的新局势下,我国如何提高出口产品质量,实现高质量发展?服务业是制造业的上游产业,制造业提升产品质量离不开服务业的支撑和保障,服务业开放为制造业企业带来了更有技术含量的中间投入品,不仅降低了投入品价格,节约了企业生产成本,还可以提高企业创新能力,推动产品质量升级[3]。因此,加快提升服务业开放水平,发挥服务业对制造业的支撑作用是实现产品质量升级的重要路径。近年来,服务业与制造业的融合程度不断加深,服务业对制造业企业的影响越来越大,在形成全面开放新格局的目标下,我国服务业开放水平也在不断提高,但我国的服务业开放度仍然比发达国家低,仅比部分发展中国家略高,这说明我国服务业仍然有很大开放空间[4]。因此,研究服务业开放对出口产品质量的影响机制,可以为推进服务贸易自由化进程以及提高我国贸易地位提供理论参考和政策启示。

二、文献综述

贸易自由化与出口产品质量之间的关系一直以来都是国际贸易领域的研究热点。前期研究主要探讨最终品贸易自由化对出口产品质量的影响机制,较为具有代表性的是Amiti和Khandelwal[5]的研究,他们认为贸易自由化会通过“规避竞争效应”促进靠近世界前沿质量水平的出口产品质量升级,通过“气馁效应”阻碍远离世界前沿质量水平的出口产品质量升级,一些实证研究支持了这一观点[6]。其他学者从不同角度研究了贸易自由化对出口产品质量的作用机制,例如,Haruyama和Zhao[7]认为贸易自由化能提高企业创新能力,进而推动出口产品质量升级;Dinopoulos和Unel[8]发现贸易自由化一方面会增加贸易合作国的数量,从而使出口产品质量的临界值提高；一方面会减少贸易成本,从而降低出口产品质量的临界值,最终结果不确定。国内关于相关问题的研究较少,殷德生等[9]在理论层面探讨了贸易自由化与出口产品质量的关系,贸易自由化会通过贸易成本、技术溢出、规模经济等渠道提高出口产品质量;汪建新[10]和刘晓宁等[11]分别使用省际数据和微观数据进行了实证研究,得到了与Amiti和Khandelwal相一致的结论。由于中间品贸易在全球贸易中所占份额的提升,文献更多关注了中间品贸易自由化对出口产品质量的影响。众多学者认为中间品贸易自由化会使企业的投入成本大幅减少,在预算范围内,企业可以购买种类更丰富、质量更高、更有技术含量的进口中间品,从而显著提高了企业出口产品质量[12-15]。

随着服务贸易在国际贸易中地位的提升以及服务业与制造业的融合程度的不断加深,学者们逐渐开始重视服务贸易自由化的作用。已有文献大多通过研究服务业贸易自由化影响制造业企业的生产率、创新、出口等生产决策间接地探讨服务业开放与出口产品质量的关系。其中,服务业开放与制造业生产率的关系是研究的重点,Arnold[16]等以捷克的数据证明了服务业开放对制造业生产率有促进作用,Beverelli等[17]的研究发现服务业开放对制造业生产率的促进作用受到地区制度环境的影响;张艳等[18]构建了服务业开放如何提高制造业企业的生产率的理论模型,并使用中国工业企业数据对结论进行了检验。此外,服务业开放还对企业创新有着积极影响,陈启斐和刘志彪[19]用我国制造业行业面板数据证明了生产性服务进口能够显著促进制造业技术进步,李宏亮和谢建国[20]从微观层面实证检验了服务贸易自由化对制造业企业创新的促进作用。服务贸易自由化对企业出口的影响也引起了学术界的关注,Bas[21]在理论模型中考虑了服务投入品的影响,研究了服务业开放与制造业企业出口的关系,结果表明服务业开放降低了企业出口的可变成本和固定成本,有利于企业出口,Hoekman和Shepherd[22]的研究发现服务开放能够提高服务业生产率,进而对制造业企业的出口绩效产生正向影响,武力超[23]的研究表明生产性服务业贸易自由化能提高出口密集度,李方静等[24]使用中国微观企业数据检验了服务贸易自由化对企业出口的促进作用,孙浦阳等[25]从理论和实证上证明了服务业开放可以通过降低可变成本和固定成本促进制造业企业出口。

