服务链延伸能否化解“鲍莫尔成本病”？

陈启斐

摘要 本文基于中国30个省、区、市1997年、2002年、2007年和2012年共计120张投入产出表测算了服务业在上游环节和下游环节的供给链长度；在此基础上从全球价值链和国内价值链两个视角出发，考察服务业延伸供给链对全要素生产率的影响。研究表明，服务业供给链向上游服务环节延伸1%，将会带动全要素生产率提升0.148%；向下游制造环节延伸会抑制服务业的全要素生产率。区分全球价值链和国内价值链之后发现，服务业在国内价值链延伸供给链长度上对全要素生产率的促进作用要高于在全球价值链上的提升作用。细分供给链后发现，服务业向消费性服务环节和生产性服务环节延伸供给链的长度会显著提升全要素生产率，向运输服务环节延伸供给链长度则会抑制全要素生产率，只有在国内价值链上向金融服务环节延伸供给链长度才能提升全要素生产率。因此，加强供给环节的服务要素投入质量，提高价值链的治理能力，延伸供给链长度，对于提高服务业生产率，实现长期稳定的经济增长具有重要政策含义。

关键词 全要素生产率 供给链 全球价值链 国内价值链

一 引言

“配第—克拉克定理”强调：随着经济发展，第一产业国民收入的相对比重逐步下降，第二产业国民收入的相对比重上升；经济进一步发展，第三产业的国民收入相对比重也开始上升。Baumol（1967）强调随着产业结构的服务化，国民经济的增速会下滑。他认为服务业相对制造业属于技术停滞部门 ，进步部门的生产率快速增长导致停滞部门相对成本的不断上升；低生产率部门的扩张，总体经济的增长速度会出现下滑。他将这种现象称为“成本病”（Cost Disease）。成本病模型较好地解释了为什么发达国家的服务部门占比较高，GDP的增长速度却远远低于发展中国家。

过去三十年，中国的经济一直保持了高速增长的态势，服务业生产率低下的问题一直未能引起足够的重视。本文认为，主要有三点原因导致国内学者一直忽略服务业生产率问题：第一，对服务业的重要性认识不够。我国在全球价值链上的分工主要在生产和组装环节，制造业一直是国民经济的支柱性行业，服务业的重要性相对次之。在服务业滞后的情况下，中国依旧保持了三十年的快速增长态势（谭洪波和郑江淮，2012）。第二，在相当长的一段时间内，中国服务业占比的增减与GDP的增减保持同步态势。图1给出了我国加入WTO之后，GDP增长率和服务业占比的走势。可以发现，2002～2007年，在服务业扩展的时候，我国经济增长速度保持了上涨的趋势。而2008～2010年，两者呈现同时下降的态势。第三，很多学者认为，我国国民经济下滑是周期性原因以及受到外部冲击，而非自身的结构变动造成的。一方面，金融危机之后，欧美发达国家纷纷回迁制造业，全球贸易发生了坍塌（Ahn et al.，2011）。外需的持续萎靡，导致我国的出口乏力。另一方面，四万亿元刺激政策导致了较为严重的产业结构扭曲，使得我国处于“三叠期”的特殊状态下 ，民间投资急速下滑。现有研究认为，出口萎缩、投资效率下滑以及内需不振是导致国民经济增速下滑的主要原因。本文认为这些观点只是我国经济增长速度下滑的表面原因，其深层次的原因是随着服务业占比的提升，生产率滞后部门的扩张导致整体经济增长速度下滑。观察图1可以明显发现：2010年之后，随着服务业占比的不断提升，我国经济增长速度出现下滑。两者之间不再是同向变动的关系，而是出现了显著的负向关系。这一现象背后，是鲍莫尔假说开始发挥作用。化解服务业“成本病”是我国调整产业结构，提升经济增长质量必须要解决的问题。

资料来源：国家统计局。

现有研究认为，服务业是制造业的中间投入，是支撑制造业高端化、柔性化和全球化的支撑力量。这样的研究视角忽视了服务业自身的发展规律，服务业作为现代经济的主导部门，需要专业化的生产要素投入，才能提高增长绩效。中国作为全球价值链上的迟到者，存在两个先天的缺陷——供给链缺失以及创新能力不足（Humphrey and Schmitz，2000）。我国作为发达国家的供给链的一环，嵌入全球价值链，产业的供给链过短，无法有效帮助我国产业升级和转型。要提高我国服务业生产率，必须延伸产业供给链的长度。

现有的服务企业延伸供给链主要有两种模式：一种模式是以Google为代表的“多元化”模式，向下游制造环节渗透。Google公司2011年以每股40美元的价格收购摩托罗拉，总金额约125亿美元。通过这次收购，Google公司拥有了自己的专利组合，并且在安卓系统上加强了垂直一体化管理。另一种模式是以Facebook为代表的“专业化”模式，向上游的服务环节扩张。2012年Facebook以10亿美元加股票方式收购在线招聘共享服务商Instagram；2014年斥资20亿美元收购沉浸式虚拟现实技术公司Oculus VR；同年，以约190亿美元的现金和股票的方式收购WhatsApp，这是继2001年时代华纳和AOL合并之后互联网产业最大规模的并购交易。Facebook这一系列并购对象都是上游的服务企业，通过向服务链的上游延伸，提高核心的产品竞争力，强化企业在价值链上的控制权。通过对这两种模式的分析总结，本文认为提高服务业增长绩效可以从全球价值链入手，通过向服务链的上游和下游延伸来提高生产率。

