（南京師范大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210023）

生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易影響我國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)證研究

錢宇晨

（南京師范大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210023）

本文綜合考慮了生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易的兩種形式和數(shù)據(jù)的可獲得性，采用面板數(shù)據(jù)和多元回歸分析方法，實(shí)證檢驗(yàn)了兩種形式的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對整體制造業(yè)的影響程度，得出兩種形式的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易都能提升整體制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并且跨境進(jìn)口形式的提升作用大于商業(yè)存在形式的實(shí)證結(jié)論。在此基礎(chǔ)上，提出合理選擇貿(mào)易形式，促進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級；擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)外資引進(jìn)力度，增強(qiáng)技術(shù)溢出效應(yīng)；加大對技術(shù)的扶持力度，鼓勵技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)建議。

生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易；制造業(yè)；全要素生產(chǎn)率；面板數(shù)據(jù)模型

一、引言

如今，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的關(guān)系越來越密切，生產(chǎn)性服務(wù)作為制造業(yè)生產(chǎn)活動中重要的中間投入，具有高科技含量、高附加值、高人力資本和中間投入等特點(diǎn)，在制造業(yè)中的比重不斷增加，是實(shí)現(xiàn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵要素，也是一個國家或者地區(qū)制造業(yè)發(fā)展的重要驅(qū)動力。然而我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)起步較晚，發(fā)展滯后，內(nèi)部結(jié)構(gòu)不合理，整體能力偏弱，特別是分銷、物流、融資等服務(wù)業(yè)跟不上制造業(yè)日益增長的需求。因此，開展生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易可以有效彌補(bǔ)我國相關(guān)行業(yè)的不足，提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，帶動制造業(yè)向價值鏈的中高端發(fā)展。

本文試圖對以下兩個方面的問題進(jìn)行分析：生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易是否促進(jìn)了制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；不同形式的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易（跨境進(jìn)口和商業(yè)存在）對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響程度如何。深入研究生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響，有利于為提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率尋找路徑，從而推動“中國制造”向“中國創(chuàng)造”的轉(zhuǎn)型。同時，研究生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對我國制造業(yè)發(fā)展的影響機(jī)理，也可為我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的合理開放提供依據(jù)。

二、生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易影響我國制造業(yè)發(fā)展的實(shí)證研究

1、模型選擇與說明

本文先用DEAP軟件測算出制造業(yè)各行業(yè)的全要素生產(chǎn)率，再進(jìn)一步分析生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，并將制造業(yè)細(xì)分成30個行業(yè)，運(yùn)用行業(yè)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證研究。

本文從《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中選取2003—2014年相關(guān)指標(biāo)，選取的自變量為跨境形式下的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額（PS）、商業(yè)存在形式下的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額（FDI）、制造業(yè)規(guī)模（SC）、制造業(yè)資本強(qiáng)度（PK）。選取的因變量為制造業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP以及TFP的分解項(xiàng)技術(shù)進(jìn)步（TC）、技術(shù)效率（EC）、純技術(shù)效率（PE）、規(guī)模效率（SE）。本文在柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上構(gòu)建相應(yīng)的回歸方程，同時為了消除異方差的影響，分別在等式兩邊取對數(shù)，得到回歸方程的表達(dá)式：

2、數(shù)據(jù)選取與來源

被解釋變量制造業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP及其分解項(xiàng)TC、EC、PE、SE在模型中應(yīng)是絕對值，前文測算的TFP及其分解項(xiàng)是全要素生產(chǎn)率變化率而不是全要素生產(chǎn)率，因此本文需要采用Malmquist指數(shù)法對測算出的各項(xiàng)指數(shù)進(jìn)行換算。具體的換算方法為：假設(shè)第t年的TFP為N，第t+1年的全要素生產(chǎn)率指數(shù)為M，則t+1年的全要素生產(chǎn)率為N*M，TFP分解項(xiàng)也按此方法進(jìn)行換算。

本文跨境形式下的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口（PS）是由運(yùn)輸、通訊、保險、金融、計(jì)算機(jī)和信息、專有權(quán)利使用和特許費(fèi)、咨詢、廣告和宣傳這八項(xiàng)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額的總和來表示的。數(shù)據(jù)來源于中央人民銀行網(wǎng)站的國際收支平衡表。查詢得到的數(shù)據(jù)是以美元為計(jì)量單位的，為了使數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一，本文統(tǒng)一以人民幣（萬元）作為計(jì)價單位。首先將進(jìn)口額用人民幣對美元匯率（年均價）進(jìn)行換算，再以2003年為基期的商品零售定基價格指數(shù)進(jìn)行平減。

