中國服務(wù)業(yè)發(fā)展及其集聚效應(yīng)： 基于空間異質(zhì)性的視角

摘 ? 要：利用1990—2016年時間序列和2004—2015年面板數(shù)據(jù)對中國服務(wù)業(yè)增長和空間集聚進行研究，結(jié)果表明：服務(wù)業(yè)發(fā)展與中國經(jīng)濟增長存在協(xié)整關(guān)系，但生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)部門對以往中國經(jīng)濟增長的貢獻率不高。服務(wù)業(yè)增長具有直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，二者分別來源于消費性服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。從集聚影響因素來看，消費性服務(wù)業(yè)集聚主要取決于人口和市場消費的規(guī)模效應(yīng)，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚則與產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)以及與要素結(jié)構(gòu)的匹配性緊密相關(guān)。新時代中國發(fā)展服務(wù)業(yè)應(yīng)立足于推動要素集聚以加大區(qū)域性消費市場的經(jīng)濟規(guī)模，促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)均衡發(fā)展，進一步增強生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與本地工業(yè)體系的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性，進而提升各地經(jīng)濟水平。

關(guān)鍵詞：服務(wù)業(yè)發(fā)展;空間異質(zhì)性;增長與集聚效應(yīng)

中圖分類號：F719 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1003-7543（2020）07-0119-15

基金項目：中國社會科學院創(chuàng)新工程項目“釋放城鎮(zhèn)化改革紅利的領(lǐng)域與對策研究”（RKSCX2017014）;中國人民大學科學研究基金（中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金資助）項目（16XNH053）。

作者簡介：鄧仲良，中國社會科學院人口與勞動經(jīng)濟研究所助理研究員。

雖然關(guān)于未來中國經(jīng)濟增長到底是由工業(yè)主導還是由服務(wù)業(yè)主導一直以來存在爭論[1]，但中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)“服務(wù)業(yè)化”不斷加深已成為客觀現(xiàn)實。2012年后服務(wù)業(yè)增速逐漸拉開與工業(yè)增速的差距，到2017年服務(wù)業(yè)對經(jīng)濟增速的貢獻率達58.21%，遠大于工業(yè)對經(jīng)濟增速的貢獻率（31.34%）。與此同時，愈來愈多城市的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)也呈現(xiàn)“服務(wù)業(yè)化”。服務(wù)業(yè)發(fā)展成為影響經(jīng)濟增長效率的關(guān)鍵性因素，并面臨著推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高端化的區(qū)域性問題。

與工業(yè)逐步均衡發(fā)展的態(tài)勢不同，中國服務(wù)業(yè)空間集聚趨勢一直未曾改變，而且這一集聚趨勢還在增強。一般來說，傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)可吸納更多勞動力從而實現(xiàn)“穩(wěn)就業(yè)”[2]，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚不僅可以提升創(chuàng)新驅(qū)動對經(jīng)濟增長的貢獻率[3]，而且能降低傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)可能誘發(fā)的“結(jié)構(gòu)性減速”[4]。但相較于制造業(yè)對成本、市場需求的區(qū)位選擇，服務(wù)業(yè)構(gòu)成龐雜，產(chǎn)業(yè)共性較難全面概括。因此，有必要在了解服務(wù)業(yè)內(nèi)部差異的基礎(chǔ)上，進一步研究服務(wù)業(yè)空間異質(zhì)性問題。

與已有研究不同，本文立足于產(chǎn)業(yè)及要素的空間異質(zhì)性，在考慮要素結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和市場規(guī)模交互影響的基礎(chǔ)上討論不同類別服務(wù)業(yè)的增長和集聚效應(yīng)。本文主要貢獻包括以下方面：一是探討了服務(wù)業(yè)與中國經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。利用1990—2016年時間序列進行Granger檢驗，結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)發(fā)展與中國經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系。從經(jīng)濟增長的產(chǎn)業(yè)貢獻比率來看，服務(wù)業(yè)經(jīng)濟增長與工業(yè)發(fā)展息息相關(guān)，共同影響了中國經(jīng)濟增長。二是剖析了服務(wù)業(yè)的增長和集聚效應(yīng)。服務(wù)業(yè)具有直接增長效應(yīng)和間接增長效應(yīng)。從宏觀產(chǎn)業(yè)層面利用2004—2015年省級面板數(shù)據(jù)進行的研究表明，直接增長效應(yīng)來源于批發(fā)零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)等消費性服務(wù)業(yè)，消費性服務(wù)業(yè)集聚與市場規(guī)模呈顯著正相關(guān)，而間接增長效應(yīng)來自生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與工業(yè)部門的產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)，這種跨部門的產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)也決定了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間集聚特征。三是探討了不同類別服務(wù)業(yè)增長和集聚的空間異質(zhì)性。當前東部和中部地區(qū)的市場規(guī)模及產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)的正效應(yīng)較為顯著，為降低一般服務(wù)業(yè)對工業(yè)部門的“擠出效應(yīng)”，應(yīng)強化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的創(chuàng)新投入。西部和東北地區(qū)則需要補齊短板，一方面通過引導人口集聚來重塑區(qū)域市場規(guī)模優(yōu)勢，增強服務(wù)業(yè)的直接增長效應(yīng);另一方面，則應(yīng)加大與制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)，增強服務(wù)業(yè)的間接增長效應(yīng)。

