服务业高质量发展助力共同富裕：基于浙江省的经验

夏杰长，姚战琪，张雅俊

（1.中国社会科学院财经战略研究院，北京市 100006；2.中国社会科学院大学商学院，北京市 102488）

一、引言

党的二十大提出以中国式现代化全面推进中华民族伟大复兴，并将此确定为新时代新征程中国共产党的中心任务。“中国式现代化，是中国共产党领导的社会主义现代化，既有各国现代化的共同特征，更有基于自己国情的中国特色。”[1]习近平总书记把中国式现代化的特征概括为五个方面，即中国式现代化是人口规模巨大的现代化，是全体人民共同富裕的现代化，是物质文明和精神文明相协调的现代化，是人与自然和谐共生的现代化，是走和平发展道路的现代化[1]。共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征。坚持以人民为中心的发展思想，在高质量发展中促进共同富裕，实现全体人民的共同富裕，是习近平总书记一贯坚持的立场和观点。习近平总书记强调指出“我们说的共同富裕是全体人民共同富裕，是人民群众物质生活和精神生活都富裕，不是少数人的富裕，也不是整齐划一的平均主义”[2]。高度发达的生产力和经济高质量发展是共同富裕的物质基础。自1980年全球经济呈现出从工业经济向服务经济过渡的总趋势，服务业已逐渐成为拉动全球经济增长的重要引擎。改革开放以来，尤其是党的十八大以来，我国服务业发展迅速，取得了显著成效，虽与发达国家相比存在着一定的差距，但是具备较大的发展潜力和成长空间，是促进国民经济增长、产业融合和结构优化的关键。因此，要加速推动服务业现代化和高质量发展，通过现代服务业与其他产业深度融合和双向赋能，以优化产业结构、增强服务业辐射范围和产业带动能力，为实现共同富裕提供不竭动力。

2021年5月20日印发的《中共中央、国务院关于支持浙江高质量发展建设共同富裕示范区的意见》中，明确提出了推动共同富裕和促进人的全面发展的重大举措，其中就包括“深化收入分配制度改革，多渠道增加城乡居民收入”和“缩小城乡区域发展差距，实现公共服务优质共享”。2021 年7月19日，《浙江高质量发展建设共同富裕示范区实施方案（2021—2025 年）》正式发布，提出“拓宽先富带后富先富帮后富有效路径，推进城乡区域协调发展先行示范”“打造山海协作工程升级版”，浙江迈向共同富裕的基础不断夯实，浙江省城乡居民收入差距不断缩小。浙江省11 市2005 年和2021 年城乡居民收入倍差（城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入之比）和区域经济发展差距值（使用当年全省所有城市中的最高人均GDP 占其他城市人均GDP 的比值来衡量，该值越小，表明区域经济发展差距越小）如表1所示。浙江省各地区城乡居民收入差距指数不断缩小，2021年仅有4个城市的居民收入倍差大于1.9。浙江未来5 年要将倍差都缩小到1.9 以内，取得实质性成效。同时，浙江省区域协调发展快速跟进。在2005—2021年，浙江省各城市的区域协调发展快速跟进，大多数城市的区域经济发展差距值都有所下降，浙江省区域协调发展不断向好。浙江省是我国经济比较发达地区，服务业发展基础较好，探索以服务业高质量发展助力共同富裕示范区建设，不仅对浙江省而言有重要的现实意义，更是对全国的示范和引领。

表1 浙江省11市城乡居民收入倍差和区域经济发展差距值

二、文献综述

与本文主题相关的文献主要有三类：一是服务业高质量发展的影响因素、存在的问题以及实现思路的研究；二是共同富裕视角下城乡居民收入差距和区域协调发展的测算、影响因素及对策建议的研究；三是服务业高质量发展促进共同富裕的研究。

（一）服务业高质量发展研究

针对中国服务业高质量发展，相关研究涉及内涵与态势[3]、推进与策略[4]、生产性服务业高质量发展[5]、区域服务业高质量发展[6]等多个方面。高质量发展是中国经济步入新常态背景下提出的新概念[7]，发展服务业有益于推动经济转向高质量发展[3]。服务业高质量发展的主要任务包括产业融合、服务创新、传统服务业转型升级等[4]，同时有赖于引进来和走出去的双向开放[8]。衡量服务业总体发展质量，需要充分考虑服务业供给是否与社会服务需求变化相适应、是否与人民日益增长的美好生活需要相匹配、是否坚持开放和流动[3]。服务业高质量发展受到诸多因素的影响，当前发展也存在着一定的制约。服务创新和服务生产率是服务业企业获得竞争优势的关键[9]。相关研究发现，虽然我国服务业高质量发展成效显著，但仍存在服务业创新能力弱、结构性失衡、投资产出效率不断下滑、服务贸易国际竞争力较弱、第三产业就业结构滞后于产业结构等突出问题[10]。区域服务业发展也存在着一定的问题，比如黄河流域服务业发展存在显著的空间差异，东中西部发展差距逐渐增大[6]。服务业发展受到诸多因素的影响，人力资本、R&D 投入、城市化等会影响信息服务业的区域发展差距[11]；通过半参数的Olley-Pakes 法可以衡量服务业发展效率，进而探究限制服务业高质量发展的影响因素[12]。

