上海現代服務業轉型優化與創新驅動的聯動關系實證檢驗

王冠鳳

中圖分類號：F719 文獻標識碼：A

內容摘要：創新的過程即是服務的過程。上海自由貿易試驗區鼓勵以金融服務、貿易服務和信息服務等現代服務業的創新發展，創新市場化營商環境，構建區域企業集群式創新平臺。本文研究創新驅動和現代服務業產業轉型優化的聯動關系，實證結果表明各地區的產業結構優化和各區域創新資源要素投入呈現正相關，金融發展水平和社會消費水平的提高對現代服務業業結構優化升級具有明顯推動作用。

關鍵詞：自由貿易 現代服務業 服務創新 經濟轉型

引言

和發達國家相比，中國服務業現主要依靠傳統行業的拉動，金融、保險、軟件信息服務業等現代服務業的主導作用還沒有充分體現，現代服務業不同于傳統服務業的三個基本特征是“高人力資本含量、高科技含量和高附加價值”，同時它還衍生出“新技術、新業態和新方式”的趨勢。現代服務業發展能夠帶動產業部門結構優化并使制造業等級提升，發展現代服務業是未來中國產業結構調整優化的主要方向之一。上海自由貿易試驗區贏在創新，正在成為制度改革創新的探路者，總結積累先行試驗國際經貿新規則和新標準的經驗，使自貿區形成與國際經貿通行規則相銜接的制度框架，探索中國在世界中高端要素市場中加快開放的新途徑。

研究綜述

國內關于現代服務業的研究雖然起步晚，但發展迅速。江靜等（2007）運用中國地區層面1998-2004年以及細分行業的面板數據進行回歸發現，生產性服務業的擴張促進了制造業的整體效率提高。高覺民等（2011）運用中國省際面板數據研究證明現代服務業發展和制造增長呈現顯著正向關。朱娜等（2012）從現代服務業集聚角度分析對區域經濟發展的影響。吳強等（2013）從生態學視角對現代服務業集聚規模的分析。李玉龍等（2014）分析了現代服務業行業演進規律。綦良群等（2014）認為外部規模經濟是生產性服務業集群發展的原動力。黃莉芳（2015）通過對比中國和美國服務化的進程，發現應利用服務業的自我增強機制來挖掘中國現代服務業的發展潛力。蘇玉峰（2016）通過典型相關分析法檢驗現代服務業的影響因素，發現現代服務業推進了城市轉型。

上海現代服務業發展現狀

現代服務業已成為城市經濟乃至區域經濟增長的核心動力。上海必須加快發展服務業特別是金融業、航運業、信息服務業等現代服務業，率先形成服務經濟為主的產業結構。2000年至2014年上海市第三產業占上海市生產總值的比重，從50.63%上升到64.82%，提高了14.17個百分點；上海市第三產業從業人員數從2000年的372.08萬人增加至2014年的843.95萬人，增加了1.27倍；上海市第三產業從業人員數占比從2000年的44.1%增加至2014年的61.8%，提高了17.7個百分點。近年上海現代服務業占地區生產總值比重逐年上升，2008年至2014年上海現代服務業產值從6165.16億元增加到12756.12億元，增加了1.07倍；現代服務業占地區生產總值從2008年的43.82%上升到2014年的54.13%，提高了10.31個百分點；表1中排名前5的行業，除批發零售業和交通運輸、倉儲及郵政業是傳統服務業，其余均是具有現代意義的服務業，2013年和2014年現代服務業和傳統服務業占比分別是52.74：47.26和54.89：45.11。

模型構建與實證檢驗

（一）計量模型構建

本文運用面板數據研究創新驅動和現代服務業產業轉型優化的關系，選定產業結構比TSR（第三產業占GDP比重/第二產業占GDP比重）作為因變量度量產業結構的優化，選擇以下五個指標作為自變量：現代服務業增加值與GDP之比GMSI，衡量區域創新能力的指標如專利申請授權數占比CX和高技術產業新產品銷售收入占比CY，反映區域金融發展水平的指標包括金融中介效率FE、金融相關率FIR。選取反映經濟狀況的其他指標如人均國民生產總值PGDP、實際利用外資額占比FDI、社會消費品零售總額與GDP之比GRS作為控制變量。本文將上述變量納入到柯布道格拉斯形式的生產函數，并將方程拓展如下：

（1）

其中，下標i和t分別代表地區和年份。對公式（1）兩邊取對數，初步建立相關模型如下：

（2）

在（2）的基礎上構建本文的計量模型：

（3）

其中，Vi是不可觀測的個體異質性，εit為隨機擾動項。所有系數β為待估計參數。

（二）實證檢驗

為了對比上海的創新驅動對現代服務業結構優化的作用，本文選取2000-2014年北京、上海、廣東、江蘇、浙江5地現代服務業和經濟數據，所有原始數據均來自于2000-2014《中國統計年鑒》。為了消除極端值影響，在進行實證分析前對各變量均進行1%和99%分位的Winsorize處理。