一、相關(guān)文獻綜述與理論假說的提出

（一）服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系

對于服務(wù)業(yè)是否具有經(jīng)濟增長效應(yīng)，國內(nèi)外學術(shù)界尚存在較多爭論。一般服務(wù)業(yè)屬于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的“滯后部門”，傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率低于制造業(yè)。制造業(yè)名義工資的上漲會引起勞動力成本上升。為進一步提升產(chǎn)品利潤，制造業(yè)企業(yè)會進一步加大技術(shù)投入，技術(shù)對勞動力替代作用會增強。同時，由于成本因素，制造業(yè)企業(yè)通常會選擇生產(chǎn)成本較低的郊區(qū)或中小城市，而傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)就業(yè)門檻較低，伴隨著城市人口的集中，即便是在相同工資條件下，勞動力也偏向于選擇傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)就業(yè)。這兩種因素都引起了勞動力從制造業(yè)部門流入服務(wù)業(yè)部門，而吸納過多的勞動力就業(yè)是造成傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)“成本病”的主要原因。由于歷史條件限制，“Baumol-Fuchs”假說既未考慮服務(wù)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)差異，又沒有考慮生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率進步。一方面，現(xiàn)實世界中并非所有服務(wù)業(yè)都是低效率的，既存在效率較高的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，如運輸、通信和金融業(yè)等，又存在經(jīng)濟效率較低的消費性服務(wù)業(yè)和公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能增強產(chǎn)業(yè)間聯(lián)系[5]，提高本地工業(yè)的全要素生產(chǎn)率，有利于人力資本與技術(shù)資本的累積，這些因素有利于穩(wěn)定經(jīng)濟長期增長預(yù)期。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率較高[6]，隨著生產(chǎn)率逐步提高，服務(wù)業(yè)“成本病”是有可能被抑制的，因此也能夠間接地促進經(jīng)濟增長[7]。消費性服務(wù)業(yè)可以增加本地市場消費規(guī)模，進一步促進就業(yè)勞動力市場發(fā)育[2]，同時教育和健康服務(wù)業(yè)等公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)也能影響勞動力就業(yè)區(qū)位選擇，并帶動勞動力就業(yè)，不斷優(yōu)化區(qū)域人力資本，這有利于經(jīng)濟長期增長[8]。這些研究表明，服務(wù)業(yè)集聚能夠逐步改變要素結(jié)構(gòu)，并對本地市場規(guī)模的變化產(chǎn)生積極影響。

由于要素分布的空間不均衡性，服務(wù)業(yè)增長具有明顯的空間異質(zhì)性[9-10]。已有研究側(cè)重考察生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響，并未對細分產(chǎn)業(yè)的增長效應(yīng)展開進一步研究。相關(guān)研究表明，我國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)僅在東部和西部地區(qū)正向效應(yīng)明顯，中部地區(qū)則由于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平較低而呈現(xiàn)負向效應(yīng)，在欠發(fā)達的中西部地區(qū)，零售、餐飲等消費性服務(wù)業(yè)的經(jīng)濟增長效應(yīng)更為突出[11]。高技術(shù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)（信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)，金融業(yè)，科學研究與技術(shù)服務(wù)業(yè)）能夠提高制造業(yè)生產(chǎn)效率，而低技術(shù)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)（交通運輸和郵政業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)）過度集聚將抑制制造業(yè)生產(chǎn)率，并對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)產(chǎn)生明顯擠出效應(yīng)，從而抑制制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高[10]。

（二）服務(wù)業(yè)的空間集聚效應(yīng)

與工業(yè)（尤其是制造業(yè)）對市場、成本需求的集聚機制不同，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)類別龐雜，服務(wù)業(yè)空間集聚的影響因素存在較大差異?？傮w來看，服務(wù)業(yè)在市場化程度較高、經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)集聚水平較高，服務(wù)業(yè)集聚水平與市場規(guī)模和制度環(huán)境正相關(guān)。

在城市空間層面，城市中心通常專門從事商務(wù)或技術(shù)服務(wù)業(yè)，而城市郊區(qū)則集聚了更多的制造業(yè)和一般服務(wù)業(yè)，其中交通運輸倉儲業(yè)的單產(chǎn)業(yè)集聚程度較高。零售業(yè)、住宿業(yè)、食品業(yè)往往以協(xié)同集聚的形式伴隨于其他產(chǎn)業(yè)，零售業(yè)集聚受產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和消費者規(guī)模影響較小。當制造業(yè)在專業(yè)化地區(qū)的份額較少時，商業(yè)服務(wù)業(yè)的專業(yè)化程度通常較高[12]。受制造業(yè)和其他中間產(chǎn)品需求影響，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)傾向于與制造業(yè)共同集聚。地區(qū)信息化程度、知識密集度和產(chǎn)業(yè)國有化程度對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚具有顯著影響，當信息化水平較高時，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間外溢半徑會增加;生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展還受到地區(qū)市場交易效率和交易制度的影響[13]。消費性服務(wù)業(yè)則主要受到本地市場對最終產(chǎn)品消費需求的影響，同時隨著勞動力技能水平的提高，高技能勞動者的就業(yè)比重增加將帶動技術(shù)進步，進而提高生產(chǎn)率，同時引起的成本溢價效應(yīng)反過來將促進消費性服務(wù)業(yè)增長。就公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)而言，地區(qū)經(jīng)濟總量、城鎮(zhèn)化水平、政府投入及政府對公共服務(wù)的偏好等因素的影響較大[14]。

根據(jù)上述研究，提出如下理論假說：

假說1：服務(wù)業(yè)的直接增長效應(yīng)主要取決于規(guī)模效應(yīng)，其間接增長效應(yīng)則取決于產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)。

假說2：生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)更受益于產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的耦合機制，而消費性服務(wù)業(yè)更受益于市場規(guī)模的耦合機制。