（二）城乡居民收入差距和区域协调发展研究

基于共同富裕视域，学者们对城乡居民收入差距和区域协调发展的测算、影响因素及其对策建议进行了丰富的研究。在传统估计方法上，有学者考虑了生活费用差异和隐性补贴，对城乡收入差距进行了重新估计[13]。城乡发展和城乡居民收入差距的相关研究聚焦于影响因素。多数学者认为，农业技术进步、税费改革等能显著降低城乡收入差距[14-15]。数字经济对城乡收入差距的影响呈现非线性关系[16]。金融城乡二元结构的缓解和城市化能缩小城乡居民收入差距[17]。金融服务能显著降低农村贫困程度[18]，缓解收入不平等，降低基尼系数[19]。数字金融在长期看能缩小城乡收入差距[20]。城乡居民间相互比较所产生的激励效应会影响城乡收入差距。城乡收入差距扩大会激励农村居民追赶城市居民以缩小差距，而当城乡收入差距缩小时又会激励城市居民进一步提升与农村居民的差距，收入差距由此扩大[21]。有研究发现户主文化程度对城乡居民收入差距的影响最大，户主受教育年限、文化程度对居民家庭收入有显著的正向影响；其次是城乡二元结构差异、户主个人及家庭基本特征。无论城市或农村地区，汉族家庭、男性户主家庭人均收入显著高于少数民族家庭、女性户主家庭人均收入，并且在农村地区，性别和民族差异对收入差距影响更加显著[22]。城乡教育投入等因素导致了城乡教育发展差距，从而进一步扩大了城乡经济发展差距[23]。新时代区域协调发展内容包括区域经济总量的协调、区域产业结构的协调、区域经济布局的协调、区域经济关系的协调和区域发展时序的协调[24]，促进区域经济协调发展具有重要的战略意义。有学者测度了我国区域经济协调发展水平，结果表明我国区域经济协调发展水平正在逐步提升，国家层面的区域发展政策有效促进了区域经济协调发展[25]。服务业的空间集聚和开放式发展能促进人才流动和技术溢出，提升区域的整体效率[26]。

（三）服务业高质量发展与共同富裕研究

大量相关研究成果表明服务业高质量发展有助于促进经济增长和优化产业结构。生产性服务业从制造业中分离，为生产者提供高级生产要素[27]，制造业生产效率由此得到提升[28]。同时农业生产性服务业也成为农业现代化的第三次动能[29]。生产性服务业能有效链接城市农村地区和一二产业[30]，促进要素区域流动，增加城市和农村居民收入[31]。服务业拉动经济增长的作用和意义愈发凸显，服务业已成为经济增长的新兴动力之一[32]。在就业上，与工业相比，服务业具有更高的就业弹性，是我国吸纳人员就业的主要渠道[33]。随着生产性服务需求加大，服务市场进一步提供了大量的专业化就业岗位[34]。全球范围内，服务业就业人口占比持续上升，截至2018年，服务业吸纳全球总就业人数超过40%[7]。服务业尤其是知识密集型服务业具有技术溢出效应，有利于区域创新[35]。服务业通过产业技术溢出提升制造企业生产率和竞争力[36]，费尔南德斯（Fernandes）等[37]通过固定效应模型进一步实证检验了这一效应。服务业通过降低交易成本、生产成本和提高生产效率等路径赋能制造业和农业发展，推动产业结构优化升级[32，38]。随着城乡分割的消除，不断增长的服务业能缩小我国城乡居民收入差距[39]。也有研究发现生产性服务业对城乡收入差距的影响是非线性的[31]。

目前，对于服务业高质量发展促进经济增长、产业结构优化和缩小城乡收入差距等方面已有较多的研究成果，但是聚焦于服务业高质量发展与共同富裕的相关研究还相对缺乏。服务业高质量发展能否通过缩小城乡收入差距和促进区域经济协调发展以推动共同富裕建设需要更多的理论研究与现实经验。本文主要有三点边际贡献：第一，深入分析浙江省服务业高质量发展对共同富裕的影响效应及其作用机理，为深入理解服务业高质量发展与共同富裕之间的关系提供新的视角和依据。第二，将空间效应纳入浙江省服务业高质量发展对共同富裕影响的计量模型，使用是否相邻空间权重矩阵、经济权重矩阵、地理权重矩阵三种空间权重矩阵来研究空间溢出效应，可以清晰、全面地分析服务业高质量发展的影响效果。第三，以推动产业结构升级、促进城镇化、推动进出口贸易增长三个作用路径，全面分析服务业高质量发展对城乡居民收入差距和区域经济协调发展的作用机制，可以清晰地考察服务业高质量发展对共同富裕影响的过程。

三、浙江省实现共同富裕的路径分析及研究假设

（一）浙江省服务业高质量发展能缩小城乡区域发展差距

缩小不同地区和城乡居民收入差距是推进共同富裕的主攻方向之一[40]，因此，城乡收入差距的大小可以作为衡量共同富裕建设的一个重要指标。改革开放以来，浙江省城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入比值逐渐缩小，目前已控制在2之内。2013—2020年，浙江省农村居民人均可支配收入增长速度为6.8%，城镇居民人均可支配收入增长速度为5.8%。城乡居民人均可支配收入比值，2021 年全国为2.50，浙江省为1.94①。浙江省城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入比值已远低于全国平均水平。

浙江服务业高质量发展是缩小城乡区域发展差距的重要因素。服务业高质量发展能缩小城乡居民收入差距，卡布拉尔（Cabral）等[41]认为，在联邦政府授权的大型医疗机构向低收入老年人和残疾人提供初级保健服务过程中发生的各项支出不断增长，并分析了其造成的影响，认为供方制度改革会缩小低收入受益人与具有相同特征的高收入受益人之间的差距，促进初级保健服务的利用率不断扩大，付款增加对年轻人和需要初级保健服务的受益人的影响更大，因此，服务业高质量发展能缩小低收入受益人与高收入受益人在初级保健服务方面的差异。梁坤丽等[31]使用省域面板数据发现，生产性服务业与城乡收入差距呈现U型的非线性关系，且存在显著的空间溢出效应，同时存在一定的区域差异和要素差异。根据以上分析，提出以下研究假设：