本文从以下方面扩展了现有的研究：

第一，现有的文献都是在全球价值链上固定的位置讨论一国经济增长和相应的福利问题。本文将全球供给链（Global Supply Chain）融入服务业增长分析框架中，突破了现有分析框架的视角狭隘的不足。Oulton（2001）认为鲍莫尔只考虑最终品，没有考虑中间品；很多中间服务品部门是存在技术进步的。他发现商业服务部门是一个技术进步率很高的部门。沿袭相同的思路，Sasaki（2007）将服务品既作为中间投入品，又是最终需求品，分析经济服务化对增长的影响，他发现长期的经济增长取决于劳动和服务要素的替代弹性。Castaldi（2009）分析了1979年到2004年全球16个主要的发达国家服务业扩展与技术进步之间的关系。他发现知识密集型的服务业生产率增长有限，网络和信息服务业的生产率增长较快。Maroro-Sanchez和Roura（2009）的研究结论推翻了前人的结论，他们发现产业结构服务化有助于技术进步。程大中（2004）利用中国的分行业数据发现，我国的服务业扩张导致整体经济增长速度下滑。这些结论之间存在严重的分歧，其主要原因是分析视角的片面性，拘泥于鲍莫尔最初的分析模型中。鲍莫尔在1967年分析服务扩展与经济增长的关系时，全球经济一体化尚处于萌芽阶段，全球价值链尚未成型。鲍莫尔关注的重点是国内的三次产业结构变迁对生产率的影响。随着20世纪80年代全球化的浪潮，各个国家纷纷加入全球生产网格。各国产业已经高度地融合到一起，尤其是1993年乌拉圭多边谈判服务业开放取得了突破性进展，签订的《服务贸易总协定》（ General Agreement on Trade in Services ，GATS）于1995年正式生效之后，全球服务业关税大幅下降，各国服务业纷纷加入全球价值链中，服务链的长度和广度的延伸进一步推动了服务业的技术进步。针对这种现象，本文将服务业作为独立的分析部门，研究在全球生产一体化背景下，服务业延伸供给链对服务业生产率的影响。

第二，正如前文案例分析，服务业供给链的延伸有两个方向：上游的服务环节和下游制造环节。前者指服务企业兼并收购其他服务企业或者将自身业务进行外包，主要表现为中间服务品投入的比重不断上升。后者指服务企业兼并收购制造业企业，或者将部分生产业务外包给制造型企业，主要表征为中间制造品投入的比重不断上升 。两种不同的供给链延伸方向会对服务业生产率产生何种影响，哪种方式对生产率提升的帮助更大？这也是本文研究的主要问题。

第三，金融危机之后，欧美发达国家提出了“振兴制造业”的发展计划，大型制造型企业纷纷将业务回迁到本土，例如：通用电气将组装线从中国搬回了美国肯塔基州，NCR公司将ATM机的生产系统从中国、印度和匈牙利迁回佐治亚州。阿迪达斯将制造业务回迁到欧洲。2015年，英国公投退出欧盟；美国特朗普当选总统之后，退出《跨太平洋伙伴关系协定》（ Trans-Pacific Partnership Agreement ）。全球经济一体化进程受阻，全球价值链呈现收缩的状态，国内价值链的重要性日益显现。在这样背景下，服务业在全球价值链和国内价值链上延伸产业链条的长度对服务业生产率有什么异质性的影响？这也是本文关注的重点问题。

第四，现有的研究都是基本国家层面分行业的数据，中国作为一国地域广博的大国，不同省份之间的发展差异性极大；此外，不同经济发展水平省份的服务业在国内价值链上的分工存在显著异质。因此，必须对不同省份的服务业进行细分研究。本文突破了加总行业层面数据的限制，按照国民经济行业分类与代码（GB/4754-2011）分类，采用了30个省份1995年到2014年20年的55个行业的数据进行实证分析 。此外计算服务业在全球价值链和国内价值链上长度时，需要行业使用的中间投入品数量。为此，本文还运用了30个省份，1997年、2002年、2007年和2012年共计120张投入产出表，测算了不同服务业在全球价值链和国内价值链上供给链的长度，进行细化研究。可以较为精确地刻画出我国不同省份服务业参与国际国内分工对生产率的影响。

二 文献综述

新古典增长理论认为：人力资本、研发投入和产业集聚是促进技术进步的决定因素（Aghion and Howitt，1992；Barro，1991；Hall and Jones，1999；Howitt，2000；Jones，1995，1999；Lucas，1988；Romer，1986，1990；Solow，1956；Swan，1956）。传统增长理论不区分三次产业，因此产业结构变迁未能纳入分析框架中 。“配第—克拉克定理”强调：随着经济的发展，服务业在国民经济中的比重将会不断提升。世界银行数据显示，2014年，服务业占GDP的比重在全球范围内的平均水平达68.29%。这意味着，服务业的技术进步率（全要素生产率）将决定长期的经济增长水平。关于经济服务化会对一国长期经济增长产生何种影响，学界存在两种不同的观点：一方面，是以卡尔多为代表的“平衡增长理论”（Balanced Development Theory），该观点强调国民经济会沿着平衡增长路径（Balance Growth Path）进行发展和演化。卡尔多（1961）对20世纪各国的经济增长进行分析和归纳，总结出了5个“典型化实施”（stylized facts）：第一，劳动生产率以稳定速度不断提高；第二，人均资本以稳定速度增长；第三，资本回报率（实际利率）保持稳定；第四，劳动资本产出比保持稳定；第五，劳动和资本的份额保持稳定。另一方面，是以鲍莫尔为代表的“非平衡增长理论”（Unbalanced Development Theory），强调部门之间的技术进步率存在差异，经济增长并非按照平衡路径发展，而是按照非均衡增长路径发展（Unbalance Growth Path）。Baumol（1967）针对经济服务化的特征，构建了两部门非均衡增长模型，在模型中设定服务业部门是技术停滞部门，制造业部门是技术进步部门。由于名义工资同比例增加，停滞部门（服务业部门）的工资成本将不断上升，劳动力将会涌入停滞部门 。整体经济增长速度将会趋近于服务部门，陷入停滞状态。Baumol的模型较好地解释了随着产业结构服务化之后，发达国家的经济增长速度下滑的现象。但是，也遭到一些学者的评判（Birch and Cramer，1972）。主要争论在于，服务业并非是完全的技术停滞部门，两部门的划分过于笼统。为此，Baumol（1985）对该模型进行了修正，引入“半停滞部门”，将两部门模型扩展到三部门。研究结论显示，随着相对价格的上升，停滞部门的支出和就业份额会急速上升。劳动力会不断转移到停滞部门和半停滞部门，经济增长速度下滑。该模型的结论与最初的模型结论基本一致。

