服務業開放對中國居民消費增長的影響分析

陳 明，林小玲

（廣東金融學院 經濟貿易學院，廣東 廣州 510521）

一、引 言

全面促進消費是我國“十四五”時期的主要目標之一。雖然，近年來我國消費增長較快，但服務性消費支出占比較低［1］，通過提升高端服務產品供給促進我國居民消費增長已迫在眉睫。基于此，“十四五”規劃提出放寬服務消費領域市場準入來增加高端服務產品供給。那么放寬服務消費領域市場準入，即擴大服務業開放，是否能推動我國居民消費增長？其作用機制又如何？對此類問題的研究，不僅有助于推動服務業開放向更高層次發展，而且能夠為形成以擴大內需為基點的國內大循環提供具體方法和路徑，具有重要的研究意義。

消費是現代經濟學的熱點話題之一。隨著全球經濟發展，消費率過低或儲蓄率過高的現象引發諸多關注，一般認為未來收支的不確定是居民消費率過低的主要原因［2-3］。一部分學者從宏觀視角認為，推進高等教育改革、促進產業自主創新、適當提升宏觀債務負擔等能夠促進居民消費增長［4-6］；另一部分學者從微觀視角認為，個人信用卡額度、家庭財富、人口年齡結構變動等因素會影響居民的消費水平和結構［7-9］。近年來，隨著信息網絡及數字技術的發展，還有學者基于互聯網和數字普惠金融等視角分析消費增長的作用［10-11］。

綜上，現有對消費的研究涉及宏觀、微觀領域，豐富了人們對消費理論的認識，但沒有涉及服務業開放對消費增長的影響。雖然毛中根和洪濤（2012）分析了服務業發展對居民消費增長的作用［12］，但研究僅從消費需求側的角度進行分析，沒有考慮服務業開放的情況。而增加的先進服務產品催生服務新業態、促進企業自主創新能力和本地人力資本水平提升，最終推動了居民消費增長。為了彌補研究的不足，本文著眼于中國居民消費市場，試圖從先進服務產品供給多樣化出發，解釋服務業開放帶來的先進服務產品供給變化可能對消費需求產生的深遠影響，希望能從供需循環視角分析消費增長及經濟持續健康發展問題。與已有研究相比，本文主要貢獻體現在：首先，從開放引致的先進服務產品供給多樣化出發，探討服務業開放對居民消費增長的作用機理。其次，在實證分析服務業開放與居民消費增長關系時，通過地理距離變量克服服務業開放可能存在的內生性問題，并將此貫穿整項研究的始終，確保實證結果穩健可信。最后，為了進一步厘清服務業開放對居民消費增長的作用機制，從經驗角度驗證服務業開放和消費增長之間的邏輯關系，使得結論的政策含義更加豐滿可靠。

二、影響機理及研究假設

現有研究主要關注服務業開放引致的先進服務產品有利于提升產業生產率、優化就業結構、激發增長質量等方面［13］，鮮有從理論和實證層面探討服務業開放下居民消費增長這一問題。服務業開放如何影響居民消費升級呢？結合已有研究，本文設計服務業開放影響居民消費增長的傳導機制，如圖1所示。

圖1 服務業開放影響居民消費增長的傳導機制

一是本地企業通過模仿、吸收和融合服務業開放引致的先進服務產品，提升本地企業的自主創新能力，使之相對于國外類似產品，更具有價格和心理認同上的優勢［5］，能夠吸引消費者購買本地企業自主創新產品，最終推動消費總水平的持續增長。但自主創新能力的提升，還與本地企業模仿和學習外部先進服務技術的能力有關［14］。當本地企業的技術吸收能力較強，那么生產的產品就會符合消費者的需求，消費者會增加對該類創新型產品的購買消費，最終推動產品升級，促進消費增長；如果情況恰好相反，當地企業難以吸收服務業開放引致的先進服務技術，那么消費者必然會對當地企業生產的產品感到不滿意，不利于消費增長。因此，只有當本地企業生產部門對服務業開放引致的先進服務技術具有一定吸收能力，服務業開放才可以通過企業自主創新，擴大本地產品的價格比較優勢，提升居民消費增長水平。基于此，提出假設1。

