新发展格局下服务业开放对绿色发展效率的影响.pdf

第9 卷第1期2024年2 月“理论研究”专栏信息与管理研究Journal of Information and ManagementVol.9 No.1Feb.2024新发展格局下服务业开放对绿色发展效率的影响徐姗，张朝凤（杭州电子科技大学经济学院，浙江杭州310 0 18)摘要：分析服务业开放对绿色发展效率的影响效应及影响机制，并进行实证检验。结果表明：服务业开放显著促进了绿色发展效率的提升，且对绿色技术进步的促进作用更强。机制检验显示：服务业开放主要通过人力资本优化和创新能力提升两条路径间接提升绿色发展效率，其中创新能力提升的中介效应更明显。异质性检验表明：服务业开放对东部绿色发展效率的促进效应明显高于整体和中西部地区。研究结论为新发展格局下持续扩大服务业开放促进经济绿色发展提供了理论依据。关键词：服务业开放；绿色发展效率；绿色全要素生产率；人力资本；创新能力中图分类号：F719;F124.6文献标志码：A文章编号：2 0 9 6-2 8 2 7（2 0 2 4)0 1-0 0 9 0-140引 言“以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”是中国经济高质量发展的战略选择，传统以高污染、高能耗为代价的粗放型经济增长模式不再适用，而绿色发展成为了高质量发展的基本保障和重要目标，其核心要义在于提升绿色全要素生产率。不仅如此，新发展格局还要求建设高水平的对外开放体系，其战略重心就是扩大服务业开放。进一步扩大服务业开放，不仅有助于优化产业结构、打破“低端锁定”、形成国际竞争新优势，还能进一步扩大内需、促进国内大循环。因此，从高水平开放和经济高质量发展的角度来看，新发展格局实质上同时兼顾扩大服务业开放和提升绿色发展效率的双重涵义。当前背景下深入研究服务业开放与绿色发展效率之间的互动机制具有重要的理论与实践意义。服务业开放是否有利于提升绿色发展效率？两者之间的影响机制又如何？针对这些问题，目前国内外尚无系统研究。鉴于此，本文分析服务业开放通过人力资本优化和创新能力提升两条路径影响绿色发展效率的理论机制，并基于2 0 0 5一2 0 2 0 年中国省际面板数据进行实证检验，尝试回答上述问题，对现有研究进行一定的丰富和拓展。1文献综述与本文研究密切相关的文献可以分为两类：一类是关于服务业开放对制造业生产绩效的影响研究。该类文献主要集中于制造业的生产率和价值链攀升，且现有的大多数研究都证实了服务业开放有利于基金项目：国家社会科学基金青年项目（17 CJY046）作者简介：徐姗（19 8 4一），女，江西南昌人，博士，副教授，主要从事服务贸易与技术创新研究。通信作者：张朝凤，E-mail:第1期推动生产率的提升，促进制造业全球价值链的攀升。Arnold等 1的研究发现服务业开放能够显著提高制造业的生产效率。Shepotylo等 2 的研究表明服务贸易自由化提升了制造业的全要素生产率，且生产率越高的企业，这种促进作用就越强。张艳等 3 构建了服务业开放影响制造业生产率的数理模型，理论上证实了服务业开放能够通过服务外包效应、资源再配置效应和技术进步效应提高制造业生产率，实证上采用多种指标衡量服务业开放，也得出了服务业开放能够提高中国制造业生产效率的结论。张丽等 4基于企业的出口国内附加值率的研究，发现服务业开放能够显著促进企业价值链的攀升，且促进效应存在明显的企业异质性，加工贸易企业和技术密集型企业的提升效应更加显著。另一类文献是关于绿色发展的影响因素研究，多集中于贸易开放、外资开放等。杨世迪等 5 的研究表明，贸易开放整体上显著促进了绿色生产率的提升。刘传哲等 6 研究了对外开放与绿色发展的非线性关系，结果表明对外开放与绿色发展之间呈现“N”型关系。崔兴华等7 研究发现外商直接投资能够提升东道国的绿色全要素生产率。岳立等 的研究发现外商直接投资对绿色发展效率的影响呈正“U”型规律，即先抑制、后促进。黄磊等 9 基于长江经济带的研究则认为外商直接投资与绿色发展效率之间呈现倒“U”型关系。张伟科等 10 、Repkine等 11 的研究证实了对外直接投资能够提升绿色全要素生产率。此外，一些文献还从环境规制 12 、政府干预 12 和产业结构升级 13 等角度考察绿色发展效率。梳理现有研究发现，目前直接探讨服务业开放和绿色发展效率之间关系的文献还比较少，且鲜少涉及影响机制。