一、引言

2008年全球金融危机后世界经济一度经历短暂复苏，随后于2011年进入增速减缓新常态，至2016年世界经济增长依旧缓慢、艰难而脆弱。伴随经济增长乏力的是国际贸易的疲弱之态，中美两大经济体进出口贸易出现较大幅度下滑^①。单从出口贸易来看，主要发达国家面临增长动力不足，发展中国家面临低端产品驱动、出口需求不稳定、出口结构单一等问题。部分研究将贸易下滑归因于全球消费偏好从物品向服务转变，即消费偏好和结构升级是贸易增速放缓的原因之一。

① 根据UN-Comtrade数据库计算发现，2016年中国进口较上年下降5.46%，出口下降7.73%；美国进口下降2.86%，出口下降3.39%。

除了消费偏好和结构向服务转变，供给侧与生产端也发生了类似变化。服务经济兴起和繁荣促使全球生产网络由“实物生产网络”转为“非物质生产网络”，服务主导的全球价值链逐步形成(江小娟，2008；Subramanian and Kessler, 2013)。在此背景下, 制造业将战略核心由生产转向服务，产业链定位由产品制造商转向解决方案供应商，以服务代替物质要素中间投入且向市场提供更多服务品，形成全球范围内制造业服务化发展现象。Neely et al.(2011)指出发达国家制造业普遍有服务化转型趋势，众多发展中国家服务化水平也大幅提升。“制造+服务”模式是当前制造业生产端调整的主流选择，服务化成为制造业领域最重要的变革之一。那么，能否利用制造业服务化解释贸易增速放缓，服务化对出口二元边际有何影响？针对以上问题检索文献发现，以制造业生产端服务化变革为切入点，研究出口二元边际的成果较少，而在供给侧改革的大背景下，以上视角的研究价值毋庸置疑。基于对全球出口态势的判断和对制造业服务化现象的关注，本文尝试对二者关系进行分析。

同时，产品内分工繁荣发展是经济全球化深入推进的重要特征之一。产品生产过程被拆分为多个工序，各国从其他国家或地区进口中间品，根据比较优势完成某个工序生产后再以中间品或最终品形式出口。在产品内分工体系下，无论传统制造业还是服务化制造业，出口品生产皆难以脱离其他国家或地区独立完成。因而考察服务化出口效应时不能不考虑产品内分工的影响。那么，产品内分工下制造业服务化对出口微观结构存在何种影响？分工程度差异能否对二者的关系造成影响？鲜有文献考察制造业生产端服务化变革和出口二元边际的关系，且忽略了产品内分工的作用。本文尝试实现以下创新：第一，突破现有研究视角，在供给侧改革背景下从制造业生产端服务化变革角度研究出口二元边际。同时，结合产品内分工深化的现实，着重探讨产品内分工对二者关系的影响。第二，提出制造业服务化对出口二元边际的非线性“二次关系”影响效应假说，利用最新WIOD数据测算服务化且选择更有效的两步系统GMM法对理论假说进行实证考察，为研究提供更有效的信息。第三，根据服务部门技术复杂度不同，考察制造业投入高端服务与低端服务对出口二元边际的差异化影响。本文尝试通过研究厘清制造业服务化的战略意义且为相关国家出口升级提供新思路。

二、文献综述和理论假说 (一) 文献评述和本文关注重点 1. 出口二元边际研究

贸易二元边际研究文献比较丰富，根据侧重点不同大体分为三类。第一，内涵与测度方法研究(Melitz，2003；Hummels and Klenow, 2005；Amurgopacheco and Pierola, 2008)，在此基础上分析某国(或产业)进出口贸易二元边际结构(Amiti and Freund, 2007；Bernard et al., 2010)。通常将扩展边际定义为市场与产品种类扩张，集约边际定义为数量与价格扩张。第二，经济效应研究。研究认为实现扩展边际驱动可以增强风险抵御力、提高经济稳定性、获得技术溢出和出口竞争力、提升国民福利；依靠集约边际则更易遭受外部冲击，不利于经济长期稳定(Hummels and Klenow, 2005；Hausmann and Klinger, 2006；Yoshida，2011)。第三，分析某经济因素对二元边际的影响。多在引力模型框架内分析贸易成本的影响。例如，Eaton et al.(2004)发现贸易成本对出口扩展边际的影响大于集约边际；Amurgopacheco and Pierola(2008)认为自由贸易协定促进贸易成本下降，有助于扩展边际增长；Lee and Kim(2012)认为贸易便利化对发展中国家出口扩展边际提升有积极影响，对集约边际影响不显著。国内学者考察了经济规模、贸易成本、多边阻力、贸易壁垒、融资约束等对二元边际的影响(钱学锋、熊平，2010；陈勇兵等，2012；王孝松等，2014；鲍晓华、朱明达，2014；陈玉坤、周康，2014)。