H1：服務業開放引致先進服務產品供給增加，誘發企業自主創新，擴大本地產品的價格比較優勢，考慮受到本地技術吸收能力的影響，技術吸收能力越強越能促進本地消費增長。

二是服務業開放帶來的先進服務產品供給多樣化，使得低技能服務技術占比不斷下降，高知識型服務占比不斷上升，提高了本地人力資本水平，而人力資本水平的提升帶來勞動報酬和知識消費服務的增加，最終推動消費結構升級。服務業開放帶來的先進服務產品供給多樣化，一方面，使得持續的高知識型服務技術外溢，維持著不斷的“干中學”，使本地獲得高層次人力資本要素積累，推動中間投入要素向人力資本和技術知識要素轉變，重塑了原有效率模式［15］。這種重塑的效率模式不但帶來了要素使用效率的改進，而且直接反映為高技能知識型服務業的價格增加，最終使人力資本要素的報酬溢價上升，進而促進了消費結構升級。另一方面，服務業開放誘致持續的高知識型服務技術上升，也促進了人力資本要素的培育，而這種培育需要消費結構升級的支撐，通過知識消費服務，帶來科教文衛等服務消費的增長，促進消費結構升級［16］。因此，服務業開放引致高知識型服務供給上升，通過提升人力資本水平，帶來要素使用效率的改進和知識消費服務增長，最終推動了居民消費增長。基于此，提出假設2。

H2：服務業開放引致高知識型服務供給上升，通過提升人力資本水平，增加了勞動報酬和知識服務消費，最終推動了消費增長。

三是服務業開放引致先進服務產品供給增加，催生服務新業態，推動消費便利性和消費成本的降低，進而促進消費增長。服務業開放催生以信息服務和網絡服務等數字技術為代表的服務新業態快速增長。這些由信息技術與網絡技術結合的服務新業態具有極高的滲透性，并無地理和交易時間的邊界，不但帶來服務產品供給多樣化，實現可持續、覆蓋廣和低成本的包容性發展服務模式［17］，而且推動了消費便利性、降低消費成本、促使消費邊際效益遞增，成為推動我國居民消費增長的重要力量。互聯網技術給消費者提供了滿意、便捷和舒適的服務，促進消費增長的同時，提高了數字金融的發展程度［10］；還可以節約購物時間，推動穩態下的家庭消費增長［11］。由此看來，服務業開放引致先進服務產品供給增加，帶來與數字技術結合的服務新業態發展，能夠節約消費時間、增加消費支付的便利性、降低消費成本、優化消費結構，這是服務業開放對居民消費增長的可能影響機制之一。基于此，提出假設3。

H3：服務業開放引致先進服務產品供給增加，催生服務新業態，即數字技術的發展使得支付更為便捷，推動了居民消費升級。

三、實證策略和數據

（一）計量模型設定：服務業開放與居民消費

在前文理論分析的基礎上，本文建立計量模型實證檢驗服務業開放與居民消費增長之間的關系。用Cijt表示第t年j省（市）i居民家庭的消費情況；家庭所在省（市）的服務業開放程度用SOjt表示，且取對數糾偏。實證模型設定如下：

