新時期粵港澳大灣區產業結構變遷對全要素生產率的影響分析

張 震,周立彩,徐佳慧,楊 霞

(1.中共廣東省委黨校 經濟學教研部，廣東 廣州 510053；2.廣東金融學院 經濟貿易學院，廣東 廣州 510521)

十九大報告明確指出，我國經濟已經由高速增長階段進入高質量發展階段。當前我國正處在轉變發展方式、優化經濟結構、轉換增長動力的攻關期，實現質量變革、效率變革、動力變革,推動高質量發展,是保持經濟持續健康發展的必然要求。產業結構作為經濟發展中投入產出的轉化器，在較大程度上直接影響著經濟發展動力強弱，而全要素生產率作為當前經濟高質量發展的重要參考指標之一，則是未來較長一段時期進行效率變革的主要對象。因此，從效率變革、動力變革兩個方面來看，產業結構和全要素生產率已成為我國經濟高質量發展的重要載體，將為當前和將來經濟高質量發展提供重要支撐。

學術界對二者關系進行了較早探討，雖然在理論上認為產業結構變遷能夠促進資源配置效率提升[1]，但是學者從不同時期[2,3]、不同區域[4,5]、不同主題[6-8]對產業結構和全要素生產率之間的關系進行了研究分析，所得結論不盡相同，致使目前二者關系仍有待商榷。同時，隨著我國逐步進入高質量發展階段，國內各區域開始著手從經濟結構、產業升級、投入產出效率等各個方面進行調整和提升，而產業結構變遷與全要素生產率的關系將在較大程度上影響了各區域經濟發展調整的結果，乃至對其高質量發展進程的推進產生重大意義[9-12]。粵港澳大灣區作為世界四大灣區之一，也是我國主要的城市群之一，在全國經濟高質量發展過程中具有重要的引領示范作用，因此準確把握其產業結構變遷與全要素生產率之間的關系尤為重要。

1 文獻綜述

目前，對于城市群產業結構變遷影響全要素生產率的研究仍然處于探討階段，現有文獻相對較少，主要涉及兩個方面：①產業結構高級化對全要素生產率的影響。張軍、陳詩一、Gary通過實證分析認為,“結構紅利”顯著存在，中國要素市場改革和工業行業結構調整對要素配置效率變化的總體走勢和差異具有主導作用[6];溫杰、張建華進一步研究發現，通過優化產業結構來提高資源配置效率能夠帶動經濟增長，然而隨著市場化程度的提高，“結構紅利”會逐步消失，全要素生產率的增長將更加困難[7]；在干春暉、鄭若谷、余典范的研究中，產業結構高級化成為經濟波動的重要來源，其對經濟增長的影響具有較強的不確定性[13]；衛平、余奕杉研究發現，產業結構高級化水平需要滿足一定條件才能有利于經濟效率提高[5]。隨后，楊向陽、潘妍、童馨樂也得到了與之類似的結論，即產業結構服務化不能帶來全要素生產率的必然增長,只有產業結構服務化與服務業結構高級化同時進行才能提高全要素生產率水平[14]。②產業結構合理化對全要素生產率的影響。現有文獻顯示，大多數學者的研究發現產業結構合理化對全要素生產率的提升具有顯著的正向影響作用[5,13]。也有個別學者具有不同的認識。如，于斌斌認為，只有處于城市化階段的地區經濟增長才可以從產業結構的合理化調整中獲得較為明顯的“結構紅利”[15]；高建勇、汪浩瀚研究發現，產業結構合理化對提升全要素生產率具有反向作用[16]；孫學濤、王振華、張廣勝認為，產業結構合理化與城市全要素生產率之間表現出“U”型的關系[17]。除上述研究以外，還有學者將產業結構變遷作為一個整體來研究其對全要素生產率的影響，認為產業結構變遷能夠促進全要素生產率的提升，但是影響效果可能會出現異質性[14,18]。

通過梳理發現，以上文獻較多以全國為研究對象，并把產業結構變遷劃分為產業結構高級化與合理化兩個方面，但由于研究的時間段、變量選取和全要素生產率測度方法的不同，使得結果出現差異。而在城市群方面，產業結構變遷對全要素生產率具有什么樣的影響，目前已有文獻仍難以回答。新時期在城市群逐漸成為區域經濟發展重要增長極的趨勢下，這一問題的解決則顯得尤為迫切。鑒于此，全文以粵港澳大灣區為例，采用經典的測度方法重點對其產業結構高級化、合理化水平和全要素生產率進行了測度分析，并在此基礎之上，借助計量模型對產業結構變遷對全要素生產率的影響展開探討，以期為新時期粵港澳大灣區經濟高質量發展乃至全國經濟發展提質增效提供參考與借鑒。