施炳展(2010)指出出口二元边际特征和变化趋势反映了一国对外贸易扩张模式和发展前景。对出口二元边际的准确识别不仅有助于定位出口增长源头，且能为巩固出口竞争优势，开拓出口市场，提升贸易地位提供现实依据。因此，在当前国际贸易普遍疲弱的背景下，对出口二元边际的定位和分析有重要现实意义。

2. 制造业服务化研究

Vandermerwe and Rada(1989)最早提出制造业服务化术语。随着范围和程度扩张，服务化现象吸引了部分学者的关注，相关研究主要集中在以下方面：其一，内涵分析(Szdavetz，2003；Baines et al., 2009)。不同学者对制造业服务化的内涵界定有所差别，现在一般将其视为制造商通过流程设计和能力创新在生产中投入更多服务并从销售商品转向销售整体解决方案以获得价值增值的过程。其二，动因分析。通过差异化服务构建竞争优势、加强客户关系管理、获取稳定收益是服务化变革的内在动力(Vandermerwe and Rada, 1989；Oliva and Kallenebrg, 2003；Datta and Roy, 2011)，资源价格上升、环境管制愈发严格是外在动力(Morelli，2002；Mont，2004；Cook et al., 2006)。其三，经济效应分析。包括服务化对企业竞争力、利润、绩效的影响(Fang et al., 2008；Gebauer et al., 2012；徐振鑫等，2016)以及对绿色生态经济创建和持续的影响(White et al., 1999；Agrawal et al., 2012)。

受数据可得性和分析技术限制，国外早期研究多从案例出发，侧重分析其内涵，测度，动因，战略设计以及对客户关系管理、竞争力、绩效等的影响，大样本计量分析相对缺乏。国内对服务化现象关注有余研究不足，为数不多的研究实证考察了生产性服务业的功能、服务化对价值增值、分工地位、产业结构升级、全要素生产率、劳动收入占比等的影响(顾乃华、夏杰长，2010；刘志彪，2008；刘斌等，2016；胡昭玲等，2017；吕越等，2017；唐志芳、顾乃华，2018)。

3. 本文关注重点

制造业服务化对技术进步、市场反馈、生产率、生态环境等方面都有重要影响，理论上看服务化模式必然会影响经济增长与出口结构，而鲜有文献考察服务化变革对出口二元边际的影响，刘斌、王乃嘉(2016)对中国的研究颇具贡献，但该研究主题有待深入和拓展。更重要的是，随着产品内分工深化，越来越难以脱离其他国家独立完成出口品生产，由此决定了服务化的出口效应研究还需要考虑产品内分工的作用。本文在产品内分工视角下就制造业服务化的出口二元边际效应进行分析，试图从制造业生产端变革中寻找出口二元边际变动原因，不仅能够定位贸易增速放缓的源头，为相关国家提供出口政策调整切入点，更有助于各国把握服务化发展趋势，在全球贸易疲弱背景下寻找贸易调整新方向，充分发挥服务化的出口促进效应。

(二) 制造业服务化对出口二元边际的影响 1. 制造业服务化与出口扩展边际

出口扩展边际指出口产品种类或目的市场扩张引起的出口额波动。尽管制造业服务化的出口二元边际研究比较匮乏，但从服务化与技术创新、市场反馈效应、生产率等的研究中大致能梳理出服务化对出口扩展边际的影响。首先，服务化通过技术创新效应促进扩展边际增长。相对资源要素，服务增值能力更高且有吸收引导人力资本、知识技能等高级要素进入生产的功能(Krugman，1989；格鲁伯、沃克，1993)。人力资本、知识技能是技术创新的基础(代谦、别朝霞，2006；徐振鑫等，2016)，技术创新有助于产品研发与产品性能提升，增加出口品种类，提高出口概率。其次，服务化被认为具有明显的市场反馈效应(刘斌、王乃嘉，2016)。制造商通过前期市场调研、可行性研究，后期安装、维修、升级等顾客接触类服务，能够加深对东道国市场的了解，且通过市场信息反馈机制加深对自身产品的认知，提高市场反应能力，激励企业完善产品性能与品质，促进出口品种类扩张。最后，服务化对生产率有积极影响(顾乃华，2010；吕越等，2017；刘伟江、吕镯, 2018)，有助于企业跨越“生产率门槛”，增加出口市场范围。此外，研究还发现服务化模式具有环境改善效应(White et al., 1999；Mont，2004)，在环境管控日益严格的背景下，有助于企业适应环境管制法规、降低环境成本，提升企业开发环境友好型新产品、进入新市场的潜力。因此，制造业服务化通过技术创新效应、市场反馈效应、生产率效应和环境改善效应提高出口市场范围和产品种类，对扩展边际有积极影响。

