服務(wù)業(yè)綜合改革政策的效果評估
——兼論體制機制創(chuàng)新助力高質(zhì)量發(fā)展啟示

劉 勝 ， 徐榕鑫 ， 陳秀英

（1.廣東外語外貿(mào)大學(xué) 粵港澳大灣區(qū)研究院，廣東 廣州 510006； 2.澳門大學(xué) 社會科學(xué)學(xué)院，澳門 氹仔 999078； 3.廣東金融學(xué)院 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510521）

一、 引言及文獻(xiàn)綜述

推進(jìn)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是新時期黨和政府推動經(jīng)濟(jì)體系優(yōu)化升級以及全面構(gòu)建新發(fā)展格局的重要戰(zhàn)略舉措。但相對于制造業(yè)較早就通過參與國際生產(chǎn)分工體系獲得了較高的市場開放水平而言，我國服務(wù)業(yè)市場化開放程度還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，服務(wù)業(yè)體制機制相對滯后的問題仍較突出，已逐漸成為新時代下制約我國服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要因素（夏杰長和倪紅福，2016）。尤其是，部分地區(qū)在推動服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展方面未注重通過優(yōu)化頂層設(shè)計和推進(jìn)體制機制創(chuàng)新來充分釋放其內(nèi)生改革動力，而仍沿襲過去粗放式刺激方式或政策工具，“大水漫灌”式要素驅(qū)動或投資驅(qū)動的跡象較為明顯。這將可能會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)空間布局扭曲和資源錯配，進(jìn)而抑制服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，減弱其輻射帶動作用。為此，《中共中央國務(wù)院關(guān)于新時代加快完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的意見》《關(guān)于新時代服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的指導(dǎo)意見》等國家相關(guān)政策文件強調(diào)，要以服務(wù)業(yè)為重點進(jìn)一步放寬準(zhǔn)入限制，持續(xù)推進(jìn)服務(wù)領(lǐng)域改革開放，深入開展服務(wù)業(yè)綜合改革試點，破除制約服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的體制機制障礙，努力構(gòu)建優(yōu)質(zhì)高效、布局優(yōu)化、競爭力強的服務(wù)產(chǎn)業(yè)新體系?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》也提出，要“深入推進(jìn)服務(wù)業(yè)綜合改革試點”“深化服務(wù)領(lǐng)域改革開放”“促進(jìn)服務(wù)業(yè)繁榮發(fā)展”，以此來促進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)深度融合，加快發(fā)展現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系。

梳理文獻(xiàn)可知，制度演化對服務(wù)業(yè)發(fā)展格局的影響也是理論界長期關(guān)注的議題。現(xiàn)有研究表明，制度環(huán)境演化與經(jīng)濟(jì)活動交易成本以及產(chǎn)業(yè)空間布局之間密切相關(guān)。良好的制度安排有利于降低交易成本、促進(jìn)專業(yè)化分工，并進(jìn)一步提升地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚程度。劉志彪（2008）認(rèn)為，高效運轉(zhuǎn)的制度安排能夠減少相關(guān)的制度成本或交易成本，因而構(gòu)建與產(chǎn)業(yè)集群相匹配的市場創(chuàng)新制度、管理創(chuàng)新系統(tǒng)及持續(xù)的自我完善機制，有助于形成“雙輪驅(qū)動”的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)集聚區(qū)。與之相對的是，欠佳的制度安排或制度環(huán)境則可能會給產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展帶來消極作用。例如，有文獻(xiàn)采用線性回歸模型或結(jié)構(gòu)方程模型等方法，運用中國行業(yè)或城市面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，政府規(guī)模的擴(kuò)大（陳建軍等，2009）、地方保護(hù)主義的加深（盛龍和陸根堯，2013）以及綜合交易成本與準(zhǔn)入門檻的提高（劉奕等，2017）等因素會抑制要素自由流動和資源優(yōu)化配置，進(jìn)而阻礙地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展。

總的來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)對本研究具有重要啟發(fā)，但由于部分文獻(xiàn)使用財政收支占GDP比重、國有單位就業(yè)人數(shù)占比、外資管制放松等間接指標(biāo)作為衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展制度環(huán)境的替代指標(biāo)，這些指標(biāo)可能屬于某地區(qū)寬泛制度環(huán)境的某一方面，而無法精準(zhǔn)量化國家層面的服務(wù)業(yè)綜合改革這一“政策集成”及其漸進(jìn)改革過程所對應(yīng)的服務(wù)業(yè)部門的異質(zhì)性經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。雖然也有少量關(guān)于服務(wù)業(yè)改革方面的研究文獻(xiàn)，但主要集中在對我國服務(wù)業(yè)改革試點的現(xiàn)狀與經(jīng)驗總結(jié)等定性分析上（夏杰長，2013；姜長云和邱靈，2017；李勇堅，2018；豐曉旭和李勇堅，2020），而關(guān)于服務(wù)業(yè)綜合改革政策效應(yīng)及經(jīng)濟(jì)后果的定量或?qū)嵶C研究極為匱乏。少數(shù)關(guān)于服務(wù)業(yè)改革的定量研究側(cè)重分析了服務(wù)業(yè)管制改革對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響（周念利，2014；謝慧和黃建忠，2015；侯欣裕等，2018），而鮮有立足高質(zhì)量發(fā)展視閾來探討國家服務(wù)業(yè)綜合改革政策對服務(wù)業(yè)空間發(fā)展布局影響的定量或?qū)嵶C研究。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多在使用混合截面或面板模型來分析地區(qū)服務(wù)業(yè)宏觀政策或制度環(huán)境的影響時，對計量模型內(nèi)生性問題或變量反向因果關(guān)系的重視不夠。可見，采用規(guī)范的因果識別策略及能有效克服內(nèi)生性問題的實證方法來客觀評估服務(wù)業(yè)體制機制創(chuàng)新或綜合改革政策對地方服務(wù)業(yè)空間發(fā)展布局影響的研究領(lǐng)域還有一定的拓展空間。