经济服务化是否会阻碍经济增长？针对该问题，很多经济学家进行了深入研究，主要从以下两个方向不断扩展和完善鲍莫尔的模型。一种方向是深化对服务需求以及服务消费的认识。Pugno（2006）扩展了Lucas（1988）的思想，他将服务消费视为人力资本积累渠道之一，随着服务消费增加，制造业和服务业的生产率都会得到提升。这也意味着全要素生产率的增长是内生的。因此随着产业结构服务化，经济增长的速度会加快。De Vincenti（2007）的研究也持类似的观点。另一种方向是突破服务品仅仅为需求品的设定，认为服务品不仅是消费品也是重要中间投入品。Outon（2001）认为鲍莫尔模型的一个缺陷是只考虑最终品部门，没有包括中间品部门。很多中间服务部门存在技术进步（比如，商业服务）。但是，Oulton的模型也存在一个缺陷，他将服务品部门仅仅作为中间品部门，忽略了服务品的最终需求部分。为了解决这点不足，Sasaki（2007）将服务品划分为中间投入品和最终需求品。他发现在这种情况下，服务业扩张会导致长期的经济增长速度下滑。Ngai 和 Pissarides（2007）认为在鲍莫尔模型中加入资本品之后，服务业的扩张就会促进经济增长。Bonatti和Felice（2008）总结了服务业发展的四个典型事实：（1）服务品价格相对收入会持续上升；（2）相对于制造业，服务业是劳动密集型行业；（3）服务业的资本积累速度快于制造业；（4）服务品的需求价格弹性大于1。因此，他将技术进步部门（制造业）的产品划分为两个用途——消费和投资，技术停滞部门（服务业）产品仅用于消费。扩展之后的模型显示，随着服务部门的扩张，长期的经济增长速度（全要素生产率）会下滑。近年来，越来越多的学者认识到卡尔多理论的重要性。Kongsamut等（2001）在新古典理论基础上建立了三部门（农业、制造业和服务业）平衡增长模型，较好地解释了人均GDP是如何沿袭平衡增长路径上涨的。Iscan（2010）扩展了Kongsamut等（2001）的模型，同时将“成本病”问题和恩格尔法则引入分析框架中，区分了两种效应对经济增长率的异质性作用。Jones和Romer（2010）重新梳理和修正了“卡尔多事实”，提出了“新卡尔多事实”（New Kaldor Facts）：（1）市场范围不断扩大；（2）人均GDP的增速在加快；（3）与技术前沿的距离决定了各国增长速度的差异；（4）人均收入和全要素生产率之间存在差异（要素投入的差异只能解释人均GDP差距中的不到一半；（5）人力资本在不断增加；（6）相对工资长期地稳定。新卡尔多事实意味着，随着全球经济服务化，世界经济的增长速度并没有显著地下滑。

在实证方面，学者关心的重点问题在于服务业的生产率是否存在增长以及增长速度如何？如果服务业的全要素生产率为正，服务部门扩张会带动整体的经济增长；进一步，如果服务业的全要素生产率高于制造业的全要素生产率，就业从制造业流入服务业，会使得国民经济以更快的速度增长。Hartwig（2011）利用1970～2005年18个OECD国家的数据进行了经验分析发现，服务业扩张会导致生产率下降。Nordhaus（2014）利用美国的数据发现，服务业在国民经济中的比重提高之后，美国的经济增长速度出现了下滑。这两位学者的实证结论都支持鲍莫尔的观点。但是，也有学者的经验研究得出了相反的结论。Verma（2008）利用印度的数据发现服务业的全要素生产率存在较快的增长。Maroto-Sánchez和Cuadrado-Roura（2009）运用37个欧盟国家的数据实证发现，服务业扩张对经济增长有正向的促进作用。Castaldi（2009）认为创造性破坏使得新产品取代旧产品，产业结构发生变动，服务业作为中间品部门会间接带动全要素生产率的提升。他利用欧盟的数据发现服务业内部不同行业扩张对全要素生产率存在异质性作用：（1）物理网络和信息网络的普及会促进生产率；（2）知识密集型服务业的生产率提升有限；（3）服务外包是全要素生产率增长的主要来源之一。以上学者研究说明，关于经济服务化与全要素生产率之间作用渠道尚未达成一致。需要从新的视角去分析该问题。

国内研究也主要围绕“服务业发展是否存在滞后”以及“对服务业生产率进行测算”两个方面展开。程大中（2003）研究发现中国的服务业存在明显的“三低”现象，即服务业增加值比重低、就业比重低和人均增加值比重低，服务业生产率存在明显的滞后。程大中（2004）较早地研究了服务业“成本病”问题。他基于中国服务业发展的实际分析发现，中国整体服务业的劳动生产率增长滞后，服务部门需求与服务部门发展处于极不均衡的状态。随后，程大中和汪蕊（2006）基于Pugno模型，对中国服务业增长及其影响进行了数值模拟。研究结果显示：通过增强服务消费可以增加人力资本，促进服务业健康发展和整体经济实现长期增长。他在（2008a）和（2008b）都认为中国的服务业劳动生产率存在明显的相对滞后现象。赵永亮和张捷（2011）基于鲍莫尔修正模型，考察了国际分工和制度因素对工业和服务业均衡发展的影响。经验研究表明，参与国际分工的出口导向战略限制了我国产业结构趋向服务化。也有学者持反对意见，李国璋等（2008）建立了多部门的经济增长模型，通过对1978～2006年的数据进行实证研究发现，我国第三产业的全要素生产率高于第二产业。李建华和孙蚌珠（2012）对两种观点进行了融合，他们从生产过程是否可标准化的角度出发，将服务业划分为可标准化服务业和不可标准化服务业，分析了可标准化服务业、不可标准化服务业与工业三者之间结构变迁对生产率的影响，并采用1978～2010年中国服务业分行业数据对扩展后的模型进行实证分析发现，不可标准化的服务业扩张会导致“成本病”，可标准化的服务业扩张会促进生产率。目前学界得到的基本结论是，我国服务业存在一定程度的滞后以及生产率低下的问题。谭洪波和郑江淮（2012）基于Baumol的修正模型解释了中国经济高速增长与服务业发展相对滞后并存的“服务业发展悖论”。他们认为这种情况是由于中国服务业特别是高级生产性服务业的TFP增值率为零造成的。王晶晶和黄繁华（2014）基于Pugno模型发现，服务业发展水平虽然滞后，但可以通过服务消费的人力资本积累效应带动经济增长，并且该效应在东部发达地区最为显著。

