沈 琳，彭冬冬

(1.福建师范大学协和学院 国际商学系，福建 福州，350108；2.中共福建省委党校 生态文明教研部，福建 福州，350108)

一、引言

中国作为一个贸易大国，在全球贸易中占据举足轻重的地位。UN Comtrade的数据显示，2020年中国货物贸易出口总值高达2.59万亿美元，占全球货物贸易出口总值的比重高达15.2%。与中国巨大的出口规模形成鲜明对比的是“中国制造”的国际声誉并不理想，中国出口的产品质量低于世界平均水平[1]。毋庸置疑，提升出口产品质量成为中国外贸高质量发展的重要任务之一。影响出口产品质量的因素有很多，其中制造业对外开放是决定出口产品质量升级最为常见的解释之一[2-3]。既然制造业的对外开放可以推动出口产品质量的升级，那么服务业开放是否也具有同样的效果？一方面，随着制造业投入服务化程度的加深，服务业对制造业转型升级的引领效应引起广泛关注；另一方面，长期以来，中国的对外开放主要集中在制造业和货物贸易方面，服务业开放则滞后很多，扩大服务业开放成为中国构建全面开放新格局的重头戏。因此，回答上述问题对于在新形势下推动出口产品质量升级和客观评估扩大服务业开放的经济绩效具有重要意义。

现有研究已在宏观层面证明了服务业开放是制造业发展的重要引擎。服务业开放可以促进制造业的产出增长[4]，也有助于提升制造业的全球价值链参与度和出口附加值[5-6]。随着微观数据的获得变得更加容易，学者们也开始从微观层面考察服务业开放对制造业企业的影响。这方面的文献按照研究视角可以分为两类。一类是研究服务业开放对制造业企业生产率与创新的影响。比如，Arnold[7]1等基于印度企业层面的数据发现，服务业开放可以显著促进制造业企业生产率的增长；Beverelli[8]等发现，服务业开放是下游制造业企业生产率提高的重要因素，且制度质量发挥了中介调节效应，高制度质量国家的制造业企业可以从服务业开放中获益更多；李川川[9]等发现，服务业开放显著促进了企业的创新数量和创新质量。第二类是探讨服务业开放对制造业企业出口行为的影响。比如，Bas[10]发现，服务业开放可以显著地提高印度制造业企业的出口概率和出口密度；孙浦阳[11]136等利用中国企业层面的数据研究发现，服务业允许外资参股的政策显著提高了下游制造业的出口倾向和收益，并且服务业开放对企业出口的积极作用在管理效率高的企业中表现更为明显；符大海[12]等基于2001—2011年中国工业企业数据库与中国海关数据库的匹配数据发现，服务业开放可以加速中国企业出口贸易方式由加工贸易向一般贸易转型。

虽然现有研究取得了重要的成果，但是鲜有文献关注服务业开放在出口产品质量升级方面可能扮演的重要角色。很显然，在中国经济由高速增长向高质量发展转变以及推动形成全面开放新格局的进程中，对这一问题的研究具有重要的现实意义。基于此，本文从理论上分析服务业开放对出口产品质量升级的影响，随后利用2000—2011年中国工业企业数据库和海关贸易数据库的合并数据，实证检验服务业开放对出口产品质量升级的影响。

二、理论分析

通过拓展一个异质性企业贸易模型，进行理论分析。在该模型中，服务要素投入是制造业企业生产过程中所使用的重要投入品，服务业开放提高了服务业的竞争水平，压低了制造业企业所使用的服务投入品价格，进而降低了企业的可变成本，而制造业企业可变成本的降低，又提高了企业出口产品质量增长的边际收益，促使企业提高出口产品质量。

(一)基本假设

1.消费者行为

假设消费者的偏好具有替代弹性不变的特征，其效用函数为:

(1)