其中，lnSOj，t-1為服務業開放滯后一期，這樣有可能減弱存在的反向因果關系。同時，將標準誤按地區層面分類，以避免屬于同一省（市）家庭之間因某種相關性，造成模型估計結果偏誤，這樣α1衡量的就是服務業開放對居民消費的總體影響，σi、ηt分別表示家庭、年份的固定效應，εijt是隨機擾動項，Xijt為相應的控制變量。為了有效衡量服務業開放對居民家庭消費需求的影響，本文選取具有戶主層面特征的控制變量，主要包括：①戶主受教育年限（edu_y）、婚姻狀況（ms）、健康水平（health）和工作狀況（ws）；②具有家庭整體層面特征的控制變量包括用家庭中人口總數表示的家庭規模（fs）、用人均家庭收入表示的人均收入（fp）、用家庭16歲及以下人數占比表示的少兒比（cdr）、用家庭65 歲及以上家庭成員數占比表示的老人比（odr）。一般而言，家庭人均收入越高、家庭規模越大，會提升居民消費水平；家庭中少兒占比越高，對食品、服飾等一般消費品的要求更高，這不利于家庭消費增長，也與家庭消費升級負相關；家庭中老年人占比越高，會加重家庭負擔，不利于消費增長，但同時會增加對醫療保健、康養服務及護理服務等方面的需求，有利于消費結構升級。另外，在地區層面上，考慮居民家庭所在鎮（鄉）的經濟發展狀況（ace）也是影響居民消費的核心變量，故用中國家庭追蹤調查（CFPS）中的村居經濟狀況表示。同時，在實證分析中，本文將標準誤聚類到城市層面以減少屬于同一地區家庭間的相關性對回歸結果的影響。

（二）內生性考量

考慮不同地區、不同居民對服務業開放引致的服務技術的接受存在差別，導致模型（1）中可能存在相關遺漏變量，不但會影響服務業開放，也可能會影響居民消費行為。為了克服可能存在的遺漏變量對回歸結果的偏誤，本文將構建固定面板效應模型對此進行控制。同時，居民消費增長也可能會增加對高端服務技術的購買，進而推動服務業的進一步發展和開放。如果這種反向因果關系存在，內生性就不可避免。借鑒張勛等（2020）的思路［11］，通過地理信息系統（Geographic Information System）計算得到居民村居地與中國香港的球面距離、居民村居地與省會的球面距離，并將這兩類距離分別與除本省外全國層面服務業引進來和走出去的均值相乘作為工具變量。一方面，這兩類工具變量與該地區服務業開放具有一定相關性。之所以選取香港，是因為香港的服務業開放及城市營商環境相對要高于上海、北京和深圳。不過，在穩健性檢驗中，本文還利用居民村居地與北京、上海和深圳的平均球面距離進行檢驗，因為這三大城市的開放度在我國城市排名中位列前三。此外，省會通常是一省經濟最發達城市之一，也可能是該省服務業開放的中心，因此，距離省會城市越近，服務業開放水平也可能越高。另一方面，與香港或者省會城市的球面距離越大，并不說明該地區的居民消費水平就會越低，因此，本文控制了鎮（鄉）的經濟發展水平這一指標。

（三）主要變量的測度及數據來源

（1）對服務業開放的測度。目前文獻主要從世界銀行公布的服務貿易限制指數、服務業FDI和服務業對外直接投資等方面來測量服務業開放［13-14，18］。但服務貿易限制指數和服務業FDI只表明服務業開放的一個狀態及開放的某一個方面，并不能反映服務業開放的實際結果。從動態角度看，應該分析擴大服務業引進來和走出去這一具體結果對居民消費增長的作用。因此，本文借鑒陳明和魏作磊（2018）的思路［14］，首先，將投入產出表投入中的16 個服務業部門加總，將其當成總服務業投入，并計算42個產出部門對其完全消耗系數；其次，用服務業走出去（以FDI代表）和引進來（以服務業對外直接投資代表）分別與投入產出表中42個產出部門的完全消耗系數相乘后加總，得到服務業走出去和引進來對總產出中的滲透量。具體如下：

其中：i為服務業；t為年份；k為16個服務業部門；sfdiit表示服務業進口對42個產出部門的產品滲透率；sodiit為服務業出口對42 個產出部門的產品滲透率；sfdiG和sodiG分別表示服務業進口和出口實際數額，原始數據源自2004—2020年的《中國統計年鑒》；cijk表示42個產出部門每生產一個單位的最終產品，需要完全消耗服務部門的產品數量，原始數據源自2002年、2007年、2012年和2017年《中國投入產出表》。2003—2019年，sfdi和sodi對我國各省（市）總產出年均滲透增長率，見表1所列。從表1可以看出，服務業開放對我國總產出滲透的年均增長率較高，超過了70%以上，說明我國在產品生產過程中，越來越趨向采用服務業開放帶來的先進服務技術。從省域情況看，服務業開放對總產出滲透年均增速排在前列的分別是上海、廣東、北京、江蘇和浙江等省（市），均屬于沿海地區，也是我國改革開放的先行區。

