高质量发展背景下现代服务业经济增长效应研究-基于省级面板数据的实证分析论文

高质量发展背景下现代服务业经济增长效应研究
——基于省级面板数据的实证分析

张荣博，黄 潇

（重庆工商大学 长江上游经济研究中心，重庆400067）

摘 要： 现代服务业的高质量程度在某种层次上决定着现阶段我国社会主义现代化水平，已经成为未来时期内经济发展实现新常态的必由之路。基于社会科学领域中的政策效应评价模型，对现代服务业的经济增长效应进行综合评估与个例分析，得出以下结论：总体来讲，现代服务业政策实施后对试点区域产生显著的经济增长效应。而针对每一个试点地区进行个案评价后发现，仅有重庆市和天津市在政策实施干预后出现了明显的经济增长，分析原因是其通过产业结构优化、产业空间集聚和区域创新机制实现的；而上海市和辽宁省的现代服务业政策对经济发展的促进作用还未显现出来，表明此地区应该加快产业政策调整，实现服务业质量水平整体提升，促进地域经济增长。

关键词： 现代服务业；经济增长；政策效应评估；传导路径；政策建议

一、问题提出

现阶段，全球经济正在从“工业型经济”向“服务型经济”转变，而我国作为世界上最大的发展中国家，经济发展模式仍旧依靠粗放型经济，致使深层次矛盾突出，对质量和效益的重视程度低下，经济提升空间有待扩张。因此，党的十九大报告中提出新时代要继续推动经济发展质量、效率和动力的变革，提升经济质量和效益优势，转换经济增长新旧动能，拓宽优质增量供给。2018 年中央经济工作会议则进一步将建设现代化经济体系置于国家战略层面高度。

1997 年党的十五大报告中首次提出现代服务业这一概念，其定义大体相当于第三产业。现代服务业是以信息网络技术为依托、以现代科技知识和现代化经营管理理念为标志的全新服务业态和经济发展商业模式，既是对传统服务业的演化和延伸，又是对传统发展理念的继承与革新。

现代服务业综合政策实施是否真正推动了省域经济发展的高质量？试点省份是否会由于政策的干预而呈现出经济增长多元的差异？是否会因所处东中西地理位置而表现出不同的反映？试点省份在政策实施后又是通过怎样的传导路径来实现地域经济新常态发展？中国政府于2011—2014 年分四批进行的现代服务业综合试点政策作为一项准自然实验应时而生，这为我们研究相关问题提供了绝佳的机会。使用政策效应评估模型进行综合性评估和个例化评价，准确衡量现代服务业综合试点政策实施产生的经济增长效应，这对其他省份及时调整主导产业定位，明确产业经济目标战略，转型和优化新兴产业发展有一定的借鉴意义。

二、文献述评

随着产业结构质量和效益渐渐成为热点问题，国内外学者的分析角度正逐步向其与经济进步的关系转变，相当多的文献资料研究表明，现代服务业的转型优化对经济高质量发展起到显著的正向作用。

现代服务业的空间集聚能够助推区域经济增长（Aslesen and Isaksen，2007）^［1］，其地位渐渐在技术转型升级中愈加突出（Bryson et. al，2008）。^［2］进一步分析发现，服务业的细分部门在经济高质量发展中的地位和作用存在明显差异（Lundquist and Olander，2008）^［3］，其中，知识密集型的商务服务业可以提高技术扩散效率（Wood，2006）^［4］，消费类服务业的发展对地域经济的影响更大（William R，2014）。^［5］相反，现代服务业的发展也会导致其他部门的低效率（Baumol，1985）^［6］，使其服务活动生产产出低下（Wolfl，2003）^［7］，对其未来经济的发展产生不利影响（Bonatti and Felice，2008）。^［8］虽然现代服务业对区域服务需求的影响程度很低，但影响力度仍然不容小觑（Lee，Jong，2014）。^［9］

现代服务业在省份经济高质量发展中的作用愈发凸显（郑吉昌，2009^［10］），是世界经济的未来发展方向（周伟，2017^［11］），能够促进地域平衡协调发展（程大中，2010）。^［12］时间序列模型（张琴，2015；钟韵，2015）、空间计量经济模型（刘志彪，2008；谷宇，2012）、投入产出模型（宣烨，2014；沈能，2013；程中华，2014）、统计学模型（曾国平，2013；史修松，2014；顾乃华，2004）等实证分析模型支持了此项观点。而（刘书瀚，2018）^［13］则发现，现代服务业自身存在的问题限制了其优势作用的完全发挥，通过产业经济理论与方法进行实证研究同样发现，大型高新技术服务业在一定程度上对经济增长具有负效应（刘沛罡，2016）。^［14］