二、服務(wù)業(yè)發(fā)展與中國經(jīng)濟增長之間的關(guān)系

（一）服務(wù)業(yè)發(fā)展與中國經(jīng)濟增長的典型事實

與以要素結(jié)構(gòu)來劃分的工業(yè)不同，服務(wù)業(yè)類別劃分主要依據(jù)產(chǎn)品或服務(wù)的面向?qū)ο?。服?wù)業(yè)既包括了勞動密集型產(chǎn)業(yè)，如批發(fā)、商務(wù)服務(wù)業(yè)，又包括了技術(shù)與資本密集型產(chǎn)業(yè)，如技術(shù)研發(fā)和金融保險業(yè)。同時，服務(wù)業(yè)中既有完全市場競爭性的零售、餐飲產(chǎn)業(yè)，又有壟斷競爭性的電信、金融業(yè)，還有政府管理、社會組織、教育與醫(yī)療衛(wèi)生等社會事業(yè)。借鑒已有研究對服務(wù)業(yè)的分類[2，10-11]，本文將服務(wù)業(yè)分為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、消費性服務(wù)業(yè)和公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)（見表1）。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是作為其他產(chǎn)業(yè)和服務(wù)的中間投入，是為生產(chǎn)服務(wù)的，主要提供中間服務(wù)品，而非最終產(chǎn)品，如交通運輸與物流倉儲、信息與商務(wù)服務(wù)、科學與技術(shù)研發(fā)服務(wù)、金融業(yè)等。消費性服務(wù)業(yè)則直接提供物質(zhì)或精神消費的產(chǎn)品或服務(wù)，如零售業(yè)、住宿、旅游、文化娛樂等。公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)多為政府提供的公共品。需要說明的是，已有部分研究將房地產(chǎn)業(yè)放在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，也有的研究將其歸類為消費性服務(wù)業(yè)，本文根據(jù)2007年和2012年投入產(chǎn)出表測算了中間投入品投入比例，將其列為消費性服務(wù)業(yè)。

從細分類別服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與消費性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值占比較大，前者低于后者，但二者的差距在2011年后逐年縮小;公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)帶動經(jīng)濟增長規(guī)模較小（見圖1，下頁）。從不同服務(wù)業(yè)類別占服務(wù)業(yè)總量的比重來看，消費性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)值貢獻長期以來一直高于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，但在2011年后其對服務(wù)業(yè)整體貢獻率逐步下行;而同期生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對服務(wù)業(yè)整體貢獻率逐年增加，到2014年已逐步接近消費性服務(wù)業(yè)對服務(wù)業(yè)整體增長的貢獻率;公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)對服務(wù)業(yè)整體貢獻率不高，1990—2014年其貢獻率一直在20%左右波動（見圖2）。

為分析服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關(guān)系，這里以1978年作為基期進行了價格平減①。為避免偽回歸，本文首先采用ADF單位根檢驗對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進行檢驗②，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)均滿足平穩(wěn)性要求。從增加值絕對值來看，各變量之間都至少存在2個協(xié)整關(guān)系;從相對值來看，各變量間至少存在1個協(xié)整關(guān)系。對經(jīng)濟增長、工業(yè)與服務(wù)業(yè)產(chǎn)值以及細分三大類服務(wù)業(yè)產(chǎn)值進行Granger因果檢驗可以看出③，1990—2014年生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)Ys1、消費性服務(wù)業(yè)Ys2在10%置信水平條件下是服務(wù)業(yè)產(chǎn)值的Granger原因，公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)是經(jīng)濟總量和工業(yè)長期增長的Granger原因，工業(yè)與服務(wù)業(yè)比重提升均有利于經(jīng)濟增長，整體經(jīng)濟增長和工業(yè)發(fā)展促進了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)服務(wù)業(yè)化。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)比重提升并未帶來以往經(jīng)濟總量增長和工業(yè)經(jīng)濟增長，尚未形成對整體經(jīng)濟和工業(yè)的明顯驅(qū)動效應(yīng)。消費性服務(wù)業(yè)比重和公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)比重互為Granger原因，消費性服務(wù)業(yè)比重增加帶來的經(jīng)濟增長效應(yīng)較高。

從影響因素來看，居民消費水平直接影響了消費性服務(wù)業(yè)的發(fā)展，而城鎮(zhèn)化進程則進一步加快了服務(wù)業(yè)空間集聚。本文利用1980—2015年中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)研究了服務(wù)業(yè)比重、居民消費水平和城鎮(zhèn)化率等因素對服務(wù)業(yè)增長的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)產(chǎn)值比重與人均GDP正相關(guān)程度較高，而從不同地區(qū)來看，地區(qū)經(jīng)濟總量增長與服務(wù)業(yè)比重負相關(guān)，其中服務(wù)業(yè)對工業(yè)占比負相關(guān)程度更大，這表明2015年之前工業(yè)對中國經(jīng)濟增長的貢獻率仍較高，尤其是中西部地區(qū)，工業(yè)對地區(qū)經(jīng)濟增長貢獻更大。居民消費水平與地區(qū)服務(wù)業(yè)產(chǎn)值呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，從社會消費品零售總額來看，居民消費水平較高的地區(qū)同時具有較大的市場規(guī)模。從城鎮(zhèn)化率來看，以城鎮(zhèn)人口比重來界定城鎮(zhèn)化率，2015年中國291個地級市及以上城市的城鎮(zhèn)化率與服務(wù)業(yè)經(jīng)濟比重正相關(guān)程度也較高④。

（二）服務(wù)業(yè)空間集聚的典型事實

從服務(wù)業(yè)集聚情況來看，2004年后生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費性服務(wù)業(yè)集聚程度逐步增加。以省級服務(wù)業(yè)空間基尼系數(shù)為例，二者2015年的空間基尼系數(shù)比2004年分別增加21.39%和12.87%。具體而言，批發(fā)和零售業(yè)、交通運輸和郵政業(yè)、信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、科學研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)分別增加19.13%、20.71%、41.70%、12.96%、25.40%。相反，公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)呈現(xiàn)日益均衡發(fā)展的態(tài)勢，2015年空間基尼系數(shù)比2004年下降約8%（見圖3）。從集聚與增長的關(guān)系來看，與工業(yè)逐步均衡發(fā)展趨勢不同，服務(wù)業(yè)集聚趨勢一直在加強，因此二者存在空間集聚上的經(jīng)濟效率差異。本文根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》計算了1978—2014年中國服務(wù)業(yè)經(jīng)濟增長與空間集聚之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，二者基本呈正相關(guān)（見圖4），這也意味著從經(jīng)驗數(shù)據(jù)來看，以往中國服務(wù)業(yè)經(jīng)濟增長更加依賴于集聚效應(yīng)。