由于服务业内部细分行业性质差异较大，对服务业生产率的细化测算也是研究的重要领域：顾乃华和李江帆（2006）借助随机前沿生产函数模型，使用面板数据面，分析了我国服务业技术效率的区域差异。研究表明，东、中、西部服务业技术效率存在显著的差异。杨勇（2008）测算了1952～2006年服务业全要素生产率，并借助Cobb—Douglas生产函数，对服务业全要素生产率的产出率进行分析。结论显示，服务业全要素生产率对产出的贡献率偏低。王恕立和胡宗彪（2012）采用两次经济普查后的修订数据，运用Malmquist生产率指数法测算了1990～2010年中国服务业细分行业的全要素生产率。结果表明，虽然中国服务业总体及其细分行业的TFP处于上升通道，但是服务业发展的粗放型特征仍然明显，与工业（制造业）相比，服务业TFP增长是滞后的。随后，王恕立等（2015）将环境因素纳入生产率研究体系，测算了2000～2012年31个省份和2004～2012年服务业细分行业的全要素生产率变动情况。他们进一步发现，未考虑环境因素会高估服务业的生产率。这意味着服务业实际的TFP更低。庞瑞芝和邓忠奇（2014）采用1998～2012年中国省际面板数据对工业和服务业生产率进行了对比研究。研究显示，服务业生产效率高于工业，但是TFP的增长落后于工业。崔敏和魏修建（2015）考察了服务业各细分行业的生产率及技术状态，研究表明，技术进步是推动我国服务业向集约化经济发展的主导力量。生产性服务业技术进步对产值的贡献度较大。胡宗彪（2014）将开放条件引入服务业生产率的测算中，他基于异质性企业内生技术选择视角和世界投入产出表的大样本数据，考察了国际服务贸易成本对服务业生产率的影响。结果表明，更低的贸易成本与更高的生产率及更快的生产率增长相联系，且该效应主要体现在生产性服务部门。但服务贸易成本下降的效应系数远远低于商品部门。从这些学者研究中可以发现，虽然服务业存在弱技术进步，但仍属于停滞部门，服务业的全要素生产率远落后于制造业。

三 计量模型、测量方法和数据来源

（一）研究模型

本文借鉴Maroto-Sánchez和Cuadrado-Roura（2009）的实证模型，从全球价值链（Global Value Chain）和国内价值链（National Value Chain）两个视角研究延伸供给链对服务业全要素生产率的影响。在结合样本实际特征的基础上，本文设计如下计量模型：

ln tfp _{ij ， t} = α ₀ + α ₁ ln ssc _{ij ， t} + α ₂ ln psc _{ij ， t} + μ _i + μ _j + δ _t + ε _{ij ， t}

其中，下标 i 表示5个服务业细分行业， j 表示30个省份， t 代表时间。 tfp 表示服务业的全要素生产率， ssc 表示服务业向上游服务业环节延伸供给链（Service Supply Chain）， psc 表示向下游的制造环节延伸供给链（Product Supply Chain）， μ _i 是行业的固定效应， μ _j 是地区固定效应， δ _t 是不随时间变化影响服务业全要素生产率的特定因素， ε _{ij ， t} 是随机误差项。因此，本文控制“省份—行业—时间”的固定效应。为了避免变量由于数量级差异造成的估计结果的偏误，所有的变量均采用对数形式。考虑到全要素生产率在演化过程汇总具有连续性的典型特征，我们引入全要素生产率的滞后一期作为被解释变量，即

ln tfp _{ij ， t} = α ₀ + α ₁ ln tfp _{ij ， t -1} + α ₂ ln ssc _{ij ， t} + α ₃ ln psc _{ij ， t} + μ _i + μ _j + δ _t + ε _{ij ， t}

与Miroudot（2012）、胡宗彪（2014）不同的是，为了进一步避免遗漏重要解释变量引起内生性误差，我们还引入了3个控制变量：产业结构服务化程度、外商直接投资金额和研发投入来控制如下事实，即随着产业结构变迁、FDI的增加以及研发投入的变动会对服务业全要素生产率产生正向或者负向的影响。因此，本文最终计量模型设定为：

ln tfp _{ij ， t} = α ₀ + α ₁ ln tfp _{ij ， t -1} + α ₂ ln ssc _{ij ， t} + α ₃ ln psc _{ij ， t} + α ₄ ln service _{ij ， t} +ln fdi _{ij ， t} + α ₅ ln R&D _{ij ， t} + μ _i + μ _j + δ _t + ε _{ij ， t}

其中， t -1表示滞后一期， service 表示产业结构服务化程度， fdi 表示行业使用的外商直接投资， R&D 表示行业的研发投入。

（二）变量说明

1.服务业全要素生产率

本文对服务业全要素生产率的测算借鉴王恕立和胡宗彪（2012）、王恕立等（2015）的方法，采用DEA-Malmquist生产率指数法。关于该方法的介绍，可以参见这两篇文章，本文不做过多转述。本文的样本数据包括1995～2014年30个省份制造业的5个服务行业（消费性服务业、交通仓储和运输业、金融业、生产性服务业、公共服务业） 。服务业的产出数据来源于各省份的统计年鉴，部分缺失的数据采用七年加权平均进行处理和插值。部分省份的连续缺损数据由国研网的区域数据中数据进行弥补。

对劳动投入数据，Zheng等（2009）采用人均受教育年限对劳动质量进行了调整。由于无法获得相应的质量调整数据，所以将服务业各行业的“年末从业人员数”作为劳动投入的代理变量。数据来源于国研网的《人口和就业数据库》。

