胡 俊,尹靖華,寧愉加

(1.南京財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院,江蘇 南京 210023;2.廣東金融學(xué)院 保險學(xué)院,廣東 廣州 510521)

一、引言

作為實體經(jīng)濟的根基和國民經(jīng)濟的重要支柱,制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是構(gòu)建現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系的重要支撐。黨的二十大報告指出,要堅持把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放在實體經(jīng)濟上,推進(jìn)新型工業(yè)化,加快建設(shè)制造強國、質(zhì)量強國、航天強國、交通強國、網(wǎng)絡(luò)強國、數(shù)字中國。改革開放以來,我國制造業(yè)規(guī)模增長迅速,制造業(yè)增加值自2010年以后穩(wěn)居世界第一。然而,相比發(fā)達(dá)國家,我國制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量還有待提升,實現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是加快建設(shè)制造強國的核心內(nèi)容。企業(yè)發(fā)展是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ),制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高綜合反映了制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力和生產(chǎn)要素利用效率的提升,是制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要體現(xiàn)(蔡躍洲 等,2017)[1]。因此,深入研究如何促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高具有重要的現(xiàn)實意義。

隨著產(chǎn)業(yè)分工的不斷細(xì)化和深化,一個產(chǎn)業(yè)的發(fā)展越來越多地受到其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展不僅提高了制造業(yè)企業(yè)中間品供給的質(zhì)量和效率,也是推動制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要動力(戴翔,2016;Arnold et al.,2016;孫浦陽 等;2018)[2-4]。服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動關(guān)系是學(xué)術(shù)界長期關(guān)注的重要議題(Anderson et al.,2004;高覺民 等,2011)[5-6]。服務(wù)業(yè)發(fā)展在制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程中具有不可替代的作用(Golara et al.,2016;呂越 等,2023)[7-8]。比如:從服務(wù)貿(mào)易發(fā)展來看,服務(wù)業(yè)開放加劇了市場競爭程度,使制造業(yè)企業(yè)可選擇的服務(wù)投入種類增多、質(zhì)量提升、價格下降,進(jìn)而在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的作用下提升制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)效率和出口績效(Bas.,2014;邵朝對 等,2021)[9-10];從產(chǎn)業(yè)集聚來看,生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間集聚能夠產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)和知識溢出效應(yīng),進(jìn)而促進(jìn)制造業(yè)升級(盛豐,2014)[11]。具體到服務(wù)業(yè)對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,現(xiàn)有文獻(xiàn)除了較為深入地考察了服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚和融合(協(xié)調(diào))發(fā)展對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的積極作用外(伍先福,2018;周楠 等,2020;羅良文 等,2021;劉強 等,2023)[12-15],主要探討了服務(wù)業(yè)的對外開放(霍杰,2012;劉艷,2013;李楊 等,2018;王欠欠 等,2019)、產(chǎn)業(yè)集聚(宣燁 等,2017;余東華 等,2018;李曉陽 等,2022)以及市場競爭(周念利 等,2015)等對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用[16-23],而一些從服務(wù)業(yè)發(fā)展角度的研究又大多聚焦于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)及知識密集型服務(wù)業(yè)(彭湘君 等,2014;趙明霏,2017;王文 等,2020)[24-26],鮮見對于服務(wù)業(yè)整體高質(zhì)量發(fā)展影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的深入研究。此外,相關(guān)研究大多從產(chǎn)業(yè)層面進(jìn)行實證檢驗(考察服務(wù)業(yè)發(fā)展對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響),少有企業(yè)層面的經(jīng)驗分析(探究服務(wù)業(yè)發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響)。

從經(jīng)濟發(fā)展實踐來看,長期以來,我國服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后于制造業(yè)發(fā)展,對制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的有效支撐不足,且服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的互動水平較低(譚洪波 等,2012;趙昌文 等,2015;楊萍,2015)[27-29]。為了加快推進(jìn)服務(wù)業(yè)的現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型,近年來我國政府積極推進(jìn)服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的改革。其中,2010年開始推行的服務(wù)業(yè)綜合改革試點要求試點地區(qū)著力解決制約服務(wù)業(yè)發(fā)展的突出問題,積極破除阻礙服務(wù)業(yè)發(fā)展的體制機制約束和政策障礙;2016年又開展了第二批服務(wù)業(yè)綜合改革試點。服務(wù)業(yè)綜合改革旨在通過放松服務(wù)業(yè)準(zhǔn)入限制、優(yōu)化服務(wù)業(yè)發(fā)展環(huán)境、增加服務(wù)業(yè)資金投入等措施,加速現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展。服務(wù)業(yè)綜合改革無疑會促進(jìn)試點地區(qū)的服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,從而通過提高中間投入品的質(zhì)量等推動本地制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。因此,服務(wù)業(yè)綜合改革試點為科學(xué)評估服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響提供了很好的研究素材。然而,已有文獻(xiàn)對服務(wù)業(yè)綜合改革試點的政策效應(yīng)分析主要針對地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展(劉勝 等,2021)、技術(shù)創(chuàng)新(陳亞平,2020;劉勝 等,2023;姚戰(zhàn)琪,2023)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(蔡曦 等,2022;劉勝 等,2023)等方面[30-35],還未考察服務(wù)業(yè)綜合改革對制造業(yè)發(fā)展的影響。