那么，随着制造业服务化水平提高，能否对扩展边际产生持续的促进作用？本文对此持否定观点。原因有二：其一，资源分散配置导致规模优势下降对扩展边际产生不利影响。服务化模式引导资源在服务与制造环节之间重新配置，服务化达到一定程度后，继续以服务提供替代产品生产会导致服务环节对制造环节的持续挤压，产品生产空间被压缩会降低生产的规模经济。Fang et al.(2008)指出尽管安装、维修、保养和升级等服务活动与制造环节相关度高，能够共享制造业部分资源与技术；但金融、物流、营销等服务活动会导致资源重新配置，制造环节规模优势下降，对生产率有不利影响。其二，可贸易性降低不利于扩展边际增长。服务化生产模式下，服务融入制造且以商品为媒介实现生产与消费的空间分离。随着服务化程度提高，服务的不可贸易性会降低整个链条的贸易性。要保证服务实现生产-消费的空间可分离性，将对技术、人员跨境流动等提出更高要求。否则，服务化达到一定程度后将无法维持对扩展边际的促进作用，反而会因可贸易性降低对其产生不利影响。因此，笔者倾向于认为制造业服务化对出口扩展边际存在先促进后抑制的非线性影响。

据此提出假说1：在控制其它影响因素的条件下，制造业服务化对出口扩展边际具有倒U型影响。

2. 制造业服务化与出口集约边际

出口集约边际指出口价格和出口数量扩张引起的出口波动。制造业服务化调整的不同阶段对价格边际和数量边际的影响有所不同。服务化初期，一方面企业为战略调整在短期内投入大量资金和人力，且通常服务价格比资源要素更高，导致短期内生产成本大幅攀升(Cook et al., 2006；Kohtamäk et al., 2013)。同时，服务化运营战略与服务提供的不一致性、客户对服务价值与生命周期内成本分布认知不足等转型初期企业面临的矛盾，将增大企业经营风险。根据定价规律，生产成本和风险成本攀升会导致产品价格上升；另一方面基于个性化服务与差异化营销的新型竞争策略不仅能提升客户体验、满足客户需求、增强企业竞争优势(Vandermerwe and Rada, 1988；Baines and Lightfoot, 2013；Eloranta and Turunen, 2016)，还有助于制造商构建品牌优势，在品牌效应影响下产品价格会进一步上升。由于出口价格变动和数量变动之间的关系非常密切，通常价格上涨对出口数量有负面影响。本文推断服务化初期，在产品出口价格上升、企业战略重点从数量扩张转向品质与性能提升、客户对服务价值与成本分布认知不足导致产品交付难达预期等因素的共同作用下，出口数量将出现下降趋势。

但是，随着服务化战略趋于成熟，出口价格会逐渐下降。原因是服务化上升至一定水平后，企业内部机制改革与功能设计趋于完善，服务要素积累逐步形成规模效应，企业资源配置、价值链协调以及供应链管理效率提高。同时，经过战略积累，前期各项投资的效应开始发挥，边际成本趋于下降。加上受服务市场愈发激烈的竞争效应影响，商品出口价格最终会顺应市场规律下降。理论上看服务化上升至一定水平后出口价格下降会引起出口数量回升，但因制造环节被压缩，企业战略重点从数量扩张转向性能提升，出口数量最终能否回升还未可知。综上，本文认为服务化调整初期，受成本攀升、风险扩大和品牌效应影响，会提高出口价格且降低出口数量；随着服务化战略逐步成熟，在规模效应、生产率效应和竞争效应影响下出口价格会回落，但受生产空间压缩和战略重点转移影响出口数量最终变化趋势难以确定。

据此提出假说2：制造业服务化对出口价格存在倒U型影响，但对出口数量的影响有待后文详细实证考察。

(三) 产品内分工的影响

产品内分工指产品生产过程被分割为不同环节，各国根据比较优势从事特定环节生产，形成以生产环节为对象的分工体系。专业化于特定环节生产可以节约成本，提高资源配置效率，实现规模经济(Ishii and Yi, 1997；卢锋，2004)。这种新型分工模式对贸易结构的影响值得探讨。Hummels et al. (1998)、Yi(2003)发现产品内分工对出口增长有重要贡献，积极融入产品内分工能增加贸易量。马涛等(2010)发现产品内分工有利于中间品贸易增长。产品内分工的属性与特征决定了其对出口集约边际和扩展边际的影响可能并不一致，但以上研究尚未考察这种差异。