服務(wù)業(yè)集聚具有顯著的空間相關(guān)性。本文利用Morans I指數(shù)分析了空間相關(guān)性，全局Morans I值可表示產(chǎn)業(yè)空間總體相關(guān)性，局域Morans I值（Local Indicators of Spatial Association，簡稱LISA值）可表示具體產(chǎn)業(yè)空間集聚差異①。全局Morans I的值如表2（下頁）所示。由表2可知，中國服務(wù)業(yè)存在顯著的空間相關(guān)性，其中消費性服務(wù)業(yè)、公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)空間相關(guān)性最為顯著，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的空間相關(guān)性不高，這也進一步表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)總體呈現(xiàn)集聚發(fā)展，而消費性服務(wù)業(yè)和公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)的空間均衡性較高。LISA局部分析表明，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值高—高（HH）集中在京津冀、長三角和珠三角地區(qū)，而低—低（LL）地區(qū)主要集中在中部地區(qū)。消費性服務(wù)業(yè)中高—高（HH）集中在海南和云南玉溪，低—低（LL）集聚比較分散;公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)高—高（HH）主要集中在經(jīng)濟增長較低的地區(qū)，如石嘴山、永州、昭通等地，而低—低（LL）集聚顯著性較高的地區(qū)經(jīng)濟都較發(fā)達，這進一步表明經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)空間均衡性較高。

從影響服務(wù)業(yè)集聚的因素來看，2004—2015年中國服務(wù)業(yè)的空間集聚與市場化程度呈弱反比關(guān)系，即市場化程度越高，服務(wù)業(yè)集聚程度越低，這與工業(yè)集聚的現(xiàn)實情況不同。從不同類型服務(wù)業(yè)來看，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費性服務(wù)業(yè)的空間集聚與市場化程度呈正相關(guān)關(guān)系，其中消費性服務(wù)業(yè)的正相關(guān)顯著程度大于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè);公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)集聚與市場化程度成反比，這與公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)多是由政府提供的公共品有關(guān)，如教育、社會管理等基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)，限于篇幅，這部分圖表未列出。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)變量

本文在考慮要素結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和市場規(guī)模的基礎(chǔ)上，引入相關(guān)解釋變量進一步研究不同類別服務(wù)業(yè)增長與集聚效應(yīng)的空間異質(zhì)性問題。

（一）基本模型設(shè)定

考慮產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)與要素結(jié)構(gòu)的交互影響[15]，增長效應(yīng)基準模型為：

lnYit=β0+β1ηit+β2lnkit+β3ηit×lnkit+β4ηit×lnNit+β5ln（Qit×■it）（1）

服務(wù)業(yè)經(jīng)濟增長效應(yīng)分為直接增長效應(yīng)、間接增長效應(yīng)，Yit為服務(wù)業(yè)及其細分行業(yè)的產(chǎn)業(yè)增加值，或為服務(wù)業(yè)比重;ηit為產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性。kit為地區(qū)勞均資本，kit=Kit/Lit。其中，Kit為地區(qū)固定資本存量的全國相對比值，本文運用永續(xù)存盤法對固定資本存量進行估算;Lit為地區(qū)就業(yè)人數(shù)的全國相對比重，這樣就可以利用勞均資本存量kit來界定本地要素結(jié)構(gòu)。當kit>1時，本地固定資本存量水平相對占優(yōu);當kit<1時，本地勞動力就業(yè)水平相對占優(yōu)。Nit為區(qū)域或城市的人口規(guī)模;Qit為市場規(guī)模;■it為運輸成本，β0—β5為變量系數(shù)。

為進一步驗證服務(wù)業(yè)的直接增長效應(yīng)和間接增長效應(yīng)，本文界定了兩種產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)η。

第一，考慮上下游投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)[15]，產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)參考Hidalgo et al[16]和Guo & He[17]的產(chǎn)業(yè)集聚條件概率來界定，可以分別得到區(qū)域內(nèi)服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性η1，如式（2）所示。

η1ij=？覫ij=min{P（LQci>1|LQcj>1），P（LQcj>1|LQci>1）}（2）

采用條件概率界定p=ni（LQ>1）/n，ni（LQ>1）為區(qū)位商大于1的產(chǎn)業(yè)個數(shù)，取ni（LQ>1）=1，反之則為0;n為集聚的服務(wù)業(yè)的（區(qū)位商大于1）產(chǎn)業(yè)數(shù)之和。當?shù)貐^(qū)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性增強時，集聚產(chǎn)業(yè)增多，則產(chǎn)業(yè)區(qū)位商大于1的服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)個數(shù)也會增多，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)關(guān)聯(lián)也會增大。

第二，考慮到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)等產(chǎn)業(yè)間的協(xié)同集聚，選取產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)η2，其采用生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)的從業(yè)人數(shù)比值來界定。需要指出的是，當分析直接效應(yīng)時采用產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)η1，而當分析間接效應(yīng)時，則采用產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)η2?？紤]市場規(guī)模對工業(yè)經(jīng)濟增長的影響，參考已有研究[9]，引入市場規(guī)模Q與貿(mào)易成本 ■ 的交互項，市場規(guī)模Qit仍采用各地區(qū)社會消費品零售總額來表示，運輸成本仍采用區(qū)域貨運量倒數(shù)來衡量，貨運量越大，則表明運輸成本越低。當二者交互項系數(shù)為正時，則表明市場規(guī)?？朔速Q(mào)易成本的約束。

（二）計量模型拓展

為保證研究的可靠性，本文進一步引入控制變量。已有研究表明，服務(wù)業(yè)發(fā)展水平與地區(qū)居民購買水平、人力資本累積等因素有關(guān)[12，14]，地區(qū)信息化程度影響了服務(wù)業(yè)交易效率[9]，這些變量都是地區(qū)經(jīng)濟成熟程度的標志，將這些變量作為控制變量，則有：

lnYit=β0+β1ηit+β2lnkit+β3ηit×lnkit+β4ηit×lnNit+β5lnQit+β6ln（Qit×■it）+β7ln（eit）+β8ln（hcit）+β9ln（infit）+ui+vt+εit（3）