基于此，本文的边际贡献主要体现在以下几个方面：（1)不同于现有文献多从贸易开放或外资开放的视角出发，本文基于服务业开放的视角，探究其与绿色发展效率的关系，细化了研究视角，为持续扩大服务业开放、推动绿色发展提供依据；（2)理论上分析了服务业开放对绿色发展效率的直接影响和间接影响，提出影响机制，为促进绿色发展提供有针对性的建议；（3)将绿色发展效率分解为绿色技术效率和绿色技术进步，对服务业开放和绿色发展效率之间的关系做深入分析，探究两者的内在作用机理。2理论分析与研究假说服务业开放是引进先进技术的重要渠道。绿色清洁的高级服务产品拥有较强的知识溢出和扩散效应，将会对经济的绿色发展产生重大影响。基于此，本文从直接和间接两个方面分析服务业开放对绿色发展效率的影响，具体机制如图1所示。2.1服务业开放对绿色发展效率的直接影响基于现有研究，本文认为服务业开放对绿色发展效率的影响主要体现在以下几个方面：第一，服务业开放产生的绿色技术溢出效应。扩大服务业开放，降低了服务贸易壁垒，国际服务商进入东道国市场，引进了绿色工艺技术和高级服务要素。服务产品本身具有较高的知识和技术含量，容易产生技术溢出和扩散效应 141。国际服务商直接带来了先进的技术和管理经验，引发本土企业的学习模仿，激励企业进行技术追赶，提升了本土服务业的生产效率 15。作为制造业的中间投人品，高级服务要素对制造徐姗，等：新发展格局下服务业开放对绿色发展效率的影响直接影响绿色技术溢出效应竞争效应服务业开放图1服务业开放影响绿色发展效率的机制图91绿色成本降低效应发展人力资本优化效应效率创新能力提升效应间接影响92业产生绿色技术溢出效应，优化下游制造业的投入结构，增加企业清洁和绿色要素的投人，提升资源的使用效率，降低了污染排放，提升了绿色生产率 16 。第二，服务业开放产生的竞争效应。服务外商进人本土市场，直接加剧了市场竞争，降低了服务产品的价格，提升了服务产品质量，进而提升了生产效率。不具备竞争力的企业将会被慢慢“挤出”市场，改善了地区和行业的资源错配，减少了生产率的潜在损失 17 。第三，服务业开放产生的成本降低效应。服务业开放通过竞争效应降低了服务产品的价格，进而降低了制造业企业的生产成本，企业可以拥有更多资金进行绿色创新，减少污染排放，提升生产率，从而提升绿色发展效率 18 。同时，制造业还可以将低效率的服务环节外包出去，采用“归核化”战略，将资源集中于更高效率的生产环节，提升整体的生产率水平 32.2服务业开放对绿色发展效率的间接影响结合现有关于服务业开放的经济效应和绿色发展效率影响因素的研究，本文认为，服务业开放可以通过人力资本优化和创新能力提升两条路径间接提升绿色发展效率。2.2.1人力资本优化扩大服务业开放对人力资本的优化作用主要体现在：首先，跨国服务商进人本土市场往往会采用本土化战略，凭借其相对完善的人力培训体系提升东道国的人力资本水平，相关员工在本土流动的过程中进一步反哺本土企业，完成了人力资本的积累。此外，本土企业还可以借鉴和吸收国际服务商提升人力资本的经验，以完成自身人力资本的优化 19 。其次，国际服务商拥有雄厚的资金实力、先进的技术和科学的管理经验，能够吸引大量优秀的相关从业人员，促使就业质量不断提升，有助于培养本土高水平、高素质人才 2 0 。最后，生产性服务业的知识和技术含量更高，要求相关从业人员拥有一定的专业背景，激励着政府和高校对相关专业给予更多支持，从而提升了人力资本水平 2 1。与此同时，众多学者的研究已经证实了人力资本能够显著提升绿色发展效率。首先，人力资本是吸收和转化先进技术和成功经验的基本条件，也是实现技术追赶的关键，提升人力资本更有助于推动绿色技术的改进和推广，从而推动地区绿色生产率的提升 2 2 1。其次，人力资本的不断积累有助于改善资源错配,降低对能源的依赖，高人力水平能够提升其他生产要素的使用效率，进而提升绿色发展效率 2 3。最后，随着人力资本水平的提高，居民更倾向于环境保护型的消费方式。社会的环保意识不断增强，有助于发挥公共群体作用，提升区域的环境保护水平，提高区域的绿色发展效率 2 4。2.2.2创新能力提升关于扩大服务业开放与创新能力的关系，大部分学者的研究证实了前者能够显著促进后者的提升。从微观企业层面来看，吕越等 2 5、邵朝对等 2 6 的研究指出，服务业扩大开放降低了国际服务商的进人壁垒，增强了本土市场的竞争水平，服务投人的价格下降，企业的预期利润增加，激励了企业进行创新活动。