关于贸易自由化与出口产品质量的研究已经十分翔实,但大部分文献都是从货物贸易自由化和中间品贸易自由化的角度进行探讨,或者间接研究服务贸易自由化对企业出口产品质量的影响,少有文献直接研究服务贸易自由化与出口产品质量的关系,本文把服务部门纳入理论模型中,对服务业开放与出口产品质量的关系进行了深入研究。

本文对现有研究的有益补充:第一,上述文献大多从最终品贸易或中间品贸易自由化的视角进行研究,较少关注服务贸易自由化是如何影响出口产品质量的,本文通过构建理论模型分析服务业开放对出口产品质量的作用机制,深化了已有研究;第二,基于2004—2013年服务业贸易数据、中国工业企业数据和海关数据,本文利用微观数据对服务业开放与出口产品质量的关系进行了实证检验;第三,本文通过中介效应模型验证了服务业开放通过提高服务业生产率进而提升出口产品质量这一渠道。

三、理论模型

(一)服务业开放与生产率

在垄断竞争市场,服务业企业使用劳动力生产服务产品。将代表消费者的效应函数设定为CES函数形式:

(1)

其中,s是不同种类的服务产品,q(s)是服务品数量,S为生产的服务产品集合,σ(σ>1)为服务产品替代弹性。设ri为收入,pi(s)为产品价格,从而消费者预算约束为:

(2)

(3)

(4)

令R表示企业收益,有:

R=p(φ)qi(φ)

(5)

将式(3)中的qi和式(4)代入式(5)后,对θ求导,有:

(6)

式(6)中P为加总的价格指数,可以看出,两个价格弹性(∂Pi/θ)*(θ/Pi)和[∂p(φ)/θ]*[θ/p(φ)]的大小决定了∂R/∂θ的正负。在其他条件不变的情况下,当生产率越高,其价格p(φ)就会越低,∂R/∂θ为负;反之,∂R/∂θ为正。设∂R/∂θ=0时,φ=φk,当φ>φk时,企业收益会随着θ的增加而减少。企业的利润函数为π=R-f,f为固定成本。垄断竞争条件下,利润π=0,在此条件下,重新将式(3)和式(4)代入式(5),并对φ求导,得出∂R(φ)/∂φ>0,在均衡条件下φi对服务管制程度θ求导:

(7)

由于∂R(φ)/∂φ>0,同时从式(6)可知,当φ>φk时,∂R(φ)/∂θ<0,因此,dφi/θ<0。这说明当一国生产率达到一定水平φk时,该国服务业生产率随着服务业管制程度降低即开放水平提高而提高。

(二)服务业开放、生产率与出口产品质量

1.消费者需求,假设代表性消费者效用函数如下:

(8)

其中,ω是差异化的产品,q(ω)是产品数量,η(η>1)为产品之间的替代弹性。λ(ω)为产品质量,由效用最大化可得:

q(x)=λ(x)η-1p(x)-ηPη-1Y

(9)

2.制造业企业生产与服务投入

在垄断竞争的条件下,制造业企业使用劳动和服务作为中间投入来生产差异化产品。据此本文设定制造业企业的生产函数为:

(10)

其中,Xs为服务投入品集合,l为劳动力,α为服务要素在生产中投入的比例。参考孙浦阳的方法(1)孙浦阳，侯欣裕，盛斌.服务业开放、管理效率与企业出口[J].经济研究，2018,53(7)：136-151.,设服务投入组合为:

(11)

(12)

企业的利润函数为:

(13)