2 樣本介紹與描述性事實

2.1 樣本介紹

研究區域概況：粵港澳大灣區包括香港特別行政區、澳門特別行政區和廣東省廣州市、深圳市、珠海市、佛山市、惠州市、東莞市、中山市、江門市、肇慶市等珠三角9市，國土總面積5.6萬km2，2017年年末總人口約7000萬人，是我國開放程度最高、經濟活力最強的區域之一，在國家發展大局中具有重要的戰略地位。近年來，粵港澳大灣區產業結構不斷優化，新舊動能轉換加快，已初步形成了規模龐大、結構完整的產業體系。從三次產業結構來看，大灣區整體以服務經濟為主，各城市產業發展階段不同。粵港澳大灣區三次產業占GDP比重由2011年的1.5∶35.8∶62.7調整為2017年的1.2∶32.7∶66.1，第二產業占比緩慢下降，第三產業占比則逐年提升。在城市層面，香港、澳門以第三產業為主，三產占比均在90%以上；廣州、深圳呈現典型的“三二一”型產業結構，第三產業占比突出；東莞、珠海、江門、中山第二產業和第三產業占比相差不大；惠州、佛山、肇慶第二產業占據主導地位。

變量選取與數據說明：被解釋變量為全要素生產率(TFP)，在解釋變量中使用產業結構高級化與產業結構合理化作為產業結構變遷的代理變量，在控制變量中分別使用財政支出占比、城鎮人口占比、進出口占比、專利申請量作為政府管理力度、城鎮化水平、外貿依存度和科技創新發展水平的代理變量。在產業結構變遷方面，主要參考干春暉和張震等的做法[13,19]，分別使用改進后的泰爾指數、三次產業產值與二次產業產值之比表示產業結構合理化與產業結構高級化；對于TFP的測算，則選取較為經典的索洛余值法進行估算[20]。

在規模報酬不變的假設前提下，C-D生產函數表示為：

(1)

2.2 描述性事實

粵港澳大灣區產業結構高級化與合理化水平變化趨勢：從圖1可見，21世紀以來，粵港澳大灣區產業結構高級化與合理化水平均呈現出波動上升趨勢。其中，產業結構高級化水平從2000年的最小值21.29上升至2013年的最高值47.99，隨后出現下滑的趨勢，但2015年之后緩慢回升。這一波動反映出粵港澳大灣區經濟發展過程中產業結構服務化發展狀況。特別是在2013年經濟發展進入新常態以后，部分城市開始調整“去工業化”的發展思路，注重工業與服務業發展并重，從而產業結構高級化水平出現小幅度下滑。與產業結構高級化發展水平相比，產業結構合理化水平則出現了較高頻率的波動。由于產業結構合理化水平與產業結構合理化數值成反比，因此從圖1中可以看出粵港澳大灣區產業結構合理化數值在2005年與2013年出現兩次波峰，2016年出現波谷，即產業結構合理化水平在2005年、2013年兩個年份跌入兩次波谷，在2016年達到最高水平。這兩次波谷可能主要由“非典”和發展新常態所導致，而在這兩個年份的隨后時間產業結構合理化水平開始逐漸回升。我國經濟進入新常態以來,粵港澳大灣區各城市開始進行經濟結構調整、產業結構轉型，因此2015年以后產業結構高級化水平出現下降，合理化水平上升。

圖1 2000—2017年粵港澳大灣區產業結構高級化與合理化水平

粵港澳大灣區TFP及其增長率變化趨勢：從圖2可見，2000年以來粵港澳大灣區全要素生產率水平出現波動上升的趨勢，在2009年出現低谷，2013年以后則出現一個波谷，2017年達到最高水平。就增長率而言，粵港澳大灣區在2008年降到最低，2010達到最高，2015年則出現波谷，但隨后呈現大幅度上升趨勢，研究期內全要素生產率年均增長率已達0.78%。整體來看，粵港澳大灣區的全要素生產率水平受2008年金融危機與新常態時期經濟發展調整影響較大，但整體發展程度與增長率依然保持在一定水平。