更重要的是，在知识溢出效应的影响下，服务投入的需求增加，降低了企业创新的成本，使得创新变得愈发有利可图，这将进一步促使企业提高创新能力。从宏观层面来看，陈丽娴等2 0 1基于中国省际面板数据的研究，发现服务业开放能够显著促进技术进步。姚战琪 2 7 的研究发现，服务业开放能够通过增加研发投人和促进制造业进出口贸易等方式提升区域的创新能力。现有关于创新能力和绿色发展效率的研究已经比较丰富，且证实了创新能力能够促进绿色发展效率的提升。创新能力提升能够通过提高资源使用效率、促进产业结构升级和提升环境质量来驱动绿色生产率提升2 2.2 8 。周五七等 2 9 的研究结果表明，技术进步是中国工业绿色生产率增长的主要动力。葛鹏飞等 30 基于“一带一路 共建国家的研究表明，科技创新主要通过提升纯技术进步来提升绿色生产率。基于以上分析，本文认为：服务业开放一方面产生了绿色技术溢出效应、竞争效应和成本降低效应，直接提升了绿色发展效率；另一方面，通过人力资本优化效应和创新能力提升效应间接促进了绿色发展效率的提升。因此本文提出如下假说。信息与管理研究2024年第1期假说1：服务业开放有利于促进绿色发展效率的提升；假说2：服务业开放可以通过人力资本优化促进绿色发展效率的提升；假说3：服务业开放可以通过创新能力提升促进绿色发展效率的提升。3服务业开放与绿色发展效率的测算3.1服务业开放的测算3.1.1测算方法现有文献主要是以服务贸易依存度、服务外资依存度度量区域服务业开放水平。本文参考姚战琪 311的方法计算各地区通过服务业外商直接投资获得的国外研发资本存量，并以此表示服务业开放水平seop：其中：RE,表示t时期国家层面通过外商直接投资获得的国外研发资本存量；U,为i国流入中国服务业的外商直接投资额占比，囿于数据的可得性，使用服务外商直接投资额占中国外商直接投资额的比重代替；fdi为t时期i国进入中国的外商直接投资额；gdp,为t时期国的国内生产总值；rd，为t时期i国研发资本存量，折旧率取5%，采用永续盘存法进行估算；0.为i省服务业外商直接投资额占比，fdi，为i省t时期的外商直接投资额，fdi,为t时期中国的外商直接投资额。圃于服务业数据的可得性，本文只保留了2 7 个省（区、市）的数据（吉林、青海、宁夏和西藏除外）。3.1.2测算结果分析从省级层面看，不同地区的服务业开放水平存在较大差异（如图2）。2 0 0 5一2 0 2 0 年均值排名靠前的地区有广东、上海、江苏、北京、重庆和浙江等，这些地区的服务业开放年均值高于全国平均值，开放的水平较高；湖南、安徽、天津和四川等地区的年均值在全国平均值附近，开放程度处于中等水平，仍存在提升空间；而广西、内蒙古、山西、贵州、新疆和甘肃等地的服务业开放年均值远低于全国平均值，开放水平很低，还存在较大的提升空间。16001 400120010008006004002000广上江北重浙山辽湖平安天四河湖江福海黑陕河云广内山贵新甘东海苏京庆江东宁南均徽津川南北西建南龙西北南西蒙西州疆肃值图2 各地区2 0 0 52 0 2 0 年服务业开放均值徐姗，等：新发展格局下服务业开放对绿色发展效率的影响30RE,=u,X(fdi,/gdp,)X rdy-1seopi=(o,X fdi,/fdi,)RE,93江古地区94鉴于中国区域开放的不均衡性，进一步观测东部、中部和西部地区。如图3所示，2 0 0 5一2 0 2 0 年东部地区的服务业开放程度远高于中、西部地区，这可能是因为东部沿海地区是中国最发达的地区，具有区位优势和良好的经济基础。与中西部相比，东部地区劳动力要素更丰富，产业结构更合理，服务业对外开放的条件也更加成熟，因此开放程度最大。2 0 0 5一2 0 13年这一段时间，中西部地区的服务业开放程度相当，而2 0 13年以后中部地区发力，在“中部崛起”等战略的引领下，开放力度不断加大。受地理区位限制，西部地区长时间以来整体的开放程度比较低，服务业开放水平也比较低，在未来还有很大的提升空间。测算的结果与预期基本一致。2.00015001000信息与管理研究2024年东中西50002005200620072008200920102011201220132014201520162017201820192020年份图32 0 0 52 0 2 0 年东中西地区服务业开放变化图3.2绿色发展效率的测算3.2.1测算方法绿色发展效率是考虑能源和环境约束下的经济发展效率，本文参考唐晓华等 L32的做法，以绿色全要素生产率来衡量绿色发展效率。