H1：浙江省服务业高质量发展能缩小城乡区域发展差距。

（二）服务业高质量发展通过产业结构升级、城镇化、进出口贸易增长等途径缩小城乡区域发展差距

浙江省服务业高质量发展通过产业结构升级缩小城乡区域发展差距。服务业高质量发展有助于产业结构优化和升级[4]，促进经济增长，缩小城乡发展差距。我国长期存在农业基础薄弱、加工工业水平不高和现代服务业发展滞后的不合理产业结构，导致产业经济效益不高[42]。当前，我国产业结构升级仍未达到较高层次，产业结构升级仍不能缩小城乡消费差距。钟代立等[43]研究城镇化、产业结构升级与城乡消费差距之间的关系，认为城乡消费差距的变动受到城镇化的影响更大，受到产业结构升级的影响较小，主要因为我国产业结构层次较低，产业结构升级对缩小城乡区域发展差距的作用较弱。根据以上分析，提出以下研究假设：

H2：服务业高质量发展通过产业结构升级缩小城乡区域发展差距。

浙江省服务业高质量发展通过促进城镇化来缩小城乡区域发展差距。城镇化是影响服务业发展水平的重要因素[33]。城镇化进程将影响农业人口的城市转移，进而影响城乡收入差距[44]。孙永强[17]研究发现金融发展通过城市化这一中介变量间接缩小城乡居民收入差距。张卿等[45]研究发现，高端服务业不能直接缩小我国城乡区域发展差距，但是通过推动城市化来减少区域发展差距的扩大，即高端服务业能促进城镇化不断提升，城镇化能缩小城乡区域发展差距，城镇化是高端服务业减少其对发展差距影响程度的中介变量。根据以上分析，提出以下研究假设：

H3：服务业高质量发展通过城镇化缩小城乡区域发展差距。

浙江省服务业高质量发展通过进出口贸易来缩小城乡区域发展差距。服务进出口有益于优化资源配置，提升企业的创新水平和竞争力[46]，生产性服务业可以显著提升制造业出口的竞争力[47]。从全国看，贸易开放对我国城乡收入差距具有显著的负向影响。同时，虽然地方政府竞争对城乡收入差距具有正向影响，但贸易开放与地方政府竞争的交互项对城乡收入差距有显著的负向影响[48]。因此，虽然地方政府竞争不能缩小城乡区域发展差距，但贸易开放弱化了该正向影响。研究发现，贸易开放度与城乡收入差距不是简单的倒U 型关系，在贸易开放度达到一定水平时，贸易开放度与城乡收入差距显著负相关[49]。当前浙江省两者已逐渐呈现非简单的正相关关系，贸易开放度已达到一定水平，城乡收入差距不断缩小。根据以上分析，提出以下研究假设：

H4：服务业高质量发展通过进出口贸易增长缩小城乡区域发展差距。

（三）浙江省服务业高质量发展促进区域经济协调发展

区域经济协调发展的关键在于加速相对落后地区和主体的经济发展，协调双方的关系，提升发达地区对欠发达地区的溢出和扩散效应[50]。服务业尤其是知识密集型服务业具有技术溢出效应，能够促进区域创新[35]。生产性服务业能有效链接一二产业，精细化和专业化的生产性服务业赋能制造业转型升级，促进生产要素在区域间流动[30]。劳动力、技术、信息等要素流动和共享，有利于平衡区域发展的均衡水平，增强经济相对落后地区的发展动力。生产性服务业通过形成空间聚集产生溢出效应，推动区域经济一体化发展[51]。周静[52]研究指出，地区间的服务业和制造业之间存在双向循环累积因果关系，这种关系会驱动和加速产业跨区域流动，不同产业间相互吸引、共同发展。由于生产性服务业的发展和集聚推动地区服务贸易增长，服务贸易增长又推动区域发展环境改善，这又进一步激励生产性服务业转移和成长，形成一种循环累积因果关系。服务业能强化国民经济体系资源要素的渗透、利用和协调效能[53]，降低区域内市场交易和资源配置的成本[54]。因此，服务业高质量发展能够一定程度促进区域经济协调发展。根据以上分析，提出以下研究假设：

H5：浙江省服务业高质量发展能促进区域经济协调发展。

综上所述，本研究的理论框架如图1所示。

图1 服务业高质量发展缩小城乡区域发展差距的理论框架

四、数据、变量与理论模型

（一）样本选取

采用2005—2021年浙江省舟山市、杭州市、嘉兴市、温州市、宁波市、绍兴市、湖州市、丽水市、台州市、金华市和衢州市11个城市的面板数据，研究浙江省服务业高质量发展对城乡区域发展差距和区域经济协调发展的影响，研究浙江省服务业高质量发展是否能够缩小城乡区域发展差距和促进区域经济协调发展。外商直接投资额、财政支出占国内生产总值的比重、各城市的高校在校生、人均GDP数据均来自各年份《浙江省统计年鉴》。

（二）模型构建

本文研究服务业高质量发展对城乡区域发展差距和区域经济协调发展的影响。以城乡区域发展差距和区域经济协调发展为被解释变量，构建如下双重差分模型：

其中，Compit为t时期城市i的城乡区域发展差距或区域经济协调发展变量，Serh为服务业高质量发展的政策虚拟变量，Time为时间虚拟变量，Control为一系列控制变量，μi为个体固定效应，λt时间固定效应，εit为随机扰动项。