圖2 2000—2017年粵港澳大灣區TFP及TFP增長率

3 模型構建

3.1 基準模型

我國經濟發展事實和已有研究表明，產業結構優化升級、轉型對經濟效率提升發揮了重要作用，其中產業結構變遷也被認為是影響經濟效率和全要素生產率的一個重要因素[23-27]。因此，本文在實證分析部分主要基于劉建國建立的計量模型[28]，以新時期粵港澳大灣區的產業結構高級化與合理化水平作為產業結構變遷的代理變量納入到模型中來解釋全要素生產率的變化。同時，考慮到政府管理力度、城鎮化水平、外貿依存度和科技創新發展水平等也會對全要素生產率的變化產生一定影響，因此也把它們作為控制變量納入模型之中。最終設定的實證基準模型為：

lnTFPit=β0+β1lnadvit+β2lnratit+φiXit+λi+υi+εit

(2)

式中，TFPit、advit、ratit分別表示i時期t城市的全要素生產率、產業結構高級化水平和合理化水平；govit、urbit、openit、paitt則作為控制變量(Xit)，分別表示i時期t城市的政府管理力度、城鎮化水平、外貿依存度和科技創新發展水平，模型中變量均取對數；λi、υi和εit分別表示時間效應、個體效應和隨機誤差項。

除了考慮粵港澳大灣區產業結構變遷對全要素生產率的影響以外，本文還分別探討了珠三角9市、香港特別行政區和澳門特別行政區在這方面的狀況，實證模型設置形式同公式(2)相類似，因此在此不再贅述。

3.2 面板門檻模型

產業結構高級化與合理化水平對全要素生產率提升可能存在非線性的影響。為了進一步分析粵港澳大灣區產業結構高級化與合理化在不同水平條件下對全要素生產率增減產生的影響，同時考慮到產業結構變遷可以作為一種政策調控措施，本文根據Hansen提出的門檻回歸模型，分別以產業結構高級化與合理化水平作為門檻變量，具體考察二者處于何種條件才能更加利于促進全要素生產率的提升[29]。模型設定[30]為：

TFPit=μi+β3ratitI(qit≤γ)+β4ratitI(qit>γ)+β5advit+ζiXit+λi+υi+εit

(3)

TFPit=μi+β6ratitI(qit≤γ)+β7ratitI(qit>γ)+β8advit+ζiXit+λi+υi+εit

(4)

式中，qit為門檻變量，式(3)中的q為adv，式(4)中的q為rat；adv、rat均為門檻依賴變量；γ為待估計門檻值；I(·)為指示函數，括號內條件成立時函數值為1，不成立則為0；Xit和式(2)內容相同；β3、β4、β5、β6、β7、β8為門檻依賴變量的待估系數；ξi為控制變量的待估系數；λi、υi和εit分別表示時間效應、個體效應和隨機誤差項。

變量統計特征及來源見表1。

表1 變量統計特征及來源

4 實證分析

本文實證分析部分基于2000—2017年粵港澳大灣區11個城市的面板數據對公式(2)進行的估計。對于公式(2)選擇何種估計模型，需進行以下檢驗：①進行混合回歸與固定效應模型的檢驗；②進行混合回歸與隨機效應模型的檢驗；③將前兩步檢驗所得結果進行檢驗，以確定最終的回歸模型。

相關檢驗結果如下：F檢驗與LSDV估計的結果表明固定效應模型明顯優于混合回歸；LM檢驗與MLE估計的結果表明隨機效應模型比混合回歸更加有效；豪斯曼檢驗的結果拒絕了隨機效應模型，認為固定效應模型更加有效率(限于文章篇幅，F檢驗、LM檢驗和豪斯曼檢驗等相關回歸結果未列出)。通過以上檢驗可知，固定效應模型對公式(2)進行回歸將更加合適。