τ是出口的冰山成本,F为固定成本,包括生产的固定成本和出口的固定成本

在利润最大化条件下,b国出口厂商i出口产品ω的最优定价:

(14)

将之带入利润函数,而可得企业的最大化利润为:

(15)

在垄断竞争市场,均衡利润为0。由此可得:

(16)

(17)

由(4)式可知,服务业管制程度提高一方面直接提高了服务价格,另一方面通过降低服务业生产率间接提高了服务价格,因此有∂Ps/∂θ>0,由此推出∂λi/∂θ<0。

通过以上理论推导,可得:

假说1:上游服务业受到更少的管制、开放程度越高,服务投入品价格越低,出口企业的产品质量越高。

假说2:当服务生产率φ>φk时,服务业开放能够提高服务业生产率,从而降低服务投入品价格,提高出口产品质量。

四、计量模型、变量和数据

(一)计量模型设定

lnqualityijkt=a0+a1lnservice-penetrationjt

+a3Zijkt+ηj+ζk+ξt+εijkt

(18)

其中,下标i表示企业、j表示行业、k表示地区、t表示年份qualityijkt表示企业出口产品质量,service-penetrationjt表示各行业的服务开放渗透率,Zijkt为控制变量集合。此外,ηj、ζk、ξt分别代表行业固定效应、地区固定效应和年份固定效应,εijkt是随机扰动项。

(二)变量选取和说明

1.服务开放程度的测量

以往研究对服务开放程度的测度主要从服务贸易进出口和外资进入的角度进行,即以服务业贸易额或FDI衡量,但由于FDI只是国际服务进入国内市场的方式之一,以FDI衡量服务开放可能会对服务开放程度造成低估[26]。因此,本文参考陈启斐和刘志彪[19]的方法测量制造业企业使用的服务贸易进口数量,用以衡量服务业开放程度,公式为:

(19)

其中,Services-openingkt表示服务业分行业开放度,Mk表示服务业分行业进口额、Pk表示服务业分行业增加值、Ek表示服务业分行业出口额,进出口额数据来自WTO服务贸易数据库,增加值数据来自《中国统计年鉴》。

为了衡量服务业开放对制造业企业的影响程度,本文与Arnold等[15]和张艳等[18]一样,以各种服务投入占制造业中间总投入的比重为权重,计算中国制造业各个行业的服务开放渗透率。公式如下:

(20)

其中,αjs为服务业s的服务投入占制造业行业j中间总投入的比重,由2002、2007和2012年投入产出表分别计算得到,本文用2002年投入产出表计算2004—2006年的服务投入比例,使用2007年的投入产出表计算2007—2011年的服务投入比例,使用2012年投入产出表计算2012—2013年的服务投入比例。由于WTO服务贸易数据库与我国《国民经济行业分类与代码》对服务业的行业分类不一样,为统一行业分类,我们借鉴陈启斐和刘志彪[19]的方法对服务行业进行删除和合并,将服务业分为运输和通讯服务业、信息服务业、金融保险服务、科技服务、个人服务和其他商业服务六大类。2002和2012年颁布的《国民经济行业分类与代码》对制造业的分类不完全一致,为保持数据的一致性,将投入产出表中农副食品加工业和食品制造业合并为一个行业,将2012年投入产出表中汽车制造业与运输设备制造业合并为一个行业,本文最后分为26个行业。

2.出口产品质量的测量

在出口产品质量的测算方面,最初,学者们用单位价值即产品价格作为出口产品质量的代理变量,单位价值法的优点在于测算方便,且有一定的合理性,但毕竟只是间接地反映出口产品质量,忽略了市场供求、成本、垄断等影响产品价格的因素[27]。为了更准确地测度出口产品质量,部分学者试图从单位价值中分离出口产品质量,比如用价格指数法从出口产品价格中分解出与质量无关的“纯净价格”以及与质量相关的“非纯净价格”[28-30],还有很多学者利用需求函数反推得到出口产品质量[31-32]。本文采用Khandelwal和Amiti[31]事后推理的方法对企业出口产品质量进行测算。首先根据(9)式可得:

(21)

其中,λifgt、pifgt、qifgt分别表示企业i在t期出口到目的国f的产品g的质量、价格和数量。Pft代表目的国f的价格水平,Yft为目的国f的收入水平。

对(21)式两边取对数,整理后可得:

lnqifgt+σlnpifgt=μg+μft+εifgt

(22)

其中,μg和μft分别代表产品固定效应和国家—年份固定效应,εifgt=(σ-1)λifgt为回归方程的残差项,由此可得产品质量的表达式为:

(23)

为便于比较,本文将产品质量进行标准化处理:

(24)

其中,maxqualityifgt和minqualityifgt分别表示出口产品g的最大值和最小值。经式(24)处理后,我们得到标准化后的企业-产品-出口国-年份层面的出口产品质量,以出口价值比例为权重,加权求和可得企业-年份层面的出口产品质量:

(25)

3.控制变量的选取

(1)管理成本(manage),用管理费用占营业收入之比的对数值来进行表示;(2)融资约束(finance),本文使用流动比率作为融资约束的衡量指标,其计算方法为流动资产减去流动负债再除以总资产;(3)企业年龄(age),用当年年份减去成立年份的差值加1后取对数表示;(4)资本密集度(capital),采用企业固定资产与企业就业人数之比的对数值表示;(5)企业规模(scale),用企业就业人数的对数值表示；(6)行业竞争程度(hhi),用2分位行业的赫芬达尔指数来衡量,计算公式为:

(三)数据

由于中国行业分类标准在2003年有过一次调整,因此本文的样本区间选取在2004—2013。本文分析主要涉及两类数据:第一类是服务业方面的数据,用于测算服务开放渗透率和服务业全要素生产率,数据主要来自:2002年、2007年和2012年三张投入产出表,《中国统计年鉴》《第三产业统计年鉴》《中国固定资产年鉴》和WTO服务贸易数据库;第二类是企业层面的数据和产品层面的贸易数据,数据来自工业企业数据库和海关数据库。我们借鉴余淼杰[33]的方法将工业企业数据库和海关数据库进行匹配,并对数据进行了以下处理:(1)删除所需变量缺失、不符合会计准则、企业年龄为0、职工人数小于8的样本;(2)删除样本量小于100的样本;(3)删除规模以下企业;(4)删除贸易中间商样本。经过上述数据处理后,我们得到119 949个企业,共425 169个样本。

五、实证结果及分析

(一)基准回归

本文采取的是固定效应模型,在控制了企业、年份、行业和地区固定效应的前提下,使用匹配好的2004—2013年非平衡面板数据对服务业开放与出口产品质量的关系进行了实证检验,表1报告了基准回归结果,模型中使用了企业层面的聚类稳健标准误以避免异方差的可能影响。其中,第(1)列仅考察了服务业开放对企业出口产品质量的影响,回归结果显示,服务开放渗透率的估计系数在1%水平上显著为正,说明服务业开放对出口产品质量有显著的正向影响;在第(2)—(7)列中逐个加入企业层面和行业层面的各控制变量进行回归,结果发现,在加入其他控制变量后,服务业开放的估计系数依然显著为正,表明模型的稳定性较好;第(7)列完整的回归结果显示,服务业开放的回归系数为0.0176,并在5%的水平上显著为正,说明服务业开放程度每提高一个百分点,出口产品质量会提高约0.02个百分点。实证结果验证了假说1,服务业开放水平提高促进了服务业市场竞争,引进了国外先进技术,降低了服务品价格,从而减少了制造业企业生产成本,使企业有更充足的资金推动产品质量升级。