对资本投入数据，缺乏资本存量的官方数据。因此，本文采用永续盘存法（Perpetual Inventory Method）进行估算，公式如下：

K _{ij ， t} =（1- δ _{ij ， t -1} ） K _{ij ， t -1} + I _{ij ， t}

其中， K _{ij ， t} 和 K _{ij ， t -1} 分别表示 j 省的 i 行业在 t 年和 t -1年的资本存量， I _{ij ， t} 和 δ _{ij ， t -1} 分别表示 j 省 i 行业在 t 年的不变价投资额和 t -1年的资本折旧率。为了计算样本期内资本存量，还必须指导样本期初始资本存量。对资本初始存量的计算，本文按照Harberger（1978）提出的稳态方法，即“稳态时资本产出比”不变的假定，反向推导出样本期初始的资本存量估算公式：

其中， K _{ij ，1995} 表示1995年 j 省 i 行业的资本存量， I _{ij ，1995} 表示1995年 j 省 i 行业的投资额， 表示样本期内该行业的产出的平均增长率， δ _ij 表示折旧率。平均增长率可由服务业产出数据反向求出。单豪杰（2008）对资本存量的估算采用的折旧率为10.96%，张杰等（2015）也采用了该水平的折旧率。但是考虑到服务业投资的异质性，10.96%的可能会高估资本的折旧速度。我们借鉴王恕立和胡宗彪（2012）计算服务业资本存量时所采用的4%的折旧率。

2.服务业供给链的长度

对服务业供给链长度的测算是本文的核心问题，尤其是本文计量需要运用到服务业分别向上游服务环节和下游制造环节的供给链长度。研究全球价值链的文章很少有涉及供给链测算问题，Antràs等（2012）基于投入产出表测算了美国细分行业的上游度（Upstreamness of Production），他们的计算公式如下：

其中， Y _i 和 Y _j 分别表示行业 i 和行业 j 的产出， X _ij 表示行业 i 出口中行业 j 的使用部分， M _ij 表示行业 i 进口中行业 j 的使用部分。在投入产出表中，并没有给出进出口贸易的投入产出数据，因此，假定行业 i 产出使用的行业 j 的比例同行业 i 出口产品中使用行业 j 的比例保持一致，与行业 i 进口产品中使用行业 j 的比例也保持一致。表示如下：

在该假定下，上游度指数可以改进为：

上游度指数较好地刻画出行业在全球价值链上所处的位置，得到了一定程度的推广。王永进和刘灿雷（2016）基于上游度指数，研究了国有企业上游垄断对中国经济增长的影响。但是上游度指数只能测试出行业在全球价值链上的位置，无法描绘出行业沿着价值链向上游和下游供给链的变化情况。为了解决这个问题，本文关于行业供给链的定义借鉴Feenstra和Hanson（1997，1999）的定义，将行业 i 使用行业 j 的中间投入品占比视为行业 i 的供给链沿着行业 j 的长度。其背后的经济学含义是，行业 i 使用的行业 j 的产品比例越高，说明行业 i 的供给链向行业 j 延伸的长度越长。按照这个定义，我们将供给链（Supply Chain）的长度定义为：

其中， X _ijt 表示行业 i 的中间服务品 j 的投入量， 行业 i 中间投入品的总和。 M _jt 表示行业 j 的总进口量， Y _jt 代表行业 j 的总产出量， E _jt 表示行业 j 的总出口量。 表示行业 i 使用的中间投入品占比，（ Y _jt + M _jt - E _jt ）表示本地实际使用的 j 的数量， 是行业 j 进口量占本地使用量的比重。因此，等式右边第一项 表示本地行业 i 生产1单位需要消耗全球其他国家加总行业 j 的数量，该比例可以较好地刻画出在全球价值链上，行业 i 在供给链 j 上的长度。 表示了行业 i 在全球价值链上所用供应链的总长度。同样的， 表示国内价值链上行业 i 在供给链 j 上的长度。将两者加总之后就是行业 i 在全球价值链和国内价值链的供给链总长度。

计算SSC和MSC需要 X _ij 、 Y _i 、 M _j 和 E _j 这4个数据，其中 Y _j 可以从当年的《中国统计年鉴》获得， M _j 和 E _j 是附加值贸易的进出口数据。 X _ij 和在1997年、2002年、2007年和2012年的投入产出表中都有数据。本文对非投入产出表年份的 X _ij 的计算借鉴了陈启斐和刘志彪（2014）的处理方法：首先利用1997年、2002年和2007年和2012年投入产出表中的数据，求出行业 i 的使用的中间品 j 的投入量占行业 j 总产出的比重，再利用每年服务业 j 的产出乘以该比重，获得行业 i 对 j 的中间使用量 X _ij 。

图2～图5分别给出了我国服务业在全球价值链和国内价值链的制造环节和服务环节的供给链长度。从4幅图中可以发现我国服务业的供给链具有以下特征：第一，服务业供给链在国内价值链上的长度要高于在全球价值链上的长度。这充分说明了，我国参与全球价值链主要以制造业为主，服务业的开放程度相对不足、国际竞争力较低，发展方式主要是以本地化为主。在全球价值链上的参与度不足。第二，服务业供给链在上游服务环节的长度要高于下游的制造环节的长度。这反映出我国服务业的发展存在“自增强”机制，主要是依托服务要素投入为主。第三，部分生产性服务业的供给链在全球价值链和国内价值链上有了一定的发展。我国发达地区的部分生产性服务业拥有较好的基础，已经突破本地化的限制，开始在全球价值链上进行资源配置和要素的搜寻。

3.控制变量

产业结构的服务化程度（service）：无论是平衡增长理论还是非平衡增长理论主要是针对服务业扩展对整体全要素生产力的影响，但是很少有文章涉及服务业扩张对服务业自身全要素生产率的影响。为了弥补这方面的不足，本文在回归中引入了服务化程度，用服务业的行业产出占整体的比重来衡量产业结构的服务化程度。外商直接投资（fdi）：外商直接投资是全球技术扩散的主要来源之一。能否通过外商直接投资带动我国服务业全要素生产率的提升？这是本文重点关注的问题。研发投入（R&D）：研发投入是技术进步最重要的内生动力，实施创新驱动发展战略是我国“十三五”发展规划纲要的主要任务之一。本文引入研发投入，分析提高研发投入对服务业全要素生产率的影响。