其中，q(ω)代表差异化产品ω的质量，x(ω)代表差异化产品ω的需求量，Ω代表市场所有差异产品的集合，σ(σ>1)表示产品间的替代弹性，σ越大意味着产品间的替代关系越强。消费者效用最大化，可以得到产品ω的需求函数为:

(2)

2.厂商行为

假设企业生产每个产品的生产率取决于企业层面的生产率以及企业-产品层面的相对生产效率。以γ代表企业层面的生产效率。在企业-产品层面，每一个企业都有一个核心产品，即相对生产效率最高的产品，使用j来表示产品在企业内部的等级，j越大意味着该产品距离核心产品越远，即产品的企业内等级越低，当j=0时表示该产品为核心产品。因此将生产率定义为：

φ(γ,j)=γ(λγ)-j

(3)

其中，λγ(λr>1)用来表示产品阶梯的长度。假设企业使用资本和劳动完成生产性工序，并且在生产要素市场上，厂商是生产要素价格的接受者，因此其生产函数为：

Y=xφq-aL1-μKμ

(4)

其中，x=μ-μ(1-μ)μ-1是一个常数，Y代表产出，L表示劳动力投入，K表示资本投入μ∈(0,1)表示资本投入的密度，α>0保证了生产高质量产品需要更多投入。根据公式(4)，可以得到企业的生产性边际成本为：

(5)

其中，w为劳动力价格，r为资本投入品价格。企业为将质量为q的产品出售到消费者手中，除了在生产过程中投入劳动和资本外，还需要进行生产前的产品设计、生产后的产品分销等非生产性工序，而企业进行非生产性工序需要使用一揽子服务。假设在产品质量给定的条件下，低效率的企业里或企业生产非核心产品时，完成产品设计、分销等非生产性工序需要使用更多的服务。实践证明，生产率低的企业更可能通过贸易中间商出口，实际上等同于生产率低的企业从跨国公司或贸易中间商购买了分销服务。此外，随着产品质量的提高，非生产性工序需要投入一揽子服务的数量越多。因此，企业的非生产性边际成本为：

(6)

其中，b>1，其含义是企业的生产率进步是服务节约型的。使用中国工业企业数据发现，平均而言，行业的生产率增长1%，该行业服务要素投入密集度将会下降1.25%，这是典型的服务节约型生产率进步。S表示一揽子服务的投入数量，其表达式为：

(7)

(8)

(9)

除了要支付可变成本外，企业进行生产时还需要支付一个固定成本fqβ，其中β>0，f表示未经质量调整的固定成本。这样定义固定成本的内在逻辑是，企业生产高质量的产品需要更加先进的机器设备，这必然会增加企业生产的固定成本。而β越大意味着企业进行质量升级的难度也就越大。因此，出口企业的最优化问题为：

(10)

(11)

(二)比较静态分析

(12)

H1：服务业开放具有出口产品质量升级效应。

H2：企业的生产率越低，服务业开放的出口产品质量提升效应越明显；

H3：产品的企业内等级越低，服务业开放的出口产品质量提升效应越明显。

三、计量模型的设定、指标选取与数据说明

(一)计量模型的设定

为了检验服务业开放对出口产品质量升级的实际影响，建立以下计量模型：

Lnqipct=α1LnTSPjt+φX+γi+γpct+μijpct

(13)

公式(13)中下标i、j、p、c、t分别表示企业、行业、HS6位产品、出口目的国和年份。Lnq表示出口产品质量(q)的对数值，LnTSP表示j行业受服务业开放影响的程度(TSP)取对数，X为全要素生产率等控制变量的集合。γi和γpct分别为企业层面固定效应和产品×国家×年份固定效应，μijpct为随机误差项。由假设2和假设3可知，企业的生产率和产品的企业内等级会作用于服务业开放的出口产品质量升级效应，为了检验这两个假设，建立如下计量模型：

Lnqipct=α1LnTSPjt+α2LnTSPjt×TFPit+φX+γi

+γpct+μipct

(14)

Lnqipct=α1LnTSPjt+α2LnTSPjt×Rankipt+α3Rankipt+φX+γi+γpct+μipct

(15)