鑒于上述,本文在已有研究的基礎(chǔ)上,探討服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響及其機制,并以國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點為準(zhǔn)自然實驗,采用PSM-DID法檢驗服務(wù)業(yè)綜合改革是否顯著提升了試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。相比已有文獻(xiàn),本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于:一是在理論上探討了服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過成本降低效應(yīng)、創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)融合效應(yīng)推動制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的機制,拓展和深化了服務(wù)業(yè)發(fā)展與制造業(yè)發(fā)展的關(guān)系研究;二是基于服務(wù)業(yè)綜合改革對服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的推動作用,以全要素生產(chǎn)率表征制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展水平,檢驗服務(wù)業(yè)綜合改革試點對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,豐富了服務(wù)業(yè)綜合改革的政策效應(yīng)研究,并為服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗證據(jù);三是檢驗了服務(wù)業(yè)綜合改革提升試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的3條路徑(降低生產(chǎn)經(jīng)營成本、增加技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出、促進(jìn)服務(wù)轉(zhuǎn)型)以及地區(qū)(市場化水平)、行業(yè)(要素密度)和企業(yè)(規(guī)模)3個層面的異質(zhì)性,有助于深入認(rèn)識服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)的積極影響,并為進(jìn)一步充分發(fā)揮服務(wù)業(yè)綜合改革的政策效應(yīng)提供了啟示。此外,本文采用PSM-DID法進(jìn)行政策效應(yīng)分析,克服了采用單一指標(biāo)來衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展的局限性,并有效地處理了模型檢驗的內(nèi)生性問題,可以更為科學(xué)地揭示服務(wù)業(yè)發(fā)展與制造業(yè)企業(yè)發(fā)展之間的因果關(guān)系。

二、理論分析與研究假說

1.服務(wù)業(yè)綜合改革、服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升

為了促進(jìn)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,2010年國家發(fā)展改革委發(fā)布《關(guān)于開展服務(wù)業(yè)綜合改革試點的通知》(發(fā)改產(chǎn)業(yè)〔2010〕1826號),啟動了服務(wù)業(yè)綜合改革試點工作;2016年,《“十三五”國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點實施意見》出臺,國家發(fā)展改革委發(fā)布《關(guān)于做好“十三五”服務(wù)業(yè)綜合改革試點工作的通知》(發(fā)改產(chǎn)業(yè)〔2016〕2557號)。服務(wù)業(yè)綜合改革不僅要大力發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、積極發(fā)展生活性服務(wù)業(yè)、提高服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟體系中的比重,還要將發(fā)展服務(wù)業(yè)作為培育新動能的重要抓手、推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要內(nèi)容、改善民生擴大就業(yè)的重要途徑。服務(wù)業(yè)綜合改革主要包括兩個方面的政策措施:一是破除服務(wù)業(yè)發(fā)展的制度性障礙,主要包括放寬服務(wù)業(yè)市場準(zhǔn)入,推進(jìn)國有企業(yè)改革,深化服務(wù)業(yè)對外開放,健全配套基礎(chǔ)制度等。二是強化服務(wù)業(yè)發(fā)展的要素保障,主要包括加大服務(wù)業(yè)資金投入,加強服務(wù)業(yè)人才隊伍建設(shè),完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等。尤其是2016年推行的第二批服務(wù)業(yè)綜合改革試點,更加注重服務(wù)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級和結(jié)構(gòu)優(yōu)化,積極推動服務(wù)創(chuàng)新和開放,努力消除體制機制障礙,不斷改善服務(wù)業(yè)發(fā)展環(huán)境,充分挖掘服務(wù)業(yè)發(fā)展?jié)摿?。試點地區(qū)的服務(wù)業(yè)綜合改革開啟了破除制約服務(wù)業(yè)發(fā)展障礙的有益探索,有利于降低服務(wù)業(yè)發(fā)展的制度性成本,促使服務(wù)業(yè)發(fā)展的制度體系和生態(tài)系統(tǒng)得到顯著改善,有效推動了本地服務(wù)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