对出口集约边际而言，当分工深入产品内层面后，各国倾向于将生产要素集中于某个拥有最大比较优势的特定环节进行专业化、集约化生产，从而扩大该环节的生产规模。如此既有助于降低成本、实现规模经济，又能提升出口竞争力，增加该环节产品出口额。因此，随着产品内分工深化，生产集约化程度提升，对集约边际扩张有积极影响。对扩展边际而言，一方面专业化于优势环节生产与出口，导致企业缺乏跳出传统比较优势构建新型比较优势的激励，降低开发新市场与新产品的动力，不利于扩展边际增长；另一方面专业化生产带来规模经济效应、生产率提升效应有助于强化出口竞争力，一国获得更多资源用于新产品研发与市场开拓，对扩展边际有积极影响。可见，产品内分工对出口扩展边际有正负两方面的效应，导致影响方向不确定。总之，本文倾向于认为产品内分工对出口集约边际增长有促进作用，对出口扩展边际的影响不确定，有待后文实证检验。

就产品内分工与制造业服务化的关系来看，较高的产品内分工参与度与制造业服务化之间可能存在某个内生互动关系。制造业服务化通过提高生产效率、产品竞争力、降低交易成本等提高产品内分工强度。产品内分工深化又促进服务模块化、外包化发展，为服务更大范围融入制造业提供基础。从这个意义上说，制造业服务化与产品内分工之间可能存在相互推动作用，并共同作用于出口二元边际。

综上提出假说3：产品内分工能促进出口集约边际增长，对出口扩展边际的影响不确定，且对制造业服务化与出口二元边际的关系产生影响。

三、数据、模型和变量 (一) 数据来源

本文主要使用WIOD国家投入产出表、CEPII-BACI数据库以及世界银行WDI数据库数据。根据41个^①主要国家2000-2014年投入产出表测算制造业服务化。2016版WIOD数据执行ISIC Rev.4行业划分标准，包含56个行业^②，测算时做了两点处理：第一，大部分国家因行业划分原因，“机械设备维修安装业”，“家庭作为雇主的活动”及“域外组织机构活动”统计量为0，为分析一致性剔除以上行业；第二，对照ISIC Rev4.和ISIC Rev3.行业划分标准，将WIOD数据库中细分服务行业进行归并。包括：G45~G47并为批发零售业；H49~H53并为运输仓储业；J58~J63并为信息通讯业^③；K64~K66并为金融保险业；M69~M75并为专业科技服务业^④，以避免部分国家因服务业细分行业统计量缺失做行业删除可能导致的偏误。另一个重要数据来源是CEPII-BACI数据库，用于计算出口二元边际，BACI包含200多个国家历年进出口目的地、数量、价值量^⑤、HS六分位编码等信息。

① 本文控制变量主要根据世界银行WDI数据库计算得到，而WDI数据库没有中国台湾地区的原始数据，因此实证分析中剔除了中国台湾地区；利用CEPII-BACI数据库计算出口二元边际，而CEPII-BACI数据库中没有卢森堡的出口数据，无法计算卢森堡出口二元边际，因此实证分析中剔除了卢森堡。41个样本国家为：亚洲区的中国、日本、韩国、印度尼西亚、印度；北美3国；巴西、俄罗斯、澳大利亚、挪威、土耳其、瑞士；以及除卢森堡外的欧盟27国(包括英国)。

② 56个行业分别为：A01-A03:农林牧渔业；B:采矿业；C大类下为19个制造业行业；D35:电、煤气、蒸汽和空调供应业；E36:为供水、污水处理、废物管理和补救业；F:为建筑业；剩下的是29个服务行业，包括：G45~G47:批发零售贸易业；H49~H53:运输和仓储业；I:住宿餐饮业；J58~J63:信息和通讯业；K64~K66:金融保险业；L68:房地产业；M69~M75:专业和科技服务业；N:行政管理和支持性服务业；O84:公共管理和国防服务业；P85:教育业；Q:卫生和社会服务业；R_S:其他服务业；T:家庭作为雇主的活动；U:域外组织活动。

③ WIOD(2016)根据ISIC Rev.4编制，增加了“信息和通讯业”门类，整合了部分之前列入“制造业”、“交通运输、仓储和邮电通信业”、“房地产、租赁及相关商业活动”和“其他服务活动”的活动。

④ WIOD(2016)新增“专业和科技服务业”门类，包括：M69_M70：法律和会计活动、总部活动、管理咨询活动；M71：建筑和工程活动、技术测试和分析；M72：科学研究和发展；M73：广告和市场研究；M74_M75：其他专业化科技活动。