此次研究的边际贡献可能在于：第一，使用现代服务业综合试点政策来评估其对省域经济高质量增长的净效应，有利于弥补区域现代服务业发展状况系统研究的空白。第二，利用政策效应评估模型等非参数方法来评估其经济增长效应，可在一定程度上控制存在的内生性干扰，减少主观判断带来的误差，丰富了计量经济实证模型方面的资料。第三，使用中介效应模型进行分析，探究其影响机制过程中的“黑箱”，找出其内在传导机制的合理路径，希冀能弥补理论与实证研究相结合的不足。

三、模型设定、数据来源和变量选取

（一）估计方法

1.双重差分法

经济危机这个词，还是上中学时从马克思那儿学来的，说经济如何萧条，资本家如何将大量的积压霉变的食品倒进大海里喂鱼，人民又是何等地食不果腹。书上得来终觉浅，现在竟成事实了，不知道美国人民会不会闹饥荒，资本家会不会将积压产品往大海里倒？如果经济危机传到中国来，会不会饿得我前胸贴后背？

双重差分法不仅能够消除各个单元个体之间未能观测到的个体异质化特征，又能控制伴随时期而变化的未知总体因素的影响，保障现代服务业综合政策实施效果的无偏和有效估计。因此，设立计量经济模型如下：

ln service_it 为因变量，表示第i 个省份第t 年的经济增长水平。D_it为组别虚拟变量，即如果省份处于现代服务业综合试点政策区域，就将其赋值为1，否则为0；T_it为时期虚拟变量，在现代服务业综合试点经济政策实施之前的年份赋值为0，实施后赋值为1；D_it×T_it 交互项为双重差分估计量，其估计系数τ 表示现代服务业综合试点政策实施之后对省域经济高质量发展产生的净影响；X_it为协变量；κ_t是时间固定效应；γ_i为个体固定效应；ε_it是随机扰动项。

在鹤式起重机起重参数进行调节时,根据TRIZ理论可将各个杆件变为伸缩式,结合可靠性分析结果,为确保起重的等势性,尽量改变杆件3和杆件5,即改变起重机的起吊臂.为了保证等势性,必须严格控制杆件1、杆件2的加工和装配精度.

2.类倍差法

基于实验理论与前人研究，双重差分法的使用必须满足严苛的基本假定。使用此方法必须满足随机分组假设，保证每个样本单元能够以均等的机会接受政策干预，保证实验时间的随机性。政策冲击只会影响处理组，而不会对控制组产生交叉影响与外溢效应。进入到处理组与控制组的样本必须保证是同等意义上的个体。政策实施具有唯一性，实验期间应该保证实验变项只出现一次。类倍差法打破了双重倍差法中必须具有统一年份的限制，而是允许每个省份都有自己的政策实施年份。

3) 将液压油管路上的90°直角弯头全部换成平滑过渡的大弯头,从流体力学的角度看，平滑的大弯头产生的压损小于直角弯头所产生的压损。

设立的计量经济模型如下：

P_it*T_it仍是本文关注的重点，表示现代服务业综合政策实施后的经济增收效应。

3.合成控制法

合成控制法真正源起是在2003 年，最初是由Abadie and Gardeazabal 将此方法应用于政策和项目的实施效应评价。合成控制法存在的天生优势在于可以根据数据驱动来择取线性组合的最优权重，尽量避免人为主观选择控制样本的随意性。

假设共有（1+J）个省份，其中，第一个省份为受到现代服务业综合政策干预的区域，而其他几个省份则是没有受到政策实行冲击的区域，因此形成潜在的控制组。

赵仙童恨声说，去你妈的小生，小五十的人了，还装嫩，你去菜场拿两个酱鸭翅、鸭脖子，我再整两菜，老娘今晚陪你喝两杯红酒，有事要跟你商量。

将合成控制省份的权重记为以下J 维列向量：

W=（w₂…w_J+1），其中，w₂ 表示第2 个地区在合成试点省份所占的权重。w 的不同取值则构成不同的合成控制地区，称作“合成控制”。令X₁ 是处理组对象单元政策实施前的存在性特质，是m×1 维的向量。令X₀ 为控制组的事前特性，为m×k 的矩阵。限制条件就是通过选取适宜的权重w，促使X₀w 尽可能地趋向于X₁。由于X₁中的所有协变量对于因变量Y的预测能力各有不同，应该在距离函数中享有不同的权重，故考虑以下有约束的最小化问题：