4.1 回歸分析

從表2中的模型1到模型6的逐步回歸結果可以看出，新時期粵港澳大灣區產業結構變遷對全要素生產率具有顯著的影響。其中，產業結構高級化水平在1%的顯著性水平下對粵港澳大灣區全要素生產率具有負向影響，且影響彈性達到-0.229，說明產業結構高級化水平每提高1個百分點，將阻礙粵港澳大灣區全要素生產率提升0.229個百分點，證實了產業結構高級化過程對全要素生產率的提升具有一定的抑制作用。同時，產業結構合理化水平卻在5%的顯著性水平下對粵港澳大灣區全要素生產率產生顯著的正向影響，且影響彈性達到0.027，表明粵港澳大灣區產業結構合理化水平每提高1個百分點，將帶動全要生產率提升0.027個百分點，證實了產業結構合理化過程在推動全要素生產率提升中的重要作用。而政府管理力度和科技創新發展水平對粵港澳大灣區全要素生產率卻在不同的顯著性水平下呈現出正負不同的影響。總體來看，政府管理力度對全要素生產率的影響雖然不顯著，但是影響彈性也基本達到-0.103；而科技創新發展水平對全要素生產率卻在1%的顯著性水平下，影響彈性達到0.072。這在一定程度上說明政府管制力度大小可能會通過其他途徑對全要素生產率的提升產生抑制作用，而科技創新發展則會大大促進粵港澳大灣區全要素生產率的提升。這也與當前國家提倡的簡政放權和大力開展自主創新活動來促進經濟發展提質增效相呼應。模型6與模型7對比結果顯示，通過對個體效應和時間效應的雙向控制，產業結構合理化水平在顯著性水平和對全要素生產率的影響彈性均無任何變化的同時，產業結構高級化水平在原有的顯著性水平下對全要素生產率的影響彈性變為-0.255，即產業結構高級化水平每提高1個百分點，將阻礙粵港澳大灣區全要素生產率提升0.255個百分點。與未考慮時間固定效應相比，產業結構高級化水平每提高1個百分點，將抑制粵港澳大灣區全要素生產率提升程度增加0.026個百分點。

表2 粵港澳大灣區產業結構高級化與合理化水平對全要素生產率的回歸結果

為了進一步探討粵港澳大灣區產業結構變遷對全要素生產率的影響，同時考慮到珠三角9市與香港特別行政區、澳門特別行政區(下文中簡稱“港澳”)在經濟發展、社會治理等各方面存在的基本差異，在此將通過表3的模型8和模型9對珠三角9市，模型10和模型11對港澳展開回歸分析(表3)。模型8的回歸結果顯示，珠三角9市的產業結構高級化水平在1%的顯著性水平下，對全要素生產率具有負向影響，且影響彈性達到-0.328，而產業結構合理化水平對全要素生產率卻呈現出不顯著的正向影響。通過增加對時間效應的控制，如模型9所示，珠三角9市的產業結構高級化水平對TFP的影響彈性下降為-0.374，與未考慮時間固定效應相比，產業結構高級化水平每提高1個百分點，抑制其TFP提升程度增加了0.046個百分點；而珠三角9市的產業結構合理化水平則變為在10%的顯著性水平下對TFP具有正向影響，且影響彈性達到了0.022，即相比于未考慮時間固定效應，產業結構合理化水平每提升1個百分點，帶動TFP提升程度將增加0.002個百分點。模型10的回歸結果表明，港澳的產業結構高級化水平雖然對全要素生產率的影響不顯著，但是影響彈性已經達到0.051；而產業結構合理化水平在1%的顯著性水平下對TFP也產生了正向影響，且影響彈性達到0.071。通過增加對時間效應的控制，如模型11所示，港澳的產業結構高級化水平在原有顯著性水平不變的同時，對TFP的影響彈性上升為0.451，與未考慮時間固定效應相比，產業結構高級化水平每提高1個百分點，帶動TFP提升程度增加了0.4個百分點；港澳的產業結構合理化水平對TFP的影響則不顯著。

表3 珠三角9市與香港、澳門的回歸結果

通過對粵港大灣區、珠三角9市和港澳產業結構變遷對全要素生產率的回歸分析發現，粵港澳大灣區與珠三角9市在產業結構高級化、合理化水平對全要素生產率的影響方面表現一致，即產業結構高級化過程會抑制全要素生產率的提升，產業結構合理化水平會在一定程度上助推全要素生產率的提高，且珠三角9市的產業結構高級化過程對TFP的抑制作用高于粵港澳大灣區，而產業結構合理化過程對TFP的助推作用卻遠低于粵港澳大灣區。對于港澳而言，產業結構高級化過程對全要素生產率的影響卻與粵港澳大灣區和珠三角9市相反，這可能與港澳地區多年來經濟發展形成的產業結構特征有關，即港澳地區多以個別產業或者個別幾個產業作為經濟發展的支撐，導致全要素生產率的升降主要體現在個別產業投入產出的變化之上。

4.2 門檻效應分析

本文根據Hansen的“自舉法”[25]，通過重疊模擬似然比檢驗統計量100次，以估計Bootstrap的P值。檢驗結果顯示，以產業結構合理化水平為門檻變量，通過1%顯著性水平下的單一門檻檢驗(表4)，單一門檻效應顯著，而以產業結構高級化水平為門檻變量的檢驗并不顯著(表5)，說明粵港澳大灣區產業結構高級化水平對全要素生產率并不存在門檻效應。