⑤ 所有HS-6位码产品的数量单位统一为“吨”，价值量单位统一为“千美元”，因此可以计算HS-6位码出口产品单位价值。

(二) 模型设定

第一，为刻画制造业服务化对出口二元边际的复杂影响，设定非线性计量模型。同时，考虑出口二元边际的惯性，在解释变量中加入滞后一期的出口二元边际，设定如下计量模型：

$ {Y_{ct}} = {\alpha _0} + {\beta _0}{Y_{ct - 1}} + {\beta _1}{s_{ct}} + {\beta _2}s_{ct}^2 + \sum\nolimits_i {{\alpha _i}{X_i}} + {\gamma _c} + {\gamma _t} + {\varepsilon _{ct}} $

(1)

下标c、t表示国家和时间；Y_ct为出口二元边际各变量，包括：出口目的市场m_ct、产品种类n_ct、产品价格p_ct和产品数量q_c；s_ct为制造业服务化；X为控制变量集，包括：全要素生产率、资本密集度、研发水平、目的市场规模、外商直接投资、国内经济发展水平。γ_c和γ_t为国家和时间固定效应，ε_ct为随机扰动项。

第二，考虑到产品内分工可能增强或减弱制造业服务化对出口二元边际的作用，但因要素禀赋、经济发展水平及价值链分工嵌入模式差异，各国产品内分工程度并不均衡。为此在模型(1)中引入产品内分工及其与制造业服务化的交叉项。

Koopman et al.(2010)通过将出口附加值分解成间接附加值、外国附加值等不同部分，提出“全球价值链参与度(GVC_Par)”核算指标，能较好的反映产品内分工强度。本文利用价值链参与度衡量产品内分工强度，计算公式为：

$ GVC\_Pa{r_{ic}} = \frac{{I{V_{ic}}}}{{{E_{ic}}}} + \frac{{F{V_{ic}}}}{{{E_{ic}}}} $

(2)

其中，IV_ic表示c国i行业间接增加值出口；FV_ic是c国i行业出口中的国外增加值；E_ic是c国i行业增加值出口。利用OECD-TiVA数据库^①增加值贸易分解指标，测算全球价值链参与度。测算结果表明样本国家产品内分工强度存在较大差异。

① OECD-TiVA数据库提供了OECD国家(地区)和主要非OECD国家(地区) 1995年-2011年增加值分解结果，本文利用前向参与度和后向参与度之和计算价值链参与度。

(三) 变量说明

1.制造业服务化(s_ct)。一般而言，包括投入服务化和产出服务化两个概念。度量产出服务化依赖对企业业务范围、服务活动、服务产出或收入的准确衡量，量化困难且核算准确性较低。本文从投入角度，利用完全消耗系数衡量制造业服务化。完全消耗系数即制造业行业j生产1单位最终产品，对第i部门的直接和间接消耗之和，计算公式为：

$ {b_{ij}} = {a_{ij}} + \sum\limits_{k = 1}^n {{a_{ik}}} {a_{kj}} + \sum\limits_{s = 1}^n {\sum\limits_{k = 1}^n {{a_{is}}} } {a_{sk}}{a_{kj}} + \cdots $

(3)

等号右边第一项表示j部门对i服务部门的直接消耗，第二项为j部门通过k部门对i服务部门的第一轮间接消耗，第三项为第二轮间接消耗，依此类推…测算中利用里昂惕夫逆矩阵可简化为：

$ B = {\left( {I - A} \right)^{ - 1}} - I $

(4)

A为直接消耗系数矩阵，矩阵元素为j行业单位最终产出对i行业的直接投入量；I为单位阵。算出j行业对i部门的完全消耗系数b_ij ^②后，将j制造业行业对所有服务部门的完全消耗系数加总，得到j制造行业的总服务化水平：

$ {s_j} = \sum\nolimits_i {{b_{ij}}} $

(5)

② 本文测算的制造业服务化水平为WIOD数据库中各国除“机械设备维修安装业”以外的18个制造业行业对剔除了“家庭作为雇主的活动”以及“域外组织活动”后的27个服务业部门的完全消耗系数的加权均值，权重为各制造业行业产值占制造业总产值的份额。

最后，以各制造业行业产值占本国制造业总产值的份额为权重，对行业制造业服务化进行加权，得到国家层面制造业总服务化水平：

$ {s_c} = \sum\nolimits_j {\frac{{outpu{t_{cj}}}}{{outpu{t_c}}} * {s_j}} $

(6)

其中，output_cj为c国j制造业行业的产出，output_c为c国制造业总产出，数据来自WIOD数据库。部分年度测算结果报告在表 1。

2.出口二元边际。利用CEPII-BACI数据库对样本国家总出口进行微观分解，参考Hummels and Klenow(2005)将扩展边际利用出口市场数量、出口产品种类表示，出口市场数量定义为各国产品出口目的地数量，出口产品种类定义为HS-6位数出口产品种类。将集约边际利用出口产品价格、出口产品数量表示，出口产品价格利用HS-6位数出口产品价格按照每种产品的出口份额加权得到，出口产品数量为HS-6位数产品的出口数量之和。部分年度出口二元边际分解结果见附表 1。