2） 运行费用估算：氧化药剂费用100元/t，生化药剂费用20元/t，电费30元/t，总计费用150 元 /t。

Min=（X₁-X₀w），V（X₁-X₀w）

s.t. w_j≥0，j=2，…，j+1；=1

认证机构通过帮助企业提升ISO14001实施绩效，实现了企业价值的增长，也提升了自身价值（Wang Y等，2018）。为了能够实现这个目标，客观上要求认证公司审核员接受过高等教育，具有较高的专业水平和实践经验，不仅掌握一般性的知识系统，而且具有应用并进一步发展知识的能力，能满足客户新需求、解决各类复杂问题（Zuo Z.2017）。同时要求企业能接受并认真落实ISO14001的规范，提高企业绩效，最终实现企业价值（肖定生，初志春；2007）。具体来说，认证机构对企业绩效影响的运行过程有知识的共享、转移、获取、整合、应用以及创新等实现方式，是从无序到有序、从差别到统一的过程。

因不能判断现代服务业综合政策实施后的实际值与合成值的差距是来自合成误差，还是政策干预冲击，这里首先排除政策实施前期拟合效果不好的省份（刘秉镰，2018^［31］）；其次，通过表（4）选取在其构造反事实合成省份中合成贡献权重为非负的所有省份；最后，给出进行排序检验的省份重庆市、天津市和辽宁省^⑦，其中以每个省份的实际经济增长指数减去拟合经济增长指数得到差距数值，对比并根据其差值大小，绘制折线图^⑧。最终发现，在现代服务业综合政策实施之前，试点区域的预测误差和其他城市相比并没有出现太大差异，而在实施之后，其差异渐渐凸显并持续扩大，天津市和重庆市的预测误差都位于控制组省份的最上方，辽宁省则相反。表明天津市和重庆市分别在95.24%和94.44%高置信水平上证实现代服务业综合试点政策的经济增长效应是显著的。

其中，D_it=1 时，试点省份会受到现代服务业综合政策的干预，即；当D_it=0时，其他省份则没有受到政策的冲击，即；当第一个省份（i=1）在T₀ 期之后受到现代服务业综合政策冲击，而其他省份在任意t 时期都不受到政策干预的影响。而α_it 是待估计目标，在t ＞T₀时，，其中，Y_it是处理组的经济增长指数，是可观测到的。由于是无法观测到的，需要拟合一个与之相对的反事实结果的潜在状态：，其中，Z_i为协变量，β_t是时间固定效应；θ_t是一个（1×r）维的未知参数向量；κ_t是（1×F）阶不能观测到的共同因子；μ_i是（F×1）阶不同省份的固定效应；ε_it是没有观测的暂时性干预冲击到的标准误差项。

通过Stata.15 软件，使用Synth 程序包运行模型的估计结果。具体详细内容请参见Abadie et.al.（2010）。^［15］

（二）研究对象

为了综合考察现代服务业综合试点区域经济增长的实施效果^①，借鉴（陆贤伟，2017^［16］）等人的做法仅仅将试点省份（市）作为目标样本，而将地级市所处的省份全部删除，包括：广东省（深圳市）、湖南省（长沙市）、浙江省（金华市）、福建省（厦门市）和江苏省（苏州市）共5个省份。因各省市现代服务业政策实施时间是分批次进行的，为了更好地整体评估其带来的经济增长净效应，参照（Martinet-Bravo et. al，2011^［17］）文章的做法，使用类倍差法（Quasi-DID），构建虚拟变量did，若该系数为1，则说明该省市是现代服务业政策实施区域。这里，did 中不再具备一致的政策冲击时间点，而是允许每个省域可以拥有自己的政策干预时期。

（三）数据来源

表1 数据的描述性统计^②

为确保各项数据指标的可获得性和一致性，研究统一选择我国26 个省（直辖市、自治区）1996—2017 年的平衡面板数据进行分析。数据来源于《中国区域经济统计年鉴》和各省（直辖市、自治区）统计年鉴。

（四）变量的择取

表2 主要变量及其计算方法

（五）基本前提假定

借鉴（王立勇等，2018^［18］）等的做法，描绘出处理组与控制组在现代服务业政策干预实施后经济发展水平是否满足平行趋势假定。

根据图1 发现，现代服务业政策实施之前在1996—2011 年走势基本相同，两者近似平行，满足共同趋势条件，政策干预实施后，相比较控制组的变动情况来说，处理组样本呈现逐步上升的态势。表明现代服务业综合政策实施之后，其原有的经济增长效应得到了完全的发挥。

