服务业综合改革与区域产业转型升级:基于准自然实验的证据

刘 胜 顾乃华 陈秀英

(1.广东外语外贸大学,广东 广州 510006;2.暨南大学,广东 广州 510632;3.广东金融学院,广东 广州 510521)

一、引言及文献综述

改革开放以来,伴随着中国经济飞速发展,产业结构转型升级也在逐步推进。推动产业结构转型升级是实现经济高质量发展的重要源泉。然而,受到新冠疫情冲击、中美贸易和科技博弈加剧、劳动力成本上升、体制机制改革滞后等多重因素影响,中国传统低成本比较优势被弱化,集成电路等产业关键技术创新能力和核心竞争力不强,而钢铁等行业产能过剩现象较为严重,产业转型升级和高质量发展面临愈来愈突出的挑战。经济新常态下,投资驱动的粗放增长模式已难以为继,如何通过制度创新挖潜增效、培育发展新优势,成为新阶段中国推动产业结构升级与可持续发展的重要课题。近年来,全球服务经济崛起,中国经济结构服务化转型态势也逐渐加速。作为蕴含丰富人力资本和知识资本要素的经济部门,服务业投入对经济增长方式调整和现代产业体系构建发挥着日益重要的作用。国家“十四五”规划纲要指出,要加快推进产业转型升级,同时将“促进服务业繁荣发展”作为这一阶段的战略方向之一,以此来扩大服务业有效供给,提高服务效率和服务品质,进而为推动构建新发展格局夯实基础。中共十九届六中全会指出,要立足新发展阶段,贯彻新发展理念,构建新发展格局,推动高质量发展,全面深化改革开放,这为协同深化产业部门改革与推动产业高质量发展的关系提供了重要的战略指引。

现有文献主要从数字经济发展(庞瑞芝 等,2022)、环境规制(李强 等,2022)、地方财政压力(黄晓虹 等,2022)、科技体制改革(刘穷志 等,2020)、创新驱动战略(王海兵 等,2016)等方面讨论了产业结构演进的影响因素。随着服务经济的兴起,高技能劳动力(Buera et al.,2012)、服务业空间集聚(孙焱林 等,2020)、信息技术应用(张龙鹏 等,2020)、创意创新(Sigala et al.,2015)等“市场性要素”对地方产业结构演化的作用备受关注。但“市场性要素”投入不能无限扩张,其发挥作用越来越依赖于“制度性要素”即体制机制改革创新所释放的潜力和红利。为此,部分文献关注了服务业市场开放(姜悦 等,2018;唐保庆,2020)、知识产权保护(唐保庆 等,2018)等“制度性因素”在服务业发展中的作用。其中,Barone et al.(2011)、江小涓(2011)、朱平芳等(2019)、张建华等(2019)和侯欣裕等(2018)从不同角度分析了服务业改革在中国产业结构动态变化中的作用,总体上认为其能释放原来未被激发的活力和潜能,进一步提高服务中间投入效率和使用主体的要素生产率。而目前服务业制度创新对产业结构升级影响的研究还相对不足。实际上,服务业发展不仅包含要素投入和市场性因素,还包含了能决定投入产出及市场资源配置效率的制度性因素,且前者的具体效果还需依托后者的实施质量来实现。虽然中国服务业规模迅速扩张,但当前中国服务业发展的实际效果与期待值之间仍存在较大的差距,究其原因,中国服务业体制机制相对滞后导致服务业有效供给不足。鉴于此,从供给侧结构性改革视角来看,深入剖析服务业制度创新尤其是服务业综合改革对产业结构升级的影响显得尤为迫切和重要。

改革开放以来,中央政府和国家各部委就服务业体制机制创新发布了一系列的政策文件,强调要逐步完善服务业治理制度和运行机制,提高服务业供给效率和质量,以满足经济社会快速发展对服务业有效供给的需求缺口。其中,国家发展和改革委员会于2010年所实施的服务业综合改革试点政策因其可操作性强、独特的行业影响力及具有综合性的经济社会效益而成为中国服务业领域改革的典范政策之一。该项政策将服务业高质量发展作为推进供给侧结构性改革的重要内容,围绕制度创新、模式创新和政策创新,力求大胆探索、先行先试,并在人才、资金、土地、财税等方面给予充足的政策支持,从而为消除服务业发展中的体制机制障碍提供制度保障。服务业综合改革试点实施至今已超过十年,该政策发挥了多大的作用,是否形成了可推广应用的经验,既有研究尚未给出较为系统的解答,鲜有文献就服务业体制机制创新对区域产业结构升级的影响做出客观评估。