其次，本文使用空间权重矩阵（Wn包括是否相邻空间权重矩阵、经济权重矩阵和地理权重矩阵）设定如下空间滞后模型（SDM），来研究浙江服务业高质量发展对城乡区域发展差距和区域经济协调发展所产生的空间溢出效应：

WnCompit为城乡区域发展差距和区域经济协调发展变量的空间滞后项，Wn（Serhit×Timeit）为Time与Serh的交互项的空间滞后项，式（2）既包括城乡区域发展差距和区域经济协调发展变量的空间滞后项，也包括Time与Serh交互项的空间滞后项。β1、β2和γ为系数。

（三）变量解释

1.被解释变量

Compit为t时期城市i的城乡区域发展差距（Deveg）或区域经济协调发展（Coord）变量。当前学术界主要使用泰尔指数和各地级市的城镇居民人均可支配收入占农村居民人均可支配收入的比重来测算城乡区域发展差距，本文使用泰尔指数来测算城乡收入差距，计算公式如下：

其中，N表示城市或农村地区的人口数，I表示城市或农村地区的总收入。

用当年全省所有城市中最高人均GDP占其他城市人均GDP的比重来测算区域经济协调发展变量，该比值越大，表明区域经济发展差距越大。

2.解释变量

解释变量为时间虚拟变量与政策虚拟变量的交互项、时间虚拟变量和政策虚拟变量。Time×Serh为时间虚拟变量与政策虚拟变量的交互项，Time为时间虚拟变量。2018年浙江省进入高收入经济体之列，根据浙江省服务业发展形势，当年浙江省服务业开始进入高质量发展的机遇期，因此，将2018 年以前的时间虚拟变量设置为0，将2018年以后的该变量设置为1。Serh为政策虚拟变量。魏敏等[55]构建了涵盖经济结构、创新驱动、经济增长和区域协调共享等多个方面的经济高质量发展水平测度体系。汪海飞[56]构建了产业发展、创新发展、社会经济和环境亲和质量4个二级指标、12 个三级指标测度服务高质量发展水平。结合相关研究成果，本文首先建立浙江省服务业高质量发展评价指标体系（见表2）。其次，使用熵值法与优劣解距离法（TOPSIS）相结合的方法确定各评价指标的权重，并计算浙江省各城市的服务业高质量发展综合评价指数，最后，根据测算得到的浙江省各城市服务业高质量发展综合评价指数的大小，根据指数大小对各城市排名，将排名前六的城市设置为1，其他城市设置为0。

表2 浙江省服务业高质量发展评价指标体系

3.中介变量

Inds为产业结构升级，Urba为城镇化率，Imex为进出口贸易额。其中，产业结构升级需要通过计算获得。国内大多数学者主要使用各省产业结构层次系数或第三产业增加值与第二产业增加值之比、二三产业增加值之和占GDP之比、第二产业增加值占GDP之比等方法计算我国产业结构合理化水平②[57]。与其他文献不同，本文使用产业结构高度化来测算产业结构升级。产业结构高度化能够反映一国产业结构的高级化水平，衡量指标如式（4）。V2、V3、VH分别表示第二产业、第三产业和高技术产业增加值。α取值为0.5 的权重。Inds与产业结构高级化成正比，Inds值越大，表明产业结构水平越高。

4.控制变量

Fdi为外商直接投资额的对数，Fisep为财政支出占国内生产总值的比重，Stud为使用各城市的高校在校生来测算的人力资本，Gdppc为人均GDP，Gdppc2为人均GDP 的平方。表3 为变量的描述性统计结果。

表3 描述性统计结果

五、实证检验

（一）双重差分估计结果

使用双重差分模型研究浙江省服务业高质量发展对城乡区域发展差距及区域经济协调发展的影响，结果见表4。从列（1）和列（2）可看到，时间虚拟变量与政策虚拟变量的交互项、时间虚拟变量的系数估计值显著为负，政策虚拟变量显著为正，并通过了1%的显著性检验，因此，浙江省服务业高质量发展能显著缩小城乡区域发展差距，验证了H1。从控制变量的系数估计值来看，财政支出占国内生产总值的比重不能缩小浙江省城乡区域发展差距。Gdppc的系数估计值为正，Gdppc2为负，并通过了至少10%的显著性检验，因此，浙江省经济发展水平变量中的人均GDP的对数变量及其平方项变量的系数估计值符合库兹涅茨倒U 字型曲线假说，随着经济发展水平的不断提高，浙江省各地区城乡收入差距呈现先上升后下降的趋势。