式中，β7—β9為控制變量系數(shù)，eit為地區(qū)全體居民消費水平;hcit為地區(qū)人力資本規(guī)模;infit為地區(qū)信息化水平;ui為固定效應(yīng)虛擬變量，代表了未觀測的個體變量;vt為時間虛擬變量，考慮變量中未檢測到的沖擊影響;εit為隨機誤差擾動項。

由于服務(wù)業(yè)類別統(tǒng)計口徑在2004年之前發(fā)生變化，為保障數(shù)據(jù)完整性，研究時間跨度僅取2004—2015年。由于服務(wù)業(yè)中包含產(chǎn)值數(shù)據(jù)的只有省級空間尺度，因而在分析經(jīng)濟增長效應(yīng)時，實證研究采用了省級數(shù)據(jù)?？紤]2004—2015年數(shù)據(jù)的統(tǒng)一性，居民消費水平eit選取城鎮(zhèn)居民人均消費性支出來度量。由于地區(qū)人力資本主要由教育提供，但地區(qū)教育機構(gòu)數(shù)量，尤其是高等院校及研發(fā)機構(gòu)的數(shù)量變化較小，科研從業(yè)人員卻是逐步增多的，本文中人力資本采用地區(qū)“普通高等學校中專任教師人數(shù)”占全國比重進行衡量，以此規(guī)避高等教育與研發(fā)機構(gòu)個數(shù)變化較小的情況。地區(qū)信息化水平采用“移動電話交換機容量的地區(qū)相對比重”來衡量。為避免不可觀察變量與解釋變量之間可能存在的相關(guān)性，本文選用雙向固定效應(yīng)模型進行檢驗，并進行聚類穩(wěn)健標準誤處理。變量定義描述統(tǒng)計如表3所示。

另外，西藏的數(shù)據(jù)缺失較多，故在實證研究中不予考慮。對于不同年份和地區(qū)的產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，在數(shù)據(jù)處理時已經(jīng)通過價格指數(shù)折減，價格指數(shù)和市場規(guī)模相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。此外，為避免量綱變化過大和異方差問題，除區(qū)位商、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)指標、空間基尼系數(shù)等變量或注明了的外，對上述變量都進行了對數(shù)處理。未注明的服務(wù)業(yè)數(shù)據(jù)來自《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

四、服務(wù)業(yè)增長與集聚效應(yīng)的機制檢驗

（一）基本回歸分析

本文首先對基本模型進行檢驗，然后再分別引入其他變量，逐步檢驗變量的符號和顯著性，為節(jié)省篇幅，后續(xù)結(jié)果僅列出最后結(jié)果。需要明確的是，當僅考慮服務(wù)業(yè)直接增長效應(yīng)時，采用服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)關(guān)聯(lián)η1，而當考慮服務(wù)業(yè)間接效應(yīng)時，或?qū)Φ貐^(qū)經(jīng)濟及工業(yè)產(chǎn)值進行回歸時，則選用產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)η2。這樣處理旨在反映不同產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響機制，具體計量檢驗如表4所示。

由表4可知，第一，就服務(wù)業(yè)增長效應(yīng)而言，服務(wù)業(yè)增長的直接效應(yīng)主要取決于要素結(jié)構(gòu)資本化、城市人口規(guī)模和市場規(guī)模，ln（k）、lnN和ln（？覫）一次項系數(shù)顯著為正，而與產(chǎn)業(yè)內(nèi)關(guān)聯(lián)η1及其與城市規(guī)模、市場規(guī)模交互項顯著性都不高。服務(wù)業(yè)間接增長效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)η2顯著正相關(guān)，其交互項系數(shù)進一步表明產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)與要素結(jié)構(gòu)、城市規(guī)模呈負相關(guān)關(guān)系，僅與市場規(guī)模交互項為顯著正相關(guān)關(guān)系，這初步驗證了假說1。第二，就細分服務(wù)業(yè)而言，以消費性服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為例，消費性服務(wù)業(yè)與產(chǎn)業(yè)內(nèi)關(guān)聯(lián)負相關(guān)，但其在統(tǒng)計意義上不顯著，其與城市規(guī)模交互項（η×lnN）呈不顯著的負相關(guān)關(guān)系;而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)η2在置信區(qū)間1%的水平上呈顯著正相關(guān)。本文進一步發(fā)現(xiàn)，2004—2015年中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)不高，與城市規(guī)模、要素結(jié)構(gòu)的耦合項系數(shù)都為負，與市場規(guī)模交互項也不顯著。這初步驗證了假說2，即生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)更受益于產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)，而消費性服務(wù)業(yè)與規(guī)模效應(yīng)緊密相關(guān)。第三，本文進一步對本地區(qū)經(jīng)濟GDP及工業(yè)產(chǎn)值進行分析，仍利用生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)就業(yè)比重衡量產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)η2，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)與經(jīng)濟總量、工業(yè)產(chǎn)值都呈正相關(guān)關(guān)系，而工業(yè)回歸項顯著性更強，要素結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)也呈顯著正相關(guān)，并引起市場規(guī)模正向效應(yīng)，僅城市規(guī)模與產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)耦合項為負。工業(yè)產(chǎn)值回歸項ln（？覫×■）顯著為負，表明服務(wù)業(yè)發(fā)展會降低工業(yè)經(jīng)濟比重，產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文主要探討各變量對服務(wù)業(yè)增長和集聚的作用關(guān)系，選擇多個變量的工具變量具有極大的挑戰(zhàn)性，為進一步檢驗各變量間相關(guān)關(guān)系的穩(wěn)健性，同時考慮宏觀層面數(shù)據(jù)的可獲得性，本文主要采用替換變量等方法來進行穩(wěn)健性檢驗，產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)只考慮服務(wù)業(yè)單產(chǎn)業(yè)集聚趨勢的產(chǎn)業(yè)內(nèi)關(guān)聯(lián)η1。（1）采用服務(wù)業(yè)比重來衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展情況，服務(wù)業(yè)比重較大的地區(qū)，其服務(wù)業(yè)經(jīng)濟越發(fā)達，這與典型事實相吻合。（2）采用城鎮(zhèn)化率來衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展情況。已有研究表明城鎮(zhèn)化水平越高的地區(qū)居民購買水平較高[11]，進而居民消費規(guī)模越大，則服務(wù)業(yè)發(fā)展程度較高。（3）采用區(qū)位商來度量服務(wù)業(yè)集聚水平。從空間集聚的角度來看，服務(wù)業(yè)比重越大的地區(qū)，其區(qū)位商也越大，本文還進一步測度了服務(wù)業(yè)整體以及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、消費性服務(wù)業(yè)的區(qū)位商，并進行分組回歸。穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果如表5所示。從表5可以看出，變量一次項都與基本回歸保持一致，主要指標規(guī)律與前文檢驗結(jié)果一致，限于數(shù)據(jù)獲得性，盡管個別交互項及控制變量的顯著性存在變化，采取區(qū)位商來衡量服務(wù)業(yè)的回歸項中城市規(guī)模和市場規(guī)模并不顯著，但不影響本文對研究問題的基本判斷，限于篇幅這里未展開詳述。