采用非径向、非角度的SBM模型以及全局参比的GML指数测算2005一2 0 2 0 年中国省际绿色全要素生产率。首先，构建一个包含“期望产出”和“非期望产出”的生产可能性集。假设每个决策单位K，在每一时期t都需要N种投人=（i,2，,）ER+，相应的得到M种“期望产出=（y1,y2ym）ER+m和I种“非期望产出 b=（b i，b 2，b r）ER+1。也就是说，在每一个时期t=1,2，T,第K省的投人产出组合为（k.，y k.，b k.），构造生产可能性集为：P,(a,)=(ye,b.):2t=1k=1TKTK1=1k=1TK=1k=其中，zt.代表权重变量，权重变量的和为1且非负的约束条件表示规模报酬可变（VRS)，去掉权重变量的和为1的约束则表示规模报酬不变(CRS)。根据Fukuyama等 33 的方法，将考虑“非期望产出”的全局SBM方向性距离函数表示为：NSi.ng.nSc.v(a,y,b;g)=max1Ks.t.t=1k=1k11M+m1y.m2Kzi.kyt.km-Sym=yi.km,Vm;=1MSy.m十ggb.i1=1Sb.i第1期TKt=1 k=1Kk=1其中，（，y,b）为决策单位k的投人、“期望产出”和“非期望产出”向量；g=（g，g y，g）为投入压缩、“期望产出”扩张、“非期望产出”压缩的方向向量；（sr”，Sy.m，Sb.）为投人、“期望产出”“非期望产出”的松弛向量，当（sc.n，Sy.m，Sb.，）均为正时，代表实际的投人和污染大于边界的投入和产出，而实际的产出则小于边界的产出，所以（sr，Sy.m，Sb.，）则表示投入过度、“期望产出”不足、“非期望产出”过度。在SBM方向性距离函数的基础上，构造GML指数测算中国省际绿色全要素生产率，根据OhE34的思路，将GML指数表示为：GML指数表示绿色全要素生产率的变动情况，GML指数大于、小于、等于1，分别表示绿色全要素生产率增加、下降和不变。GML指数还可以分解为绿色技术效率指数GEC和绿色技术进步指数GTC：1+SG.v(ar,y,b,;g)1+S.v(a,yr,b,;g)=GEC+1.X GTC+1.t其中，GEC指数表示绿色技术效率变化情况,GTC指数表示绿色技术进步变化情况，GEC、G T C 大于1表示绿色技术效率改善和绿色技术进步，GEC、G T C小于1表示绿色技术效率恶化和绿色技术退步。由于GML指数为增长率，参考邱斌等 35 的方法，以2 0 0 4年为基年，将2 0 0 4年的绿色全要素生产率设为1,然后将GML指数进行累乘即可得相应的绿色全要素生产率（gtfp)。以同样的方法计算得到绿色技术效率(ec)和绿色技术进步(tc)。3.2.2相关变量说明测算绿色全要素生产率所需相关的投入产出变量见表1。表1投入产出变量表变量类别变量名称劳动投人投人变量资本投入能源投人期望产出地区生产值化学需氧量排放量非期望产出二氧化硫排放量以各地区年末三次产业就业总人数作为劳动投入；资本存量的估算采用永续盘存法，借鉴张军等 36 的做法，以2 0 0 4年为基年，折旧率取9.6%，利用固定资产投资价格指数将固定资本形成总额折算成以基年不变价表示的指标；能源投入以各地区年末的能源消费总量表示；期望产出用以2 0 0 4年为基年的不变价地区生产总值表示；参考现有研究，非期望产出选取各地区化学需氧量和二氧化硫排放量作为非期望产出的指标。使用Maxdea软件进行测算。3.2.3测算结果分析表2 报告了2 0 0 52 0 2 0 年中国各地区绿色全要素生产率的测算结果。从2 0 0 52 0 2 0 年绿色全要徐姗，等：新发展格局下服务业开放对绿色发展效率的影响1+Sc.v(i,yi,b,;g)GMLi+1.t=11+Sc.(a+1,y+1,b+1;g)1+SG.v(,y,b,;g)/1+S.v(a,yr,b,;g)95具体说明各地区年末就业总人数各地区年末资本存量各地区能源消费总量不变价地区生产总值96素生产率的平均值来看，表现较好的地区有北京、上海、浙江、江苏、山东、重庆、黑龙江、内蒙古等地。在样本观察期内，各地区的绿色技术进步均值都大于1，表示绿色技术是进步的，而除北京、内蒙古、上海、浙江等以外的大多数地区，绿色技术效率都小于1,绿色技术效率恶化。绿色全要素生产率的提升主要靠绿色技术进步拉动，也就是说，目前中国绿色全要素生产率增长的动力主要来源于绿色技术进步，但绿色技术效率恶化对绿色生产率的抑制作用也不可忽略。