與既有研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，多維度分析了服務(wù)業(yè)體制機制創(chuàng)新影響服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的理論機制，豐富了服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的理論研究，為服務(wù)業(yè)綜合改革政策在全國其他地區(qū)的深入推廣提供了理論依據(jù)。理論上，目前學(xué)界大多關(guān)注宏觀經(jīng)濟(jì)或制造業(yè)領(lǐng)域的高質(zhì)量發(fā)展，而服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的理論研究相對欠缺。相關(guān)文獻(xiàn)大多從新經(jīng)濟(jì)地理框架出發(fā)，探討規(guī)模經(jīng)濟(jì)、市場外部經(jīng)濟(jì)、交易運輸成本、工資收入等因素對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群的影響，而對如何以服務(wù)業(yè)制度性改革促進(jìn)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展這一重大現(xiàn)實問題涉及較少，結(jié)合政策評估方法來識別特定服務(wù)業(yè)體制機制創(chuàng)新或綜合改革試點政策效果的研究就更為鮮見了。我國國家和地方的十四五規(guī)劃的相關(guān)政策文件均提出要“深入推進(jìn)服務(wù)業(yè)綜合改革試點”，但如果枉顧服務(wù)業(yè)契約密集型行業(yè)特性并加以“制度挖潛、創(chuàng)新驅(qū)動”，繼續(xù)沿襲要素驅(qū)動、投資驅(qū)動方式來發(fā)展服務(wù)業(yè)集聚區(qū)，則可能會誘發(fā)資源空間錯配或產(chǎn)業(yè)空間融合互動質(zhì)量不高等問題。為更好地理解我國服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后現(xiàn)象、破解地方服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展瓶頸，本文基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)和服務(wù)業(yè)集聚經(jīng)濟(jì)的框架，從體制機制創(chuàng)新視角出發(fā)，借助我國2010年服務(wù)業(yè)綜合改革這一準(zhǔn)自然實驗事件，研究了國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策對服務(wù)業(yè)空間布局發(fā)展的實際成效及存在問題，為新時代如何更好地推動服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了客觀依據(jù)。第二，較好地解決了傳統(tǒng)計量方法中的內(nèi)生性和樣本選擇問題。大多數(shù)實證文獻(xiàn)直接采用面板估計或OLS 估計等“單差分析”來研究服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展問題，但如果忽略變量之間的反向因果關(guān)系，可能會引發(fā)內(nèi)生性問題并造成估計偏誤。為此，本文利用準(zhǔn)自然實驗方法來克服潛在的內(nèi)生性問題，通過傾向得分匹配（PSM）來控制試點地區(qū)存在的選擇性偏差問題，確保樣本滿足隨機性和同質(zhì)性，并在滿足平行趨勢假設(shè)基礎(chǔ)上，使用雙重差分法（DID）來對服務(wù)業(yè)綜合改革政策的產(chǎn)業(yè)空間布局優(yōu)化效應(yīng)展開實證研究，并對檢驗結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗和異質(zhì)性檢驗。

二、 機理分析與研究假說

（一）服務(wù)業(yè)綜合改革對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的影響

新經(jīng)濟(jì)地理理論是目前解釋產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的核心理論之一，其在不完全競爭和規(guī)模報酬遞增的前提下，強調(diào)了運輸成本、規(guī)模經(jīng)濟(jì)及外部性等因素在相互作用過程中對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群的影響（Krugman,1991）。然而，服務(wù)業(yè)有別于制造業(yè)的行業(yè)屬性，以及本土服務(wù)業(yè)發(fā)展所處的特定制度轉(zhuǎn)型情境，決定了對我國服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的研究應(yīng)將制度演化情境嵌入新經(jīng)濟(jì)地理框架中，進(jìn)而闡明制度動態(tài)變遷與服務(wù)業(yè)企業(yè)選址決策及其區(qū)域集聚發(fā)展格局之間的內(nèi)在關(guān)系和機制。事實上，相對于有形的、標(biāo)準(zhǔn)化的、易于運輸和存儲的工業(yè)制成品，服務(wù)產(chǎn)品具有無形性、異質(zhì)性、生產(chǎn)和消費的同步性、易逝性等“契約依賴”的特點，因而服務(wù)業(yè)企業(yè)的區(qū)位選擇更依賴良好的契約制度環(huán)境來緩解合同不完備性的弊端及“敲竹杠”問題，從而幫助企業(yè)降低交易成本、獲得遞增報酬，進(jìn)而塑造服務(wù)業(yè)空間發(fā)展格局，構(gòu)筑服務(wù)業(yè)地區(qū)競爭優(yōu)勢。

從我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實踐出發(fā)，要分析契約制度環(huán)境對服務(wù)業(yè)部門的影響需要立足制度轉(zhuǎn)型的演化視角。改革開放以來，我國推動市場化改革及參與全球價值鏈分工體系的重心落在工業(yè)領(lǐng)域，而對服務(wù)業(yè)制度改革與創(chuàng)新重視不夠。隨著我國經(jīng)濟(jì)逐漸步入轉(zhuǎn)型發(fā)展階段，諸如郵政電信和金融保險等服務(wù)業(yè)部門的短板日益凸顯，表現(xiàn)為市場化進(jìn)程較為緩慢，對民營或外資的準(zhǔn)入門檻較高，對外競爭開放還不夠充分（夏杰長，2013）。特別是，部分地區(qū)或行業(yè)領(lǐng)域的服務(wù)要素市場發(fā)展尚未完善，還存在過高的行政區(qū)劃分割壁壘和過度的行政干預(yù)等潛在問題，由此引發(fā)壟斷經(jīng)營項目較多、市場準(zhǔn)入限制較多、項目審批效率不高等突出問題。在此背景下，服務(wù)企業(yè)在區(qū)位選址和空間布局時，可能會面臨要素流動配置不暢、市場分割等阻礙報酬遞增效應(yīng)的問題，進(jìn)而對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展所依賴的勞動力市場“蓄水池”、中間投入品和技術(shù)外溢等經(jīng)濟(jì)外部性構(gòu)成消極影響（孔令池等，2016；余泳澤和潘妍，2019）。

2010年國家發(fā)展改革委發(fā)布《服務(wù)業(yè)綜合改革試點實施方案》，提出要破除服務(wù)業(yè)發(fā)展的體制機制約束和政策障礙，促進(jìn)資源要素合理布局。特別是，通過鼓勵服務(wù)領(lǐng)域技術(shù)創(chuàng)新、加大資金支持力度以及完善價格標(biāo)準(zhǔn)收費等配套政策，全面推進(jìn)服務(wù)業(yè)空間布局優(yōu)化，培養(yǎng)主體功能突出的服務(wù)業(yè)中心和集聚示范區(qū)，促進(jìn)服務(wù)業(yè)企業(yè)或機構(gòu)的集聚發(fā)展。在服務(wù)業(yè)綜合改革政策實施后，政府通過推進(jìn)簡政放權(quán)、精簡審批事項等措施，致力于促進(jìn)市場公平準(zhǔn)入及要素自由流動配置，逐步掃除服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展中的“絆腳石”。從具體措施看，一方面，服務(wù)業(yè)綜合改革能強化試點地區(qū)財政資金對服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的公共投入和財稅政策支持，助力打造共性技術(shù)服務(wù)平臺和更便捷高效的公共服務(wù)體系。在高效協(xié)同、開放共享的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新生態(tài)圈中，知識技術(shù)能更順暢地在不同行業(yè)或企業(yè)間轉(zhuǎn)移和溢出，并助力專業(yè)化勞動力市場和技術(shù)市場的構(gòu)建（Elliott，2005），推動當(dāng)?shù)胤?wù)業(yè)企業(yè)進(jìn)一步提升勞動生產(chǎn)效率和服務(wù)技術(shù)含量。由此，良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境有利于引導(dǎo)服務(wù)企業(yè)“用腳投票”，并逐步形成服務(wù)業(yè)特色化集聚發(fā)展格局。另一方面，服務(wù)業(yè)綜合改革有利于促進(jìn)試點地區(qū)優(yōu)化服務(wù)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)體系、完善服務(wù)市場監(jiān)管以及加強知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等，為改善當(dāng)?shù)胤?wù)品質(zhì)及服務(wù)消費體驗效果、打造服務(wù)區(qū)域品牌和提升顧客忠誠度構(gòu)建了良好的制度保障體系。由此，這些服務(wù)業(yè)改革政策的落地將持續(xù)釋放制度紅利，吸引更多的服務(wù)企業(yè)選址落戶。