國內(nèi)外的研究均表明,服務(wù)業(yè)發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率提升具有重要的促進(jìn)作用。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不僅關(guān)乎服務(wù)業(yè)本身,也會通過產(chǎn)業(yè)聯(lián)動機制推動制造業(yè)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。由于我國的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展相對滯后,服務(wù)業(yè)對制造業(yè)企業(yè)的支撐引領(lǐng)作用不足是制約制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵因素之一,因而通過服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展為制造業(yè)企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)的中間品服務(wù),進(jìn)而推動制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是加快建設(shè)制造強國的重要途徑。服務(wù)業(yè)綜合改革優(yōu)化了服務(wù)業(yè)的營商環(huán)境,推動了服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,使制造業(yè)企業(yè)可以獲得更多種類、更低價格、更高質(zhì)量的生產(chǎn)和經(jīng)營服務(wù),并在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)作用下產(chǎn)生知識溢出效應(yīng),促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新和市場創(chuàng)新,最終帶來制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率和競爭力的提升。因此,服務(wù)業(yè)綜合改革促進(jìn)了試點地區(qū)服務(wù)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展,服務(wù)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展又將顯著提升制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

由此,本文提出假說1:服務(wù)業(yè)綜合改革顯著促進(jìn)了試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升。

2.服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的路徑

本文認(rèn)為,服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)企業(yè)全要素產(chǎn)生率的提升作用至少體現(xiàn)在以下三個方面:一是服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可以為制造業(yè)企業(yè)提供更多更高質(zhì)量的中間投入品,有助于優(yōu)化資源配置和降低生產(chǎn)成本,從而提高企業(yè)的生產(chǎn)效率;二是服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠強化產(chǎn)業(yè)間和企業(yè)間的技術(shù)創(chuàng)新合作和知識溢出效應(yīng),服務(wù)業(yè)中的專業(yè)知識和經(jīng)驗可以通過供應(yīng)鏈和合作伙伴關(guān)系傳遞給制造業(yè)企業(yè),從而提高制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)水平和生產(chǎn)效率;三是服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠促進(jìn)制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的融合發(fā)展,推動制造業(yè)企業(yè)的服務(wù)轉(zhuǎn)型,并促使制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行制度變革和技術(shù)創(chuàng)新,從而提高企業(yè)的生產(chǎn)效率。

(1)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的成本降低效應(yīng)。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可以顯著降低制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本:一是通過加劇市場競爭促使服務(wù)價格下降,降低制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本。服務(wù)業(yè)綜合改革推動的服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展必然會減少政府對市場的過度干預(yù),服務(wù)業(yè)管制的放松會提高服務(wù)市場的競爭程度(Beverelli,2017)[36],競爭加劇則會促使服務(wù)業(yè)企業(yè)提高生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量,從而通過服務(wù)價格的降低減少制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本(邵朝對 等,2021)[10]。二是通過改善制度和優(yōu)化環(huán)境降低服務(wù)業(yè)和制造業(yè)企業(yè)的交易成本。服務(wù)業(yè)綜合改革推動的服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不僅可以降低服務(wù)業(yè)發(fā)展的制度成本和交易成本,有利于服務(wù)價格下降,從而降低制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本,而且也改善了制造業(yè)企業(yè)的發(fā)展環(huán)境,進(jìn)而降低制造業(yè)企業(yè)的交易成本。三是通過吸引產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng),從而降低服務(wù)業(yè)和制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本。服務(wù)業(yè)綜合改革推動的服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過制度創(chuàng)新和管制放松等形成政策高地和交易成本洼地,吸引服務(wù)業(yè)和制造業(yè)企業(yè)進(jìn)入,產(chǎn)業(yè)集聚帶來市場規(guī)模擴大,從而有利于降低企業(yè)發(fā)展的各種成本(Melitz et al.,2008)[37]。成本是影響企業(yè)生產(chǎn)效率的重要因素,生產(chǎn)經(jīng)營成本的降低會直接提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,因此,服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可以通過降低制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本來提高其全要素生產(chǎn)率。

由此,本文提出假說2:服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有成本降低效應(yīng),因而服務(wù)業(yè)綜合改革可以通過降低成本的路徑來提升試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