事实上,目前关于制度改革对经济发展的作用尚存争论,深化改革带来的行业竞争程度上升可能会引发两种相对立的经济效应。一方面,由改革引致的行业竞争活力上升可有效提升资源配置效率和企业经营绩效;另一方面,改革后的行业竞争加剧容易引发“集中度—利润率假说”问题,进而阻碍经济绩效提升。遗憾的是,当前文献尚未能就服务业综合改革试点的经济效应给出有说服力的回答,难以为以服务业综合改革试点政策为代表的中国第三产业部门专门化改革工作提供针对性的定量参考。鉴于当前中国服务业部门依然存在较为突出的体制机制壁垒,推进服务业综合改革并非“朝夕之策”,在新阶段下仍需持续释放其对高质量发展的独特作用。服务业综合改革作为中国服务业发展领域重要的政策事件,客观识别其影响效应及机制并据此提出优化路径,具有重要的理论和现实意义。

鉴于此,本文拟在以下方面进行拓展:首先,现有阐释产业结构转型的文献侧重关注要素成本、技术进步等,缺乏统一的理论框架来评估服务业制度改革创新因素的相对重要程度。本文从服务中间投入的视角,客观识别了服务业综合改革引发的“产业结构升级”效应及其作用机制,并进一步考察了服务业综合改革政策对异质性城市的非对称性影响。其次,近年来虽然涌现了大量“产业结构升级”的实证研究,但从研究方法来看,模型内生性问题尚未得到足够的重视。本文以国家实施的服务业综合改革作为准自然实验,在克服模型内生性问题基础上,采用双重差分法(DID)来识别服务业综合改革的政策效应,并运用安慰剂检验和中介效应检验方法等,进一步验证服务业综合改革如何通过市场准入放松、技能溢价攀升、创新能力提升和公共服务配套完善等渠道来驱动产业结构升级。

二、理论分析与研究假说

(一)服务业综合改革与地区产业结构升级

产业结构中的经济主体活动及其互动关系高度依赖于地区契约制度环境及其所决定的交易成本(科斯 等,2003)。在产业体系中企业既是供应商也是客户,面临着复杂多样的契约关系,较高的交易费用成本和不确定性风险。改革前,地区契约制度环境还相对不完善,处于产业结构体系中的企业购买和使用外部服务所面临的交易成本或不确定性风险较高,因此,企业可能会使用较少的服务中间投入,或采取交易费用较低的内部化服务而不是采用交易成本较高的外部服务投入。此时,服务提供商的市场需求受抑,客户的服务投入采用也受阻,无法实现生产最优化。改革后,地区契约制度环境逐步改善,企业契约订立、依约履行、纠纷解决等各环节的交易费用成本或不确定性风险下降,这有利于激励企业更积极地借助服务购买或外包等形式,采用更多及更高质量的服务中间投入来提升产品附加值,服务提供商也能从市场需求扩大中持续改善其服务供给的技术含量和管理经验。由此,服务业综合改革有利于降低产业结构体系中的交易成本或费用,强化规模经济效应和知识溢出效应,并最终推动地区产业结构转型升级(顾乃华 等,2015)。

进一步地,由于各地区在经济基础、地理条件、资源禀赋、基础设施等方面存在的客观差异,其城市产业结构发展的“先天条件”不同,服务业综合改革对产业结构的“后天赋能”作用也会存在明显差异。依托资源基础理论,在大城市、东部城市、人口密度较高的城市之中,产业内部发展基础和外部联结网络相对更好,服务业综合改革所引致的“成本节约”和“知识外溢”效应将更为突出。此外,在数字经济发展和知识产权保护等新环境下,根据资源优势理论,在互联网发展水平、政府数字治理能力、知识产权保护、服务外包技术支撑、中介组织发育和法律制度环境、要素市场化配置等更为完善的地区情境下,相较其他地区而言,服务业改革的“红利效应”能得到更丰富的体现,其对产业结构升级的推动作用也能得到更为充分的发挥(刘胜 等,2021)。