因此，未来要继续加强绿色技术进步对绿色全要素生产率的驱动作用，大力开展技术创新，发展绿色技术，并且要积极推动技术创新成果高效转化为生产力，进而强化绿色技术效率改善的驱动力，双管齐下，推动绿色全要素生产率的增长。表2 中国各地区2 0 0 5一2 0 2 0 年绿色全要素生产率均值地区gtfp北京2.038天津1.437河北1.433山西1.323内蒙古1.788辽宁1.588吉林1.486黑龙江2.173上海1.878江苏1.695浙江1.703安徽1.513福建1.400江西1.586山东1.705分区域看，2 0 0 5一2 0 2 0 年三大区域的绿色全要素生产率总体上均处于上升态势（见图4）。东部地区总体上处于稳定上升的状态，2 0 17 一2 0 18 年间的上升势头强劲；中部地区的波动较大，上升和下降的幅度都比较明显；西部地区处于比较平稳的上升状态，上升的幅度相对不大。东部地区是中国服务业开放程度较高的地区，结合图3可以初步判断服务业开放与绿色发展效率之间的关系，服务业开放程度高的地区，其绿色全要素生产率也更高。但当加入其他影响因素后，服务业开放对绿色生产率的促进作用是否具有统计显著性，还需要进一步的实证检验。2.62.42.22.01.81.61.41.21.02005200620072008200920102011201220132014201520162017201820192020图420052020年东中西地区绿色全要素生产率变化图信息与管理研究tcec2.0381.0001.9270.7531.8100.8251.5940.8451.6141.1081.7680.9081.7840.8442.8280.8071.8781.0001.9270.9221.7661.0961.6610.9461.9180.8311.6680.9621.7940.9682024年地区gtfp河南1.387湖北1.553湖南1.733广东1.457广西1.258海南1.248重庆1.790四川1.638贵州1.575云南1.301陕西1.513甘肃1.367青海1.348宁夏1.366新疆1.305tc1.7021.651.1.6151.8961.4612.5181.6431.5551.5421.6931.6241.6231.7721.6081.686一东中西ec0.8420.9781.0320.8890.8820.6251.0671.0601.0320.7930.9390.8570.7790.8660.800第1期徐姗，等：新发展格局下服务业开放对绿色发展效率的影响974计量模型与实证检验本文基于2 0 0 5一2 0 2 0 年中国各地区面板数据对提出的假说进行检验，就服务业开放对绿色发展效率的影响效应及作用机制进行实证研究。首先，针对服务业开放和绿色发展效率之间的关系进行回归，验证假说1；其次，对绿色发展效率的分解项进行回归，研究服务业开放对绿色技术进步和绿色技术效率的影响；再次，检验人力资本优化和创新能力提升这两条路径的中介效应是否显著，验证假说2 和假说3；最后，考虑到中国各地区之间服务业开放进程和绿色发展效率均存在较大差异，从区域层面对东部、中部和西部样本分别进行回归，检验其影响是否存在区域异质性。4.1模型设定与变量说明4.1.1模型设定为考察服务业开放对绿色发展效率的影响效应，建立模型如下：lyi=o+i Iseopi+2 lind,+s linf+4 Igovit+s leri+u,+et其中：yi代表被解释变量，为省份i在第t期的绿色发展效率（gtfpi）及其分解项一一技术效率（ec）和技术进步（tci）；s e o p i u 代表省份i在第t期的服务业开放水平；indi、i n f i v g o v i、e r i 分别代表省份i在第t期的产业结构、基础设施、政府干预和环境规制，为控制变量；ui代表地区效应；eit代表随机误差项。各变量均取对数值。为检验服务业开放通过人力资本优化和创新能力提升促进绿色发展效率增长的作用机制，建立中介效应模型如下：Igtp=wo+wiIseopi+w2lind,+w linfi+w4lgovit+wsleri+u+eiMu=o+ilseopa+2lind+slinf+algovu+sleri+ui+eiIgtfpa=%+lseopi+2M+lind+linf+lgov+leri+u+ei其中：M为中介变量，即人力资本（lhumi）和创新能力（lrd）；其余变量含义与模型（1）相同。