商業(yè)存在形式下的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口（FDI）用“生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資”指標(biāo)來衡量。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的FDI由交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)、金融和保險業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)以及科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)的外商投資額的總和來表示。FDI數(shù)據(jù)用人民幣匯率（年平均價）換算成人民幣金額（萬元），再以2001年為基期，用固定資產(chǎn)價格指數(shù)對各項(xiàng)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。

PKit表示制造業(yè)i行業(yè)第t年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的人均固定資產(chǎn)。經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，資本積累是生產(chǎn)率提高的源泉之一。本文用人均固定資產(chǎn)衡量資本積累，選用的指標(biāo)為“人均固定資產(chǎn)凈值年平均余額”，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。人均固定資產(chǎn)凈值年平均余額=制造業(yè)i行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額/制造業(yè)i行業(yè)全部從業(yè)人員平均數(shù)，其中，制造業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額以2003年為基期，用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行平減處理。

表1 生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對整體制造業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的實(shí)證結(jié)果

表2 生產(chǎn)線服務(wù)貿(mào)易滯后一期對制造業(yè)整體全要素生產(chǎn)率影響的實(shí)證結(jié)果

SCit表示制造業(yè)i行業(yè)第t年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的平均規(guī)模。規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論指出，廠商的生產(chǎn)規(guī)模越大，就越有空間和資源來提高專業(yè)化分工水平，也越有能力采用更先進(jìn)的技術(shù)，提高生產(chǎn)效率，即企業(yè)規(guī)模越大，制造業(yè)全要素生產(chǎn)率越高。本文用“企業(yè)年平均銷售收入”這一指標(biāo)來衡量企業(yè)的平均規(guī)模。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。企業(yè)年平均銷售收入=制造業(yè)i行業(yè)年銷售收入/制造業(yè)i行業(yè)的企業(yè)數(shù)。其中，將制造業(yè)年銷售收入以2003年為基期進(jìn)行平減處理。

3、回歸結(jié)果及分析

由上文知，生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸方程為：

本文用stata軟件對面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)。構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型通常要考慮兩種形式：固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。在實(shí)證中，通常采用Hausman檢驗(yàn)方法來判定采用何種效應(yīng)的模型。經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)，上述回歸方程都不能拒絕原假設(shè)，所以采用隨機(jī)效應(yīng)模型?；貧w檢驗(yàn)的結(jié)果見表1。

從生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對TFP的影響來看：生產(chǎn)性服務(wù)的跨境貿(mào)易與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，且對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用較大。具體來說，生產(chǎn)性服務(wù)跨境進(jìn)口額每提高1%，制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率相應(yīng)提升0.3332%。而商業(yè)存在形式下的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系沒有通過顯著性檢驗(yàn)（見表1），本文認(rèn)為這主要是因?yàn)樘峁┥a(chǎn)性服務(wù)的跨國公司在華機(jī)構(gòu)擁有壟斷勢力以及嚴(yán)格的保密措施，商業(yè)存在形式的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對我國制造業(yè)當(dāng)期的技術(shù)溢出效應(yīng)有限。此外，外商使用的要素投入是國內(nèi)的資源，與國外生產(chǎn)并直接進(jìn)口來的生產(chǎn)性服務(wù)存在差別，這也是商業(yè)存在形式的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對我國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率當(dāng)期影響不顯著的一個原因。本文將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的FDI滯后一期再進(jìn)行回歸，得出表2的結(jié)果：滯后一期的FDI與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的正相關(guān)關(guān)系，且滯后一期的FDI對全要素生產(chǎn)率的提升作用很大（系數(shù)為1.1469），說明商業(yè)存在形式的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在滯后效應(yīng)。表1中的結(jié)果顯示，制造業(yè)行業(yè)規(guī)模和制造業(yè)的人均資本對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率均有正向的提升作用。這也印證了前文的理論：規(guī)模經(jīng)濟(jì)和資本積累均能促進(jìn)制造業(yè)生產(chǎn)率的提升。