表1 2003—2019年sfdi和sodi對總產出的年均滲透增長率

（2）對居民消費升級的測度。當前文獻較多的是對居民消費增長的測度，主要以總量研究為主，多采用居民總消費占生產總值的比值，或采用家庭消費支出占家庭總收入的比值等進行衡量，也有從居民消費的8大項支出，如非食品和衣著支出占家庭總收入的比重來衡量。綜上分析，本文從兩個方面來衡量消費增長：一是直接以中國家庭追蹤調查（CFPS）數據庫中家庭問卷的居民消費性支出衡量消費增長（cg），這是對居民消費增長最直接的反映；二是借鑒齊紅倩和劉巖（2020）的思路［9］，利用醫療保健、文教娛樂、交通通信、家庭設備及日用品等支出占居民消費性支出比代表居民消費結構（cs），測度居民消費質量的變化。

（3）數據來源及描述性統計結果。在測度服務業開放所選的數據中，sfdi數據根據2004—2020年《中國統計年鑒》及各省統計年鑒匯總計算得出；sodi原始數據源于2003—2019年《中國對外直接投資統計公報》；被解釋變量為消費增長、消費結構變化以及控制變量，其原始數據來自中國家庭追蹤調查的數據；工具變量為居民村居所在地到中國香港（toHK）及居民村居所在地到該省省會（toSH）的球面距離，其數據通過地理信息系統（GIS）計算獲得。由于消費增長、消費結構變化及控制變量的數據始于2010年，且每兩年進行一次，因此，其樣本數據年份為 2010 年、2012 年、2014 年、2016 年和 2018 年。同時，在數據處理中，為了減少同一地區居民間存在的相關性及與服務業開放數據相匹配問題，本文將標準誤聚類到省級層面來進行考量。另外，為了與之配套，根據模型（1）的設定，實證分析中服務業開放樣本數據的年份為2011 年、2013年、2015年、2017年和2019年，地區為CFPS中的25個省份。相關變量的統計結果見表2所列。

表2 變量定義及描述性統計結果

四、實證分析

（一）基準回歸及內生性分析結果

首先，將模型標準誤聚類到城市層面以減少同一地區居民間存在的相關性，先對模型（1）直接進行OLS 回歸，并加入年份和地區的固定效應，控制戶主、家庭以及地區的經濟特征。表3第（1）（2）列報告了服務業開放對消費增長和結構變化的作用。結果表明：無論是服務業走出去（sodi）還是服務業引進來（sfdi）對居民消費增長和結構變化的作用至少在5%顯著性水平上為正，服務業走出去和服務業引進來每提高1%，居民的消費水平將分別提升0.074 2 和0.091 9，消費結構將分別提升0.007 5 和0.008 6，表明服務業開放推動了居民消費增長和消費結構的改變。通過比較服務業走出去和服務業引進來系數時發現，服務業引進來系數稍大，說明服務業開放之后，國外先進服務產品供給增加為居民的消費提供了更多選擇。從戶主層面控制變量看，健康水平系數顯著為正，雖然健康家庭減少了醫療服務消費，但正因為健康導致家庭在其他方面消費顧慮較少，促進了消費增長。從家庭層面控制變量看，家庭規模和人均收入水平的增大，有助于促進家庭消費增長，符合收入消費的一般理論；家庭少兒比和老人比的增長對消費的影響也符合預期，對小孩的撫養壓力和養老壓力會抑制居民消費，老人比上升增加對養老、醫療等服務需求，助推消費結構改變。鎮（鄉）的經濟發展水平促進消費增長，表明居民所在鎮（鄉）經濟越好，居民家庭從中受益也會越多，帶來消費增長。