（三）数据来源

本文关于服务业和制造业产出、各行业年末就业人数以及外商直接投资金额来自各省份的统计年鉴。服务业的固定资产投资来源于国研网的《固定资产投资数据库》，部分缺损数据采用7年加权平均进行补值。各省份的1997年、2002年、2007年和2012年的投入产出表来自国研网的《国民经济核算统计数据库》。研发投入的数据从《中国科技统计年鉴》中获取。商品贸易数据从《联合国商品贸易数据库》中获取；服务贸易数据从《国际收支平衡统计数据库》获得，部分缺损数据采用7年加权平均值进行弥补 。

四 供给链延伸与服务业生产率：基于国际价值链和国内价值链双重视角的分析

（一）全样本整体回归

首先，本文采用最小二乘法（OLS）进行实证分析。方程1分析了服务业供给链向下游制造环节延伸对生产率的影响，方程2分析了服务业供给链向上游服务环节延伸对生产率的影响，方程3同时将两种延伸方式纳入分析框架中进行分析。Hausman检验表明，方程应当采取固定效应模型。Pesaran’s检验和Friedman’s检验显著拒绝了存在异方差的假定，这说明本文不存在异方差问题。方程1显示服务业供给链向下游延伸，会对生产率产生正向作用，但是该关系并没有通过显著性检验。方程2的结果表明，服务业向上游延伸供给链会显著地促进生产率的提升。将供给链的两个方向同时纳入实证方程之后可以发现，向上游延伸供给链可以促进生产率的提升；向下游制造环节延伸供给链的影响为负，但是没有通过显著性检验。

尽管前面本文得到了初步的估计结果，并且也在计量方程中控制了与服务业自身特征有关的一系列变量以及地区差异、产业差异和时间差异各自相关的固定效应特征，但是OLS方法并未考虑服务业未被观察到的异质性因素（例如服务企业CEO的能力等）。而这些未被观察到的异质性因素或许能够接受服务业生产率差异。同时，在计量模型中，也可能存在逆向因果关系，例如只有生产率较高的服务企业才能更加容易地延伸供给链的长度。在这样的情况下，OLS方法的估计结果就不再是有效的。因此，我们需要引入另一种方法来解决内生性问题。为此，本文在动态面板的数据中引入了两步系统GMM的估计方法（Arellano and Bond，1991）。实证结果见方程4～6，在选择了作为工具变量的水平方程和差分方程的工具变量之后，过度识别检验和相关性检验都通过了检验。说明可以采用两步系统GMM方法进行实证分析。对比OLS和两步系统GMM，服务化程度的提升对全要素生产率的影响系数变为负值，这也符合我国目前的现实国情。观察方程6，可以得到以下结论。

第一，向上游延伸供给链可以显著地提升服务业生产率。实证结果显示，当服务业供给链向上游延伸1%，将会带动生产率提升0.148%。延伸供给链的“生产率提升效应”要显著地强于FDI的“技术溢出效应”和研发的“生产率提升效应”。Baldwin和Lopez-Gonzalez（2013）研究发现，中国是全球供给链上最大的出口国和进口国，这主要由于中国“生产引致型进口”（importing-to-produce）和“出口引致型进口”（importing-to-export）的模式，并且全球供给链贸易主要是由工业部门主导，服务部门的参与程度较低。中国作为全球价值链的迟到者，主要是作为供给方，“两头在外”的模式导致自身的供给链的弹性和柔性不足；服务业作为制造业最重要的中间投入，一直承担着中间投入品的角色（Breinlich and Criscuolo，2011）。忽视了对服务业提供高质量的中间投入导致了我国服务业不仅占比低，而且技术进步率也长期在低水平徘徊。随着全球价值链的扩张，经济增长不仅取决于本地产业集聚程度和要素丰裕度，更重要的是在价值链上的任务外包受益程度（Timmer et al.，2014）。延伸服务业供给链的长度，在全球价值链上可以通过一系列任务外包，获得发达国家高端的生产要素和创新知识。随着中间投入品质量的提升，“长鞭效应”（bullwhip effect）发挥作用，供给链长度的延伸将会有效化解服务业“成本病”问题，促进服务部门的技术进步 。

服务业供给链向下游延伸时，无法带动服务业全要素生产率的增长。数据显示，当服务业供给链向下游延伸1%，会导致服务业全要素生产率下降0.058%。相对于制造业，服务业是一个弱规模经济部门。刘培林和宋湛（2007）运用累积分布曲线分析经济普查数据发现，服务业和制造业企业法人相比，前者装备劳动力所需的资产量更多，财务和经济效率比后者差，进入前者的投资门槛不比后者低。这些都说明，服务业对资源的利用效率要低于制造业。同时，我国产业结构存在较为严重的扭曲，主要的生产资源都集中在制造业中。在这样的背景下，服务部门向下游延伸产业链会面临较高的扭曲成本，多元化扩张会导致生产效率的下降。

第二，外商直接投资的增加会提高服务部门的全要素生产率，当FDI每提高1%，会带动服务业全要素生产率提高0.0935%。现有的研究表明，FDI是全球技术扩散的主要途径（Coe and Helpman，1995；Del Barrio—Castro et al.，2002；Engelbrecht，1997；Malerba et al.，2013）。通过外商直接投资可以吸收发达国家先进的技术和管理手段，提高自身的发展绩效。黄繁华和王晶晶（2014）利用跨国面板数据发现，服务业FDI的R&D溢出效应会对东道国生产率产生显著的促进作用。本文的研究发现，FDI对东道国生产率提升不仅体现在总体层面，还能对服务业的全要素生产率产生促进作用。通过吸收外商直接投资，可以帮助我国服务业突破技术壁垒，提升服务业生产率。

第三，研发投入可以提升服务业生产率。在新古典增长模型中，技术进步视为外生变量（Solow，1956，1957；Swan，1956；Denison，1967）。这样设定的结果是，在长期一国的经济有相同的技术进步率。早期只有两类模型尝试将技术进步内生化：第一类是以Kaldor和Mirrlees（1962）和Arrow（1962）为代表的“干中学”（learning by doing）模型，技术进步被认为是经验的产物；第二类是以Uzawa（1965）、Phelps（1966）和Shell（1967）将R&D引入生产模型中。Grifffith等（2004）利用12个OECD国家工业数据研究发现：国内的研发支出越大，与技术前沿国家的生产率差距缩小得越快。Aw（2009）研究发现R&D对于企业生产率具有明显的提升作用。这说明，研发投入是技术进步的主导力量之一。学者利用中国的数据检验也发现了类似的结论，研发投入的增加会提高自主创新能力，进而提升生产率（李平等，2007；范红忠，2007）。本文的研究结论和目前主流的观点保持一致，研发投入会促进服务业生产率的提升。数据显示，研发投入每增加1%，会促进服务业生产率提高0.0116%。