(二)服务业综合改革驱动地区产业结构升级的作用机制

服务业综合改革作为中国服务业领域的一项重大制度创新,是为突破中国服务业治理领域体制机制障碍所开展的一项全国性的改革实践探索。基于服务中间投入的视角,综合现有文献可知,服务业综合改革有利于降低市场准入门槛、促进劳动技能溢价攀升、提升技术创新能力和完善公共服务配套,进而推动地区产业结构升级(见图1),具体作用机制如下:

图1 服务业综合改革对产业结构升级的作用机制

一是服务业综合改革能降低市场准入门槛进而促进地区产业结构升级。Winston(1998)发现,服务业部门改革所引致的管制放松带来了积极成效,不仅使得市场准入和退出更为便利,产业价值链各环节运行也变得更为高效。在现实中,深化服务业领域综合改革能够进一步强化“放管服”,在更大范围内取消和下放行政审批事项,打破原有的行政性垄断壁垒和行政区划壁垒,放宽服务业市场准入和新增投资限制,尤其是放开竞争性领域服务价格,促进要素价格市场化改革。此外,服务业综合改革还有利于完善市场监管和执法体制,构建公开、平等、开放的服务业竞争环境,鼓励更多优质的民营资本进入垄断性行业和参与国企混合所有制改革,由此进一步强化了市场竞争强度(Forni et al.,2010),有效激发了服务业市场经济活力,为推动地区产业结构优化升级提供了“物美价廉”的服务中间投入选择,营造了宽松自由的制度氛围与环境(Eichengreen et al.,2011;Ingham,2010;Hj,2014;Biaowolski et al.,2021)。

二是服务业综合改革能促进技能溢价攀升进而驱动地区产业结构升级。Philippon et al.(2012)认为,服务业部门改革所引致的管制放松与员工的技能强度、工作复杂性和工资水平密切相关,总体上有利于促进人力资本的配置优化和溢价补偿。从服务业劳动力市场来看,实施服务业综合改革试点有利于激励试点地区政府搭建服务业共性技术综合平台,推进服务业标准化建设,进而潜移默化地促进本地劳动力技能和技术禀赋的演变,提高技能密集型服务的相对需求和高技术员工的就业比重。服务业综合改革在扩大服务业地区占比的同时,也会逐渐提高从业人员的职业技能及其技能溢价(盛卫燕 等,2019),激发服务业供需市场活力,增强服务供需双方的对接能力(Buera et al.,2012),最终促进地区产业结构转型升级。

三是服务业综合改革能提升技术创新能力进而助推地区产业结构升级。Chava et al.(2013)指出,服务业部门改革所引致的放松管制增加了其本地市场力量,降低了企业技术创新风险,由此,可通过提升客户创新绩效来助力区域产业结构的演变。从区域产业价值链来看,服务业综合改革试点有利于逐步构建起区域综合服务体系,推动融资租赁、检验检测、法律咨询、信息技术、人力资源服务等高端服务业发展,促进服务业领域关键共性技术联合开发和推广应用。这也能鼓励更多的上下游企业积极开展技术创新、管理创新、业态创新和商业模式创新,在项目研发、科技金融、平台建设、知识产权、企业上市、创新网络建设和企业孵化培育等方面发力,进行创新研发、产业化及应用示范,进而逐步构建起服务业创新和产业结构升级相协同的政策保障体系(Wang et al.,2017)。