(2)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)。由于服務(wù)業(yè)與制造業(yè)之間存在產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和投入產(chǎn)出關(guān)系,服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力和水平的提高:一是通過專業(yè)化外包提高制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。服務(wù)業(yè)綜合改革推動的服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展加快了服務(wù)業(yè)規(guī)模擴張和質(zhì)量提升,使得制造業(yè)企業(yè)可以將部分原本由內(nèi)部提供的服務(wù)轉(zhuǎn)為外部采購,從而使生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)內(nèi)涵的技術(shù)、信息和人力資本直接應(yīng)用于制造業(yè)生產(chǎn)過程,提升了制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力;同時,制造業(yè)企業(yè)可以把有限的知識資源集中于核心技術(shù)研發(fā),有利于提高技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量和績效。二是通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)獲取知識溢出。依托投入產(chǎn)出關(guān)系,服務(wù)業(yè)企業(yè)會對制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)生知識溢出,通過為制造業(yè)企業(yè)提供更加高效的服務(wù)間接推動制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力提高(劉維剛 等,2018)[38]。三是通過產(chǎn)業(yè)集聚強化知識溢出。服務(wù)業(yè)綜合改革通過破除制約服務(wù)業(yè)發(fā)展的體制機制障礙吸引大量的服務(wù)業(yè)資源在試點地區(qū)的集聚,產(chǎn)業(yè)間的勞動力流動帶動知識外溢,這些不同和互補的知識技術(shù)通過相互碰撞催生出更多的技術(shù)創(chuàng)新(高康 等,2020)[39]。技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)生產(chǎn)效率提高的根本動力,技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加會直接提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,因此,服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可以通過增加制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出來提高其全要素生產(chǎn)率。

由此,本文提出假說3:服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng),因而服務(wù)業(yè)綜合改革可以通過促進(jìn)創(chuàng)新的路徑來提升試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

(3)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的產(chǎn)業(yè)融合效應(yīng)。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠促進(jìn)制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的融合發(fā)展:服務(wù)業(yè)綜合改革推動的服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過擴大開放、降低市場準(zhǔn)入門檻、減少行業(yè)管制等措施,不僅優(yōu)化了服務(wù)供給結(jié)構(gòu),而且為服務(wù)業(yè)與制造業(yè)深度融合創(chuàng)造出更多契機和更好環(huán)境。制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提高的驅(qū)動因素并不完全來自內(nèi)部,服務(wù)部門的開放和管制放松有利于提高制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)和創(chuàng)新效率(余淼杰,2010;李芳芳 等,2023)[40-41]。服務(wù)業(yè)的規(guī)?；?、集聚化、專業(yè)化發(fā)展會提高制造業(yè)企業(yè)中間品的供給效率(彭書舟 等,2020)[42],為制造業(yè)企業(yè)專注生產(chǎn)制造環(huán)節(jié)、與服務(wù)業(yè)企業(yè)融合發(fā)展提供了可能,同時服務(wù)外包也提高了制造業(yè)企業(yè)的資源配置效率和技術(shù)溢出效應(yīng)(張艷 等,2013)[43]。此外,服務(wù)業(yè)管制放松有利于激勵服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈雙向延伸,形成服務(wù)型制造、制造業(yè)服務(wù)化等產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展模式。產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展可以通過制度變革和技術(shù)變革雙重機制促進(jìn)融合產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升(高智 等,2019)[44],從企業(yè)層面來看,服務(wù)業(yè)企業(yè)可以通過融入更多工業(yè)化生產(chǎn)方式來提高規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)和生產(chǎn)效率,制造業(yè)企業(yè)可以通過服務(wù)轉(zhuǎn)型和融入供應(yīng)鏈管理、設(shè)備運營維護(hù)等增值服務(wù)來實現(xiàn)延鏈增值和效率提升。因此,服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可以通過促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)的服務(wù)轉(zhuǎn)型等來提高其全要素生產(chǎn)率。

由此,本文提出假說4:服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有產(chǎn)業(yè)融合效應(yīng),因而服務(wù)業(yè)綜合改革可以通過推動制造業(yè)與服務(wù)業(yè)融合發(fā)展的路徑來提升試點地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計和數(shù)據(jù)說明

1.模型設(shè)定與變量選取

在政策效應(yīng)評估中,通常運用雙重差分估計(Difference in Difference,DID)來處理內(nèi)生性問題,但試點性政策的實施對象可能并非隨機選擇的結(jié)果,這會帶來處理組與對照組原本就存在顯著差異的樣本選擇偏差問題。為了緩解因樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,本文采用PSM-DID方法來考察國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點的政策效應(yīng)。將國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點城市的制造業(yè)企業(yè)作為處理組,其他城市的制造業(yè)企業(yè)作為對照組,采用傾向得分匹配(Propensity Score Matching,PSM)方法進(jìn)行樣本匹配,使得匹配后的兩組樣本企業(yè)除了是否受到試點政策影響外盡可能具有相似的特征,即為試點城市的制造業(yè)企業(yè)尋找合適的對照組樣本,以克服樣本選擇偏差的影響。在此基礎(chǔ)上,采用匹配的樣本進(jìn)行雙重差分法檢驗。構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型:

lntfpit=α+βpostit+θXit+μi+λt+εit

其中,i和t分別表示企業(yè)和年份,μi為個體固定效應(yīng);λt為時間固定效應(yīng);εit為隨機擾動項。

被解釋變量(lntfpit)“全要素生產(chǎn)率”為t年度i企業(yè)全要素生產(chǎn)率的自然對數(shù)值。測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率的方法有OLS、FE和控制函數(shù)法(OP 法和LP法)等,一般來說,OLS和FE方法不足以解決內(nèi)生性問題,會帶來估計偏誤,因而主流文獻(xiàn)多采用OP 法和LP法(Olley et al.,1996;Levinsohn et al.,2003)來估計企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[45-46]。本文在基準(zhǔn)模型回歸中運用LP法估計樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,并采用OP法估計的企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