表4 浙江省服务业高质量发展对城乡区域发展差距及区域经济协调发展的影响

从列（3）和列（4）可看到，时间虚拟变量与政策虚拟变量的交互项显著为正，通过了1%的显著性影响检验，虽然浙江省服务业高质量发展能缩小城乡区域发展差距，但浙江省服务业高质量发展不能促进区域经济协调发展，拒绝了H5。从控制变量对区域经济协调发展的影响来看，外商直接投资占比能促进全省城市中最高人均GDP其他城市人均GDP比值不断减少，因此，外商直接投资能促进区域经济协调发展。财政支出和人力资本都不能促进区域经济协调发展，并且浙江省经济发展水平变量中的人均GDP 的系数显著为负，而人均GDP 的平方项显著为正，因此，随着经济发展水平的提高，浙江省该比重呈现先下降后上升的趋势。实证结果表明浙江省服务业高质量发展难以促进区域经济协调发展，拒绝了H5。结合服务业特性与浙江经济发展现状，尝试对这一结果进行解释和讨论。首先，中国服务业本身就存在区域发展不平衡的问题。中国服务业尚未能充分挖掘现有资源和技术的潜力，区域间的效率差距明显[58]。服务业服务对象的特性也导致了服务业容易形成集聚效应，形成空间上的集中分布，不利于区域经济协调发展。其次，浙江省服务业尚未形成循环累积因果关系，生产性服务业和制造业的良性互动和促进尚未有效实现。浙江省在推动省域经济协调发展的过程中面临以下问题：一是体制机制联动不够紧密，二是乡村数字经济发展滞后，三是农村金融体系排斥弱势农民的现象仍然存在[59]。我国服务业发展的区域异质性十分明显，各地区在经济结构、发展潜力、产业定位等方面存在一定的差距[12]，浙江省同样如此。虽然浙江省服务业高质量发展能缩小城乡区域发展差距，但浙江省服务业高质量发展对区域经济协调发展的促进作用较弱。

（二）稳健性检验

1.Logistic回归分析

表5 为Logistic 回归分析结果。考克斯-斯奈尔R2和内戈尔科R2衡量模型整体拟合效果，数值越大拟合效果越好。列（1）和列（2）以城乡区域发展差距是否大为被解释变量，列（3）和列（4）以区域经济协调发展为被解释变量。从列（1）可看到，不考虑控制变量时，Time×Serh系数显著为负，通过了5%的显著性检验。从列（2）可看到，当考虑控制变量时，时间虚拟变量与政策虚拟变量交叉项系数也为负，通过了10%的显著性检验，因此，浙江省服务业高质量发展能使城乡区域发展差距小于其均值，能缩小城乡区域发展差距。从控制变量对城乡区域发展差距是否大的影响来看，外商直接投资占比变量的系数估计值显著为负，通过了1%的显著性检验，因此，外商投资占比能使城乡区域发展差距小于其均值。人力资本系数为正，通过了1%的显著性检验，人力资本能使城乡区域发展差距大于其均值。

表5 Logistic回归分析结果

当被解释变量为区域经济协调发展时，不考虑控制变量时Time×Serh的系数为0.956 4，考虑控制变量时Time×Serh的系数为1.786 3，并至少通过了10%的显著性检验，因此，浙江省服务业高质量发展仍不能促进区域经济协调发展。从控制变量对被解释变量的影响来看，外商直接投资占比变量的系数估计值显著为负，因此，外商投资占比能促进区域经济协调发展。财政支出占国内生产总值的比重的系数估计值为正，财政支出仍不能促进区域经济协调发展。人力资本的系数估计值为负，通过了1%的显著性检验，因此，人力资本能促进区域经济协调发展。

2.调整时间窗口

本文选择的时间窗口为2005—2021 年，浙江省启动服务业高质量发展前后的其他因素可能会影响研究结果的可靠性，因此，进一步调整时间窗口，分别设置提前1年（即指定该变量在2017年为1）、2 年（即指定该变量在2016 年为1）、3 年（即指定该变量在2015年为1）、4年的虚拟变量（即指定该变量在2014 年为1）与政策虚拟变量的交互项，研究结果见表6。提前1 年、2 年、3 年、4 年的虚拟变量与政策虚拟变量的交互项的系数估计值均不显著，因此，验证了研究结果的可靠性。

表6 调整时间窗口的检验结果

六、间接效应分析

上文检验了各解释变量对城乡区域发展差距和区域经济协调发展的直接影响。由于理论上服务业具有空间上的溢出和扩散效应，本部分将进一步检验服务业高质量发展对城乡区域发展差距和区域经济协调发展是否存在空间溢出效应。在使用空间计量方法分析服务业高质量发展的空间溢出效应之前，首先对浙江省城乡区域发展差距和区域经济协调发展是否存在空间自相关性进行检验。莫兰指数（Moran’s）和吉尔里指数（Geary’s C）是常用的衡量空间自相关的指标，莫兰指数和吉尔里指数呈反向变动，但吉尔里指数对局部空间自相关更加敏感。同时采用莫兰指数和吉尔里指数衡量空间关联特征。使用浙江省各城市是否相邻空间权重矩阵测算了城乡区域发展差距和区域经济协调发展的莫兰指数和吉尔里指数，结果见表7。以莫兰指数为例，在2008—2021 年，城乡区域发展差距的莫兰指数显著为正，并通过了至少5%的显著性检验，在2005—2021 年，全省城市中区域经济协调发展的莫兰指数也显著为正，并通过了至少5%的显著性检验。因此，城乡区域发展差距和区域经济协调发展都存在空间正向自相关。在2005—2014 年，城乡区域发展差距的莫兰指数呈现波浪式增长，从2005 年的0.082 增长到2014 年的0.492，城乡区域发展差距的空间相关度不断增长。在2015—2021 年，城乡区域发展差距的莫兰指数增长不明显，2015 年城乡区域发展差距的莫兰指数为0.490，2021 年为0.493，这表明城乡区域发展差距的集聚趋势不显著。

表7 莫兰指数和吉尔里指数分析结果

在2005—2011 年，全省城市中区域经济协调发展的莫兰指数快速增长，从2005年的0.248增长到2011年的0.408，表明变量的空间相关度不断增长。在2012—2016年，该变量的空间相关度缓慢增长。在2017—2021年，该比重反复波动，并快速增长，表明各地区的区域经济协调发展依赖于邻近地区的区域经济协调发展。