從生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對TFP分解項(xiàng)的影響來看：跨境形式下的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易與制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，與制造業(yè)的技術(shù)效率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。說明生產(chǎn)性服務(wù)跨境貿(mào)易只能通過促進(jìn)制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步來提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，由表1可知，技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的系數(shù)分別為1.3932和-0.9839，說明生產(chǎn)性服務(wù)跨境貿(mào)易對當(dāng)期技術(shù)進(jìn)步的提升作用大于其對技術(shù)效率的阻礙作用。此外，生產(chǎn)性服務(wù)跨境貿(mào)易對純技術(shù)效率的作用不顯著，對規(guī)模效率有較大的阻礙作用，說明生產(chǎn)性服務(wù)跨境貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的提升作用不是通過促進(jìn)技術(shù)效率的改善實(shí)現(xiàn)的。由表2可知，滯后一期的跨境貿(mào)易對純技術(shù)效率有顯著的正向關(guān)系，說明跨境貿(mào)易對純技術(shù)效率的影響存在滯后效應(yīng)。

由表1知，商業(yè)存在形式下的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易與制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，且對制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用更為顯著。說明生產(chǎn)性服務(wù)的FDI能促進(jìn)制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的改善，其中，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI對純技術(shù)效率當(dāng)期的影響不顯著，對規(guī)模效率存在顯著的提升作用，說明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI通過促進(jìn)規(guī)模效率提升制造業(yè)技術(shù)效率進(jìn)而提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率。由表2可知，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)FDI滯后一期對純技術(shù)效率有顯著的促進(jìn)作用。

三、結(jié)論及建議

1、合理選擇貿(mào)易形式，促進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級

通過前文實(shí)證檢驗(yàn)得出：兩種形式的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易均能促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，因此我國要根據(jù)制造業(yè)發(fā)展的實(shí)際情況和現(xiàn)實(shí)需要，動態(tài)調(diào)整生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口戰(zhàn)略和結(jié)構(gòu)，不斷提高服務(wù)貿(mào)易在全國外貿(mào)總額中的比重，以及生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易在服務(wù)貿(mào)易總額中的比重。將從歐美發(fā)達(dá)國家跨境進(jìn)口的生產(chǎn)性服務(wù)與我國制造業(yè)良性結(jié)合，促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。兩種形式的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響程度不同，跨境形式的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對制造業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)效果更為顯著，而生產(chǎn)性服務(wù)FDI的影響作用存在滯后性。因此制造業(yè)企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身的發(fā)展需要合理選擇貿(mào)易形式。

2、擴(kuò)大生產(chǎn)性服務(wù)外資引進(jìn)力度，增強(qiáng)技術(shù)溢出效應(yīng)

前文的實(shí)證表明：雖然商業(yè)存在形式的生產(chǎn)性服務(wù)貿(mào)易對制造業(yè)生產(chǎn)率的作用不如跨境貿(mào)易，但是滯后一期的FDI對制造業(yè)生產(chǎn)率作用較為顯著，即生產(chǎn)性服務(wù)FDI對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響存在滯后效應(yīng)。因此，我國也應(yīng)重視生產(chǎn)性服務(wù)的FDI對制造業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，吸引和鼓勵更多的外商在生產(chǎn)性服務(wù)領(lǐng)域進(jìn)行直接投資，以充分發(fā)揮商業(yè)存在對制造業(yè)技術(shù)效率和制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的長遠(yuǎn)影響。我國企業(yè)在引進(jìn)外商投資時，應(yīng)努力改進(jìn)引進(jìn)外資的工作方式與方法，結(jié)合當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況有針對性地引進(jìn)外資，并且注重引進(jìn)資本與引進(jìn)技術(shù)、管理和人才相結(jié)合，增強(qiáng)技術(shù)溢出效應(yīng)。

3、加大對技術(shù)的扶持力度，鼓勵技術(shù)創(chuàng)新

從企業(yè)層面上，各類企業(yè)在學(xué)習(xí)國外先進(jìn)技術(shù)、先進(jìn)管理理念，提升技術(shù)吸收能力的同時，應(yīng)當(dāng)加大對技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新的投入力度，研發(fā)自己的先進(jìn)技術(shù)，以擺脫對進(jìn)口技術(shù)的過于依賴，其中大型國有企業(yè)應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮行業(yè)領(lǐng)軍資金充裕的優(yōu)勢，積極投入技術(shù)研發(fā)，并通過自身企業(yè)的溢出效應(yīng)，帶動整個行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。從國家層面上，政府應(yīng)充分發(fā)揮調(diào)控作用，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供有效的支持和幫助，如建立為企業(yè)創(chuàng)新服務(wù)的平臺，對技術(shù)創(chuàng)新提供補(bǔ)貼等，以提升我國企業(yè)主創(chuàng)新能力。

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（責(zé)任編輯：劉冰冰）