進(jìn)一步地，為提升服務(wù)業(yè)空間布局質(zhì)量及發(fā)揮現(xiàn)代服務(wù)業(yè)高端引領(lǐng)作用，我國服務(wù)業(yè)綜合改革政策中還明確要著力推動高端要素及現(xiàn)代服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展。相對于生活服務(wù)業(yè)，金融服務(wù)、信息服務(wù)、專業(yè)服務(wù)等知識密集型服務(wù)業(yè)作為試點地區(qū)重點引進(jìn)和發(fā)展的新興產(chǎn)業(yè)方向，能在地方配套改革方案中的準(zhǔn)入審批、財稅政策、金融支持、土地供應(yīng)等方面獲得優(yōu)先支持。此外，與勞動密集型服務(wù)業(yè)高度依賴于要素成本等因素不同，知識密集型服務(wù)業(yè)對本地的契約制度質(zhì)量更為敏感?？梢?，當(dāng)?shù)刂贫茸冞w及其質(zhì)量優(yōu)劣將會對知識密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)的選址決策產(chǎn)生重要影響。而服務(wù)業(yè)綜合改革政策的實施有助于改善試點地區(qū)的契約制度質(zhì)量，促使當(dāng)?shù)刂R密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)更專注于生產(chǎn)契約密集型服務(wù)，并著力于提升服務(wù)產(chǎn)品的專業(yè)化水平和技術(shù)含量。總而言之，服務(wù)業(yè)綜合改革所釋放的“改革紅利”有利于進(jìn)一步提升地區(qū)外部經(jīng)濟(jì)效應(yīng)（Marshall，1920），強化區(qū)域產(chǎn)業(yè)集中的規(guī)模收益遞增效應(yīng)，進(jìn)而對知識密集型服務(wù)業(yè)選址落戶及其空間集聚發(fā)展形成巨大的吸引力。據(jù)此，提出以下研究假說：

H1：服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策能顯著促進(jìn)地區(qū)服務(wù)業(yè)尤其是知識密集型服務(wù)業(yè)的集聚發(fā)展。

（二）服務(wù)業(yè)綜合改革影響服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的作用機制

服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展通常鑲嵌于特定的經(jīng)濟(jì)社會情境中，與當(dāng)?shù)刂R技術(shù)稟賦和生產(chǎn)效率演化密切相關(guān)（顧乃華和劉勝，2015），而企業(yè)技術(shù)革新或勞動者積極性的發(fā)揮均需要與之相匹配的制度改革創(chuàng)新予以保障。服務(wù)業(yè)綜合改革作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要內(nèi)容，有利于破除服務(wù)企業(yè)在技術(shù)提升或效率改善進(jìn)程中的體制機制約束，并通過提升試點地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力及其勞動生產(chǎn)率，幫助企業(yè)改善服務(wù)品質(zhì)，提升市場績效，進(jìn)而形成良性循環(huán)的集聚發(fā)展格局。

一方面，服務(wù)業(yè)綜合改革通過提高試點地區(qū)創(chuàng)新能力促進(jìn)了服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展（Meliciani和Savona，2015；Ning等，2016）。一般而言，服務(wù)業(yè)部門往往具有技術(shù)含量和附加值高、創(chuàng)新性強等特征，其集聚發(fā)展需要整合人才、技術(shù)、資金等多層次創(chuàng)新資源要素，并充分依托當(dāng)?shù)貏?chuàng)新生態(tài)體系的知識創(chuàng)造和外溢擴(kuò)散等功能（Illeris和Philippe，1993）。在傳統(tǒng)的服務(wù)業(yè)管理體制機制下，部分服務(wù)業(yè)部門對外開放程度不夠，市場化競爭程度不足，非國有資本的市場準(zhǔn)入門檻較高。這些既有的體制機制障礙在一定程度上降低了創(chuàng)新要素空間配置效率和服務(wù)企業(yè)創(chuàng)新活力，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)鏈中的知識外溢和資源優(yōu)勢互補效應(yīng)難以得到充分發(fā)揮，由此，服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展水平也受到了抑制。在服務(wù)業(yè)綜合改革政策實施后，地方政府通過深化市場化改革，在技術(shù)、人才、土地等要素配置上賦權(quán)改革或政策扶持，鼓勵企業(yè)共享高質(zhì)量勞動力池和中間產(chǎn)品投入要素。這些新的制度安排有利于推動創(chuàng)新資源要素自由流動和優(yōu)化配置，并強化了知識溢出和技術(shù)擴(kuò)散轉(zhuǎn)移效應(yīng)，為吸引更多的服務(wù)企業(yè)在當(dāng)?shù)剡x址落戶營造了技術(shù)創(chuàng)新配套環(huán)境（Marshall，1920；Scott，1988；陳建軍等，2009）。