四是服务业综合改革能完善公共服务配套进而推动地区产业结构升级。服务业综合改革不仅能提升公共服务部门自身的服务效率和质量,还能激励地方政府职能部门深化“放管服”,在必要时放开竞争性服务业务并选择社会外包策略,从而更好地促进本地公共服务的专业化分工,并协同推动本地公共服务“提质增效”(Bhuiyan et al.,2011)。此外,相比非试点地区,服务业综合改革试点地区能在服务业的资源要素集聚、公共服务平台建设、新业态新模式监管探索等方面获得来自国家和地区层面更多的倾斜支持。特别是,针对资金、土地、人才、投融资准入、财税政策等制约服务业发展的关键要素供给环节,服务业综合改革试点地区在公共服务平台项目或重大建设项目等领域可能会享有重点政策支持,这有利于试点地区更好地调动整合各类资源要素和完善公共服务配套设施,推进公共服务均等化、普惠化、便捷化,并循序渐进地提升辖区内的公共服务效率和质量。由此,服务业综合改革所带来的公共服务体系完善也能为促进地区产业结构升级营造良好的社会配套环境。

综上,本文提出:

假说1：服务业综合改革能够显著促进试点地区的产业结构转型升级,其政策效果会因地区的不同特征而存在差异性。

假说2：服务业综合改革可通过降低市场准入门槛、提高劳动技能溢价、提升技术创新能力及完善公共服务配套来驱动试点地区的产业结构转型升级。

三、研究设计

(一)模型设计与变量选择

借鉴Ashenfelter et al.(1985)等经典文献的方法,本文以2010年服务业综合改革政策实施作为准自然实验,以双重差分模型(DID)来识别服务业综合改革试点的政策效果。而构造合适的实验组与控制组是使用双重差分法的重点所在。根据对相关政策文本的梳理,服务业综合改革试点政策明确界定了政策执行对象,可基于政策对不同城市的差异性影响来进一步构造实验组与控制组,其中,选取试点地区为实验组,非试点地区为控制组。在此基础上,本文构建能够捕捉和刻画服务业综合改革试点政策冲击的双重差分模型,具体如下:

inupit=β0+β1treat×post+β2controlsit+γi+δt+εit

(1)

其中:i代表样本城市;t代表年份;被解释变量inupit代表第i个城市第t年的产业结构升级水平,核心解释变量treat×post代表服务业综合改革的事件冲击;controlsit代表一系列控制变量;γi、δt分别代表城市固定效应及年份固定效应,εit表示随机扰动项。

变量衡量方面,关于服务业综合改革试点,可借鉴刘胜等(2021)的做法,构建服务业综合改革试点地区设立这一事件冲击(treat×post)。其中,treat用以识别是否属于服务业综合改革试点城市,属于服务业综合改革试点城市即实验组城市时赋值为1,否则赋值为0,post用以识别政策冲击时间,2010年及之后年份取值为1,2010年之前年份取值为0。

关于产业结构升级,遵循产业结构演化规律,在现代信息技术驱动下,第一产业占比下降而非农产业比重增加、第三产业增长率高于第二产业、产业内部结构由第一产业向第二产业进而向第三产业转型成为了现代产业结构升级发展的显著特征(Buera et al.,2012)。为此,借鉴干春晖(2011)和李虹等(2018)的做法,本文采用城市第三产业和第二产业增加值之比来动态刻画城市产业结构转型升级的趋势和演变特征。

此外,借鉴现有研究的做法,引入其他影响产业结构转型升级的一系列因素作为控制变量,具体如下:(1)经济发展水平,根据国际经验和文献研究,经济体人均GDP增长变化通常会与产业结构演变紧密相关(张辉 等,2019),本文以人均GDP的对数来衡量地区的经济发展水平。(2)对外开放度,对外开放是带动新产业或新投资进入成长、强化外向配套、推动生产者服务发展的重要途径(安礼伟 等,2010),会对地区产业结构产生深远影响,本文以对外投资金额占当地GDP比重来衡量地区对外开放水平。(3)人口集聚规模,人口规模结构可通过增加劳动力供给、强化市场需求潜力等渠道对地区产业结构调整产生重要的影响(钟粤俊 等,2020),本文以地区人口规模的对数来衡量人口集聚规模。(4)金融发展水平,地区金融体系发展通过技术创新的“水平效应”与“结构效应”,在缓解融资约束、推动产业结构转型等方面发挥着关键作用(易信 等,2015),本文以年末金融机构存款余额占当地GDP比重来衡量金融发展水平。