核心解釋變量(postit)“服務(wù)業(yè)綜合改革”為t年度i企業(yè)所在城市是否屬于國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點地區(qū)的虛擬變量(即DID項),試點城市的制造業(yè)企業(yè)在試點當(dāng)年及以后的年份賦值為1,否則賦值為0。

參考任勝鋼(2019)等的研究[47],選取企業(yè)層面的以下變量作為控制變量(Xit):一是“資產(chǎn)負(fù)債率”,采用負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值來衡量;二是“股權(quán)集中度”,采用前十大股東持股份額來衡量;三是“產(chǎn)權(quán)性質(zhì)”,為虛擬變量,國有企業(yè)賦值為1,其他企業(yè)賦值為0;四是“資產(chǎn)利潤率”,采用凈利潤占資產(chǎn)總額的比值來衡量;五是“企業(yè)規(guī)?！?采用企業(yè)員工人數(shù)的自然對數(shù)值來衡量;六是“流動資產(chǎn)占比”,采用流動資產(chǎn)占資產(chǎn)總額比重來衡量;七是“上市年齡”,采用觀測年份與企業(yè)上市年份之差加1的自然對數(shù)值來衡量;八是“托賓Q值”,采用總市值與總資產(chǎn)的比值來衡量。

為檢驗服務(wù)業(yè)綜合改革試點能夠通過降低成本、促進(jìn)創(chuàng)新、推動產(chǎn)業(yè)融合3條路徑來促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升,在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型:

Mit=α+βpostit+θXit+μi+λt+εit

lntfpit=α+βpostit+φMit+θXit+μi+λt+εit

根據(jù)前文理論分析,選取3個中介變量:一是“成本費用率”,采用主營業(yè)務(wù)成本和管理費用之和與營業(yè)收入的比值來衡量,用以檢驗服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的成本降低效應(yīng);二是“專利申請數(shù)”,采用企業(yè)當(dāng)年的專利申請數(shù)來衡量,用以檢驗服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng);三是“服務(wù)轉(zhuǎn)型程度”,參照陳漫和張新國(2016)的做法[48],采用企業(yè)總營業(yè)收入中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)收入的占比來衡量,用以檢驗服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的產(chǎn)業(yè)融合效應(yīng)。

2.樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文以滬深A(yù)股的制造業(yè)上市公司為研究樣本,出于政策沖擊前后的時間跨度對等以及避免疫情沖擊影響的考慮,樣本期間選定為2007—2019年。為了保證數(shù)據(jù)的有效性,進(jìn)行如下樣本篩選:一是剔除ST類、*ST類和PT類企業(yè),二是剔除基礎(chǔ)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失或者基本指標(biāo)存在明顯錯誤(如負(fù)債率大于1或者小于0)的樣本。采用線性插值法對個別缺失值進(jìn)行填補,并對連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理,最終得到在2007—2019年期間存活的680家企業(yè)共8 840個觀測值。企業(yè)層面的數(shù)據(jù)主要來源于中國經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫(CSMAR)以及樣本企業(yè)的年報。國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點地區(qū)根據(jù)《國家發(fā)展改革委關(guān)于開展服務(wù)業(yè)綜合改革試點的通知》(發(fā)改產(chǎn)業(yè)〔2010〕1826號)和《國家發(fā)展改革委關(guān)于做好“十三五”服務(wù)業(yè)綜合改革試點工作的通知》(發(fā)改產(chǎn)業(yè)〔2016〕2557號)兩個文件公布的名單確定,同時考慮到試點地區(qū)包括了普通地級市、區(qū)縣、開發(fā)區(qū)等多個層級,借鑒石大千等(2018)的做法[49],剔除了未涵蓋整個地級市的試點地區(qū)樣本。本文主要變量的描述統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計特征(N=8 840)