另一方面，服務(wù)業(yè)綜合改革通過提高勞動生產(chǎn)率促進(jìn)了服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展。區(qū)域制度環(huán)境及其動態(tài)演化是決定服務(wù)業(yè)部門勞動力配置結(jié)構(gòu)及其勞動生產(chǎn)效率的重要因素。過去長期僵化的體制機制不利于激發(fā)服務(wù)業(yè)提供者的積極性，致使勞動生產(chǎn)率較低。而服務(wù)業(yè)綜合改革有利于激發(fā)或強化純生產(chǎn)率效應(yīng)（pure productivity effect）、鮑默效應(yīng)（Baumol effect）和丹尼森效應(yīng)（Denison effect）（Nordhaus，2001），改善資本有機構(gòu)成或技術(shù)進(jìn)步，從而提升試點地區(qū)服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率。具體來看，服務(wù)業(yè)綜合改革通過政策引導(dǎo)和環(huán)境營造，鼓勵服務(wù)企業(yè)以教育培訓(xùn)、薪酬激勵和文化建設(shè)等方式提高員工素質(zhì)技能和工作積極性，進(jìn)而提升組織管理能力、人員配置效率及勞動生產(chǎn)率。而上述人事治理和員工管理能力的提升也有利于進(jìn)一步降低服務(wù)業(yè)企業(yè)在談判協(xié)商、信息獲取、合約執(zhí)行等活動上的搜尋、信息和決策成本等（馮泰文，2009；劉勝和陳秀英，2019），這反過來也能為持續(xù)改善企業(yè)服務(wù)質(zhì)量和員工福利創(chuàng)造有利條件?？梢?，由勞動生產(chǎn)率提升所帶來的企業(yè)經(jīng)營效益和勞動者待遇改善有助于形成循環(huán)累積因果機制，為吸引服務(wù)企業(yè)入駐并形成集聚發(fā)展格局提供了人力資本配套保障（Hanson，2005；宣燁，2013；姜長云，2018）。據(jù)此，提出以下研究假說：

H2：服務(wù)業(yè)綜合改革政策能通過提升地區(qū)創(chuàng)新能力和勞動生產(chǎn)率影響服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展。

三、 研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計

當(dāng)前雙重差分模型在政策評估領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用，該模型的主要思路是將政策沖擊視為準(zhǔn)自然實驗，通過對比實驗組和對照組在政策實施前后的變化，實現(xiàn)對政策影響的量化評估。具體到本文，由于服務(wù)業(yè)綜合改革試點地區(qū)的選擇并不一定是隨機的，且各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和資源稟賦存在差異，若直接開展雙重差分研究可能會使得實證結(jié)果難以準(zhǔn)確反映實際政策效果。因此，本文將傾向得分匹配法（PSM）和雙重差分法（DID）相結(jié)合，用傾向得分匹配法對試點地區(qū)和非試點地區(qū)進(jìn)行近似匹配，確保實驗組與對照組滿足隨機性和同質(zhì)性的前提假設(shè)，并進(jìn)一步對利用PSM法匹配得到的樣本進(jìn)行雙重差分研究。為此，構(gòu)建如下實證模型：

式（1）中，seraggit表示i地區(qū)第t年的服務(wù)業(yè)聚集度。treat為地區(qū)的虛擬變量，表示樣本地區(qū)是否為服務(wù)業(yè)綜合改革試點地區(qū)，若為試點地區(qū)，treat為1，否則為0。time為時期的虛擬變量，由于服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策在2010年提出，設(shè)定2010年及之后的年份time為1，2010年之前的年份time為0。核心變量交互項treat×time表示某地區(qū)在某年是否實施服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策。此外，Xit是一組隨時間變化的各地區(qū)的特征變量，αi表示地區(qū)固定效應(yīng)，δt表示時間固定效應(yīng)，?it表示隨機誤差項。

（二）變量說明

1.被解釋變量：服務(wù)業(yè)集聚程度（seraggit）。推動產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展是優(yōu)化服務(wù)業(yè)空間布局、實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展新格局的重要表現(xiàn)。當(dāng)前學(xué)界對服務(wù)業(yè)集聚度的衡量還未形成統(tǒng)一的指標(biāo)，而鑒于區(qū)位熵指數(shù)能客觀反映產(chǎn)業(yè)地區(qū)集聚程度，且其原始數(shù)據(jù)可得性強，因而在學(xué)界得到廣泛利用。為此，借鑒Ellison等（2010）和張虎等（2017）的方法，本文采用區(qū)位熵指數(shù)來衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度，并構(gòu)建服務(wù)業(yè)及其細(xì)分行業(yè)集聚度變量，如式（2）所示：

式（2）中，seraggit為i地區(qū)第t年服務(wù)業(yè)在全國的區(qū)位熵指數(shù)，即服務(wù)業(yè)集聚度。List表示i地區(qū)第t年的服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)，Lit表示i地區(qū)第t年的總就業(yè)人數(shù)，Lst表示第t年全國服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)，Lt表示第t年的全國總就業(yè)人數(shù)。一般來說，seraggit數(shù)值越大，表明服務(wù)業(yè)第t年在第i個地區(qū)的空間集聚特征就越明顯。進(jìn)一步地，服務(wù)業(yè)部門還涵蓋了勞動密集型服務(wù)業(yè)和知識密集型服務(wù)業(yè)等細(xì)分行業(yè)，有必要進(jìn)一步精細(xì)考查務(wù)業(yè)綜合改革對服務(wù)業(yè)內(nèi)部細(xì)分部門集聚度的差異化影響。為此，本文還構(gòu)建了知識密集型服務(wù)業(yè)集聚度（kibsaggit），以及金融業(yè)集聚度（finaggit）、信息計算機及軟件服務(wù)業(yè)集聚度（ictaggit）、住宿餐飲服務(wù)業(yè)集聚度（hofoaggit）和居民服務(wù)業(yè)集聚度（resiaggit）等細(xì)分行業(yè)集聚度指標(biāo)。

2.核心解釋變量：服務(wù)業(yè)綜合改革試點（treat×time）。國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策明確提出要引導(dǎo)服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的政策導(dǎo)向，在政策文本中也體現(xiàn)了服務(wù)業(yè)機制體制創(chuàng)新的內(nèi)容。為此，本文將國家發(fā)展改革委《關(guān)于開展服務(wù)業(yè)綜合改革試點工作的通知》的出臺視為準(zhǔn)自然實驗，以政策實驗組虛擬變量（treat）與時間虛擬變量（time）的交互項來表示服務(wù)業(yè)綜合改革試點地區(qū)設(shè)立（treat×time）這一事件，并評估其對我國服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的影響。