4.1.2变量说明(1)被解释变量为绿色发展效率（gtfp)及其分解项绿色技术进步（tc）、绿色技术效率（ec），核心解释变量为服务业开放（seop）。(2)中介变量：人力资本水平（hum）：人力资本是影响绿色发展效率的重要因素，采用各地区人均受教育年限表示人力资本水平。具体地，将小学、初中、高中、大专及以上分别赋值为6、9、12、16，以各层次受教育人数占总人数的比重为权重，测算各地区的人均受教育年限。创新能力（rd）：研发投入是技术创新的重要动力，决定着创新能力的高低，以各地区研究与试验发展经费内部支出在地区生产总值中所占的比重衡量创新能力。（3)控制变量。参考现有文献，选择产业结构、基础设施、政府干预和环境规制作为控制变量。产业结构（ind)：第三产业的污染相对较小，这里以各地区第三产业生产总值在地区生产总值中所占比例表示。基础设施（inf）：基础设施的改善有利于降低交易成本，进而影响绿色生产率，这里以各地区每万人拥有的公路里程数表示。政府干预（gov)：政府在基础设施建设、人才培养等方面发挥着重要作用，这里选取政府财政支出与财政收人的比值表示政府干预。环境规制（er）：环境规制一方面会倒逼绿色技术创新，提升资源使用效率，促进绿色发展，另一方面也可能造成企业成本上升，抑制绿色生产率提升，这里以各地区工业污染治理投资总额在地区生产总值中所占比例衡量。(1)（2)(3)(4)98本文的数据主要来源于中国统计年鉴、中国能源统计年鉴、中国环境统计年鉴、中国人口与就业统计年鉴、OECD数据库、世界银行以及各地区各年度的统计年鉴，个别缺失值以插值法补齐。表3为本文主要变量的描述性统计结果。变量名称变量含义lgtfp绿色生产率对数值Iseop服务业开放对数值Thum人力资本对数值lrd创新能力对数值lind产业结构对数值linf基础设施对数值lgov政府干预对数值ler环境规制对数值4.2实证结果分析4.2.1基准回归服务业开放对绿色发展效率影响的基准回归结果如表4所示。根据表4第（1)列到第(5)列，在逐步加人各控制变量时，服务业开放这一变量的系数在1%的显著水平下始终显著为正，表明服务业开放对绿色生产率有显著的正面影响，扩大服务业开放有利于促进绿色发展效率的提升，假说1得到验证。第(5)列被解释变量为绿色发展效率，结果显示：服务业开放水平每提升1%，绿色发展效率显著提升0.053%。其内在逻辑可能是：从微观层面出发，国际服务商具有更加先进的生产技术和清洁设备，可以为更多企业提供绿色清洁的服务。同时，扩大服务业对外开放，降低了国际服务商的进人壁垒，加剧了竞争，提高了服务的效率和质量，降低了价格。作为制造业的中间投入品，低成本和高质量的服务提高了制造业企业的预期利润率，进而提升了企业的绿色发展效率。从宏观层面出发，服务业扩大开放促进了资源再配置，改善了资源错配，减少了生产率的损失。在绿色发展理念的影响下，服务业开放带来的竞争效应促使生产要素流向绿色发展水平更高的产业和地区，从而提升了整体的绿色发展效率。(1)(7)变量lgtfp0.121*lseop(13.26)lindlinflgovler_cons固定效应观测值R2注：、*、*分别表示在10%、5%和1%的显著水平上显著；括号内为t值。信息与管理研究表3各变量的描述性统计结果样本数均值4320.4134329.0684322.2104320.2284323.7784323.3104320.695432-2.340表4服务业开放对绿色发展效率影响的基准回归结果（2)(3)lgtfpgtfp0.077*0.060*(8.97)(6.64)0.821*0.720*(12.32)(10.51)0.210*(4.70)-0.683*3.387*(8.21)(14.68)固定固定4324320.303 