另外，為盡可能降低內(nèi)生性影響和反向因果效應(yīng)，本文還對被解釋變量服務(wù)業(yè)產(chǎn)值滯后一期進行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各變量符號與表4基本保持一致，僅產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)與要素結(jié)構(gòu)、人口規(guī)模的交互項顯著性有變化，考慮運輸成本后的市場規(guī)模效應(yīng)ln（？覫×■）顯著性也降低了，其余相關(guān)指標仍支持基本回歸結(jié)論。

五、進一步討論

面對中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)服務(wù)業(yè)化的客觀現(xiàn)實，為更好地理清如何因地制宜地發(fā)展服務(wù)業(yè)，本文進一步重點關(guān)注服務(wù)業(yè)發(fā)展的空間異質(zhì)性問題。

（一）不同類別服務(wù)業(yè)增長效應(yīng)

本文首先利用2004—2015年中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算了不同服務(wù)業(yè)的空間基尼系數(shù)，并進一步驗證了不同服務(wù)業(yè)對省級層面經(jīng)濟和制造業(yè)的間接增長效應(yīng)（見表6），Gini_service1、Gini_service2、Gini_service3分別表示生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)、消費性服務(wù)業(yè)和公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)的空間基尼系數(shù)。由前述研究可知，盡管生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)不是以往中國經(jīng)濟增長的Granger原因，但表6表明，地區(qū)經(jīng)濟增長、制造業(yè)發(fā)展與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平顯著相關(guān)，即Gini_service1越大，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)越趨于集聚，其對經(jīng)濟增長和制造業(yè)產(chǎn)值的間接增長效應(yīng)越高，這進一步證實了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚具有帶動經(jīng)濟增長的間接效應(yīng)。消費性服務(wù)業(yè)集聚與服務(wù)業(yè)產(chǎn)值呈正相關(guān)關(guān)系，與地區(qū)經(jīng)濟和制造業(yè)產(chǎn)值都是負相關(guān)的，并且二者在統(tǒng)計意義上都不顯著。公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)集聚僅與制造業(yè)呈現(xiàn)非顯著的正相關(guān)關(guān)系，與地區(qū)GDP和服務(wù)業(yè)都為負相關(guān)。

在此基礎(chǔ)上，本文進一步驗證服務(wù)業(yè)細分產(chǎn)業(yè)的增長效應(yīng)。基于可獲得的服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)層面加總的產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)，本文將服務(wù)業(yè)依據(jù)表1劃分為消費性服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，回歸結(jié)果如表7（下頁）所示。從消費性服務(wù)業(yè)來看，批發(fā)與零售業(yè)、住宿與餐飲業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)都與城市人口規(guī)模、市場規(guī)模在統(tǒng)計意義上顯著正相關(guān)，而與產(chǎn)業(yè)內(nèi)關(guān)聯(lián)η1的交互項中僅市場規(guī)模項顯著為正，與要素結(jié)構(gòu)及城市規(guī)模的交互項系數(shù)不統(tǒng)一，但批發(fā)零售業(yè)和住宿餐飲業(yè)規(guī)律基本一致，二者都與產(chǎn)業(yè)內(nèi)關(guān)聯(lián)負相關(guān)，受城市人口規(guī)模和市場規(guī)模的影響更大。批發(fā)與零售業(yè)、交通運輸郵政業(yè)和住宿餐飲業(yè)的η×lnk系數(shù)為正（即負效應(yīng)），表明這三類一般服務(wù)業(yè)增長與產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)負相關(guān)，城市規(guī)模與產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的匹配性也為負，金融業(yè)和房地產(chǎn)等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)值增長更受益于產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和要素結(jié)構(gòu)之間的匹配性。從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)來看，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)以及金融業(yè)都與產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)η2、城市人口及市場規(guī)模一次項和交互項正相關(guān)，僅市場規(guī)模正效應(yīng)不顯著，上述識別規(guī)律都進一步驗證了理論假說2。此外，產(chǎn)業(yè)內(nèi)要素結(jié)構(gòu)資本化和市場規(guī)模均有利于產(chǎn)出提升，這與一般經(jīng)濟直覺是一致的。

從控制變量中也可以看出，城鎮(zhèn)化率與服務(wù)業(yè)發(fā)展顯著正相關(guān)，人力資本累積僅對金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)等生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有正相關(guān)關(guān)系，信息化水平正效應(yīng)顯著程度均不高。居民消費水平也并非一致性地促進服務(wù)業(yè)增長而是具有明顯的產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性，其中交通運輸和郵政倉儲業(yè)、住宿與餐飲業(yè)則是負相關(guān)關(guān)系，限于篇幅這里未列出。