3.其他變量。為避免遺漏變量造成估計偏差，在實證中納入以下控制變量：（1）人力資本（hucait）：以在校大學(xué)生人數(shù)占總?cè)丝诒戎貋砗饬咳肆Y本。地區(qū)人力資本優(yōu)勢能為服務(wù)企業(yè)開展經(jīng)營管理活動提供人才供應(yīng)保障，有利于吸引服務(wù)企業(yè)在該地區(qū)集聚發(fā)展（何永達(dá)，2015；劉勝和申明浩，2018）。（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r（pgdprtit）：以人均GDP增長率來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展離不開當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)支撐，而經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)往往匯聚了較為充沛的勞動力、資本和技術(shù)等要素，為服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展提供了經(jīng)濟(jì)條件（管馳明和高雅娜，2011）。（3）信息化程度（inteit）：以國際互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)占當(dāng)?shù)厝丝跀?shù)的比重來衡量信息化程度。現(xiàn)代信息技術(shù)的地區(qū)使用密度能降低服務(wù)提供和交易環(huán)節(jié)中的成本，并能擴(kuò)大服務(wù)消費覆蓋群體，為服務(wù)企業(yè)集聚發(fā)展提供信息技術(shù)支撐。（4）市場化程度（privit）：以私營經(jīng)濟(jì)占比來衡量市場化程度或市場活力。較深的市場化進(jìn)程有助于強化市場需求潛力和提升規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，為促進(jìn)服務(wù)企業(yè)集聚發(fā)展提供良好的市場土壤和配套環(huán)境（孔令池等，2016）。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文主要利用2004–2017年287個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，服務(wù)業(yè)綜合改革試點相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2010年國家發(fā)改委公布的國家首批服務(wù)業(yè)綜合改革試點地區(qū)，服務(wù)業(yè)集聚程度及控制變量的原始數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》等。文中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果匯報于表1。此外，本文采用Pearson相關(guān)系數(shù)對主要變量進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)各變量間的相關(guān)系數(shù)均較小，遠(yuǎn)低于臨界值，排除了潛在的多重共線性問題①感謝審稿專家對變量多重共線性檢驗問題的建設(shè)性意見，因篇幅所限未能詳盡匯報，備索。。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、 實證結(jié)果及分析

（一）傾向得分匹配

由于各地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦優(yōu)勢等方面存在一定的差距，且試點地區(qū)的選擇并不一定是隨機的，因此，即使沒有發(fā)生政策的沖擊，試點地區(qū)與非試點地區(qū)之間的服務(wù)業(yè)集聚程度也可能會出現(xiàn)系統(tǒng)性差異。為了避免出現(xiàn)樣本的選擇性偏差等問題，本文采用Heckman等（1997）提出的傾向得分匹配（PSM）的方法，將實驗組和對照組樣本進(jìn)行匹配，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行DID分析，以確保政策沖擊所造成的不同結(jié)果具有可比性。

本文將2010年實施國家服務(wù)業(yè)綜合改革政策的試點地區(qū)作為實驗組，將非試點地區(qū)作為對照組，選取人力資本（hucait）、市場化程度（privit）、人均GDP增長率（pgdprtit）、信息化水平（inteit）等可觀測變量作為匹配指標(biāo)，根據(jù)Probit模型估計傾向得分，并運用核匹配法（Kenel Matching）來賦予權(quán)重，匹配得到29個實驗組樣本和225個對照組樣本，共計254個樣本地區(qū)，同時剔除其余未配對成功的33個地區(qū)。

為保證匹配后實驗組和對照組不存在顯著性差異，本文通過平衡性檢驗對傾向得分匹配的可靠性進(jìn)行分析，表2為傾向得分匹配前后的平衡性檢驗結(jié)果。由表2可知，進(jìn)行傾向得分匹配前，人力資本水平和信息化水平均在1%的水平上存在顯著性差異。在匹配后，實驗組與對照組之間所有變量都不存在顯著性差異，且大部分變量標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值小于20，大體上符合Rosenbaum和Rubin（1983）提出的“匹配效果良好的標(biāo)準(zhǔn)偏差”的準(zhǔn)則。上述結(jié)果表明，本文選擇核匹配法進(jìn)行PSM的匹配效果較好，匹配后的地區(qū)樣本在2010年具有相似的特征，表明實施國家服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策的概率接近，滿足雙重差分法對隨機性和同質(zhì)性的要求。

表2 平衡性檢驗

（二）雙重差分分析

1.平行趨勢檢驗。本文采用雙重差分模型研究服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的影響效果，而平行趨勢是運用雙重差分模型的重要前提條件（Bertrand等，2004），應(yīng)排除與服務(wù)業(yè)綜合改革試點不相關(guān)的其他外生因素或政策引起的試點地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚度的變化?；诖?，本文采用平行趨勢檢驗法，畫出2004–2017年試點地區(qū)和非試點地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚度平均值的趨勢圖（見圖1），以此檢驗試點地區(qū)與非試點地區(qū)在政策實施前的服務(wù)業(yè)聚集程度的變化趨勢是否一致。由圖1可見，在豎虛線左側(cè)，即在服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策實施前，實驗組和對照組的服務(wù)業(yè)集聚度平均值保持基本一致的波動上升趨勢；在政策實施后的幾年間，實驗組的樣本地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚度平均值的總體增幅明顯大于政策實施前，而對照組的增長趨勢則沒有明顯變化。這一結(jié)果表明，通過PSM匹配后實驗組和對照組滿足平行趨勢假設(shè)。同時，由圖1可初步推斷：服務(wù)業(yè)綜合改革政策能促進(jìn)試點地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展，且該政策的影響存在一定的時滯性（唐榮和顧乃華，2018）。

圖1 平行趨勢檢驗①陰影部分為局部加權(quán)回歸散點平滑法（locally weighted scatterplot smoothing）所得95%的置信區(qū)間。

2.服務(wù)業(yè)綜合改革對試點地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的影響效果?；趦A向得分匹配法成功匹配的254個地區(qū)樣本，采用基準(zhǔn)回歸模型評估服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的影響效果。同時，為了刻畫該政策對試點地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的動態(tài)邊際影響，探討政策沖擊是否具有時滯性和持續(xù)性，本文參照Fan等（2012）的做法，引入各年的時間虛擬變量time（t），若年份為t，則time（t）取1，若年份不為t，則time（t）為0，從而將基準(zhǔn)回歸公式（1）修改為式（3）：

表3第（1）列報告了服務(wù)業(yè)綜合改革對試點地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚度的平均處理效應(yīng)，第（2）列報告了該政策對試點地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚度的動態(tài)邊際影響效應(yīng)。由表3可知，第（1）列交互項treat×time的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，表明服務(wù)業(yè)綜合改革政策能夠顯著地吸引服務(wù)企業(yè)在試點地區(qū)選址落戶，并促進(jìn)服務(wù)業(yè)集聚程度的提高；第（2）列交互項treat×time的系數(shù)在政策實施后的前兩年即2011年、2012年未通過顯著性檢驗，但在隨后的2013–2017年交互項的系數(shù)均為正，且均通過1%的顯著性檢驗，表明服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的影響具有時滯性。事實上，從認(rèn)識問題到制定政策再到具體實施，這一政策鏈條中會牽涉內(nèi)部時滯、外部時滯和復(fù)雜的博弈過程，只有在政策制定者充分了解本地服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)運行規(guī)律并選擇適宜的政策介入時點和方式時，才可能會取得預(yù)期的政策效果。最終的結(jié)果也證實了綜合改革政策實施能夠持續(xù)推動試點地區(qū)塑造服務(wù)業(yè)空間集聚發(fā)展布局，進(jìn)而形成規(guī)模效應(yīng)、集群優(yōu)勢，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)生態(tài)循環(huán)效應(yīng)。據(jù)此，研究假說H1得以驗證。