10.49382024年标准差最小值0.261-0.1162.0792.3260.1401.8530.658-1.7150.2053.3540.5951.4560.3460.0490.897-7.058(4)(5)lgtfplgtfp0.062*0.053*(6.81)(6.14)0.657*0.554*(8.33)(7.34)0.203*0.146*(4.51)(3.41)0.165-0.042(1.59)(-0.41)-0.096(7.38)3.548*3.417*(15.60)(-14.16)固定固定4324320.52020.5232最大值1.55414.1142.6951.8634.4294.4711.5600.223(6)lec-0.035*(3.94)-0.522*(6.77)0.064(1.47)-0.164(-1.59)0.027(-1.99)-2.841*2.442*(-11.85)(9.96)固定固定4324320.58030.2966ltc0.088*(9.00)1.076*:(12.62)0.211*(4.35)0.122(1.07)0.070*:(-4.72)5.283*(-19.50)固定4320.714 2第1期在控制变量中，产业结构和基础设施的系数也都是显著为正的。这表明产业结构对绿色发展效率起到了促进作用，第三产业的污染和能耗相对较小，第三产业的占比增加促进了绿色生产率的上升。基础设施也促进了绿色发展效率的提升，基础设施水平的提高降低了运输成本，降低了交易费用，促进了绿色发展效率的提升。政府干预和环境规制抑制了绿色发展效率的提升，但并不显著。值得注意的是，表4列（6）、列（7）中当被解释变量为绿色技术效率时，服务业开放的系数显著为负，但当被解释变量为绿色技术进步时，服务业开放的系数显著为正，且大于0.0 53。这在一定程度上说明了中国服务业开放主要是通过促进绿色技术进步提升绿色发展效率，但可能创新成果转化率不高，使得服务业开放反而抑制了绿色技术效率的改善。4.2.2稳健性检验为说明结果的稳健性，从以下几个方面进行稳健性检验：(1)为减少样本时间选择的影响，使用2 0 0 6 一2 0 18 年的数据重新进行回归，表5列（1)结果表明，对于改变时序后的样本，服务业开放的系数依然显著为正；(2)将核心解释变量滞后一期作为工具变量进行2 SLS回归，结果如表5列（2)所示，服务业开放的系数依然显著为正；(3)将核心解释变量滞后一期，回归结果如表5列（3)所示，服务业开放的系数仍然显著为正；（4)为规避异常值的影响，进一步使用分位数回归，表5列（4)在0.5处的分位数回归结果显示，服务业开放的系数依然显著为正。上述稳健性回归的结果表明：服务业开放对绿色发展效率的影响系数在1%的统计水平上显著为正，系数变化很小，其显著性和符号与前文基本保持一致，表明本文的研究具有稳健性。(1)变量改变样本时序0.065*lseop(6.21)1.Iseop控制变量注：、分别表示在10%、5%和1%的显著水平上显著；括号内为t值。4.2.3影响机制检验为验证假说2 和假说3，检验服务业开放通过人力资本优化和创新能力提升的作用路径，利用Sobel检验法进行检验。表6 报告了服务业开放对绿色发展效率影响机制的检验结果。表6 服务业开放对绿色发展效率的影响机制检验人力资本优化变量lgtfp(1)0.052*Iseop(7.82)0.515*lind(9.48)0.146*linf(6.27)0.085*lgov(1.74)徐姗，等：新发展格局下服务业开放对绿色发展效率的影响表5稳健性检验(2)服务业开放滞后一期作为工具变量0.062*(7.25)控制控制(hum(2)Igtfp(3)0.017*0.043*(5.01)(6.49)0.38.9*0.297*(14.38)(4.66)0.021*0.134*(1.85)(5.96)一0.0 0 20.087*(-0.10)(1.84)99(3)(4)服务业开放滞后一期分位数回归0.049*(6.90)0.052*(5.73)控制创新能力提升Igtfp(4)(rd(5)0.052*0.111*(7.82)(7.21)0.515*1.245*(9.48)(9.97)0.146*.0.151*(6.27)(2.83)0.085*-0.300*(1.74)(2.66)控制Igtfp(6)0.036*(5.43)0.336*(5.89)0.168*(7.57)0.129*(2.75)100变量lerM_cons观测值R2Sobel检验Goodman Test 1Goodman Test 2中介效应比例注：、分别表示在10%、5%和1%的显著水平上显著；括号内为t值。由表6 列（1)列（3)可知：当绿色发展效率为被解释变量、没有加入中介变量人力资本时，服务业开放的系数显著为正；当人力资本为被解释变量时，服务业开放的系数显著为正；当绿色发展效率为被解释变量、加人中介变量时，服务业开放的系数依然显著为正，而且小于未加人中介变量时的系数。