表4 粵港澳大灣區產業結構合理化水平的單一門檻檢驗結果

表5 粵港澳大灣區產業結構高級化水平的多重門檻檢驗結果

在上述基礎之上，本文進一步分析了粵港澳大灣區產業結構變遷對全要素生產率的門檻效應。從表6可見，2000—2017年粵港澳大灣區在產業結構合理化水平小于等于0.0256時，產業結構高級化水平在1%的顯著性水平下對全要素生產率產生負向影響，阻礙了全要素生產率的提高，進而使產業結構變遷過程抑制了全要素生產率上升。而當產業結構合理化水平大于0.0256時，產業結構高級化水平在1%的顯著性水平下對全要素生產率產生正向影響，影響系數達到0.024，因此可以逐漸減弱因產業結構變遷對全要素生產率提升的抑制作用。這在一定程度上說明了僅僅依靠產業結構高級化、產業發展服務化，而忽略產業結構合理化水平會阻礙經濟效率的提升，難以達到經濟發展提質增效的目的，進而會遲滯經濟高質量發展進程。總體上，粵港澳大灣區產業結構高級化水平的變化對全要素生產率的正負影響，在一定程度上取決于產業結構合理化水平是否突破門檻值，說明粵港澳大灣區產業結構變遷對全要素生產率提升作用的大小主要取決于產業結構高級化與合理化水平的高低及其二者的相對水平。未來，粵港澳大灣區在經濟高質量發展過程中需要更加注重產業結構高級化與合理化的協調發展，在保證產業結構合理發展的基礎之上重點發展高新技術產業，以提升整體產業在國際產業價值鏈中的地位。

表6 粵港澳大灣區產業結構合理化水平對TFP的門檻效應回歸結果

為了保證門檻估計的準確性，本文進一步對模型的門檻數展開檢驗。檢驗結果顯示(表7)，以產業結構合理化水平為門檻變量，單一門檻、雙重門檻和三重門檻的P值分別為0.01、0.29和0.85，再次證明門檻模型只存在一個門檻值。

表7 粵港澳大灣區產業結構合理化水平的多重門檻檢驗結果

4.3 穩健性檢驗

為了保證上述實證結果的穩健性，本文嘗試從以下方面進行穩健性檢驗：在被解釋變量全要素生產率的測算中，分別嘗試使用資本產出彈性為0.3和0.5條件下全要素生產率的計算結果作為因變量，重新對模型進行估計。表8中，模型14至模型19為資本產出彈性為0.3條件下的全要素生產率作為被解釋變量的回歸，模型20至模型25為資本產出彈性為0.5條件下的全要素生產率作為被解釋變量的回歸。其中，模型14、模型15、模型20、模型21是對粵港澳大灣區的回歸結果，模型16、模型17、模型22、模型23是對珠三角9市的回歸結果，而模型18、模型19、模型24、模型25是對港澳的回歸結果。表9中，變量adv1、adv2所在回歸的被解釋變量分別為資本產出彈性為0.3和0.5條件下的全要素生產率。采用與上文相同的方法進行三重門檻回歸，發現以粵港澳大灣區產業結構合理化水平為門檻變量的門檻回歸中僅存在單門檻值，并且門檻值也是0.0256。總體來看，表8和表9的回歸結果與上文結論基本吻合，由此驗證了實證分析結果的穩健性。