在控制變量方面，市場化程度的系數(shù)顯著為正，說明市場化進(jìn)程的加深有利于充分激發(fā)市場競爭活力、優(yōu)化地區(qū)營商環(huán)境，進(jìn)而促進(jìn)服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展。經(jīng)濟(jì)增長率的系數(shù)顯著為負(fù)，可能是由于樣本期間內(nèi)在經(jīng)濟(jì)增長率較高的樣本大多是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，其硬件建設(shè)和軟件配套亟待加強，加之在地方競爭和雙重激勵下，追求過快的經(jīng)濟(jì)增速和“以地引資”下的“新城擴(kuò)張”等動機均會給當(dāng)?shù)胤?wù)業(yè)集聚集約發(fā)展帶來負(fù)面影響（Xue等，2020）。此外，地區(qū)信息化水平和人力資本水平的系數(shù)并不顯著，說明在樣本期間服務(wù)企業(yè)集聚受當(dāng)?shù)匦畔⒒胶腿肆Y本水平的影響還不明顯，這與陳凱和吳麗（2012）、梁向東等（2013）的結(jié)論一致，因此，新階段亟需進(jìn)一步深化和提升各地區(qū)信息化水平和人力資本積累水平。

為探討服務(wù)業(yè)綜合改革對服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)聚集度的差異化影響，本文還選取不同類型的服務(wù)業(yè)部門進(jìn)行分析。表4依次匯報了服務(wù)業(yè)綜合改革對知識密集型服務(wù)業(yè)集聚度（kibsaggit）、金融業(yè)集聚度（finaggit）、信息計算機及軟件服務(wù)業(yè)集聚度（ictaggit）、住宿餐飲服務(wù)業(yè)集聚度（hofoaggit）和居民服務(wù)業(yè)集聚度（resiaggit）的影響結(jié)果。由表4可知，第（1）–（3）列交互項treat×time的系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，而第（4）、（5）列交互項treat×time的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗。該結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)綜合改革政策對知識密集型服務(wù)業(yè)尤其是對其內(nèi)部主體行業(yè)中的金融業(yè)、信息計算機及軟件服務(wù)業(yè)的集聚發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用，而對住宿餐飲服務(wù)、居民服務(wù)等非知識密集型服務(wù)業(yè)集聚的作用不顯著，這也從側(cè)面印證了在我國服務(wù)業(yè)綜合改革試點實踐中存在鼓勵現(xiàn)代服務(wù)業(yè)尤其是知識密集型服務(wù)業(yè)發(fā)展的政策導(dǎo)向，研究假說H1得到進(jìn)一步驗證。

表3 服務(wù)業(yè)綜合改革對試點地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚度的影響效果

表4 服務(wù)業(yè)綜合改革對試點地區(qū)服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)集聚度的影響效果

3.穩(wěn)健性檢驗。為了降低DID模型的估計偏誤，保證前述實證結(jié)果具備有效性和穩(wěn)健性，本文通過引入多期DID方法、改變觀測時期、隨機抽取實驗組等多種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

（1）構(gòu)造多期DID模型分析①感謝審稿專家對多期DID檢驗思路的建設(shè)性建議。?？紤]到2010年國家發(fā)展改革委《關(guān)于開展服務(wù)業(yè)綜合改革試點工作的通知》這一國家層面指導(dǎo)政策出臺后，各地區(qū)也配套出臺了各自的試點改革具體舉措，且時點不一。鑒于此，本文以各地區(qū)出臺配套政策措施的時間作為改革時點的依據(jù)，進(jìn)行多期DID分析以作為穩(wěn)健性檢驗（見表5）。表5顯示，多期DID的實證結(jié)果與基準(zhǔn)回歸相近，表明服務(wù)業(yè)綜合改革試點能夠顯著影響服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的這一結(jié)論是穩(wěn)健的。

（2）改變實驗組和對照組的觀測時期。鑒于不同樣本觀測時期潛在的不可觀測變量可能會對實證結(jié)果產(chǎn)生影響，借鑒何靖（2016）等的方法，將實驗組和對照組的觀測時期分別更換為2005–2017年、2006–2016年、2007–2015年，再使用上述PSM-DID的方法，根據(jù)式（1）分別估計服務(wù)業(yè)綜合改革政策對服務(wù)業(yè)集聚度影響的平均處理效應(yīng)（見表6）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論在哪個時間段，交互項的系數(shù)均顯著為正。這表明服務(wù)業(yè)綜合改革對試點地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚的影響不會因觀測時期的變動而發(fā)生根本改變，也印證了本文的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表5 以各地區(qū)后續(xù)政策文件為政策沖擊的實證結(jié)果

表6 穩(wěn)健性檢驗（改變觀測時期）

（3）構(gòu)造多期安慰劑檢驗：隨機抽取實驗組?？紤]到遺漏“地區(qū)-時間”層面的變量可能會導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤，本文借鑒La Ferrara等（2012）和Cai等（2016）的方法，使用反事實檢驗法，在樣本中隨機抽取服務(wù)業(yè)綜合改革的試點地區(qū)。由于通過PSM法匹配后，本文的地區(qū)樣本共計254個，包含29個試點地區(qū)和225個非試點地區(qū)，故隨機抽取實驗組的具體做法為：在PSM匹配得到的254個樣本里隨機抽取29個樣本為“偽試點地區(qū)”，把未被抽到的樣本地區(qū)視作對照組。由此，構(gòu)建安慰劑檢驗的虛擬變量treat（fake）及交互項treat（fake）×time。因?qū)嶒灲M“偽試點地區(qū)”為隨機抽取得到，故交互項treat（fake）×time不會對因變量產(chǎn)生顯著影響。換言之，若交互項估計系數(shù)不顯著偏離零點，說明DID模型沒有出現(xiàn)偏誤。若交互項估計系數(shù)顯著偏離零點，則說明DID模型可能遺漏了重要的“地區(qū)-時間”層面的變量。

由于隨機抽取存在偶然性，小概率事件可能會造成安慰劑檢驗結(jié)果存在偏誤，為使安慰劑檢驗具有普遍性和代表性，本文重復(fù)100次上述安慰劑檢驗。圖2展現(xiàn)了100次安慰劑檢驗回歸所得到的P值和估計系數(shù)的核估計密度曲線，圖2中虛線表示服務(wù)業(yè)綜合改革對服務(wù)業(yè)集聚度影響的實際估計系數(shù)。由圖2可見，安慰劑檢驗的大部分P值大于0.1，交互項回歸系數(shù)均值接近于0（回歸系數(shù)均值為0.004），即安慰劑檢驗結(jié)果大部分不顯著且交互項回歸系數(shù)不顯著偏離原點，虛線表示的實際估計系數(shù)可視為異常值。綜上所述，實證模型沒有因為遺漏“地區(qū)-時間”層面的變量而出現(xiàn)估計偏誤，說明實證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（三）區(qū)域異質(zhì)性影響效應(yīng)檢驗