进一步,Sobel检验、Goodman Test 1检验和Goodman Test 2检验均显著，表明了人力资本优化的中介效应是存在的，中介效应的比例为17.8 9%，假说2 得到验证。也就是说，扩大服务业开放能够通过优化人力资本促进绿色发展效率的提升。同理，由表6 列（4）列（6)可知，创新能力提升的中介效应同样存在，比例为30.55%，假说3得到验证，表明了扩大服务业开放能够通过提升创新能力来提升绿色发展效率。此外，从表6 还可以看出，在服务业开放推动绿色发展效率提升的过程中，创新能力提升的中介效应要明显优于人力资本优化。绿色技术创新推动生产变革，提升了资源的使用效率，降低了污染排放，有效提升绿色生产效率，是促进经济绿色发展的重要渠道。4.2.4区域异质性分析虽然基准回归结果表明服务业开放能够提升绿色发展效率，但考虑到中国各地区服务业发展与开放的不均衡性以及绿色发展效率的差异性，进一步对样本分组，检验其影响是否存在区域异质性。表7 报告了分地区服务业开放对绿色发展效率影响的结果，可以发现，服务业开放对绿色发展效率的影响存在一定的区域异质性。首先，东中西地区服务业开放的系数均显著为正，东部的系数最大，中部次之，西部最小，表明服务业开放能够显著促进东中西地区的绿色发展效率，且东部地区的促进效应最强其次，服务业开放显著抑制了东西部的绿色技术效率，但对中部地区绿色技术效率的抑制作用不显著；最后，服务业开放显著促进了东中西地区的绿色技术进步，且系数均大于相应的服务业开放影响绿色发展效率的系数，也证明了服务业开放主要是通过促进绿色技术进步来提升绿色发展效率的。服务业开放对绿色发展效率的影响存在一定的区域异质性，这可能是因为：东部地区服务业开放较早且开放水平较高，形成了先发优势，且拥有较强的产业配套能力，聚集了高端制造业和服务业，这一切都加强了服务业开放对绿色发展效率的促进作用；而中西部地区对外开放程度比较低，产业协调能力较弱，在地理区位、要素烹赋和经济规模等方面都不具备优势，这弱化了服务业开放的绿色效应。信息与管理研究续表6人力资本优化Igtfp(1)hum(2)-0.052*-0.022*(3.85)(一3.2 8)一一2.674*0.471*(-11.91)(4.22)4324320.48790.5626一2024年创新能力提升gtfp(3)Igtfp(4)0.039*0.052*(3.01)(-3.85)0.562*一(6.00)-2.938*(-13.34)4320.52790.00.9*:(z=3.84)0.009*(3.81)0.00.9*(之=3.8 8)17.89%lrd(5)0.051(1.63)一2.674*-4.657*(-11.91)(9.02)4324320.48790.5744一一一Igtfp(6)-0.059*(-4.63)0.144*(7.25)-2.002*(-6.85)4320.544 20.016*(=5.11)0.016*(=5.09)0.016*(之=5.14)30.55%第1期变量lgtfp0.099*-0.084*lseop(6.17)0.837*-0.661*lind（6.2 6)0.157*-0.086linf(-2.13)0.521*lgov(3.09)0.065*-0.017ler(-4.55)-3.736*_cons(-10.02)固定效应控制观测值176R0.7632注：、分别表示在10%、5%和1%的显著水平上显著；括号内为t值。5结论与建议基于2 0 0 5一2 0 2 0 年中国各地区面板数据探究了服务业开放对绿色发展效率的影响效应以及作用机制，得到以下结论：第一，服务业开放对中国绿色发展效率具有显著的促进作用，其中对绿色技术进步的促进作用更大；第二，服务业开放主要是通过人力资本优化和创新能力提升两条路径间接促进绿色发展效率的提升，且创新能力的中介效应更明显；第三，服务业开放对绿色发展效率的促进作用存在一定的区域异质性，东部地区的促进作用更明显，高于整体和中西部地区。上述结论为新发展格局背景下中国通过服务业开放促进经济的绿色发展提供了理论和实证论据。基于此，提出如下建议：第一，加快推进服务业对外开放的步伐，提升开放质量。服务业开放是新发展格局的重要推动力，扩大服务业开放能够调整优化产业结构，提升中国服务贸易的国际竞争力。因此，应该有序推动服务业更大范围、更高水平的开放，不断发挥服务业开放的经济效应，实现由“服务贸易大国”到“服务贸易强国”的转变，为新发展格局助力