四、實證結(jié)果分析

1.傾向得分匹配

在進(jìn)行雙重差分檢驗之前,運用PSM方法為試點城市的制造業(yè)企業(yè)尋找合適的對照組樣本。如果對樣本數(shù)據(jù)直接進(jìn)行PSM,可能會造成不同年份的處理組樣本與對照組樣本匹配,從而導(dǎo)致匹配結(jié)果的不可信。因此,參照Heyman等(2007)的方法[50],本文采取逐年匹配的方式,僅限在同期對照組中尋找最合適的匹配對象。樣本包括2007—2019年共13年的數(shù)據(jù),因而合計匹配13次。對傾向得分匹配結(jié)果進(jìn)行平衡性檢驗,結(jié)果顯示(由于篇幅所限,表2僅列出2007年的匹配結(jié)果):所有協(xié)變量在匹配之后的標(biāo)準(zhǔn)偏差均小于5%,說明匹配變量和匹配方法合理 ;所有變量的t統(tǒng)計量均不顯著,說明處理組和對照組在匹配后無顯著差異,匹配結(jié)果有效。在逐年依次匹配后,刪去沒有匹配上的觀測值,并將2007—2019年的數(shù)據(jù)合并,得到非平衡面板觀測值共計8 770個,用于之后的DID估計。

表2 2007年樣本傾向得分匹配的平衡性檢驗結(jié)果

2.基準(zhǔn)模型回歸

注:圓圈為動態(tài)DID的估計系數(shù),豎線范圍為95%的置信區(qū)間。圖1 平行趨勢和動態(tài)效應(yīng)檢驗結(jié)果

表3匯報了基準(zhǔn)模型的PSM-DID估計結(jié)果,后兩列在控制企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步控制了行業(yè)與年份的交互固定效應(yīng),以控制行業(yè)層面隨時間變化因素的影響。“服務(wù)業(yè)綜合改革”的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,表明服務(wù)業(yè)綜合改革顯著促進(jìn)了試點城市制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升,假說1得到驗證。其他控制變量的估計結(jié)果也基本符合預(yù)期,不再贅述。

表3 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗

為進(jìn)一步驗證基準(zhǔn)模型分析結(jié)果的可靠性,進(jìn)行以下穩(wěn)健性檢驗:一是安慰劑檢驗。本文借鑒Cai等(2016)的做法[52],進(jìn)行多期安慰劑檢驗。從制造業(yè)上市公司樣本中隨機選取與基準(zhǔn)模型處理組相同數(shù)量的樣本,并隨機生成政策實施時間,構(gòu)建出虛擬的處理組和雙重差分項(postit),重新進(jìn)行DID估計。按照上述過程重復(fù)抽取500次,得到500個虛擬的政策效應(yīng)的估計值,繪制其核概率度圖如圖2所示。絕大多數(shù)虛擬政策項的估計系數(shù)集中在-0.03到0.03之間且p值大于0.1,而基準(zhǔn)模型的估計系數(shù)為0.046(p值為0.016),屬于顯著異常值,表明處理組與對照組之間的全要素生產(chǎn)率差異是由除服務(wù)業(yè)綜合改革試點之外其他因素引起的可能性極小,因而服務(wù)業(yè)綜合改革促進(jìn)了試點城市制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的結(jié)論是可信的。二是替換被解釋變量?；鶞?zhǔn)模型采用LP法測算樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,改用OP法重新測算樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,重新進(jìn)行模型檢驗,回歸結(jié)果見表4?！胺?wù)業(yè)綜合改革”的估計系數(shù)依然在1%的水平上顯著,再次驗證了基準(zhǔn)模型分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

注:橫軸為估計系數(shù)值,縱軸為p值和密度值,曲線描繪了500次安慰劑檢驗得到的估計系數(shù)核密度分布。圖2 多期安慰劑檢驗DID項估計系數(shù)的核概率密度圖

表4 替換被解釋變量估計結(jié)果

4.中介效應(yīng)檢驗

(1)降低經(jīng)營成本路徑。以“成本費用率”為中介變量的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果見表5的Panel A?！胺?wù)業(yè)綜合改革”對“成本費用率”的估計系數(shù)顯著為負(fù),表明服務(wù)業(yè)綜合改革降低了試點城市制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本;“成本費用率”對“全要素生產(chǎn)率”的估計系數(shù)顯著為負(fù),表明制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本的降低促進(jìn)了其全要素生產(chǎn)率提升。Sobel檢驗結(jié)果顯示,Z統(tǒng)計量大于1.64,拒絕不存在中介效應(yīng)的原假設(shè)。上述結(jié)果表明,“成本費用率”在“服務(wù)業(yè)綜合改革”影響“全要素生產(chǎn)率”中具有顯著的中介效應(yīng),即服務(wù)業(yè)綜合改革通過降低生產(chǎn)經(jīng)營成本的路徑顯著提升了試點城市制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,假說2得到驗證。

表5 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

(2)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新路徑。以“專利申請數(shù)”為中介變量的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果見表5的Panel B?！胺?wù)業(yè)綜合改革”對“專利申請數(shù)”的估計系數(shù)顯著為正,表明服務(wù)業(yè)綜合改革有利于試點城市制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的增加;“專利申請數(shù)”對“全要素生產(chǎn)率”的估計系數(shù)顯著正,表明制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出增加促進(jìn)了其全要素生產(chǎn)率提升。Sobel檢驗結(jié)果顯示,Z統(tǒng)計量大于1.96,拒絕不存在中介效應(yīng)的原假設(shè)。上述結(jié)果表明,“專利申請數(shù)”在“服務(wù)業(yè)綜合改革”影響“全要素生產(chǎn)率”中的中介效應(yīng)顯著,即服務(wù)業(yè)綜合改革通過增加技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的路徑顯著提升了試點城市制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,假說3得到驗證。