表1 基准回归结果

续表1 基准回归结果

在控制变量方面,管理成本的系数显著为负,说明管理成本越低的企业,出口产品质量越高;融资约束的系数显著为正,说明融资约束可以显著抑制企业出口产品质量升级;企业年龄的系数显著为正,即企业年龄越大的企业出口更高质量的产品;企业规模的系数显著为正,说明企业规模越大,出口产品质量越高;资本密集度的系数显著为正,说明资本密集度的提高对企业出口产品质量有明显的提升作用;hhi的回归系数值显著为负,说明市场竞争激烈对出口产品质量有提升作用。

(二)异质性分析

1.服务部门的异质性。本文以同样的方法构建了不同服务部门的服务开放渗透率,并进行回归,表2报告了不同服务部门开放对企业出口产品质量的影响。回归结果显示,金融服务部门、科技服务部门、个人服务部门和商业服务部门的估计系数显著为正,说明这些服务部门开放对出口产品质量具有显著正向影响,与预期相符。其中金融服务部门贸易自由化对出口产品质量的促进作用最为明显,估计系数值为0.0387,并且通过了1%的显著性检验。金融服务业开放能够满足企业的资金需求,缓解企业的流动性约束,降低企业的融资成本,提高企业生产效率,进而推动企业产品质量升级。我国的金融业存在较为严重的垄断现象,大型金融机构基本都是国有企业,主要满足大型企业的融资需求,而中小企业经常由于不能提供足够的担保而难以获得融资,因此,我国有着大量的融资需求,金融服务业开放水平的提高能够为中小企业提供足够的资金,从而提高出口产品质量。商业服务部门对出口产品质量的提升效应仅低于金融服务部门,可能是因为审计、法律等商业服务专业性较强,制造业企业对商业服务的依赖性比较大,这就导致商业服务部门开放对制造业企业造成了较大的影响。此外,科技服务部门开放可以促进企业研发,提高企业创新能力,生产出更高质量的产品。个人服务部门开放可以促进人才引进,通过提高企业研发能力和管理效率的方式,推动产品质量升级[24]。

表2 不同服务部门开放对出口产品质量的回归结果

表3 服务业开放对企业出口

出乎预料的是,运输服务部门和信息服务部门的估计系数值显著为负,这说明运输服务部门和信息服务部门开放都不能提升企业出口产品质量,可能的原因是,国际运输服务与国内运输服务的同质化程度较高,而企业使用国际运输服务反而要承担额外的成本,因此,国际运输服务对国内运输服务的替代性较弱,运输服务部门开放无法对企业出口产品质量产生正向影响;信息服务业具有较强的垄断势力,更换信息服务提供商将会使企业承担高额的转换成本,信息服务业通过“先占优势”和“在位优势”阻碍了国外竞争者进入市场[34-35],信息服务业开放难以动摇其垄断地位[24],并且我国信息服务业的技术水平并不低于国外信息服务业,服务业开放带来的技术外溢效应较少,因此信息服务的贸易自由化同样无法提高企业出口产品质量。

2.企业层面异质性

服务业开放对异质性企业的影响可能不同,我们考虑了地域分布、所有制结构、贸易方式、服务使用率四个方面的异质性。在地域分布上,根据省域代码将企业划分为东部企业(east)、中部企业(mid)和西部企业(west),具体做法是按地区分布生成虚拟变量,在基准模型的基础上引入服务业开放与地区虚拟变量的交互项,回归结果见表3第(1)列。所有制结构方面,我们根据集体资本、个人资本和外资占实收资本的比重将企业分为国有企业(SOE)、外资企业(FOE)和民营企业(POE)三种类型,在基准模型的基础上引入服务业开放与所有制虚拟变量的交互项,回归结果见表3第(2)列。在贸易方式方面,我们将企业划分为一般贸易企业(normal)、加工贸易企业(proce)和其他贸易企业(qita),在基准模型的基础上引入服务业开放与贸易方式虚拟变量的交互项,回归结果见表3第(3)列。行业类别方面,将服务使用率(服务中间投入与总产出的比值)大于平均值的行业划分为高服务使用率行业(high),低于平均值的行业划分为低服务使用率行业(low),在基准模型的基础上引入服务业开放与服务使用率虚拟变量的交互项,回归结果见表3第(4)列。