3.控制变量：(1)出口国全要素生产率(TFP)。利用基于数据包络分析的Malmquist指数法测算全要素生产率。先通过永续盘存法估算固定资本存量：首先，利用固定资产形成额(2010年不变价)，根据固定资产形成规律：$I(t)=I(0) e^{t \lambda}$，估计固定资产形成总额增长率λ；为减少基年资本存量估计误差对后续年份的影响，使估计结果更准确，选择1995年为基年；然后，采取通用做法假定固定资产折旧率δ＝5%，利用式(7)计算第1期(1996年)固定资本存量：

$ K\left( 1 \right) = \frac{{I\left( 0 \right){e^\lambda }}}{{1 - \left( {1 - \delta } \right){e^{ - \lambda }}}} $

(7)

I(0)为1995年固定资产形成额；δ为折旧率；λ为固定资产形成额增长率；最后根据永续盘存法计算各期固定资产存量：

$ K\left( t \right) = K\left( {t - 1} \right) * \left( {1 - \delta } \right) + I\left( t \right),t = 2,3,4 \cdots 19 $

(8)

以上述估算所得固定资本存量和劳动力为投入，不变价GDP为产出，在DEAP 2.1软件下测算各国历年TFP增长率。部分年度TFP增长率测算结果呈现在表 2。

(2) 资本密集度(k)。资本丰裕国家更易实现高效率生产并影响出口，利用上述永续盘存法估算固定资存量与各国劳动力之比衡量。(3)研发水平(rd)。研发水平对强化知识技术吸收能力，提升技术水平有积极影响，利用每百万人中研发人员数衡量。(4)目的国市场规模(scale)。利用各国所有出口市场的加权平均GDP(剔除价格影响)衡量，权重为对目的国出口占本国总出口的份额。(5)外商直接投资(fdi)。利用剔除价格影响的外商直接净流入衡量。(6)本国经济发展水平(pgdp)。利用剔除价格影响的本国人均GDP衡量。相关数据来自世界银行WDI数据库。

(四) 描述性统计

表 3是描述性统计。除了出口价格、制造业服务化和TFP因包含小于1的观测值而不取对数外，为克服异方差性对其它变量取对数形式。

四、实证结果分析 (一) 系统GMM估计

实证模型无法穷尽影响出口二元边际的因素，模型设定上难以避免遗漏变量，导致模型可能存在内生性。引入工具变量可较好解决内生性问题，常用做法是利用关键变量滞后项为工具变量。本文利用更有效的两步系统GMM法对模型进行估计，以降低模型内生性，结果报告在表 4。

表 4(1)-(2)列s的估计系数显著为正，s²的系数显著为负，表明服务化对出口扩展边际有先升后降的倒U型影响。制造业服务化对扩展边际有积极影响，但服务化并非越高越好，而是存在一个最优值，可以算得服务化水平分别为56.09%和59.60%时，对出口市场扩展边际和产品种类扩展边际的促进作用最大。第(3)列s系数显著为正，s²系数显著为负，说明服务化对价格边际也存在倒U型影响，拐点为50.71%。当前发达国家已接近或超过倒U型曲线的拐点，但发展中国家服务化仍低于拐点值，说明服务化模式将继续对发展中国家出口扩展边际与价格边际产生积极影响。第(4)列s系数显著为负，非线性项的系数不显著，表明服务化模式与数量边际之间不存在非线性关系。因此，在非线性估计模型基础上删掉服务化平方项进行线性估计。第(5)列s系数显著为负，说明服务化对数量边际存在抑制作用。可能的原因是：服务化意味着制造业改变甚至放弃原有生产模式，大范围进行战略调整和业务创新，为此投入大量额外成本，导致已有产品出口难度提升，出口数量下降；同时，制造环节被挤压，制造业战略重点转向品质与性能提升，不利于出口数量扩张。另外，价格提升也会拉低出口数量，导致对数量边际产生负向影响。

(二) 稳健性检验

利用剔除异常值法和替换指标法检验基准估计的稳健性。分析如下：

1.剔除异常值。由描述性统计发现，保加利亚、克罗地亚和立陶宛等国服务化水平远高于其它国家，为剔除异常样本点对估计结果的影响，对模型进行缩尾处理。将服务化数据落在(1%，99%)之外的样本值分别替换为1%和99%分位数上的样本值，重新估计，结果汇报在表 5^①。(1)-(3)列s系数显著为正，s²系数显著为负，服务化对扩展边际和价格集约边际存在倒U型作用；第(4)列s系数显著为负，服务化对出口数量边际有抑制作用。与基准估计一致，估计结果具有稳健性。