圖2 隨機抽取實驗組的估計系數(shù)核密度曲線及P值分布

我國不同區(qū)域之間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、市場化進(jìn)程等方面存在較大差異（顧乃華和劉勝，2015），由此，服務(wù)業(yè)綜合改革試點對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的影響可能會呈現(xiàn)空間異質(zhì)性。為識別這種政策效應(yīng)的地區(qū)差異性，本文將樣本地區(qū)分為東部沿海地區(qū)、東北地區(qū)和中西部地區(qū)，并進(jìn)一步檢驗政策沖擊的空間異質(zhì)性（見表7）。結(jié)果顯示，東部沿海地區(qū)和中西部地區(qū)的交互項系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，且東部沿海地區(qū)的政策效應(yīng)要強于中西部地區(qū)，而東北地區(qū)交互項系數(shù)不顯著。這表明，服務(wù)業(yè)綜合改革試點對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的影響存在空間異質(zhì)性，在東部沿海地區(qū)和中西部地區(qū)，服務(wù)業(yè)綜合改革政策更能顯著推動地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展，且東南沿海地區(qū)的政策效果優(yōu)于中西部地區(qū)，而在東北地區(qū)該政策對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展沒有顯著影響。出現(xiàn)上述政策效果地區(qū)差異的可能原因在于：服務(wù)企業(yè)聚集發(fā)展嵌套在每個地區(qū)特定的經(jīng)濟(jì)社會情境之中，包括當(dāng)?shù)刈匀毁Y源稟賦、人力資本水平、企業(yè)家精神、市場需求潛力和創(chuàng)新競爭環(huán)境等（蔣三庚，2006）。結(jié)合我國實際情況來看，東部沿海地區(qū)改革開放時間較早，產(chǎn)業(yè)鏈配套水平和對外開放程度要相對優(yōu)于其他地區(qū)，吸引了大批專業(yè)性人才和資本等高端要素聚集，為促進(jìn)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量集聚發(fā)展提供了良好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和人文環(huán)境。相對于東部沿海地區(qū)，雖然中西部地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展起步較晚，但得益于“西部大開發(fā)”“中部崛起”等優(yōu)惠政策，以及隨著東部沿海省份的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和人力資本回流，近年來中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)取得較快發(fā)展，為服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展提供了日趨完善的條件。而東北地區(qū)受到計劃經(jīng)濟(jì)思維根深蒂固（何永達(dá)，2015）、國有經(jīng)濟(jì)占比偏高而市場化程度不足、“搶人大戰(zhàn)”下人才外流以及地區(qū)人口老齡化（戚偉等，2017）等諸多因素的束縛，導(dǎo)致政策實施效果不盡理想。由此，在新發(fā)展階段下亟需啟動新一輪服務(wù)業(yè)精準(zhǔn)改革和幫扶配套措施。

表7 區(qū)分不同地區(qū)的回歸結(jié)果

（四）作用機制檢驗

前文檢驗了服務(wù)業(yè)綜合改革對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展具有顯著的影響，那么，其通過何種機制發(fā)揮作用？既有理論研究表明，服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的主要影響因素包括知識吸收轉(zhuǎn)化和成本利潤權(quán)衡等，而這些因素在很大程度上受到地區(qū)知識創(chuàng)新能力和服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響（王雪瑞，2014）。為進(jìn)一步探究服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的作用機制，參考Baron和Kenny（1986）、溫忠麟和葉寶娟（2014）的做法，本文構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

其中，若系數(shù)a、b、c均顯著不為0，表明存在中介效應(yīng)。進(jìn)一步地，若系數(shù)c"顯著不為0，則表示該中介效應(yīng)為部分中介效應(yīng)，否則為完全中介效應(yīng)。Mit表示中介變量，借鑒Guan等（2009）、馮泰文（2009）、王靜和張西征（2012）、Zhang等（2019）的方法，構(gòu)建如下變量：（1）地區(qū)創(chuàng)新能力（innoit），采用地區(qū)發(fā)明專利授權(quán)量來衡量。由于知識具有外溢性和互補性，當(dāng)試點地區(qū)大量匯聚了富有創(chuàng)新活力的新興服務(wù)企業(yè)時，會激勵潛在進(jìn)入服務(wù)企業(yè)為享有當(dāng)?shù)刂R外溢效應(yīng)而選擇在試點地區(qū)落戶，并逐漸提升當(dāng)?shù)胤?wù)業(yè)集聚程度。（2）地區(qū)服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率（slpit），以單位勞動在單位時間內(nèi)提供服務(wù)的增加值來表示。一般認(rèn)為，單位勞動在單位時間內(nèi)提供的服務(wù)增加值越大，服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)效率就越高，反之就越低。勞動生產(chǎn)率的提升是服務(wù)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和管理效率改進(jìn)的綜合表現(xiàn)，其有利于服務(wù)企業(yè)降低交易成本并提高經(jīng)營效益，激勵企業(yè)增加更多專業(yè)人才或知識資本的配套投資，進(jìn)而吸引更多服務(wù)企業(yè)前來落戶并形成區(qū)域集聚格局。

在此基礎(chǔ)上，本文借鑒Zhao等（2010）、溫忠麟和葉寶娟（2014）的檢驗流程，結(jié)合自舉法（Bootstrap）檢驗服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策對地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的作用機制（見表8）。在逐步回歸中，試點地區(qū)創(chuàng)新能力和勞動生產(chǎn)率兩個機制的檢驗方程系數(shù)a、c"顯著，而系數(shù)b不顯著。根據(jù)“新的中介效應(yīng)檢驗流程”，需要進(jìn)一步采用Bootstrap法驗證中介效應(yīng)是否存在。而Bootstrap檢驗結(jié)果表明，試點地區(qū)創(chuàng)新能力和服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率的間接效應(yīng)系數(shù)均為正，且分別通過5%和1%的顯著性檢驗，這一結(jié)果表明間接效應(yīng)顯著。同時，由于c"顯著且ab與c"符號一致，說明以上兩個機制的中介效應(yīng)均為部分中介效應(yīng)。綜上所述，機制檢驗的結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策能夠通過提高地區(qū)創(chuàng)新能力和服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率推動服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展。由此，研究假說H2得到驗證。

表8 服務(wù)業(yè)綜合改革試點對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的作用機制檢驗