在地域分布方面,从回归结果来看,东部地区企业的估计系数值在10%的水平上显著为正,中西部地区企业的系数不显著,说明服务贸易自由化能够推动东部地区企业产品质量升级,但对中西部地区企业的质量提升作用较弱。东部地区服务业发达,服务业开放程度比中西部地区高很多,因此服务业开放对东部地区企业的出口产品质量提升效应比中西部企业更为显著。

在所有制方面,国有企业、外资企业和民营企业的回归系数均显著为正,但国有企业的估计系数值要大于外资和民营企业,与民营企业和外资企业相比,中国国有企业的垄断地位使其能够掌握更多的资源,同时国有企业整体规模较大,技术水平较高，管理效率也更高,有较强知识吸收能力,能够更好地吸收服务投入的溢出效应,因此,与外资和民营企业相比,服务业开放更能提升国有企业的出口产品质量。

在贸易方式方面,回归结果表明,一般贸易企业和其他贸易企业的回归系数显著为正,加工贸易企业的回归系数不显著。可能的原因是加工贸易企业的生产流程和出口行为不同,加工贸易企业主要是通过承接国外订单进行加工生产活动,几乎不购买国内的中间投入品,而服务业开放主要是通过降低服务投入品的价格对制造业企业产生影响,因此,服务业开放难以影响到加工贸易企业的出口产品质量[25]。

在服务使用率方面,处于高服务使用率行业的企业估计系数值在1%的水平上显著为正,但处于低服务使用率行业的企业,其估计系数值显著为负。可能的原因是,服务业开放促进了服务业发展,而服务业与制造业在劳动力资源上存在竞争关系,这种竞争关系会导致劳动力工资提高,从而增加制造业企业的生产成本,低服务使用率的企业从服务业开放中获得的收益较少,却承担了更高的用工成本,因此,服务业开放不能提高低服务使用率的企业的出口产品质量[36]。处于高服务投入使用率行业的企业对服务业开放的依赖程度更高,反应更为敏感,这一类企业对服务投入的溢出效应吸收消化较快,学习能力更强,服务业开放对出口产品质量的正向效应能够抵消劳动力成本上升的负向影响,因此服务业开放能够显著促进高服务使用率企业的出口产品质量[24]。

(三)稳健性检验

1.内生性。我国一直推行“出口导向”战略,促进出口和提高出口产品质量也是制定开放政策的出发点之一,因此,政府可能会为了使企业获得低成本和高质量的服务投入以提高出口产品质量,有针对性的依据出口企业需求来制定和执行服务业开放政策,那么,企业出口产品质量与服务业开放之间可能存在双向因果关系,导致本文的实证结果可能会有内生性问题[25]。工具变量的选择要满足与内生解释变量相关但与随机误差项不相关两个条件,因此,本文构建印度服务开放渗透率作为工具变量,根据OECD FDI Restrictiveness数据库公布的印度各个服务行业的FDI限制性指数衡量服务业开放程度,印度与中国的服务业开放过程有一定的相似性,都是在政府主导下进行的,而且印度和中国在经济体量上相似,并有一定的竞争关系,两国的服务业开放政策相互影响,所以印度的服务业开放与中国相关,与此同时,我国的出口产品质量不会影响印度的服务业开放,因此,本文选取印度服务业FDI限制性指数作为工具变量是合理的[20]。

表4汇报了内生性检验结果,第(3)(4)(5)列分别使用了2SLS、两步GMM和迭代GMM估计法,2SLS的结果显示,服务业开放的系数值在1%的水平下显著为正,Kleibergen-Paaprk Wald F statistict大于10%水平的临界值,拒绝了弱工具变量的假设,Kleibergen-Paaprk LM statistic的p值为0.000,拒绝了识别不足的假设,说明服务业开放提高企业出口产品质量的结论稳健;同时两步GMM和迭代GMM的估计结果与2SLS的结果十分接近,这说明工具变量的回归是稳健的。