首先，對面板數據處理進行混合回歸，考慮到可能存在不隨時間而變的遺漏變量，再使用固定效應模型回歸。進行F檢驗，P值為0.0000，選擇固定效應。其次，考慮到時間效應和個體效應，用虛擬變量法LSDV法進一步估計。同時在固定效應模型中考慮時間效應，即雙向固定效應Two-way FE，發現有些年度虛擬變量顯著，而有些不顯著，已基本確認了個體效應的存在。最后，根據Hausman檢驗的結果，采取固定效應法。但考慮到不同個體擾動項存在異方差，再使用非平衡面板WLS方法調整由于異方差導致的估計偏誤，提高估計效率。

表2報告了相關回歸模擬結果，可以看出：產業結構優化和創新指標專利申請授權數占比呈正相關，說明創新要素的投入能促進現代服務業的優化發展。金融相關率等金融要素指標和現代服務業發展規模對產業結構優化有顯著促進作用。現代服務業值占比（GMSI）、金融相關率（FIR）每提高一個單位，產業結構比（TSR）將提升0.228、0.400個單位，均能在1%的顯著性水平下通過t檢驗。產業結構優化（TSR）與人均國民生產總值（PGDP）和社會消費品零售總額（GRS）等指標呈正相關關系。社會消費品零售總額提高一個單位，產業結構將優化0.563個單位，并能在1%的顯著性水平下通過t檢驗。說明區域的現代服務業發展水平、區域創新能力、金融發展程度、經濟發展水平以及社會消費水平的提高，對產業結構優化升級具有明顯推動作用。高技術產業新產品銷售收入對產業結構優化產生顯著的負面影響，似乎是一個反常現象，其實說明在產業結構不合理的前提下盲目進行產業結構調整，可能會使技術創新資源要素沒有發揮其原本應有的作用。金融中介效率和產業結構優化是顯著負相關關系，可能是對金融機構存款利用效率不高導致對產業結構拉動作用不明顯。

（三）穩健性檢驗

為了檢驗模型的穩健性，本文選取研究與實驗發展支出與地區生產總值之比（GRD）作為衡量區域創新投入能力的替代指標。因為專利申請授權指標（CX）可能存在滯后性，研發支出比高技術產業新產品銷售收入占比（CY）在一定程度上更能從投入角度分析科研經費支出的增加是否有利于促進服務業結構的調整。穩健性檢驗結果如表3所示，結果與表2基本一致。

結論與建議

中國下一輪對外開放的重點是服務業，應契合上海自貿區的的制度創新，推動現代服務業行業優化升級。本文研究創新驅動和現代服務業產業轉型優化是否存在聯動關系，實證結果表明各地區的產業結構優化和各區域創新資源要素投入呈現正相關，金融發展水平和社會消費水平的提高，對現代服務業行業結構優化升級具有明顯推動作用。

第一，實現現代服務業和制造業的集群式發展。在提供服務時，現代服務業融入了技術、工程、科學等知識要素，通過技術與人力資本高密度的投入，能夠使制造業、農業和其他服務業提高附加價值，協助其他產業實現再創新。現代服務業通過區域內產業融合，推廣新知識和新技術應用，尤其是研發、采購、售后服務等服務在生產鏈各個環節的作用方式發生了較大的改變，服務環節占產業鏈的比重將越來越大，推動產業優化和協同創新，推動形成新興業態的現代服務業引領性產業。

第二，金融創新是上海市金融業發展的突破口，實現由傳統金融業向現代金融業的轉變。金融創新發展關鍵取決于金融創新能力及相應的推廣機制活力，具體而言，主要體現在本地經濟特色金融產品、金融服務和金融制度創新能力。加強研發，促進金融產品和金融機構創新。制定相關優惠政策，鼓勵金融機構開發適合區內企業需求的金融產品。積極引入現代企業制度，為金融產品創新提供服務市場。同時推進金融機構之間、金融機構與金融中介機構之間的合作，促進金融機構內部功能創新及轉型，拓寬中間業務的服務范圍，提升金融機構的服務水平。

第三，上海鼓勵企業發展新型貿易業態，推動服務業結構調整優化。上海作為國際化大都市應成為現代服務業發展的“領頭羊”，上海轉變貿易方式的意義在于提升中國在全球貿易價值鏈中的地位。面對國際國內發展新形勢，中國主動推進經濟發展方式轉變和經濟結構戰略型調整，作為經濟發展方式重要組成部分，外貿發展方式也必然發生相應的轉變。上海自貿區的設立是在轉變經濟發展方式和外貿發展方式上的新進展和突破，能夠有效促進現代服務業和先進制造業發展，打造上海現代服務業和制造業的核心競爭力。