上文通过空间自相关检验验证了城乡区域发展差距和区域经济协调发展存在空间正向自相关性，接下来需要选择合适的空间计量模型来进一步研究空间溢出效应。一般而言可以考虑选择空间杜宾模型（SDM）、空间误差模型（SEM）和空间滞后模型（SAR）。表8 为LM、LR 及Wald 检验结果。从LM检验结果可看到，当被解释变量为城乡区域发展差距和区域经济协调发展时，空间误差模型均通过了1%的显著性检验，因此可以选择空间误差模型，并且空间滞后模型通过了5%的显著性检验，表明可以选择空间滞后模型。Wald 检验结果显示，P值均至少通过5%的显著性检验，因此，与空间误差模型和空间滞后模型相比，选择空间杜宾模型更优。LR 检验结果显示，P值均通过了1%的显著性检验，与Wald 检验结果一致，空间杜宾模型不能退化为空间误差模型和空间滞后模型。双固定效应检验结果显示，选择空间杜宾模型时，时间空间双固定模型更优。一般而言，使用时间固定和地区固定的空间杜宾模型来研究地区影响及空间溢出效应更为合适[60]。因此，最终选择时间空间双固定的空间杜宾模型。

表8 LM、LR及Wald-test检验结果

首先，使用空间杜宾模型和各城市是否相邻空间权重矩阵来研究浙江省服务业高质量发展对城乡区域发展差距和区域经济协调发展所产生的空间溢出效应，空间杜宾模型估计结果见表9。rho为被解释变量的空间效应，sigma2_e为个体效应的特异误差，都通过了1%的显著性检验。对数似然函数值Log-L在可接受的范围内。当被解释变量为城乡区域发展差距时，从空间滞后解释变量的系数估计值来看，在列（1）和列（2），时间虚拟变量与政策虚拟变量交互项的空间滞后项系数估计值显著为负，并通过了5%的显著性检验，因此，一个地区的城乡区域发展差距受到邻近地区服务业高质量发展的显著影响，邻近地区服务业的高质量发展能缩小本地区的城乡区域发展差距。从控制变量的空间滞后项系数估计值来看，一个地区的城乡区域发展差距也受到临近地区财政支出占国内生产总值的比重的影响，临近地区财政支出占国内生产总值的比重能缩小本地区的城乡区域发展差距。各城市的高校在校生和外商直接投资的空间滞后项系数估计值未通过10%的显著性检验，认为不存在显著的影响。

表9 空间杜宾模型估计结果（使用是否相邻空间权重矩阵）

从列（3）和列（4）可看到，当被解释变量为区域经济协调发展时，时间虚拟变量与政策虚拟变量的交互项的空间滞后项系数估计值未通过10%的显著性检验，因此，浙江省临近地区的服务业高质量发展对该地区的区域经济协调发展的影响微弱。从控制变量的空间滞后项系数估计值看，一个地区的区域经济协调发展受到临近地区财政支出占国内生产总值的比重的影响，但这种影响是消极的，即临近地区财政支出占国内生产总值的比重不能促进本地区的区域经济协调发展，反而会阻碍区域经济协调发展。高校在校生人数的空间滞后项系数估计值为正，并通过了10%的显著性检验，因此，临近地区高校在校生人数也不能促进本地区区域经济协调发展。

其次，使用空间杜宾模型和各城市经济权重矩阵来研究浙江省服务业高质量发展所产生的空间溢出效应（见表10）。rho和sigma2_e都通过了1%的显著性检验。对数似然函数值Log-L在可接受的范围内。当被解释变量为城乡区域发展差距时，时间虚拟变量与政策虚拟变量的交互项的系数估计值显著为负，通过了1%的显著性检验，因此浙江省服务业高质量发展存在空间依赖性，服务业高质量发展能缩小城乡区域发展差距。当被解释变量为区域经济协调发展变量时，时间虚拟变量与政策虚拟变量的交互项的系数估计值显著为正，因此，与使用是否相邻空间权重矩阵的结果相同，服务业高质量发展仍不能促进区域经济协调发展。

从表10 的列（1）和列（2）可看到，在使用经济权重矩阵情形下，一个地区的城乡区域发展差距受到邻近地区服务业高质量发展的显著影响，邻近地区服务业的高质量发展能缩小本地区的城乡区域发展差距。同时，在使用经济权重矩阵情形下，临近地区高校在校人数能缩小本地区城乡区域发展差距，但临近地区的外商直接投资能扩大本地区的城乡区域发展差距。

表10 空间杜宾模型估计结果（使用经济权重矩阵）

从列（3）和列（4）可看到，在使用经济权重矩阵情形下，时间虚拟变量与政策虚拟变量交互项的空间滞后项系数估计值显著为正，并通过了1%的显著性检验，因此，临近地区服务业的高质量发展不能促进本地区的区域经济协调发展。外商直接投资和高校在校生人数的空间滞后项系数估计值为正，并分别通过了10%和1%的显著性检验，因此，在使用经济权重矩阵情形下，临近地区外商直接投资和高校在校生人数不能促进本地区区域经济协调发展。

最后，使用空间杜宾模型和各城市地理权重矩阵来研究浙江省服务业高质量发展对城乡区域发展差距和区域经济协调发展所产生的空间溢出效应（见表11）。rho和sigma2_e都通过了1%的显著性检验。对数似然函数值Log-L在可接受的范围内。使用各城市地理权重矩阵时，一个地区的城乡区域发展差距和区域经济协调发展变量都受到邻近地区服务业高质量发展的显著影响，在使用各城市地理权重情形下，邻近地区服务业的高质量发展能缩小本地区的城乡区域发展差距，但邻近地区服务业的高质量发展不利于本地区的区域经济协调发展。从列（3）和列（4）可看到，外商直接投资和高校在校生人数的空间滞后项系数估计值为正，因此在使用各城市地理权重矩阵情形下，临近地区外商直接投资和高校在校生人数也不利于本地区区域经济协调发展。