表4 稳健性检验回归结果

续表4 稳健性检验回归结果

2.替代变量回归。我们可以用使用我国服务业FDI限制指数作为替换指标,这一指标由OECD FDI Restrictiveness公布,从多个方面综合度量了对外资的限制程度,服务业FDI限制指数越大,服务业开放程度越小,因此,本文用(1-中国服务业FDI限制性指数)衡量服务业开放,并以通过投入产出表计算的服务投入比例为系数构建服务开放渗透率,以新构建的服务开放渗透率为替代变量,检验结果是否稳健,回归结果见表4第(1)列。也可以像以前很多文献一样,用服务业FDI的数量衡量服务业开放,采取同样的方法构建服务业开放渗透率(service-fdi)作为本文稳健性检验的替代指标,结果如表4第(2)列所示。从表中可以看出,服务开放渗透率系数符号都显著为正,从而证明了实证回归结果是稳键的。

3.剔除异常样本。将样本按照出口产品质量从高到低排序,将出口产品质量低于1%和高于99%分位数的样本予以剔除。回归结果见表3第(6)列,服务业开放的估计系数保持显著为正,因此本文的分析是稳健的。

六、进一步研究

在上文中,我们通过基准回归和异质性分析检验了服务业开放与出口产品质量的关系,估计结果显著地支持了服务业开放提高制造业出口产品质量的理论假说。出于研究兴趣,本文进一步研究服务业开放如何影响制造业出口产品质量产生影响。

由本文第三部分可知,服务业开放不仅可以通过降低生产成本的方式直接对出口产品质量产生提升作用,还通过提高服务业生产率间接地对出口产品质量产生了正向影响,因此,服务业生产率是服务业开放对出口产品质量影响中的中介变量。通过以下计量模型对服务业生产率的中介作用进行实证检验:

quality=a0+a1service+a3X+ε1

(26)

tfp=b0+b1service+b3X+ε2(27)quality=

c0+c1service+c2tfp+c4X+ε3

(27)

其中,quality表示出口产品质量,service表示服务业开放,X表示控制变量,ε1、ε2、ε3为随机扰动项。

服务业生产率的测量,服务业生产率的测算方法主要有三种：一种是索洛余值法,在产出增长率中扣除各种投入要素增长率所剩余的就是全要素生产率的增长率,但该方法需要满足较强的假设条件。杨勇[37]使用这种方法测算了我国1952—2006年的服务业全要素生产率。一种是随机前沿生产函数法(SFA),在索洛余值法的基础上做了改进,区分了统计误差和技术无效率项,更接近现实中生产活动,顾乃华[38]用随机前沿法测算了中国1992—2002年的全要素生产率。一种是以数据包络分析方法(DEA),这种方法的优点在于不用设定具体的生产函数,避免了因为设定的生产函数不同而造成的误差,刘兴凯[39]使用DEA法测算了我国31个省市自治区的全要素生产率。

本文使用DEA方法测算的Malmquist指数作为我国服务业全要素生产率的衡量指标。采用DEAP2.1软件,通过2004—2013年31个省市的面板数据测算中国各地区服务业全要素生产率。测算Malmquist指数需要服务业增加值、劳动力投入和资本投入三个指标。其中,服务业增加值来自《第三产业统计年鉴》中各地区第三产业增加值,并按各地区第三产业增加值指数换算为2004年的不变价;劳动投入以各省市“年末从业人员”来表示,数据来自各省市统计年鉴;资本投入以永续盘存法计算,公式为:Kit=Kit-1+Iit-Kit-1δit,Kit和Kit-1分别为t期和t-1期各地区的资本存量,Iit为t期的投资,δit为t期的折旧率,本文借鉴刘兴凯和张诚(2013)的方法,以各地区服务业固定资产投资指标衡量投资额,数据来自《中国固定资产年鉴》,并使用固定资产投资价格指数换算为2004年的不变价,基期资本存量用Ki2004=Ii2004/(δit+git)来估算,git为实际增加值的平均增长率。实证结果见表5。