在公式(14)中，TFP表示全要素生产率。在公式(15)中，Rank表示产品的企业内等级，根据产品的市场表现倒推产品的企业内等级，对历年企业内部产品的销售额进行升序排列，定义Rank=0，1，2...，数值越大，表示该产品在企业内的销售量越大，即产品的企业内等级越高。公式(14)(15)中其他变量的含义与前文一致。

(二)指标选取

1.出口产品质量的测度。通过出口产品价格和出口产品数量逆推出口产品质量。根据公式(2)可知:

(16)

其中，Xipct、pipct与qipct分别表示t年企业i向c国出口p产品的数量、价格与质量。对公式(16)两边同时取对数，通过以下回归方程中的残差求出产品质量：

LnXipct+σLnpipct=γp+γct+μipct

(17)

其中，产品的固定效应γp控制了除质量外其他产品固有特性对产品价格与需求量的影响，γct捕捉到出口目的国的价格水平与国民收入。因此，被估计的出口产品质量的对数值就等于:

(18)

这种估计方法背后的经济学逻辑为，给定产品价格的情况下，出口量越大的企业生产的产品质量越高。参考樊海潮[13]等的做法，利用Broda[14]等的估计结果计算出HS2位产品层面σ的平均值，然后结合海关贸易数据库中出口数量与价格的数据估算企业-产品-国家-年份层面的出口产品质量。

2.服务业开放的测度。借鉴孙浦阳[11]141等的研究，利用《外商投资指导目录》以及《中国入世服务承诺表》中对外商投资服务业的股权限制数据构建不同等级的开放度指标。第一，将《外商投资指导目录》与国民经济分类四位数服务业进行匹配，构建三个递进的服务业开放指数：(1)服务业有任意外资股权比例限制为0%的取1，否则取0，构建禁止进入的服务业开放指标(ASP1)；(2)服务业有任意外资股权比例限制为0%或50%的取1，否则取0，构建禁止外商控股的服务业开放指标(ASP2)；(3)服务业有任意外资股权比例限制为0%或50%或100%的取1，否则取0，构建禁止外商独资的服务业开放指标(ASP3)。第二，基于制造业服务投入占总投入的比重对服务业开放指数(ASP)进行加权，构建服务业开放对制造业影响的指标：

TSP1jt=∑nASP1nt×θjnt

(19)

TSP2jt=∑nASP2nt×θjnt

(20)

TSP3jt=∑nASP3nt×θjnt

(21)

其中，j代表下游制造业行业，n代表上游服务业行业，θjnt表示j行业的服务投入占比，TSP1、TSP2与TSP3分别从禁止进入、禁止外商控股与禁止外商独资三个层面衡量了制造业行业j的上游服务行业开放程度，数值越高意味着上游服务行业开放水平越低。我国《外商投资指导目录》从1995年首次颁布后，进行了多次修订，在样本期间，涉及到1997年、2002年、2004年、2007年和2011年，两个发布年份中间间隔年份沿用前面最近年份的指导目录。

3.控制变量的选取。具体包括：(1)全要素生产率(TFP)，使用LP的方法估算企业的全要素生产率；(2)企业规模(Sale)，采用企业销售额的对数值来表示；(3)资本密集度(KL)，使用人均固定资产净额的对数值来衡量；(4)企业年龄(Age)，使用企业年龄的对数值来衡量；(5)行业集中度(HHI)，采用行业层面赫芬达尔-赫希曼指数的对数值来衡量，该指数越大表明行业的竞争程度越低；(6)企业所有制类型(SOE、FOE和HOE)，根据各类型注册资本所占实收资本比重是否大于0.5，引入国有企业(SOE)、国际投资企业(FOE)和港澳台资企业(HOE)三个虚拟变量；(7)贸易自由化(OUT和IN)，采用行业层面最终产品关税(OUT)和中间投入品关税(IN)来衡量；(8)制造业外资自由化(FDI)，采用行业层面外资实收资本的占比来衡量。