其次，前文所述服務業開放對居民消費增長的影響可能有反向因果關系，故本文用工具變量法進行內生性分析。表3 第（3）（6）列報告了使用工具變量法第一階段的回歸結果。結果表明：工具變量與服務業開放存在的負關系符合預期，表明所選工具變量與內生解釋變量高度相關，且離服務業開放中心（香港或省會城市）越遠，服務業開放水平相對較低；第一階段F值分別為93.76 和87.45，說明不存在弱工具變量問題。表3 的第（4）（5）（7）（8）列為第二階段回歸結果，Hansen統計量的p值均大于0.10，表明所選工具變量是外生變量。從經濟顯著性上看，核心解釋變量服務業走出去和服務業引進來的系數至少在5%的水平上顯著為正，服務業走出去和服務業引進來每提高1%，居民的消費水平將分別提升0.068 2 和0.083 4，消費結構將分別提升0.001 8和0.002 5，支持了基準回歸結果。綜上，第一階段和第二階段的結果表明工具變量有效。

表3 服務業開放對居民消費增長的影響

（二）考慮城市與農村居民家庭的異質性

為厘清服務業開放對城鄉居民消費因外部環境、城鄉差異、消費習慣等不同而存在的異質性，本文按CFPS 中的家庭居民戶籍將樣本分為城市和農村兩類，分別進行回歸，結果見表4 所列。城市和農村的居民消費增長（cg）、消費結構變化（cs）以及其他控制變量數據的計算思路與前文一致。表4 報告了居民村居地與中國香港的球面距離以及與省會的球面距離作為工具變量第二階段的回歸結果，結果表明，不論是在城市還是在農村，主要解釋變量系數符號均顯著為正，這一結果也說明了前文結論的穩健性。另外，比較城市和農村樣本主要解釋變量系數大小時發現，擴大服務業開放對城市居民消費的推動作用更為明顯。產生這一現象的可能原因是，我國城鎮化發展過程往往是由初期的加工制造向制造服務化轉型，形成與服務業開放引致的先進生產服務技術有效結合，吸引人口、技術等資源流向城市，進而推動了城市經濟進一步發展，最終對城市居民消費的影響自然大于對農村居民消費的影響，該結論也反映了我國城鄉分割的嚴重性和鄉村振興的緊迫性。

表4 城市與農村樣本異質性分析

（三）考慮不同地區服務業開放的異質性

因為地理位置及區位優勢，我國東部沿海地區的服務業開放水平明顯高于內陸地區，這對地區消費增長是否存在不同的影響呢？本文按CFPS中的家庭居民戶籍將樣本分為東部沿海和內陸地區兩類，分別進行回歸，結果見表5所列。表5報告了東部沿海和內陸地區服務業開放對消費增長影響的第二階段回歸結果，結果顯示，無論是東部沿海地區還是內陸地區，lnsodi 和lnsfdi 的系數顯著為正，說明服務業開放對東部地區和內陸地區的消費增長都有促進作用，但作用的強度存在差異，擴大服務業開放對東部沿海地區居民消費增長的推動作用更為明顯。可能的原因是，我國東部沿海地區服務業發展較好，使得沿海地區的制造業企業更易與服務業開放引致的先進生產服務技術有效結合，生產更多物美價廉的產品，進而促進了居民消費增長。

表5 不同地區的異質性分析

續表5

（四）穩健性分析

其一，服務業開放的穩健性。前文采用服務業引進來和服務業走出去滲透量衡量服務業開放，為了進一步避免可能的內生性，本文將《外商投資產業指導目錄（2017 年修訂）》與國民經濟行業名稱庫中分類四位行業代碼進行匹配［19］，根據外資參股比例（fer），構建與CFPS數據對應的25個省（市）服務行業的開放指標。具體而言：首先，對各省（市）服務業外資參股比例分類，禁止為0；限制外資參股，比例＜0.5；鼓勵但不允許外資獨資，比例小于1。其次，對各省（市）服務業外資參股按比例賦值，賦值為1的比例為0；賦值為0.5的比例小于0.5；賦值為0.25的比例小于1；其他的賦值為0。最后，構建各省（市）42 個部門的服務業開放指數，并將42 個部門對服務投入的依賴度作為權重進行加總。為匹配國民經濟行業分類標準、各省（市）投入產出表和《外商投資產業指導目錄》等3 類數據，本文以2007年、2012年和2017年42個部門投入產出系數作為不變權重，分別計算 2011 年、2013 年、2015 年和2019 年各省（市）服務業開放數據，希望在一定程度上緩解因服務業開放政策變化而產生的服務開放指數內生性問題。計算的原始數據源于相應年份各省（市）統計年鑒及中國地區投入產出表。服務業開放的穩健性檢驗，見表6所列。表6第（1）列給出了服務業開放替代指標外資參股比例（fer）對消費增長的回歸結果，證實了原估計結果穩健。