表5 服务业生产率中介效应回归结果

从表5的第(1)列和(3)列可以看出,服务业开放对出口产品质量的系数ɑ1和c1分别为0.0176和0.0173,且都通过了1%的显著水平检验。这两个系数中a1代表服务业开放对出口产品质量的总体效应,c1代表服务业开放对出口产品质量的直接效应,这说明,服务业开放从总体上和直接效应上都提升了出口产品质量。

从表5的第(2)列来看,服务业开放的系数为0.001 8,且在1%的显著水平下显著。第(3)列中服务业生产率的回归系数为0.192 1,显著性水平为1%。中介效应的系数c2b1=0.000 346,中介效应占总效应比值为1.96%,这说明假说2是正确的,服务业生产率确实起到了部分中介作用,即我国服务业开放通过提高服务业生产率为制造业企业提供价格更低或质量更高的服务投入品,从而提高了出口产品质量。

七、结论与建议

本文通过构建理论模型的方式,论证了服务业开放对企业出口产品质量的正向影响,并证明了服务业开放可以通过提高服务业生产率这一渠道间接影响出口产品质量。在经验研究方面,我们运用2004—2013年海关数据和中国工业企业数据对服务业开放与企业出口产品质量的关系进行了实证检验,结果表明,服务业开放可以显著提升出口产品质量,并通过多个稳健性检验证明了结果是稳健的;控制变量中,企业年龄、企业规模、资本密集度、市场竞争能够显著提高出口产品质量,管理成本、融资约束则会抑制出口产品质量提升。在异质性分析中,我们发现:(1)从不同服务部门来看,金融服务、科技服务、个人服务和其他商务服务能显著提高出口产品质量,而运输服务和信息服务会抑制出口产品质量提升;(2)从不同地区来看,服务业开放能显著提高东中西地区企业的出口产品质量;(3)从不同所有制来看,服务业贸易自由化对国有、民营和外资三种所有制企业的出口产品质量有正向促进作用,同时对国有企业的提升作用更为明显;(4)从不同贸易方式来看,服务业开放能够显著提高一般贸易企业和其他贸易企业的出口产品质量,对加工贸易企业没有明显的促进作用;(5)从不同服务使用率来看,高服务使用率的企业对服务业开放的反应更为敏感,会出口更高质量的产品。进一步研究证明,服务业开放能够通过提高服务业生产率这一渠道提高出口产品质量。

基于上述结论,我们可以提出以下建议:第一,提高服务业开放程度,降低服务贸易壁垒,鼓励服务业进出口和外资进入,便于国内服务企业吸收国外的先进技术,为制造业提供技术含量高、成本低的服务品,为企业解决产品质量升级的资金需求,最终实现经济高质量发展[19]。不同服务行业开放对出口产品质量有不同的提升效果,应精准施策,具体来说,对运输服务业和信息服务业,应以促进市场竞争、减少垄断势力、提高服务效率为主,对金融服务业、商业服务业、科技服务业和个人服务业,则应以提高服务开放水平,更好地发挥服务业开放对出口产品质量的促进作用为主。第二,提高我国服务业生产率,促进服务业高效健康发展,更好地发挥服务业对制造业的支撑作用,推动产品质量升级。服务业要为下游制造业企业提供低廉优质的服务,提高企业生产率,以降低企业生产成本的方式提高出口产品质量;与此同时,要提高服务业现代化水平,推动服务业与制造业的深度融合,为制造业高质量发展、提升全球价值链地位提供必要保障。第三,对异质性企业精准施策,例如,针对服务业开放程度不同的地区,要注重区域间的协调发展,提高中西部地区服务业开放水平,针对不同所有制的企业,应促进服务业与非国有企业生产过程融合,让非国有企业也能从服务业开放中获益,从而提高出口产品质量。