(3)推動服務(wù)轉(zhuǎn)型路徑。以“服務(wù)轉(zhuǎn)型程度”為中介變量的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果見表5的Panel C。“服務(wù)業(yè)綜合改革”對“服務(wù)轉(zhuǎn)型程度”的估計系數(shù)顯著為正,表明服務(wù)業(yè)綜合改革推動了試點城市制造業(yè)企業(yè)的服務(wù)轉(zhuǎn)型;“服務(wù)轉(zhuǎn)型程度”對“全要素生產(chǎn)率”的估計系數(shù)顯著正,表明制造業(yè)企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型程度的提高促進(jìn)了其全要素生產(chǎn)率提升。Sobel檢驗結(jié)果顯示,Z統(tǒng)計量大于1.96,拒絕不存在中介效應(yīng)的原假設(shè)。上述結(jié)果表明,“服務(wù)轉(zhuǎn)型程度”在“服務(wù)業(yè)綜合改革”影響“全要素生產(chǎn)率”中發(fā)揮了顯著的中介作用,即服務(wù)業(yè)綜合改革通過促進(jìn)服務(wù)轉(zhuǎn)型的路徑顯著提升了試點城市制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,假說4得到驗證。

五、進(jìn)一步的討論:異質(zhì)性分析

政策效應(yīng)的大小不僅取決于政策本身的科學(xué)性與適宜性,還受到政策實施環(huán)境和實施對象的影響,因而對于不同地區(qū)、不同行業(yè)、不同特征的企業(yè),服務(wù)業(yè)綜合改革試點所能產(chǎn)生的影響程度可能存在顯著差異。鑒于此,本文分別基于地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)層面選取市場化水平、要素密度、資產(chǎn)規(guī)模3個維度進(jìn)行異質(zhì)性分析。

一是地區(qū)市場化水平異質(zhì)性。在不同的經(jīng)濟社會制度環(huán)境中,同樣政策的實施效果可能存在較大差異,服務(wù)業(yè)綜合改革的效果也與制度環(huán)境密切相關(guān)。在制度環(huán)境較好的地區(qū),產(chǎn)品市場、要素市場、市場中介組織、市場制度等發(fā)育較為成熟,有利于服務(wù)業(yè)綜合改革的順利推進(jìn),從而產(chǎn)生較強的政策效應(yīng)。對此,本文基于樣本期間各地區(qū)市場化水平存在顯著差異的經(jīng)濟現(xiàn)實,采用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型檢驗在市場化水平較高的地區(qū)服務(wù)業(yè)綜合改革對試點城市制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用是否更為顯著。制度環(huán)境變量“地區(qū)市場化水平”采用樣本企業(yè)所在省份的市場化指數(shù)的自然對數(shù)值來衡量,其值越大則制度環(huán)境越好。模型檢驗結(jié)果見表6的Panel A,“服務(wù)業(yè)綜合改革×地區(qū)市場化水平”的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正,表明服務(wù)業(yè)綜合改革對試點城市制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用在市場化水平越高的地區(qū)越顯著。

表6 異質(zhì)性分析結(jié)果

二是行業(yè)要素密度異質(zhì)性。按照使用生產(chǎn)要素的密集程度,可以將制造業(yè)劃分為勞動密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè),其中技術(shù)密集型行業(yè)的企業(yè)在制造和研發(fā)的過程中需要不斷投入更多的知識和技術(shù)等服務(wù)要素,因此更能基于中間投入的路徑獲取服務(wù)業(yè)綜合改革所誘發(fā)的效率紅利(凌丹 等,2019)[53]。本文基于行業(yè)的要素密度構(gòu)建虛擬變量“技術(shù)密集型行業(yè)”:借鑒尹美群等(2018)的做法[54],按照證監(jiān)會2012年行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn),將制造業(yè)劃分為技術(shù)密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)、勞動密集型行業(yè)3類,若樣本企業(yè)屬于技術(shù)密集型行業(yè)則賦值為1,屬于資本密集型行業(yè)或勞動密集型行業(yè)則賦值為0。調(diào)節(jié)效應(yīng)模型檢驗結(jié)果見表6的Panel B,“服務(wù)業(yè)綜合改革×技術(shù)密集型行業(yè)”的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正,表明相比資本密集型行業(yè)和勞動密集型行業(yè)的企業(yè),服務(wù)業(yè)綜合改革試點對技術(shù)密集型行業(yè)的企業(yè)具有更強的全要素生產(chǎn)率提升作用。