图1 共同趋势假定

注：图1 中纵轴为经济增长指数，相应计算方法参见表2，横轴为年份。

随机分组假定满足现代服务业试点省份的选择过程是随机抽取的，确保每个省份单元个体有均等概率接受同一政策或项目干预，即是。如果试点个体的选择不服从随机化过程，或不同省份的现代服务业的发达程度是试点工作的选择依据之一，那么实证研究分析将会面临很高的内生性问题。因此，为了检验试点省份的选取是否存有偏误，此次研究设立Logit 计量模型：

其中，作为因变量Logit_it 表示该省份i 在第t 年是否被选为试点区域。二元选择估计回归结果可知：分区域来看，现代服务业综合政策实施样本单元的选取在很大程度上不以第三产业增加值的高低为参照，确立了研究分析个体单元选择的随机性。

四、计量结果分析

（一）基准回归结果

在处理面板数据之前，究竟使用固定效应模型（FE）还是随机效应模型（RE），这是必定的基本前提。豪斯曼检验结果发现：p 值为0，故强烈拒绝“ H₀∶μ_i与x_it，z_i不相关”的原假设，即认为随机误差项和解释变量不相关的假设不成立，应该使用固定效应模型，而不是使用随机效应模型。因此，采取添加控制变量的固定效应模型的方法来检验现代服务业综合政策对经济高质量发展的净效应，具体回归结果见表3。

表3 基准回归估计结果

据表3 首行所示，现代服务业政策对省域的经济增长具有显著的正向作用，能够促进区域经济高质量发展。根据模型（1），现代服务业综合政策对经济增长的估计系数为0. 056，且在统计意义上十分显著，该系数反映了其对经济发展水平的净影响。向模型中加入全部控制变量后，did 的估计系数仍然显著为正，最后稳定在1.8%左右，这与我们的理论预期相符。这说明对于首批试点区域而言，实行新型现代服务业政策以后能够明显提升地区经济发展状况，促进当地经济增长率水平。逐步向模型中加入重庆市和控制变量后，其现代服务业政策实施的经济增长效应的结论仍然十分稳健，核心参数did 为0.124，在5%的显著性水平上依然成立。再控制地区和年份固定效应后，现代服务业综合政策实施可以使经济增长9. 2%。整体而言，现代服务业综合政策实施对区域经济高质量发展的促进作用非常显著，可以促使省域经济发展达到经济规模效应最优。

（二）异质性分析

与现有处理组的研究方式不同，合成控制法是通过为每一个政策干预实施区域来构建一个合成对象区域，进而评价现代服务业产生的经济增长效应的政策效果。该方法采取纯粹数据驱动的形式确定合理的对象权重，可以使得实证分析结果不易受到样本选择偏差的影响，又能指出每个合成对象的反事实后的贡献，克服过分外推的判定（苏治，2015^［19］）。表4 给出了津沪渝辽的权重组合情况。

表4 非试点省份在试点区域的权重

表5 给出了现代服务业综合试点政策实施前后处理组与合成组解释变量值的对比情况。试点省份（三市一省）的解释变量的实际值和合成值之间的差距都比较小，说明其拟合效果较佳，程度也较高。

为顺应国家供给侧改革的目标，在大数据时代的背景下，企业的成本管理模式出现了翻天覆地的变化，企业管理者必须采取合理的措施进行成本控制。企业可以利用大数据库建立一套健全的监督管理体系，实时监控和分析，将企业的成本控制落实到位。企业可以定期召开成本分析讨论会，找出问题，分析问题，解决问题，制定成本管控的奖惩机制，推广奖励先进的成本管理经验。大数据时代需要企业适应时代的发展，了解自身在市场的优势和劣势，不断加强创新，实现企业的价值。

表5 解释变量对比

图2 试点省份政策实施拟合效果图

图2 展示了试点省份（三市一省）与合成控制样本组在1996—2017 年的经济高质量增长状况。图中垂直虚线对应的年份是现代服务业综合试点政策的干预实施当年时期。从图中我们发现，在垂直线左边（政策冲击之前）的政策实施省份（实线）与合成控制对象（虚线）的经济增长路径具有很高的拟合水平，政策干预冲击产生的影响取决于在实施后（垂直虚线右边）试点省份与其合成对象的经济增长偏离程度。