其二，考慮不同的工具變量。在前文分析中，工具變量選取的是居民村居地與香港的球面距離，但不能以此認為離香港越近的服務業開放程度就越高。因此，本文將居民村居地到香港的球面距離這一工具變量替換為居民村居地與上海、北京和深圳球面距離的均值，用符號toSBS 表示。之所以選取這三大城市，是因為這三大城市是中國目前發展最強勁及服務業開放程度最高的三大核心城市，其數據的計算和處理與前文一致。表6 第（2）—（7）列報告的結果表明，使用到香港的球面距離作為工具變量有其穩健性，在后文的分析中將繼續采用這一工具變量。

表6 服務業開放及不同工具變量的穩健性檢驗

續表6

五、影響機制

根據前文理論分析可知，服務業開放帶來先進服務產品供給增加，并通過促進企業自主創新、提升人力資本水平和推動服務新業態發展影響居民消費增長，下面將采用中介效應模型對此進行驗證，設置的相應檢驗模型如下：

其中：ME為理論分析中衡量企業自主創新、人力資本水平和服務新業態的中介變量；β、ξ、η為相應系數；其他符號與前文解釋一致。

（一）中介效應一：企業自主創新

考慮本地吸收能力，采用模型（3）（4）測度服務業開放通過推動企業自主創新促進居民消費增長的作用［14］。用各省（市）高技術產業R&D支出實際值的自然對數表示中介變量企業自主創新［5］，原始數據源于相應年份的《中國高技術產業統計年鑒》。在其他條件不變情況下，若ξ3顯著為正，則說明本地企業吸收服務業開發帶來的先進技術能力較強，自主創新效應更易發生，有助于促進消費增長和質量提升；若ξ3不顯著，表明本地企業吸收服務業開發帶來的先進技術能力較弱，難以有效促使消費增長和質量提升；若ξ3顯著為負，表明服務業開放引致的先進服務技術不但本地企業吸收不了，還帶來了負面影響，不足以推動消費增長。企業自主創新影響的檢驗結果見表7所列，表7第（1）列結果表明服務業開放估計系數顯著為正，表明服務業開放提高了企業自主創新能力。表7的第（2）（3）列是服務業開放對居民消費增長的第二階段回歸結果表明，ξ1和ξ2的系數顯著為正，表明服務業開放通過企業自主創新助推了居民消費的量增質提。同時，ξ3系數顯著為正，說明我國本地企業吸收因服務業開放引致的先進技術能力較強，企業自主創新更易發生。據此，H1得到驗證。

表7 企業自主創新影響的檢驗結果

續表7

（二）中介效應二：人力資本水平

本文采用模型（3）（5）檢驗服務業開放下人力資本水平提升對居民消費增長的作用，將中介變量人力資本水平設定為受到“專科及以上”的教育水平［20］。原始數據根據中國家庭動態跟蹤調查（CFPS）進行設置，具體做法是將戶主具有“專科及以上”教育程度設為1，其他設為0。人力資本水平提升的檢驗結果見表8 所列，表8 第（1）列結果顯示，服務業開放的估計系數為正，表明服務業開放提升了人力資本水平。表8 的第（2）（3）列為服務業開放對居民消費增長和消費結構的第二階段回歸結果，γ1和γ2的系數顯著為正，表明服務業開放通過提升人力資本水平助推了居民消費的量增質提，H2得到驗證。