(三)数据说明

研究需要用到两组微观数据：第一组为2000—2011年中国工业企业数据库，该数据库包括全部国有企业以及销售额超过500万元的非国有企业②；第二组数据是2000—2011年中国海关贸易数据库，该数据库包含企业层面的进出口交易记录，其内容有企业的进出口类型、所有制类型，进出口商品的HS8位编码、数量、金额、贸易方式、出口目的地以及进口来源地等。由于中国工业企业数据库与中国海关贸易数据库的企业采用不同的身份编码系统，使用企业的名称识别这两个数据库中的同一家企业。表1给出了变量的描述性统计。

表1 变量的描述性统计

四、实证结果分析

(一)基准回归

表2报告基于公式(13)的估计结果。表2(1)-(3)列分别报告了未加入控制变量的情况下，服务业外商准入的放开、外商控股的放开以及外商独资的放开对出口产品质量的影响。其显示，LnTSP1、LnTSP2与LnTSP3的估计系数在1%的置信水平上显著为负。表明在不考虑其他因素的条件下，服务业开放可以显著地促进出口产品质量的提升，这一结果初步验证了假设1。表2的(4)-(6)列进一步加入了控制变量，结果显示，三个表征服务业开放程度指标的估计系数依然显著为负，进一步证明了假设1是成立的。优化要素供给是高质量发展的主攻方向之一，在制造业服务化趋势下，提高服务要素供给效率在一国制造业产品质量升级过程中发挥了越来越重要的作用。目前中国生产性服务业的发展还比较滞后，通过服务业开放缓解高质量服务供给约束，可以为“中国制造”的提质升级提供强有力的支撑，是未来一段时间加快制造业提质升级的重要抓手。比较三个递进的服务业开放指标发现，在以外资参股为特征的服务业市场准入放开过程中，外资禁止控股、禁止独资和禁止进入的放开对加快制造业出口产品质量升级的效果逐渐递减。这表明服务业开放要坚持适度的原则，既不是严格限制外资进入最好，也不是开放程度越大越好。

表2 基准回归结果

(二)内生性问题处理

由于被解释变量是企业-产品-国家层面的变量，核心解释变量为行业层面的变量，因此出口产品质量和服务业开放之间很难存在联立性，由联立关系导致内生性问题的可能性很小。因此，内生性问题主要是由遗漏变量引起，即实证模型中可能遗漏了与出口产品质量和服务业开放共同相关的变量。处理内生性问题常用的方法是寻找与中国服务业开放程度相关，但是不会和中国企业的出口产品质量直接相关的工具变量进行两阶段最小二乘(2SLS)回归。参考孙浦阳[11]145等的做法，采用OECD数据库提供的印度服务业外资参股限制指标及其投入产出表，构建印度服务业开放影响的指标，然后将其作为中国服务业开放的工具变量。其内在逻辑是，一方面，印度的服务业开放进程和中国具有高度相似性，二者均是以垄断局面为起点和引入外部竞争为主要目的，由政府主导的服务业开放，并且中国和印度在全球经济中处于一定的竞争关系，在重要的产业政策上相互影响，因此印度的服务业开放和中国服务业开放是相关的[7]1；另一方面，印度服务业开放程度不会直接影响中国企业的出口产品质量。表3报告了两阶段最小二乘回归的结果。其中，Kleibergen-Paap rk LM统计量的检验结果表明模型不存在识别不足的问题，Kleibergen-Paap Wald F统计量的检验显示模型不存在弱工具变量的问题；最为关键的是核心解释变量LnTSP1、LnTSP2与LnTSP3的估计系数仍然在1%的置信水平上显著为负。