(二)样本选择与数据说明

为尽量缓解省级单位数据口径过大以及其与政策不匹配的问题,本文数据主要选自2004—2018年中国城市统计年鉴和各地级市的统计年鉴。由于2003年前后的数据口径存在不一致的问题,本文剔除了2003年及以前年份的统计数据。此外,本文还剔除了巢湖市等发生过行政区划调整的城市以及儋州市等数据缺失较为严重的城市,最终统计了286个城市样本。

四、实证结果及分析

(一)识别条件检验

1.平行趋势检验

使用双重差分法的前提是应符合平行趋势的假设。为此,本文利用事件研究法来开展平行趋势检验(见图2),具体步骤为:生成年份虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项,并将其作为解释变量进行回归。交互项的系数反映的是特定年份处理组和控制组之间的差异,当政策时点前的虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项的系数不显著时,即为通过平行趋势检验。从图2可直观地看出,交互项的系数在政策前并不显著异于0,说明实验组和控制组之间的结果变量(城市产业结构升级)在服务业综合改革政策正式实施之前不存在显著的差异,即满足平行趋势的假设。

图2 平行趋势检验

2.年度动态效应检验

进一步地,表1采用事件研究方法来呈现服务业综合改革政策的年度动态效应。表1列(1)～(4)为逐项加入控制变量之后的结果。从时间周期来看,服务业综合改革的产业结构升级效应在试点前三年并不显著,其政策效果出现在试点后的第二年,并逐渐呈现出螺旋式上升趋势,再次印证了服务业改革政策符合平行趋势检验设定,也表明了在样本期内,服务业综合改革的政策效果存在时间滞后和动态影响。逐步嵌入国际生产分工体系后,中国服务业发展处于战略机遇期和矛盾凸显期“叠加”阶段。由于发展模式转换、体制深层次改革与对外开放加速转型,中国服务业制度改革面临的挑战和难度加大,从而导致产业结构转型升级也面临短期反弹和震荡调整的压力,应进行相应的配套衔接从而形成平稳过渡的内生驱动力。

表1 年度动态效应检验

(二)基准检验结果

表2为服务业综合改革政策影响城市产业结构升级的基准回归结果。表2列(1)为未加入控制变量的回归结果,列(2)～(5)为逐项加入控制变量后的回归结果。结果均显示,服务业综合改革政策有利于显著促进城市产业结构升级,该结论与假说1相符。原因在于,根据产业结构演变的规律,中国产业结构呈现出“服务化”(servitization)转型的特征(Baines et al.,2020)。而服务业综合改革政策有利于充分发挥市场资源配置机制的作用,能够放宽服务业市场准入门槛,激发服务业供需市场活力,降低服务中间投入成本和提升服务投入质量(刘胜 等,2021),为助推产业结构升级释放改革效能和发展动能。

表2 基准检验结果

(三)稳健性检验

为检验基准检验结果是否稳健,本文还分别从变换样本、控制时间趋势、排除同期环境政策干扰、更换被解释变量、采用倾向得分匹配双重差分法等开展稳健性检验,具体包括:

一是缓解样本选择偏差问题。城市规模和行政层级在一定程度上影响着资源配置效率和产业结构转变的边际效益(柯善咨 等,2014),进而可能会影响服务业综合改革的政策结果。为了排除前述情形的影响和干扰,本文在剔除直辖市和计划单列市后重新进行回归,结果见表3列(1),证实了结论的稳健性。

的性质很大程度上依赖于sR(a,b)=(a→Rb)∧(b→Ra)的性质,其中,a,[0,1],→R是[0,1]剩余格中的蕴涵。[0,1]剩余格是应用最为广泛的剩余格,例如[0,1]MV代数、[0,1]R0代数等,它们均可作为逻辑系统的语义代数。在[0,1]剩余格中, ρ(a,b)=1-s(a,b)由蕴涵算子诱导并且在一定条件下[6-7], ρ可以作为[0,1]剩余格上的度量。