（二）不同服務(wù)業(yè)的空間集聚機制

為進一步測度服務(wù)業(yè)集聚趨勢的影響機理，本文通過服務(wù)業(yè)區(qū)位商年變化率LQRit來度量產(chǎn)業(yè)集聚的變化率：

LQRit=（LQi，t-LQi，t-1）/LQi，t-1（4）

LQRit為區(qū)域i第t期區(qū)位商相對上一期的變化率，當LQRit>0時，表明產(chǎn)業(yè)i在空間上存在集聚;當LQRit<0時，表明產(chǎn)業(yè)i在空間上是擴散的。為進一步使得模型可供檢驗，本文采用“0—1”變量來標定服務(wù)業(yè)集聚的判定，進而構(gòu)建二值選擇（Binary Choice）模型，當被解釋變量LQRit>0時，則取值為1，反之則為0。由于非線性面板的Probit模型無法解決伴生參數(shù)問題①，本文使用固定效應(yīng)的Logit模型來進行檢驗，采用最大似然估計（MLE）?？紤]產(chǎn)業(yè)中企業(yè)難以對政府政策或市場信號迅速作出反應(yīng)，解釋變量的當期自變量可能存在內(nèi)生性問題，故將自變量取一年時滯。另外，對于自變量的多重共線性和異方差問題，前者通過相關(guān)系數(shù)檢驗、方差膨脹因素（VIF）進行檢驗;后者則通過Logit模型的似然比檢驗（LR）進行判別②。需要明確的是，Logit回歸估計中變量系數(shù)的解釋不再為普通線性面板的邊際效應(yīng)值，但考慮本文僅檢驗服務(wù)業(yè)空間集聚效應(yīng)的影響因素，故在檢驗回歸中列出了變量回歸系數(shù)值。

由表8可知，就消費性服務(wù)業(yè)而言，以批發(fā)與零售業(yè)為例，市場規(guī)模效應(yīng)有利于該類產(chǎn)業(yè)集聚，ln（？覫）和ln（？覫×■）都為顯著正相關(guān)關(guān)系，而其余解釋變量都會促進該類產(chǎn)業(yè)擴散。就生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)而言，無論是信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，還是金融業(yè)和科研技術(shù)服務(wù)業(yè)，市場規(guī)模效應(yīng)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚影響均不顯著，產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)及其與要素結(jié)構(gòu)、城市規(guī)模的交互項（η×lnk和η×lnN）對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚均為顯著正相關(guān)，而在同時考慮其他控制變量的條件下，城市規(guī)模lnN和要素結(jié)構(gòu)ln（k）一次項都在統(tǒng)計意義上不顯著，上述分析表明生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)密切相關(guān)，這進一步驗證了理論假說2。其余指標對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚效應(yīng)影響機制不穩(wěn)健。根據(jù)前述典型事實，公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)多為政府提供的公共服務(wù)，且空間均衡性較高，故本文不對公共基礎(chǔ)性服務(wù)業(yè)的集聚情況展開討論。

（三）不同地區(qū)的服務(wù)業(yè)與工業(yè)發(fā)展

不同地區(qū)的要素結(jié)構(gòu)稟賦不同，服務(wù)業(yè)和工業(yè)對經(jīng)濟的貢獻率具有差異性。為檢驗不同區(qū)域服務(wù)業(yè)和工業(yè)發(fā)展的關(guān)系，本文繼續(xù)利用宏觀層面數(shù)據(jù)對服務(wù)業(yè)的間接增長效應(yīng)進行驗證。

本文通過引入虛擬變量對中國四大區(qū)域板塊內(nèi)服務(wù)業(yè)和工業(yè)進行對比分析，由表9（下頁）可知，服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)關(guān)聯(lián)η1和市場規(guī)模ln（？覫）有利于服務(wù)業(yè)增長，這在東部和中部地區(qū)都顯著為正，西部地區(qū)ln（？覫×■）系數(shù)為正，但不顯著，僅東北地區(qū)ln（？覫×■）系數(shù)為負，這表明服務(wù)業(yè)直接增長效應(yīng)更多地受益于市場規(guī)模。分區(qū)域具體來看，東部和中部地區(qū)服務(wù)業(yè)比重較高，西部地區(qū)市場規(guī)模正效應(yīng)不顯著，東北地區(qū)市場規(guī)模還未有效支撐服務(wù)業(yè)發(fā)展。進一步從服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)關(guān)聯(lián)來看，即四大區(qū)域的服務(wù)業(yè)產(chǎn)值回歸組中η×lnN交互項系數(shù)都為負，尤其是中部和西部地區(qū)都顯著為負，這表明相對于城市人口規(guī)模，服務(wù)業(yè)單產(chǎn)業(yè)集聚的正效應(yīng)更取決于市場規(guī)模效應(yīng)，服務(wù)業(yè)回歸組中l(wèi)n（？覫×■）均為正，這進一步驗證了理論假說1。從產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)來看，東部和中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)對工業(yè)增長間接效用為負，但考慮城市規(guī)模和要素結(jié)構(gòu)后，二者交互項系數(shù)都顯著為正，而西部和東北地區(qū)情況恰好相反，這表明東部和中部地區(qū)的要素結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)對工業(yè)發(fā)展正效應(yīng)顯著，西部和東北地區(qū)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)與要素結(jié)構(gòu)、城市規(guī)模都不匹配。對于工業(yè)回歸項ln（？覫×■）系數(shù)均為負，市場規(guī)模較大的地區(qū)對工業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值都具有“擠出效應(yīng)”。另外，要素結(jié)構(gòu)資本化均有利于服務(wù)業(yè)和工業(yè)發(fā)展，這與前述分析保持一致。