表11 空间杜宾模型估计结果（使用地理权重矩阵）

表12 为各变量对城乡区域发展差距影响的空间溢出效应分解。各城市是否推进服务业高质量发展与时间虚拟变量的交互项对本地城乡区域发展差距的直接效应显著为负，各城市是否推进服务业高质量发展与时间虚拟变量的交互项对临近地区城乡区域发展差距的间接效应也为负，并通过了1%的显著性检验。因此，服务业高质量发展不但能缩小本地区的城乡区域发展差距，也能缩小临近地区的城乡区域发展差距。

表12 各变量对Deveg影响的空间溢出效应分解

外商直接投资对本地城乡区域发展差距的直接效应及其对临近地区城乡区域发展差距的间接效应均为正，并通过了5%的显著性检验，因此，本地外商直接投资不能缩小本地城乡区域发展差距，也不能缩小临近地区城乡区域发展差距。

财政支出占国内生产总值的比重对本地城乡区域发展差距的直接效应为正，通过了1%的显著性检验，但对临近地区城乡区域发展差距的间接效应不显著，因此，本地财政支出不能缩小本地城乡区域发展差距，本地财政支出对临近地区城乡区域发展差距的影响较弱。

高校在校生人数对临近地区城乡区域发展差距的间接效应显著为负，并通过了5%的显著性检验，因此，虽然高校在校生人数对本地城乡区域发展差距的直接效应较弱，但本地高校在校生人数能显著缩小临近地区的城乡区域发展差距。并且高校在校生人数的总效应也显著为负，因此，高校在校生人数对临近地区的城乡区域发展差距的间接效应导致其对城乡区域发展差距的总效应显著增强。

表13为各变量对区域经济协调发展影响的空间溢出效应分解。各城市是否推进服务业高质量发展与时间虚拟变量交互项对本地区域经济协调发展的直接效应显著为正，各城市是否推进服务业高质量发展与时间虚拟变量交互项对临近地区区域经济协调发展的间接效应也显著为正，均通过了1%的显著性检验，因此，服务业高质量发展不能促进本地区的区域经济协调发展，也不能促进临近地区的区域经济协调发展。

表13 各变量对Coord影响的空间溢出效应分解

外商直接投资对本地区域经济协调发展的直接效应为负，并通过了10%的显著性检验，其对临近地区区域经济协调发展的间接效应不显著，因此，外商直接投资能促进本地区域经济协调发展，但对临近地区区域经济协调发展的促进作用较弱。

财政支出占国内生产总值的比重对本地区区域经济协调发展的直接效应及其对临近地区区域经济协调发展的间接效应均为正，并通过了至少5%的显著性检验，因此，财政支出既不能促进本地区域经济协调发展，也不能促进临近地区区域经济协调发展。

高校在校生人数对本地区域经济协调发展的直接效应及其对临近地区区域经济协调发展的间接效应均为正，均通过了1%的显著性检验，因此，高校在校生人数既不能促进本地区域经济协调发展，也不能促进临近地区区域经济协调发展。

七、影响机制分析

在检验完服务业高质量发展对城乡区域发展差距和区域经济协调发展的直接效应和空间溢出效应后，进一步对其影响机制进行检验。根据H2、H3和H4，选择产业结构升级、城镇化、进出口贸易作为模型的机制变量，构建如下计量模型，以研究浙江省服务业高质量发展对城乡区域发展差距和区域经济协调发展的影响机制。

其中，ME为机制变量，包括产业结构升级（Inds）、城镇化（Urba）和进出口贸易额（Imex）；α0为截距项，αi（i=1，2，3，4)为变量系数，Cit为随机扰动项。

其中，β0为截距项，βi（i=1，2，3，4，5）为变量系数。

第一，产业结构升级效应。服务业高质量发展将推动服务业结构不断优化，并促进生产性服务业与制造业高度融合，服务业高质量发展是促进我国产业结构和消费结构升级的必由之路。当机制变量为产业结构升级（Inds）时，根据式（5）、式（6），结果如表14所示。服务业高质量发展通过产业结构升级对城乡区域发展差距的间接效应为0.495 8×0.4=0.198 3，直接效应为-4.092 1，总效应为-3.893 8，因此服务业高质量发展能通过产业结构升级缩小城乡区域发展差距，验证了H2。服务业高质量发展通过产业结构升级对区域经济协调发展变量的间接效应为0.495 8×（-0.045 9）=-0.022 8，直接效应为0.396 2，总效应为0.373 5，因此服务业高质量发展不能通过产业结构升级促进区域经济协调发展。

表14 服务业高质量发展通过产业结构升级对城乡区域发展差距及区域经济协调发展的影响

第二，城镇化效应。浙江服务业集聚水平不断提升，制造业发展面临转型升级的压力，服务业集聚必将推动资本、劳动力和技术向该地区聚集[61]，同时，服务业集聚能显著缩小城乡差距，并促进该地区加快城镇建设，从而发挥服务业集聚水平对城镇化的促进效应。当机制变量为城镇化（Urba）时，根据式（5）、式（6），结果如表15 所示。服务业高质量发展通过城镇化对城乡区域发展差距的直接效应（-4.6889）和间接效应（14.064 9×（-0.236 9））均为负，因此，服务业高质量发展通过城镇化对城乡区域发展差距具有缩小作用，验证了H3。但服务业高质量发展通过城镇化对区域协调发展的直接效应（0.290 9）和间接效应（14.064 9×0.008 5）均为正，服务业高质量发展不能通过城镇化促进区域经济协调发展。