表8 穩健性檢驗結果

表9 粵港澳大灣區產業結構合理化水平單一門檻檢驗的穩健性回歸

5 結論與啟示

5.1 結論

本文通過對2000—2017年粵港澳大灣區產業結構變遷和全要素生產率的測度分析，借助固定效應模型和面板門檻模型對粵港澳大灣區產業結構變遷對全要素生產率的影響進行了分析，主要結論如下：①2000年以來，粵港澳大灣區產業結構高級化與合理化水平呈現波動上升趨勢。其中，產業結構高級化水平從2000年的最小值21.29上升至2013年的最高值47.99，隨后雖然出現下滑，但是2015年以后出現緩慢上升。產業結構合理化水平則出現了較高頻率的波動，在2005年與2013年出現兩次波峰，在2016年出現波谷，即產業結構合理化水平在這兩個年份出現兩次波谷，在2016年達到最高水平。2000年以來，粵港澳大灣區全要素生產率水平呈現波動上升趨勢， 2009年出現波谷后逐漸提升，雖然2013年之后出現下滑，但是2017年達到最高水平。②新時期粵港澳大灣區產業結構變遷對全要素生產率具有顯著的影響。其中，產業結構高級化過程對全要素生產率提升具有抑制作用，而產業結構合理化過程在推動全要素生產率提高方面則發揮了重要作用。在其他影響因素方面，如政府管制力度大小則會通過其他途徑對全要素生產率的提升產生抑制作用，科技創新發展則會大大促進全要素生產率的發展。對于珠三角9市而言，產業結構高級化水平變動對全要素生產率呈現顯著的負向影響，但產業結構合理化過程對全要素生產率卻呈現出不顯著的正向影響。對于港澳而言，產業結構高級化與合理化水平對全要素生產率均呈現出正向影響，其中合理化水平的正向影響較為顯著且影響彈性達到0.071。③粵港澳大灣區產業結構合理化水平對全要素生產率的影響存在單門檻效應。在產業結構合理化水平小于或者等于0.0256時，產業結構高級化水平在1%的顯著性水平下對全要素生產率產生負向影響，進一步加深產業結構變遷對全要素生產率提升的抑制作用。而當產業結構合理化水平大于0.0256時，產業結構高級化水平在1%的顯著性水平下對全要素生產率產生正向影響，將逐漸減弱因產業結構變遷對全要素生產率提升的抑制作用。

5.2 啟示

通過上述結論分析可以發現，新時期粵港澳大灣區在推進高質量發展過程中，一方面要不斷補足區域產業結構的短板，促進產業全面協調發展，逐步完善主要產業發展鏈條。同時，對各區域統籌協調，通過以點帶線、以線帶面的方式消除產業與地區之間的壁壘，推動資源要素在產業和地區間自由流動，提高技術效率、收益效率和投入產出比，提升產業結構合理化水平。另一方面，要在達到一定的產業結構合理化水平條件下，不斷推動產業結構優化升級，使制造業向分工細化、協調緊密方向發展，推動生產方式向柔性生產、智能制造轉變。同時，大力扶持戰略性高新技術產業，積極培育價值鏈高端產業成長，提升產業結構高級化水平。盡量避免僅僅依靠產業發展服務化而忽略產業結構優化問題，促進產業結構高級化與合理化水平的協調發展，以助推經濟效率提升，為粵港澳大灣區經濟高質量發展提供穩定的動力支撐。此外，珠三角9市、香港和澳門特別行政區在產業發展方面應各有側重。其中，珠三角9市需在產業結構合理化達到一定水平基礎之上，適度提升產業高級化程度，促進產業內部合理協調發展。香港和澳門特別行政區應不斷調整產業結構，在保持產業結構高級化水平穩步提升基礎之上，為產業結構合理化水平提高創造條件，以解決經濟發展僅依靠個別產業的發展狀態，合理規避因國際經濟環境變化帶來的不穩定性風險。

具體而言，珠江東岸和珠江西岸應分別加快打造高端信息技術產業集群和先進裝備制造產業集群，廣州和深圳應當加快建立現代服務業體系，與珠江西岸和東岸其他城市的制造業形成良好互動關系。一方面，廣州作為全國性的國際商貿中心、綜合交通樞紐，需繼續鞏固航運物流等方面的服務業優勢。同時，依托于市內眾多高校，大力發展科技服務業和商業服務業，為珠三角地區的高端制造業提供技術支持和會計、咨詢等商務服務。另一方面，深圳市應繼續將其在信息軟件服務業方面的優勢發揚光大，加快5G和移動互聯網、人工智能、區塊鏈、大數據、物聯網等新興領域方面的研究與運用，為傳統制造賦能，為珠三角提供全面的數字化、信息化支持。香港和澳門作為特別行政區在以往的經濟發展過程中產業結構逐漸形成、固化，因此未來發展過程中需要在穩固高級化水平的基礎之上，不斷完善產業構成，適度提升產業結構合理化水平，以應對國內外不斷變化的市場環境，穩定經濟發展。其中，香港首先應當進一步穩固其國際金融中心的地位，在此基礎上，繼續壯大創新科技、檢測及認證、醫療服務、文化創意、環境保護、教育服務六類產業，以充分發揮香港在國際化和知識密集方面的獨特優勢；澳門應適當減少對博彩業的依賴，積極扶持發展特色金融業，如探索在澳門建立葡語國家的人民幣清算中心和與葡語國家的合作基金，以助力粵港澳大灣區與葡語國家之間的經貿合作。