五、 主要結(jié)論與政策含義

服務(wù)業(yè)高質(zhì)量集聚發(fā)展是我國構(gòu)建現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系的重點內(nèi)容，也是近年來我國服務(wù)業(yè)體制機制創(chuàng)新的重要政策目標(biāo)?；诖?，如何客觀評估服務(wù)業(yè)綜合改革試點政策對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的實際效果并精準(zhǔn)施策值得關(guān)注。為此，本文采用傾向得分匹配雙重差分模型(PSMDID)等方法，實證考查了服務(wù)業(yè)綜合改革試點對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的影響效果和作用機制，并使用改變觀測時期、隨機抽取實驗組等安慰劑方法開展穩(wěn)健性檢驗。主要結(jié)論如下：第一，服務(wù)業(yè)綜合改革政策顯著促進(jìn)了試點地區(qū)服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展，尤其是對促進(jìn)金融業(yè)、信息計算機及軟件服務(wù)業(yè)等知識密集型服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的效果更明顯，并且前述政策效應(yīng)存在一定的時滯性和持續(xù)性。第二，服務(wù)業(yè)綜合改革政策對服務(wù)業(yè)集聚發(fā)展的推動作用存在空間異質(zhì)性，東部沿海地區(qū)的政策效果最優(yōu)，中西部地區(qū)次之，東北地區(qū)則不太理想，這可能與所處地區(qū)的要素稟賦和市場環(huán)境有關(guān)。后續(xù)應(yīng)謹(jǐn)防政策“漏斗”效應(yīng)和地區(qū)-行業(yè)不平衡不協(xié)調(diào)的“結(jié)構(gòu)性”問題，注重因地制宜、精準(zhǔn)施策。第三，作用機制檢驗表明，服務(wù)業(yè)綜合改革政策有利于通過強化地區(qū)創(chuàng)新能力和提升勞動生產(chǎn)率來增強服務(wù)企業(yè)選址的激勵和動力，進(jìn)而推動地區(qū)服務(wù)業(yè)形成集聚發(fā)展格局。

根據(jù)上述結(jié)論，本文得到以下政策啟示：第一，立足“雙循環(huán)”新發(fā)展格局，高水平推進(jìn)新一輪服務(wù)業(yè)綜合改革。盡管前期政策試點已取得了一定成效，但試點過程中存在政策落實的時滯性。為此，應(yīng)首先保持政策定力和政策持續(xù)性，解決好政策運行過程中新舊政策銜接和利益整合等問題，不可急于求成。此外，政策落實存在不平衡不充分現(xiàn)象以及地區(qū)-行業(yè)維度的“結(jié)構(gòu)性”失衡等“硬骨頭”問題，尤其是在東北地區(qū)與生活服務(wù)業(yè)領(lǐng)域政策效果不突出。為此，在下一階段應(yīng)通過要素市場化改革、深化國企混改、創(chuàng)新服務(wù)業(yè)人才體制機制等創(chuàng)新措施，重點攻克東北地區(qū)、生活服務(wù)業(yè)行業(yè)等地區(qū)和領(lǐng)域，全面構(gòu)建持續(xù)銜接、布局優(yōu)化、行業(yè)協(xié)調(diào)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)新體系。具體來說，健全服務(wù)業(yè)改革政策跨區(qū)域、跨部門合作協(xié)調(diào)機制，突破市場準(zhǔn)入、稅收優(yōu)惠、財政扶持、要素供給等方面的薄弱環(huán)節(jié)和突出短板，通過深化“放管服”改革、優(yōu)化準(zhǔn)入負(fù)面清單、建設(shè)市場化法治化環(huán)境等措施，在服務(wù)業(yè)主體培育、品牌建設(shè)、標(biāo)準(zhǔn)提升、跨界融合和等方面發(fā)力。深化教育、醫(yī)療、文化娛樂等服務(wù)要素市場改革，擴(kuò)大生活性服務(wù)業(yè)領(lǐng)域外資準(zhǔn)入，促進(jìn)“新基建”與現(xiàn)代生活服務(wù)業(yè)的深度融合，充分釋放生活服務(wù)業(yè)尤其是新業(yè)態(tài)、新模式、新產(chǎn)業(yè)的潛力。第二，堅持多方協(xié)同推進(jìn)服務(wù)業(yè)綜合改革。本文發(fā)現(xiàn)，地區(qū)市場化進(jìn)程對改革政策成效的助推作用是明顯可見的，應(yīng)明確市場和政府在服務(wù)業(yè)集聚區(qū)建設(shè)和服務(wù)業(yè)空間布局演化中的角色定位，謹(jǐn)防出現(xiàn)需求端(價格)市場化而供應(yīng)端壟斷化的“偽市場化”改革（李勇堅，2018）。著力打破國內(nèi)外服務(wù)市場分割和不同地區(qū)間的行政區(qū)劃壁壘，促進(jìn)服務(wù)要素自由流動與合理配置，同時應(yīng)適度降低金融保險、電信郵政、鐵路民航等壟斷程度較高的服務(wù)業(yè)部門的市場準(zhǔn)入門檻，鼓勵和引導(dǎo)多元化資本進(jìn)入，強化非公有制經(jīng)濟(jì)和市場競爭機制在服務(wù)業(yè)資源配置和市場發(fā)展中的作用，建立起充分競爭、開放有序、高效運作的服務(wù)業(yè)市場。第三，因地制宜選擇和深化推進(jìn)服務(wù)業(yè)綜合改革方案。改革措施的制定不能盲目照搬西方經(jīng)濟(jì)理論或簡單地“一刀切”，而應(yīng)立足不同地區(qū)服務(wù)業(yè)發(fā)展的階段特點和經(jīng)濟(jì)社會主體的差異化需求，根據(jù)當(dāng)?shù)刭Y源稟賦優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)特色，務(wù)實高效地推進(jìn)服務(wù)業(yè)改革制度創(chuàng)新。發(fā)達(dá)地區(qū)應(yīng)將服務(wù)業(yè)改革與現(xiàn)代城市體系建設(shè)有機結(jié)合起來，強調(diào)服務(wù)質(zhì)量和品質(zhì)升級。此外，對標(biāo)知識密集型服務(wù)業(yè)的國際前沿標(biāo)準(zhǔn)，充分利用先行先試賦權(quán)和對外開放壓力測試，全面推動現(xiàn)代服務(wù)業(yè)高水平對外開放。中西部地區(qū)應(yīng)補齊服務(wù)業(yè)區(qū)域發(fā)展不平衡的短板，積極發(fā)展本地產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級所需的傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)及新興服務(wù)業(yè)，在承接轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)中不斷完善當(dāng)?shù)氐姆?wù)配套政策，豐富社會人文底蘊。