六、研究結(jié)論與政策啟示

發(fā)展服務(wù)業(yè)有利于擴內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)、穩(wěn)就業(yè)，促進制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，而在區(qū)域發(fā)展差異較大的大國經(jīng)濟中，尤其要因地制宜地處理好工業(yè)和服務(wù)業(yè)的關(guān)系。本文研究表明，第一，服務(wù)業(yè)與中國經(jīng)濟增長存在協(xié)整關(guān)系。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)不是以往中國經(jīng)濟增長的Granger原因，但生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間集聚與經(jīng)濟增長正相關(guān)。第二，服務(wù)業(yè)集聚會帶來直接經(jīng)濟增長效應(yīng)和間接經(jīng)濟增長效應(yīng)。前者主要來源于消費性服務(wù)業(yè)，后者則由生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對工業(yè)的協(xié)同集聚而產(chǎn)生。服務(wù)業(yè)的直接經(jīng)濟增長效應(yīng)主要取決于城市和市場規(guī)模效應(yīng)，而間接經(jīng)濟增長效應(yīng)則與要素結(jié)構(gòu)和制造業(yè)關(guān)聯(lián)的匹配機制緊密相關(guān)。第三，宏觀產(chǎn)業(yè)層面上生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)顯著正相關(guān)，而消費性服務(wù)業(yè)集聚則基本取決于人口和市場規(guī)模，這在服務(wù)業(yè)整體及分區(qū)域?qū)用娑嫉玫搅蓑炞C。第四，不同區(qū)域要素結(jié)構(gòu)差異性導致服務(wù)業(yè)對工業(yè)的間接增長效應(yīng)存在空間分異。相較于西部和東北地區(qū)，東部和中部地區(qū)的要素結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)對工業(yè)發(fā)展正效應(yīng)更加顯著，同時服務(wù)業(yè)也會對工業(yè)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。

2018年11月，中共中央、國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制的意見》，要求“立足發(fā)揮各地區(qū)比較優(yōu)勢和縮小區(qū)域發(fā)展差距”來建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機制。本文研究表明，不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型應(yīng)基于本地要素結(jié)構(gòu)，這為改進地方經(jīng)濟“去工業(yè)化”和“唯工業(yè)化”的政策思路提供了新的參考。第一，發(fā)展服務(wù)業(yè)需要強化與工業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，尤其需要增強與本地原有工業(yè)體系的投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)，抑或具有本地優(yōu)勢的工業(yè)體系，這是避免傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)“成本病”和產(chǎn)業(yè)“空心化”的關(guān)鍵。第二，區(qū)域經(jīng)濟轉(zhuǎn)型應(yīng)以促進要素集聚為切入點。經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)越有利于服務(wù)業(yè)集聚，尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和消費性服務(wù)業(yè)，因此實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的政策思路應(yīng)首先立足于要素集聚，推進城鎮(zhèn)化進程，提升要素稟賦優(yōu)勢，逐步培育區(qū)域消費市場;促進要素結(jié)構(gòu)優(yōu)化，提高人力資本水平，增強生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與工業(yè)體系的關(guān)聯(lián)性，進而提升服務(wù)業(yè)的直接增長效應(yīng)和間接增長效應(yīng)。第三，對各區(qū)域而言，東部和中部地區(qū)市場規(guī)模和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)都較為顯著，應(yīng)繼續(xù)加大人力資本累積和創(chuàng)新投入，提升生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)比重，進一步通過加大產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)來提升服務(wù)業(yè)的間接增長效應(yīng)。西部地區(qū)市場規(guī)模潛力正在提升，應(yīng)加大城市規(guī)模與產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的協(xié)調(diào)性，同時引導生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進一步向較大人口規(guī)模的地區(qū)集中，尤其需要促進高技能勞動力集聚，逐步突破中西部地區(qū)人力資源瓶頸，不斷壯大區(qū)域消費市場，這些政策思路也適用于東北地區(qū)。

當然本文研究還存在一些不足，由于數(shù)據(jù)欠缺問題，本文僅在宏觀層面對服務(wù)業(yè)進行了研究，如何利用全產(chǎn)業(yè)微觀經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)來細化研究是未來的研究重點。另外，更為深入的理論機制分析也需要進一步深化。■

參考文獻

[1]魏后凱，王頌吉.中國“過度去工業(yè)化”現(xiàn)象剖析與理論反思[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（9）：5-22.

[2]丁守海，陳秀蘭，許珊.服務(wù)業(yè)能長期促進中國就業(yè)增長嗎？[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2014（8）：127-137.

[3]楊朝繼.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展：以中部地區(qū)為例[J].改革，2018（6）：127-137.

[4]張月友，董啟昌，倪敏.服務(wù)業(yè)發(fā)展與“結(jié)構(gòu)性減速”辨析——兼論建設(shè)高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)代化經(jīng)濟體系[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2018（2）：23-35.

[5]龐春.服務(wù)經(jīng)濟的微觀分析——基于生產(chǎn)與交易的分工均衡[J].經(jīng)濟學（季刊），2010（3）：961-984.

[6]劉奕，夏杰長，李垚.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與制造業(yè)升級[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2017（7）：26-44.

[7]ASLESEN H W， ISAKSEN A. New perspectives on knowledge-intensive services and innovation[J]. Human Geography， 2007， 89（S1）： 45-58.

[8]張建華，鄭馮憶.服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展嗎？——基于有效結(jié)構(gòu)變化指數(shù)（ESC）的實證分析[J].改革，2020（1）：59-75.

[9]宣燁.本地市場規(guī)模、交易成本與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2013（8）：117-128.

[10] 于斌斌.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能提高制造業(yè)生產(chǎn)率嗎？——基于行業(yè)、地區(qū)和城市異質(zhì)性視角的分析[J].南開經(jīng)濟研究，2017（2）：112-132.

[11] 惠煒，韓先鋒.生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚促進了地區(qū)勞動生產(chǎn)率嗎？[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2016（10）：37-56.

[12] BILLINGS S B. JOHNSON E B. Agglomeration within an urban area[J]. Journal of Urban Economics， 2016， 91（1）： 13-25.

[13] 盛龍，陸根堯.中國生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚及其影響因素研究——基于行業(yè)和地區(qū)層面的分析[J].南開經(jīng)濟研究，2015（5）：115-129.

[14] 劉軍，楊浩昌，張三峰.中國基本公共服務(wù)供給的決定因素研究[J].南京社會科學，2015（5）：33-39.

[15] VENABLES A J. Equilibrium locations of vertically linked industries[J]. International Economic Review[J].1996， 37（2）： 341-359.

[16] HIDALGO C A， et al. The product space conditions the development of nations[J]. Science， 2007， 317（5857）： 482-487.

[17] GUO Q， HE， C F. Production space and regional industrial evolution in China[J]. GeoJournal， 2015， 80（6）： 1-18.