表3 稳健性检验结果

二是控制实验组时间趋势效应。为控制实验组与控制组面临的不同时间趋势的影响,本文引入政策虚拟变量与时间趋势交互项,结果见表3列(2),上述结论仍然成立。

三是排除同期服务业发展政策干扰。2011年现代服务业创新发展示范城市设立与服务业综合改革试点政策的同期相关性较强,有可能会对相关政策效果的评估形成一定的干扰,为此,在同时引入相关政策虚拟变量或剔除相关城市样本后重新进行回归,结果见表3列(3),所得结论与基准分析的结果基本一致。

四是更换被解释变量。借鉴干春晖等(2011)和李虹等(2018)的做法,进一步从产业合理化角度替换被解释变量并进行回归,结果见表3列(4),结论依然成立。

五是采用PSM-DID方法得到服务业综合改革政策对城市产业结构升级影响的回归结果。首先,基于核匹配方法,进行平衡性检验,得到处理组和控制组在匹配前后的差异程度及其检验结果,如表3所示。可以发现,匹配后试验组与控制组各主要变量的标准偏差值均小于14%,满足Rosenbaum et al.(1985)提出的匹配后标准偏差的绝对值小于20%的要求。并且,与匹配前相比,在匹配后各变量的标准偏差明显降低。此外,t检验所对应的p值在匹配后均不显著,说明匹配之后的试验组和控制组之间不存在显著差异,因此匹配结果满足平衡性检验。进一步地,表3列(5)为采用PSM-DID方法得到的估计结果,双重交互项treat×post的估计系数均显著为正,与基准回归结果一致,表明这一结果具有稳健性。

最后,表3列(6)为缩短事件窗口期至2008—2014年的回归结果。结果表明,服务业综合改革的政策实施有助于推动城市产业结构升级,再次表明了本文结论的稳健性。

总体而言,前述使用不同处理方法得到的一系列稳健性检验结果没有发生实质性的改变,均证实了前文的研究结论是稳健的。

图3 非参数置换检验估计系数核密度分布

此外,本文还开展了非参数置换检验。为检验服务业综合改革政策对城市产业结构升级的效应是否来自其他不可观测因素,借助非参数置换检验方法对实验组样本和政策实施时间开展安慰剂检验,倾向得分匹配平衡性检验结果见表4,而非参数置换检验估计系数的核密度分布如图3所示,其直观地展示了随机抽样处理的结果。其中,500次随机抽样所得的估计系数均值接近于0,基准回归的交互项系数显著异于非参数置换检验的估计系数,由此可排除服务业综合改革政策的“产业结构升级”效应源于其他不可观测因素的可能性。

表4 倾向得分匹配平衡性检验

(四)服务业综合改革影响城市产业结构升级的机制检验(1)感谢审稿人所提出的其他类型的产业政策影响的思路,但囿于新政策的引入可能会引致多重共线性及政策之间关联及溢出效应难以识别等新问题,本文未对其他类型产业政策予以更多的考察,在未来的研究中将进一步拓展和深化。

依据假说2,服务业综合改革政策实施主要是通过降低市场准入门槛、提升劳动技能溢价、提高创新能力和改进公共服务配套等渠道来促进城市产业结构升级。其中,借鉴现有理论研究,市场准入程度(inst)以城镇私营和个体从业人员数占全部从业人员数的比重来衡量(中国社会科学院经济研究所课题组 等,2020)。服务业综合改革有利于改善以非公有制经济公平竞争为表征的市场准入、市场法律等核心营商环境问题,减少服务业发展的过度行政干预制约和管制政策制约,不断优化营商环境,进一步降低市场准入门槛和制度性交易成本,激发社会资本参与积极性和释放服务业发展活力,从而推动地区产业结构升级。人力资本或劳动技能结构(skill)以每万人在校大学生数来衡量。服务业综合改革促进了资本深化或资本密集型产业技术水平提升,这种经济结构转型有利于推动要素流动和技能溢价上升(郭凯明 等,2020),进而促进地区产业结构升级。创新能力(innov)以R&D内部经费支出/年末总人口数来衡量(曹春方 等,2020)。服务业综合改革有利于增强企业自主创新的激励和能力,为推动产业结构升级提供更有力的技术支撑。公共服务配套(pubser)以本地人均医生数量作为代理变量(梁文泉 等,2016)。服务业综合改革有利于改善地区公共服务供给品质,吸引更多优质的要素和项目流入,为本地产业结构升级提供更丰富的生产要素及社会配套支持。在此基础上,借鉴温忠麟等(2004),构建中介效应模型开展机制检验,计量检验方程如下:

(2)

(3)

表5 渠道机制检验结果

五、异质性分析

根据资源基础理论,不同城市在规模层级、资源禀赋、地理区位、产业基础、公共服务配套等方面存在明显的异质性特征,有可能会对服务业综合改革的政策效果带来非对称的差异化影响。为此,在识别服务业综合改革政策对城市产业结构升级的平均效应的基础上,有必要进一步从多维度的区域异质性特征出发,综合考察服务业综合改革政策对异质性城市产业结构升级的影响效应差异。

1.城市规模及地理区位的异质性分析

城市经济学的理论表明,城市规模和地理区位的差异会对产业集聚、人力资本、知识溢出、资源配置效率乃至公共服务供给等产生重要作用,进而影响到区域产业结构升级绩效,因此有必要针对其开展异质性分析。根据中国城市统计中对城市规模的分类标准(2)根据2014年《国务院关于调整城市规模划分标准的通知》(国发〔2014〕51号),本文将城区常住人口100万以上的城市界定为大城市,其余则为中小城市。,本文对不同城市规模的估计结果汇报在表6列(1)、(2)。结果表明:相比中小城市,服务业综合改革政策对大城市的冲击相对更为明显。这是因为,大城市和中小城市在服务业发展基础和对制度变革的“适应能力”等方面存在显著差异,大城市相对来说通常具有更好的禀赋和竞争优势(梁文泉 等,2016),从而相对更容易承接服务业制度改革带来的“政策红利”。从地理区位分布来看,表6列(3)～(5)的结果表明,服务业综合改革的政策效果在东部城市较为突出,中西部城市次之,而在东北城市,服务业综合改革并未达成理想的政策效果。这也与中国当前三大地区市场化发展和体制转型的进程大致吻合。东北地区国有企业和重化工业占工业比重偏高,市场化程度不高,企业经济效率低下,僵尸企业无法正常退出,使其在制度变革过程中的调整较慢,资源要素无法得到充分的优化配置(盛来运 等,2018),服务业改革未能取得预期的效果,假说1的后半部分得以验证。

表6 异质性检验结果Ⅰ

2.城市其他特征的异质性分析

基于城市人口密度、互联网发展和地方数字政府发展等其他特征异质性的估计结果见表7。

表7 异质性检验结果Ⅱ

第一,研究表明,人口空间分布会对产业集聚与服务业发展产生重要影响(钟粤俊 等,2020)。表7列(1)、(2)显示,服务业综合改革政策对不同人口密度的城市产业结构有差异化影响,尤其是对人口密度高的城市有着更为明显的促进作用。第二,“互联网+”和新一代信息技术正成为政策落地实施与推进产业根本性变革的关键驱动因素(安同良 等,2020)。表7列(3)、(4)汇报了在不同互联网发展情形下的检验结果,发现相比互联网发展水平滞后的城市,服务业综合改革对互联网发展水平较高城市的产业结构升级的驱动作用更为突出。第三,地方政府治理能力对发挥地区专业化分工优势、释放劳动力蓄水池效应及构建中间投入共享机制,进而助推地区产业升级具有积极意义(韩峰 等,2019)。表7列(5)、(6)汇报了以不同地方政府治理能力为基础的检验结果。结果显示,相对而言,服务业综合改革对产业结构升级的作用在地方政府治理能力相对更强的地区中更为明显。实际上,当地方政府治理水平和治理能力越高时,服务业改革试点措施越能得到高效和充分的执行,从而助力提升政策实施效果。