① 下文对数量边际均先采用非线性模型估计，但非线性模型估计结果显示服务化的二次项不显著，可判断不存在非线性影响，且通过散点图可大致判断数量边际与服务化更像线性关系，因此剔除服务化平方项进行线性估计，且不再报告加入了服务化二次项的估计结果。下同。

2.替换指标。完全消耗系数反映了不同产业的相互依存关系，而产业之间的这种关系还可利用直接消耗系数反映。直接消耗系数a_ij指j部门生产1单位产出对i部门的直接使用，能更直观的揭示制造业对服务部门的依赖，是相关文献衡量服务化的另一种方法(唐志芳、顾乃华，2018；吕越等，2017)。以直接消耗系数衡量服务化的估计结果汇报在表 6，s和s²的系数符号与显著性未发生根本性变化，估计结果稳健。

另外，根据功能不同可将服务业划分为生产性服务业和生活性服务业。前者指用作其它商品与服务生产中间投入的服务(运输、通讯、金融、保险等)，核心功能是满足生产需求；后者指直接为居民提供物质与精神生活的服务(餐饮、住宿、旅游、健康等)，重点满足消费需求。生产性服务与制造业的经济技术联系相对紧密，而生活性服务则相对薄弱。因此，剔除生活性服务，利用制造业对生产性服务的完全消耗系数重新估计的结果汇报在表 7。其中，根据ISIC(2004)将运输仓储、信息通讯、房地产、金融保险、专业科技、行政支助以及教育等七个服务部门界定为生产性服务。剔除生活性服务业后，估计结果依旧支持本文核心结论。

(三) 分组检验

制造业服务化可能对不同经济发展水平国家的出口二元边际存在异质性影响。为此，利用引入虚拟变量交互项的方法对总样本进行分组估计。设置虚拟变量Dummy_i，对OECD国家，令Dummy_i＝1；对非OECD国家，令Dummy_i＝0；将虚拟变量与制造业服务化的交互项引入基准模型，得到分组回归方程：

$ {Y_{ct}} = {\alpha _0} + {\beta _0}{Y_{ct - 1}} + {\beta _1}{s_{ct}} + \varphi {s_{ct}}Dummy + {\beta _2}s_{ct}^2 + \sum\nolimits_i {{\alpha _i}{X_i}} + {\gamma _c} + {\gamma _t} + {\varepsilon _{ct}} $

(9)

参数φ反映了OECD国家与非OECD国家的斜率差异。若服务化与虚拟变量交互项通过显著性检验，意味着服务化对两组国家出口二元边际的影响存在异质性。

由表 8(1)-(2)列可知，s*Dummy系数显著为正，服务化对OECD与非OECD国家出口二元边际的影响具有差异性；无论OECD还是非OECD国家，服务化对市场扩展边际、产品种类扩展边际皆有倒U型影响，但倒U型曲线的形状存在差异，OECD国家倒U型曲线拐点对应的服务化较高。由第(3)列可知，两组国家s系数皆显著为正，s²系数皆显著为负，与基准估计一致；s*Dummy系数显著为正，服务化对两组国家价格边际的倒U型影响曲线存在形状差异。第(4)列s与s*Dummy系数显著为正，即服务化对数量边际有抑制作用，且对非OECD国家数量边际的抑制作用更大。

(四) 服务投入异质性检验

制造业服务化分解结果表明，不同国家服务化除了存在程度差异，还存在结构差异。发达国家信息通讯和专业科技服务化明显高于发展中国家，尽管发展中国家服务化水平有大幅提升，但仍以批发零售、运输仓储服务化为主。那么，不同服务化对出口二元边际会产生异质性影响吗？为此，区分高端服务化和低端服务化^①分别考察。

① 以本文考察的41个经济体为分析对象，利用如下公式测算各服务行业的技术复杂度：

$ E T C_{t}^{i}=\sum\limits_{c}\left[\frac{E_{c t}^{i} / E_{c t}}{\sum\limits_{c t}\left(E_{c t}^{i} / E_{c t}\right)} * P G D P_{c t}\right] $

其中，E_ctⁱ为c国t期i行业出口额；E_ct为c国t期总出口额；PGDP_ct为c国t期的人均GDP；权重$\left(E_{c t}^{i} / E_{c t}\right) /\left[\sum_{c t}\left(E_{c t}^{i} / E_{c t}\right)\right]$表示c国t期i行业出口比例与世界i行业出口比例的比重。41个样本国家各服务行业出口额及服务部门出口总额数据来自WIOD数据库，人均GDP数据来自WDI数据库。本文以服务部门出口技术复杂度测算结果为标准，定义技术复杂度较高的专业科技、信息通讯和金融服务化为高端服务化；技术复杂度较低的批发零售和运输仓储服务化为低端服务化。