表3 两阶段最小二乘回归结果

(三)差异化分析

假设2指出，服务业开放对出口产品质量的影响会因企业生产率不同而存在差异，为此对公式(14)进行估计。从表4(1)-(3)列可以看出，LnTSP1、LnTSP2与LnTSP3的估计系数显著为负，而交互项的估计系数均显著为正，表明服务业开放的出口产品质量升级效应在生产率低的企业中更加明显，这与假设2的预测相一致。假设3指出，服务业开放对出口产品质量的影响会因产品的企业内等级不同而存在差异，为此对公式(15)进行估计。从表4(4)-(6)列可以看出，LnTSP1、LnTSP2与LnTSP3的估计系数显著为负，而交互项的估计系数均显著为正，表明服务业开放的出口产品质量促进效应对于企业内等级低的产品更加明显，这与假设3的预测相一致。

表4 差异化分析

五、拓展分析：国内营商环境的调节作用

服务业开放使得企业可以使用到质优低价的服务要素，降低企业的成本，促进企业出口产品质量的升级。然而服务业开放后，外资企业能否大量地进入中国服务行业还可能与当地的营商环境有关。通常而言，在营商环境越好的地区，来华办厂的外资企业越多，服务业开放所产生的促进服务市场竞争的效应也更大。此外，企业在生产过程中除了投入服务要素外，还涉及投入物质化生产要素、获取信贷等环节，这些环节不仅与服务投入之间相辅相成，并且受到当地营商环境的制约。营商环境越优良，生产的各个环节才能正常进行，企业方可高效地组织生产，服务业开放所产生的影响才能有效地释放出来。因此，国内营商环境可能对服务业开放的出口产品质量升级效应产生调节作用。

为此，在解释变量中引入国内营商环境指数(Market)和服务业开放对制造业影响程度的交互项。使用世界银行2008公布的《中国营商环境报告》构造中国30个城市的营商环境指数③，该指数越大代表营商环境越优良。从表5可以看出，交互的估计系数都在1%的水平上显著为负，表明国内营商环境越优良，服务业开放的出口产品质量升级效应越大。

表5 国内营商环境的调节作用

六、结论与启示

通过拓展一个异质性企业贸易模型，从理论和实证两方面探讨服务业开放与出口产品质量升级之间的内在联系，研究表明：服务业开放可以显著地提高企业的出口产品质量，在控制住内生性问题后，这一结论依然成立；企业的生产率越低或产品的企业内等级越低，服务业开放的出口产品质量升级效应越明显；国内营商环境的改进可以提升服务业开放的出口产品质量升级效应。

为进一步发挥服务业开放的出口产品质量升级效应：(一)坚定不移地扩大服务业开放，以服务业开放推动外贸高质量发展。中国的出口能否摆脱“质量陷阱”，不仅取决于企业物质化要素的积累，更多受制于企业对质优价廉的服务要素投入的可获得性。目前，我国的服务业开放已经进入深水区，这就需要国家在确保风险可控的前提下，加快扩大服务业领域的开放，放宽外资准入，进而为本土制造业企业出口升级创造良好条件。此外，要处理好扩大开放与适度保护的关系，尽量规避服务业过度开放所引致的冲击。

(二)持续优化国内营商环境，坚持对外开放与对内改革的统一。国内营商环境的改善是一项复杂的系统工程，应该远近结合、问题导向、系统推进。近期应重点解决开办企业、开展跨国贸易、电力供应等领域的流程多、时间长、费用高的问题；中长期，着力解决中小投资者保护等方面的问题。

注释：

①为了检验这一机制，使用主营业务成本近似地表示企业可变成本。回归分析发现，服务业外资禁止控股的放开显著地降低了企业的主营业务成本的增速；企业的生产率越低，服务业开放对主营业务成本增长的抑制效应越明显，具体结果备索。

②中国工业企业数据库最新数据年份为2015年，但因其不是完全公开的数据库，仅能获得其中2000—2011年的数据。

③这30个城市由中国内地的26个省会城市(拉萨市除外)和4个直辖市组成。限于篇幅，30个城市营商环境指数的构造过程和数值没有列出，备索。