推进服务业综合改革是一项庞大、复杂的社会工程,可能会受到多重因素的影响(姜长云 等,2017)。表8分别报告了知识产权发展水平(3)依据国家知识产权局知识产权发展研究中心公布的《2019年中国知识产权发展状况评价报告》整理而得。、服务外包支持政策(4)依据商务部等部门公布的服务外包示范城市名单整理而得。、市场中介组织发育和法律制度环境(5)依据樊纲等《中国分省份市场化指数报告》中的“市场中介组织的发育和法律制度环境”整理而得。、要素市场发育程度(6)依据樊纲等《中国分省份市场化指数报告》中的“要素市场的发育程度”整理而得。等不同情形下的回归结果。可以发现,服务业综合改革的产业结构升级效应在知识产权发展水平较高、实施服务外包改革政策、市场中介组织发育和法律制度环境较为完善、要素市场发育程度较为成熟的地区中更为突出。由此可知,在改革进入深水区和攻坚期后,为建立服务业综合改革的长效机制,巩固及深化改革成果,不应单纯地强调规模发展和增加要素投入,而是须将政府主导和社会共治相结合,从知识产权保护、市场中介组织发育和法律制度环境、要素市场化等多方面协同发力,强化综合配套治理、提升支撑保障能力,使其有可持续性(江小涓,2011)。

表8 异质性检验结果Ⅲ

六、结论与启示

基于国家服务业综合改革试点城市设立这一准自然实验,本文系统考察了服务业综合改革政策对中国城市产业结构升级的影响,研究发现:

第一,服务业综合改革政策对推动中国城市产业结构升级具有显著的促进效应,且存在时间滞后和动态影响。在倾向性得分匹配法(PSM)、控制时间趋势效应、缓解样本选择偏差、排除同期政策干扰、更换被解释变量和非参数置换检验等一系列稳健性检验后,这一结论仍然成立。

第二,基于资源基础理论,服务业综合改革对异质性城市产业结构升级呈现出显著的非对称性影响,具体表现为:服务业部门的改革红利效应在大城市、东部城市、人口密度较高城市中更为突出。此外,在高质量发展背景下,服务业综合改革的政策效果还取决于互联网发展、政府数字治理能力、知识产权保护、服务外包支撑、中介组织发育和法律制度环境、要素市场化配置等多维度的城市综合治理能力。

第三,机制分析表明,服务业综合改革政策能通过降低市场准入门槛、提高劳动技能溢价、提升知识创新能力和改善公共服务供给等渠道途径,促进城市产业结构升级。

基于前述研究结论,为构建现代产业治理体系与推进治理能力现代化,本文提出以下政策建议:

第一,服务业发展政策应聚焦于优化制度创新环境,注重制度挖潜增效。应着眼于服务业体制机制创新,逐步建立健全多元共治的服务业现代化治理网络体系,多管齐下优化服务业发展外部环境。具体而言,应有序放宽服务业部门市场准入,消除行业垄断、进入门槛等隐形限制,完善融资、税收、平台搭建等政策体系,建立公开、平等、规范的服务业准入制度,为推动地区产业结构调整和转型升级提供制度保障。

第二,持续深化服务业综合改革,提高其与产业发展政策的协同效率。应深化服务业部门专门化改革,推进服务业领域“简政放权”,在负面清单管理、市场准入、要素价格管制、新业态柔性监管、服务平台治理、多元参与监管等方面发力,依托降低市场准入门槛、提高劳动技能溢价、提升知识创新能力和改善公共服务供给等,强化服务业改革的“产业结构升级”效果。

第三,因地制宜推进服务业综合改革,勿采取“一刀切”做法。对大城市、东部城市、人口密度较高城市、互联网发展及地方政府治理能力较为完善的城市,可以对标国际先进经验,探索服务业新业态和新模式的现代监管制度,深化现代服务业共性关键技术研发及应用,将本地产业特色和开放优势相融合,引进国际先进技术、高端人才和管理经验,形成资本、知识、技术、管理、数据有机融合的现代产业体系。而小城市、中西部城市、人口密度较低城市、互联网发展及地方政府治理能力相对不完善的城市则可借鉴国内先进经验,推动土地、人才、资本、技术、数据等要素市场化改革,完善服务业要素市场运行、标准评价和劳动分配机制,逐步健全服务交易规则和服务配套体系。