第四，“成本病”模型强调，随着技术停滞（服务）部门扩展，整体的生产率会下降。本文进一步扩展了该模型的结论，服务部门的扩张不仅在整体上拉低平均生产率，还会抑制本部门的生产率。数据显示，服务业占比每扩展1%，服务业生产率会下降0.0674%。目前，我国服务业在国民经济中占比的提升主要是依靠吸纳低技能工人实现，规模效率低下。这种无效率的扩张进一步牺牲了服务业的全要素生产率。今后，服务业结构调整的方向应当是提升工人的技能水平，提高资本深化率，才能有效地促进生产率的增长。

（二）国际供给链和国内供给链

2008年金融危机之后，外部需求急剧萎缩，全球贸易发生大坍塌（The Great Collapse），全球价值链呈现收缩的状态（Amiti and Weinstein，2011；Bems et al.，2010；Bussiere et al.，2013）。英国退出欧盟，美国回归孤岛主义，导致全球价值链逐步收缩成为区域价值链。在这样的背景下，随之而来的一个问题是，服务业在国际供给链和国内供给链上延伸产业链会存在何种异质性的作用？进一步，哪种途径的作用对服务业生产率的提升更为强劲？为了回答这个问题，我们按照参与价值链不同的方式，分别研究服务业在全球价值链和国内价值链上延伸产业链条对全要素生产率的影响，实证结果见表2。

方程7～9是服务业在全球供给链上的延伸产业链的实证方程，方程10～12是服务业在国内供给链上的延伸产业链的实证方程。观察方程可以发现：一方面，无论是在全球价值链还是在国内价值链上，向上游延伸供给链都可以促进服务业生产率的提升，向下游延伸供给链都会对服务业生产率产生抑制作用，这与总体的实证结果保持一致。另一方面，在国内价值链上延伸产业对服务业生产率的提升作用比全球价值链上的提升要高出0.0539%。服务业参与国内价值链的本地治理，对全要素生产率的提升作用最为重要。Giuliani等（2005）在对拉丁美洲国家产业升级的研究中发现，国内价值链治理对于本地企业的升级具有重要的“范围效应”（effect of scope）。服务业在国内价值链上延伸供给链之后，可以将更多的中小型企业纳入生产网格中，通过有意识的联合行动（consciously pursued joint action）强化服务业的外部经济（external economies），弥补了服务业规模经济相对不足的缺陷。供给链的长度延伸之后，分工进一步细化，出现更加专业的服务供应商，此外还能在更大范围内出现网络供应商。一方面，供应商的数量会增加，专业化程度会提升；另一方面，通过国内价值链的本地治理机制，生产商和供应商之间交流更加充分，默会知识丰裕度提升。这些都会有效地提升服务业的全要素生产率。

（三）基于高端制造业和生产服务业的对比研究

在前文中，我们从国内外的二元视角考察了服务业延伸供给链对生产的影响，但是这种分析忽视了不同供给链的异质性。为了更加深入地分析供给链长度的延伸对服务业生产率的影响，本文进一步将供给链条进行拆分，细化研究不同的供给链对服务业全要素生产率的异质性作用。首先，我们生产性服务业和高端制造业分别从上游行业和下游行业中剥离出来，进行实证分析，同样采用全球价值链和国内价值链的双重视角进行分析，实证结果见表3。

从表3中可以发现，向上游的生产性服务业延伸供给链会显著地提高服务业全要素生产率，而向下游高端制造环节延伸供给链依旧会抑制服务业生产率。并且，在国内价值链上延伸供给链的“生产率效应”要显著地高于在全球价值链上延伸供给链的“生产率效应”，前者的影响系数为0.0589%，后者的影响系数为0.0418%，高出了41个百分点。对此，本文的解释是：在价值链上，延伸供给链对全要素生产率的提升强弱取决于生产商和供应商联系的紧密程度以及知识的传播速度。生产商和供应商联系的紧密程度又取决于联合生产的交易成本以及合约对专用性资产“敲竹杠”问题的约束能力（Humphrey and Schmitz，2002）。考虑全球价值链面临更高的交易成本和协调成本，因此国内价值链治理机制解决这类问题的难度要小于全球价值链。因此，在国内价值链上延伸供给链对产品的设计能力、生产技术和品牌营销能力的提升更强，对全要素生产率的促进作用也越大。

对比方程15和方程18可以发现，无论是在全球价值链还是在国内价值链，服务业向下游的先进制造业延伸供给链都无法为服务业的全要素生产率的提升提供支撑，这一结论和方程9、方程12的结论相同。这意味着，目前我国服务业并不适合向下游的先进制造业延伸供给链，盲目地向下游扩展会导致服务业整体全要素生产率的下降。

（四）基于各个细分供给链的实证研究

前文的分析表明，服务业向上游的服务环节延伸供给链可以促进全要素生产率的提升。服务业内部部门众多，不同类型的服务链条对生产率的提升是否存在差异性？对该问题的细化研究对于我国未来发展服务业的方向，具有重要的意义。本文的数据结构可以支持我们进行细化的研究。本文将服务环节划分为消费性服务环节、交通运输环节、金融服务环节、商业服务环节4个部分进行细化研究，同样将样本分为全球价值链和国内价值链的二元视角进行分析。实证结果见表4和表5。

方程19～22是分别对服务业在全球价值链上向消费性服务环节、交通运输环节、金融服务环节、商业服务环节4个服务部门延伸供给链的实证分析；方程24～27是在国内价值链上对4部门延伸供给链的实证分析；方程23和方程28是同时包括了4个部门的回归结果。无论是相关性检验还是有效性检验，方程23和方程28都通过了显著性水平的检验。我们以方程23和方程28作为最终的回归结果进行分析。对比方程23和方程28可以发现以下几点。