表 9(1)-(2)列表明制造业高端服务化对出口目的国扩展边际、产品种类扩展边际存在倒U型影响；表 10(1)-(2)列表明制造业低端服务化对两种扩展边际存在倒U型影响，但两者在系数大小和显著性上存在差异。表 9第(3)列显示高端服务化对出口价格边际有倒U型影响，表 10第(3)列表明低端服务化对价格边际的影响不显著；表 9第(4)、表 10第(4)列表明高端服务化和低端服务化对数量边际都存在负面影响，但相比之下高端服务化对数量边际的抑制作用小于低端服务化。

(五) 考察产品内分工对制造业服务化与出口二元边际关系的影响

制造业服务化与出口二元边际的关系可能受产品内分工影响，而样本国家产品内分工强度差异较大。为了考察产品内分工与制造业服务化之间可能存在的交互作用，在基准估计中纳入产品内分工强度及其与服务化的交叉项，得到以下回归方程：

$ {Y_{ct}} = {\alpha _0} + {\beta _0}{Y_{ct - 1}} + {\beta _1}{s_{ct}} + {\beta _2}s_{ct}^2 + {\beta _3}GVC\_Pa{r_{ct}} + {\beta _4}{s_{ct}} * GVC\_Pa{r_{ct}} + \sum\nolimits_i {{\alpha _i}{X_i}} + {\gamma _c} + {\gamma _t} + {\varepsilon _{ct}} $

(10)

GVC_Par_ct表示产品内分工强度，s_ct*GVC_Par_ct是服务化与产品内分工交互项。两步系统GMM估计结果报告在表 11。可见，s和s²的系数符号和显著性与基准估计基本一致。(1)-(2)列GVC_Par的系数不显著，说明产品内分工未对出口扩展边际产生明显影响；(3)-(4)列GVC_Par系数显著为正，即产品内分工对集约边际有直接的促进效应。第(1)列s* GVC_Par系数为正但未通过显著性检验，说明产品内分工对服务化与出口市场扩展边际的关系没有显著影响；第(2)列s* GVC_Par系数为负但不显著，产品内分工同样未对服务化与产品种类扩展边际的关系产生明显影响；第(3)-(4)列s* GVC_Par系数显著为正，表明产品内分工对服务化与出口集约边际的关系产生了积极影响。总之，提高产品内分工参与度不仅能够直接促进集约边际增长，还会增强服务化对价格集约边际的积极作用，弱化服务化对数量集约边际的抑制作用。但是，产品内分工并没有对服务化与出口扩展边际的关系产生明显影响。

五、结论和启示

本文在产品内分工深化发展的背景下，从制造业生产端服务化变革视角研究出口二元边际，提出二次关系影响效应且运用两步系统GMM法进行实证检验，结果发现：第一，制造业服务化对出口扩展边际存在倒U型影响，即服务化对扩展边际有促进作用，但是服务化水平超过最优值后又会抑制扩展边际增长。第二，制造业服务化对出口价格边际具有倒U型影响，对出口数量边际存在抑制作用。第三，低端服务化和高端服务化对出口扩展边际的影响较一致，但低端服务化对价格边际的影响不显著，且对数量边际的抑制作用大于高端服务化。第四，产品内分工不仅对出口集约边际有直接促进作用，且加强了服务化对价格边际的积极影响，弱化了其对数量边际的抑制作用，但对制造业服务化与扩展边际关系的影响不显著。

上述研究的政策启示有：第一，制造业服务化能促进出口扩展边际增长，因此政府应积极制定合理的产业规划发展政策，制造业应把握服务化发展契机, 调整产业链定位、开展战略转型，自上而下为制造业与服务业融合发展提供广阔空间；加强以新兴制造业与生产性服务业发展为核心的战略调整力度，推进服务化发展进程，充分利用服务化对高端出口能力(即扩展边际)的促进作用，实现出口增长与结构优化。第二，大量战略资源投入、成本和价格机制调整、品牌优势建立皆会引起产品价格攀升，而顾客对服务产品成本分布和性能认知不足、产品市场接受度不高导致服务化对出口数量边际有抑制作用；因此服务化变革同时应加强企业内部机制设计和创新管理流程创建，加强服务人员培训和服务文化营造，通过建立信息反馈机制及时掌握客户需求，增强服务化商品市场接受度，同时遵循“由浅入深、循序渐进”原则，切忌盲目服务化对数量边际造成不利影响。第三，产品内分工能降低服务化对出口集约边际的抑制作用，因而在全球贸易增速放缓，服务化转型势头高涨的背景下，外向型发展战略仍有合理存在的意义，若企业能在服务化变革同时以更积极的姿态融入全球生产网络，将一定程度缓解服务化对出口集约边际的不利影响。