三是企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性。制造業(yè)企業(yè)規(guī)模的不同可能導(dǎo)致其受服務(wù)業(yè)綜合改革的影響不同,規(guī)模較大的企業(yè)治理體系往往較為完善,在面臨市場變化時的風(fēng)險承擔(dān)能力較強,并且規(guī)模效應(yīng)使得其生產(chǎn)經(jīng)營成本較低,更容易獲取政策紅利,從而實現(xiàn)更大程度的全要素生產(chǎn)率提升。本文基于企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模構(gòu)建虛擬變量“大型企業(yè)”:借鑒孫雪嬌和范潤(2023)的做法[55],根據(jù)企業(yè)資產(chǎn)總額的行業(yè)中位數(shù)進(jìn)行賦值,當(dāng)樣本企業(yè)資產(chǎn)總額大于等于其所在行業(yè)的中位數(shù)時歸為大型企業(yè)(賦值為1),否則歸為小型企業(yè)(賦值為0)。調(diào)節(jié)效應(yīng)模型檢驗結(jié)果見表6的Panel C,“服務(wù)業(yè)綜合改革×大型企業(yè)”的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正,表明相比小型制造業(yè)企業(yè),服務(wù)業(yè)綜合改革試點對大型制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更強。

六、結(jié)論與啟示

服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對制造業(yè)發(fā)展具有成本降低效應(yīng)、創(chuàng)新促進(jìn)效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)融合效應(yīng),從而可以促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升和高質(zhì)量發(fā)展。服務(wù)業(yè)綜合改革通過破除服務(wù)業(yè)發(fā)展的制度性障礙和強化服務(wù)業(yè)發(fā)展的要素保障等有效推動了服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,進(jìn)而可以產(chǎn)生提升制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的政策效應(yīng)。本文采用2007—2019年制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù),運用PSM-DID方法檢驗服務(wù)業(yè)綜合改革對試點城市制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn):服務(wù)業(yè)綜合改革顯著提升了試點城市制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,該結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立;服務(wù)業(yè)綜合改革可以通過降低生產(chǎn)經(jīng)營成本、增加技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出、推動服務(wù)轉(zhuǎn)型3條路徑來促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升;服務(wù)業(yè)綜合改革的制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升效應(yīng)存在地區(qū)、行業(yè)和企業(yè)異質(zhì)性,表現(xiàn)為對市場化水平較高地區(qū)、技術(shù)密集型行業(yè)、規(guī)模較大的制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有更強的提升作用。

基于上述結(jié)論,提出以下啟示:首先,要加大服務(wù)業(yè)綜合改革力度,持續(xù)擴大改革紅利?？偨Y(jié)推廣可復(fù)制的改革措施和典型經(jīng)驗,有序擴大國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點地區(qū)范圍;注重提升改革的系統(tǒng)性、適應(yīng)性和精準(zhǔn)性,穩(wěn)步推進(jìn)服務(wù)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級和對外開放;加快建設(shè)適應(yīng)高質(zhì)量發(fā)展要求的服務(wù)業(yè)發(fā)展環(huán)境,提升制造業(yè)服務(wù)供給的質(zhì)量和效益。其次,要因地制宜推進(jìn)服務(wù)業(yè)綜合改革,以差異化的改革路徑和措施促進(jìn)各地區(qū)的高質(zhì)量發(fā)展。我國各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展存在較大差異,在推進(jìn)服務(wù)業(yè)綜合改革時應(yīng)結(jié)合當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟社會現(xiàn)實,立足要素稟賦結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)特色,以有效滿足差異化的服務(wù)需求為導(dǎo)向,制定具有針對性和適宜性的政策措施。經(jīng)濟發(fā)展和制度建設(shè)較好的地區(qū)應(yīng)扛起服務(wù)業(yè)綜合改革的“領(lǐng)頭羊”重任,市場化水平較低的地區(qū)應(yīng)加快市場化進(jìn)程以更好地發(fā)揮服務(wù)業(yè)綜合改革的積極效應(yīng)。最后,要注重現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系建設(shè),持續(xù)推動服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的融合發(fā)展。依托巨大的國內(nèi)市場需求,加強制造業(yè)與本土服務(wù)業(yè)的供需對接,增強制造業(yè)需求對服務(wù)業(yè)發(fā)展的帶動作用,自主培育一批能級高、競爭力強的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè),推動服務(wù)業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級;同時,促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)與技術(shù)含量更高的服務(wù)業(yè)企業(yè)對接,釋放服務(wù)業(yè)對制造業(yè)的溢出和帶動作用,實現(xiàn)制造業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展;從而建立和完善服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同互促的融合發(fā)展格局,助力現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系建設(shè)。