第一，服务业向消费性服务环节延伸会显著地提升全要素生产率。在全球价值链上，服务业向消费性服务环节供给链长度延伸1%，会带动全要素生产率提高0.0352%；在国内价值链上，服务业向消费性服务环节供给链长度延伸1%，会带动全要素生产率提高0.0263%。2015年，我国人均GDP已经达到8027.7美元（现价美元，世界银行数据），正式进入中等收入水平国家行列。进入中等收入水平国家之后，一国的消费升级速度会显著地加快。目前，我国经济结构性失衡的主要表现就是产品升级的速度滞后于消费升级的速度。这导致一方面我国产能严重过剩；另一方面我国居民的消费需求得不到满足，出国消费数据显著提升 ^[1] 。因此，通过向上游消费性服务环节延伸供给链，可以更好地解决我国产品升级速度与消费升级速度不相匹配的问题，带动产业升级的速度，提高全要素生产率。

第二，服务业向商业服务环节延伸会显著地提升全要素生产率。在全球价值链上，服务业向商业服务环节供给链长度延伸1%，会带动全要素生产率提高0.0292%；在国内价值链上，服务业向商业服务环节供给链长度延伸1%，会带动全要素生产率提高0.011%。我国服务业正逐步向商业服务环节延伸供给链，商务部的数据显示：2015年我国商业服务外包执行金额为91.7亿美元，同比增长16% 。现有的研究表明：商业服务可以为制造业开辟市场，改善制造业的市场响应度，降低制造业的生产成本。本文的研究结论说明，商业服务不仅对制造业的生产率提升有帮助，还存在“自增强机制”，通过增加商业服务的投入比重，可以带动服务业全要素生产率的提升。服务业向上游商业服务环节延伸供给链之后，可以提高服务品的附加值含量，突破服务业本地化的限制、支持服务业的国际化经营，并且还能从外部服务创新中获益。

第三，服务业向上游的交通仓储运输环节延伸供给链会抑制全要素生产率的提升，该结论在全球价值链和国内价值链上保持一致。交通仓储运输服务业具有前期投入成本巨大、收益回报率较为漫长的特征。随着全球贸易的萎缩，运输服务行业的需求大幅下降，行业收入大幅下降。2016年8月，韩国最大、世界十大船舶运输公司，韩进海运向首尔法庭申请破产。服务业作为一个总体生产率提升较为缓慢的行业，不适合向固定成本投入巨大的交通运输业延伸供给链。

第四，服务业向金融环节延伸供给链在全球价值链和国内价值链存在截然不同的两种效应。在国内价值链上延伸供给链会提升全要素生产率，但是在全球价值链上延伸供给链会对服务业全要素生产率产生抑制作用。本文对此的解释是，国内的金融系统存在较为严重的错配，银行信贷更加偏好于大型国有企业，尤其是制造业企业，对服务业企业的支持不足。在这种情况下，服务业向金融环节延伸供给链，可以有效地解决资金不足的缺陷，带动全要素生产率的提升。但是在全球价值链，金融系统多是由巨型跨国公司掌控，同时我国资本账户管控较为严格。因此，在全球价值链上向金融环节延伸无法支撑服务业全要素生产率的提升。

五 主要结论和政策建议

随着服务业占比的提升，中国国民经济增速出现明显的下滑，服务业“成本病”问题日益凸显。破解服务业“成本病”问题的关键在于提高服务业的全要素生产率。中国作为全球价值链上的迟到者，供给链过短是先天缺陷，这也是制约我国服务业全要素生产率提升的重要原因。能否通过延伸供给链提升服务业的全要素生产率？针对该问题，本文基于30个省份细分服务业行业的数据测算了服务业的全要素生产率，并结合联合国贸易发展数据、国际收支平衡统计数据和30个省际单位1997年、2002年、2007年和2012年共120张投入产出表测算了我国服务业在全球价值链和国内价值链上供给链的长度。随后基于该数据，分析了服务业向价值链上游和下游延伸供给链长度对全要素生产率的影响，并得到了以下结论。

第一，我国服务业供给链在国内价值链上的长度要长于全球价值链。这反映了我国的全球化战略主要是依托制造业融入全球价值链实现的。我国服务业总体的发展是以本地化为主，尚未较好地融入全球价值链。

第二，服务业向上游服务环节延伸供给链对全要素生产率的促进作用要强于向下游制造业环节延伸供给链对全要素生产率的促进作用。这说明，服务业全要素生产率的提升需要走专业化路线，增加服务要素尤其是生产性服务要素的投入。

第三，服务业在国内价值链上延伸供给链对全要素生产率的促进作用要强于在全球价值链上延伸供给链的作用。在国内价值链上延伸产业对服务业生产率的提升作用比全球价值链上的提升要高出0.0539%。

第四，细分供给链后分析发现，无论在全球价值链上还是在国内价值链上，服务业向消费性服务环节和商业服务环节延伸供给链会显著地提升全要素生产率，服务业向交通运输环节延伸供给链会抑制全要素生产率。服务业全球价值链上向金融服务环节延伸供给链会抑制全要素生产率，在国内价值链上向金融服务环节延伸供给链会提升全要素生产率。

本文得到的启示是：首先，为化解“成本病”问题，推动服务业长期稳定地增长，提升服务业发展绩效，关键在于向价值链的上游服务环节延伸供给链的长度。其次，要注重国内价值链的治理，优化本地供给的服务要素质量是提升服务业全要素生产率的关键手段。最后，服务业需要有选择性地向上游服务环节延伸供给链，把握消费升级的机遇，主动向消费性服务环节和生产性服务环节延伸供给链长度。

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[1] 联合国贸易发展数据显示：根据最新的第六版《国际收支手册》（ Balance of Payments Manual ，BPM6）统计，2015年我国旅游服务贸易逆差达到了创纪录的1780.91亿美元（现价美元）。旅游服务贸易巨幅逆差折射出我国居民出国购买商品的需求，也反映出我国产品升级速度远远落后于消费升级。 kQ5m+g3U5YM6EDIqeLBrkZIlOUhEolOlDcQpIJpCjaNYEe6vE8vqhQBYxBNHNb7r