表8 人力資本水平提升的檢驗結果

續表8

（三）中介效應三：服務新業態發展

本文采用模型（3）（5）檢驗服務業開放下服務新業態發展對居民消費增長的作用。根據理論推理，服務業開放帶來服務新業態，推動了居民消費增長。將中介變量服務新業態發展設定為數字服務支持指數［21］，該指數反映了服務新業態發展帶來的支付便利性對消費增長的作用，原始數據源于中國數字普惠金融發展指數中的數字支持服務程度［22］。檢驗結果見表9所列，表9第（1）列結果顯示，服務業開放估計系數為正，表明服務業開放推動了服務新業態發展。表9第（2）（3）列為服務業開放對居民消費增長和消費結構的第二階段回歸結果，γ1和γ2的系數顯著為正，表明服務業開放通過服務新業態發展對居民消費提質升級產生了正向影響，H3得到驗證。

表9 服務新業態發展影響的檢驗結果

六、結論與啟示

本文從理論層面推導服務業開放引致的先進服務產品增加對消費增長的作用機理，并運用數據對此進行驗證。主要結論如下：一是服務業開放對居民消費增長和消費結構升級的影響顯著為正，服務業開放對產業的滲透程度越高，越有助于促進居民消費增長和結構升級。二是城市與農村居民家庭的異質性分析表明，擴大服務業開放對城市居民消費的推動作用更為明顯，也反映了我國城鄉分割的嚴重性和鄉村振興的緊迫性。三是服務業開放帶來的先進服務產品供給對消費的影響，能通過數字經濟發展效應、人力資本累積效應和企業自主創新效應產生作用。

目前，我國正在實行更高層次服務業雙向開放，因此，開放帶來的先進服務產品供給將會得到顯著增加，這不僅能滿足人民對美好生活的需要，也會極大促進我國消費增長和結構升級，更會推動雙循環新發展格局的形成。本文認為通過擴大服務業開放引致的先進服務產品供給增加以促進消費增長，至少應包括：

第一，以服務業開放為重要著力點，擴大先進服務產品消費供給。目前，我國消費面臨升級，內需潛力巨大，而前文的結果表明，服務業開放帶來的先進服務產品對我國居民消費增長和結構提升有著顯著作用。因此，應加快形成以服務業市場開放為重點的供給側結構性改革，優化市場營商環境，打破服務業領域的貿易壁壘，通過改善高端服務產品消費供給解決服務消費的“供給短缺”問題。

第二，全面推進鄉村振興，促進鄉村宜居宜業，使村民富裕富足。根據第七次人口普查數據，我國居住在鄉村的人口占比達到36.11%，消費增長離不開鄉村居民的消費增長。因此，要全面推進鄉村振興，消除城鄉分割，逐步建立覆蓋城鄉的教育、科技、醫療、文化等薄弱領域等公共服務體系，要加快發展鄉村產業，讓村民更多分享服務業開放帶來的增值收益。只有徹底破除城鄉分割的二元體制，服務業開放才能有效促進村民富裕富足和消費升級，才能更好地促進國內大循環。

第三，加快信息網絡及數字技術的發展，協同推進服務業企業數字化轉型。本文理論和實證均表明，服務業開放下的數字經濟發展是居民消費增長和結構升級作用渠道之一，因此，推進服務業企業數字化轉型已經時不我待。特別是“十四五”時期，我國加快了建設雙循環相互促進的新發展格局，該格局將貫通生產、分配、流通、消費各環節，推動各環節在更高水平上達到“供需循環”的動態平衡，而服務業企業數字化轉型，將在“供需循環”的動態平衡中發揮承上啟下的功能。

第四，推動高端人力資本積累力度，提升企業自主創新水平。本文結果表明，服務業開放下的人力資本累積效應和企業自主創新效應是居民消費增長和結構升級的主要渠道。因此，要加大人才培養與人才引進力度，大力培育教育型人才和技能型人才，扶持創新型人才。同時，人力資本積累與企業自主創新是互補的，要通過人力資本積累推動企業創新能力提升，進而促進居民消費增長的良性協同。