表15 服务业高质量发展通过城镇化对城乡区域发展差距及区域经济协调发展的影响

第三，贸易的促进效应。党的十九届四中全会提出，要“建设更高水平开放型经济新体制”、“实施更大范围、更宽领域、更深层次的全面开放”。[62]习近平总书记在党的二十大报告中强调：“推进高水平对外开放。稳步扩大规则、规制、管理、标准等制度型开放。加快建设贸易强国。营造市场化、法治化、国际化一流营商环境。深度参与全球产业分工和合作，维护多元稳定的国际经济格局和经贸关系。”[63]因此，服务业高质量发展必将促进对外贸易不断增长，提升我国贸易竞争力。当机制变量为进出口贸易（Imex）时，根据式（5）、式（6），结果如表16所示。从表16可看到，服务业高质量发展通过进出口贸易对城乡区域发展差距的间接效应为（-2.147 8）×0.263 2=-0.565 3，直接效应为-7.455 2，总效应为-8.020 5，因此，服务业高质量发展通过进出口贸易能缩小城乡区域发展差距，验证了H4。服务业高质量发展通过进出口贸易区域经济协调的间接效应为（-2.147 8）× 0.018 6=-0.0399，直接效应为0.295 8，总效应为0.255 8，因此，服务业高质量发展不能通过进出口贸易促进区域经济协调发展。

表16 服务业高质量发展通过进出口贸易对城乡区域发展差距及区域经济协调发展的影响

八、结论与政策启示

（一）主要结论

采用2005—2021年浙江省11 市的面板数据，实证检验浙江省服务业高质量发展对城乡区域发展差距和区域经济协调发展的影响机制。研究发现：第一，使用双重差分法和Logistic 回归分析，研究表明浙江省服务业高质量发展能显著缩小城乡区域发展差距，但是难以促进区域经济协调发展。第二，使用空间杜宾模型研究浙江省服务业高质量发展对城乡区域发展差距和区域经济协调发展所产生的空间溢出效应，研究表明邻近地区服务业的高质量发展能缩小本地区的城乡区域发展差距，但是对城市的区域经济协调发展的影响微弱，邻近地区的服务业高质量发展会提高全省城市中最高人均GDP与其他城市人均GDP 的比值。第三，服务业高质量发展能通过产业结构升级来缩小城乡区域发展差距，但难以促进区域经济协调发展。第四，服务业高质量发展通过城镇化来缩小城乡区域发展差距，但难以促进区域经济协调发展。第五，服务业高质量发展能通过进出口贸易来缩小城乡区域发展差距，但难以促进区域经济协调发展。

（二）政策启示

第一，培育城乡地区多层次市场主体，释放服务业空间溢出效应，缩减城乡地区发展差距。服务业高质量发展的关键是培养市场主体的多样性和发展活力，推动建设具有国际竞争力的大型服务企业的同时也要注重提升中小微企业的可持续发展能力和市场竞争力，拓宽其发展空间。针对服务业发展长期滞后的农村和山区，根据发展条件和实际背景，设计和实施相应的发展战略，利用比较优势或学习效应发展生产性和生活性服务业。浙江省中小城市和周边地区要利用产业融合和产业链延伸的附加价值，借助发达城市和地区的产业扩散和溢出效应发展自身。加强区域间的互动合作和双向交流，促进资源要素双向流动，助力中小城市和农村地区形成一大批具备持续造血能力的服务企业。

第二，协调区域异质性发展基础，促进服务业与制造业深度融合、双向循环。从导致服务业高质量发展无法促进区域协调发展的根源入手，打通赋能路径上的堵点，强化地区间的服务业和制造业之间的双向循环累积因果关系。协调优化区域的经济发展和开放程度、居民收入和消费能力、城市化水平等发展基础，促进劳动力、技术、信息等要素流动和共享。释放生产性服务业空间聚集所产生的溢出效应。鉴于服务业和制造业之间存在的循环因果关系，推动产业跨区域流动，促进产业深入融合和协同发展，通过推动区域发展环境优化，促进生产性服务业进一步转移和成长，通过积极的循环关系推动区域协调发展。

第三，加速服务业产业结构优化升级、稳步推动城市化进程、坚持服务业双向开放，强化服务业高质量发展助推共同富裕效能。深化服务业与其他产业互融。产业融合是现代产业发展的主要特征和趋势，通过生产性服务业与其他产业融合，可以创造更多的就业机会和收入来源，是建设共同富裕示范区的重要途径。将城市化和乡村振兴有机结合，继续完善人口户籍政策，保障进城务工人员的生活、医疗和子女教育等公共服务需求，让全体人民共享经济发展成果。“引进来”和“走出去”两手抓。持续优化服务贸易结构，营造良好的营商环境，鼓励服务业企业积极参与国际市场竞争，提升出口服务的附加值和核心竞争力。推进浙江服务业向全球价值链上游延伸，全面提高浙江服务贸易竞争力，以此创造更多的就业和富民机会，为建设共同富裕示范区贡献服务贸易的力量。

注释：

①数据来源：国家统计局、浙江省统计年鉴相关数据。

②如王英和周蕾将第一产业增加值占比、第二产业增加值占比、第三产业增加值占比分别乘以1、2、3 后的相加结果作为产业结构层次系数。