除北京外，其余省市与合成控制对象的拟合程度效果较好。对拟合值效果欠佳的北京市，因无法辨识政策实施后经济增长的差异是因拟合不佳导致还是政策实施干预所致，故而在此后的政策分析效果中将不再进行分析。而（邹恒甫，2018^［20］；谭静，2018^［21］）使用合成控制法同样发现北京的拟合程度不佳，可能是由于北京的地理位置、政治地位、人文环境和经济特征具有某种特殊性，使得在合成组中找不到与之相应的控制单元，难以通过其他省市的加权来完美拟合，也就无法利用控制组的特征向量的凸组合来构建北京的特征向量。

综上可知：现代服务业综合政策实施之前，试点省份中经济增长路线与合成路线几近重合，表明合成控制法完美地拟合了政策干预冲击年份前省份的经济增长路径。而在政策实施之后，重庆市和天津市的实际值都超过了拟合值，随着时间的渐渐演进，两者的经济增长差距数值呈现出逐渐扩大的趋势，二者之差就是政策冲击“项目效果”，总结表明现代服务业综合政策实施对津渝两市产生十分显著的正向促进作用。相反，上海市和辽宁省的经济增长的真实值在政策干预后远远低于合成值，其中辽宁省的经济增长效应出现了时间滞后性，于2015 年左右才出现了明显大幅度下降，表明在政策冲击后其经济增长效应并不显著。对上海市而言，可能原因是由于其面临的国际环境复杂多变，全球产业链重构和资源要素禀赋的瓶颈约束逐步凸显，已经进入后工业化发展阶段的上海市正借此谋求产业优化转型，以顺应产业发展新趋势和需求结构新变化，加快向创新链、产业链与价值链高端迈进，着力集聚高端现代服务业，不断提高发展质量和效益，实现城市发展方式的重大转变，以致造成经济增长速度放缓（曹永琴，2018^［22］）。对辽宁省而言，由于其地处东北老重工业基地，产业政策向制造业严重倾斜（和军，2018^［23］），工业占比份额最大，第三产业增加值不高，贡献率较低，产业内部结构不合理，规模经济较弱，其产业转型与经济增长任务异常艰巨（王佳宁，2017^［24］），从而不利于辽宁省自身经济社会持续发展态势。

实际上，对于组织架构的调整，美的一直未曾停止。为了避免“大而不强”，美的近年来不断出手调整事业部。随着家电大企业多年的发展，部分企业内部出现体制固化、资源共享不均衡、效率低下等问题，美的也意识到这一潜在危机，有意通过调整缩短管理体系，实现一个集团一个平台下的统一步调。

五、稳健性检验

（一）安慰剂检验

1.单差法检验

单差法是通过直接比较现代服务业政策实施前后经济增长情况的差异，由此来判定其对经济增长的影响程度。具体回归结果见表6 第（1）列和第（2）列。

车牌定位采用自制的训练数据集,而Yolov2采用的是VOC 2007和VOC 2012数据集聚类得到的5个初始框。以上两个数据集中目标种类繁多,因此得到的初始框具有一定的普适性。为更好地适应车牌结构的特殊性,需要在自制的车牌数据集中重新进行聚类,选取合适的初始框。本文运用k-means++进行真实框的无监督聚类。

表6 单差法和变换指标检验

根据表6，可以发现：无论是“前后”差异比较，还是“有无”差异比较，现代服务业综合试点政策的经济增长效应都十分显著，利用单差法得到的系数远高于前文表3 中双重差分的估计结果，原因是该方法并没有完全剔除经济自然增长带来的影响，存在很大的内生性困扰，以此高估政策实施的实际效果。

2.改变指标检验

为检验现代服务业综合政策实施干预结果的准确性，再次对因变量进行替换。借鉴（赵明亮，2015^［25］）的做法，用第三产业增加值占比情况来衡量其经济增长效应。表6 第（3）列和第（4）列给出了相应的估计结果。

我们同样发现，政策实施不仅能明显提升试点省份的产业增加值，也能明显优化相应产业增加值所占的比重，更进一步证实现代服务业综合政策实施后存在经济增长效应。

3.反事实检验

综上，我们都发现核心参数did 系数并没有出现显著差异，东部地区政策实施经济增收效应显著高于中西部地区，说明中西部区域的经济增长促进作用未显现出来，进一步证实前文中的估计结果稳健可靠。

检验结果发现，其核心参数did 不但不显著，而且还为负数，说明虚拟的现代服务业综合政策实施对控制组的经济高质量发展并没有产生显著性冲击，在一定程度上控制不可观测的其他因素对实证分析的外在性影响，表明前文的估计结果的确反映现代服务业综合政策实施的经济增长效应。

表7 反事实和变换样本范围检验

4.变换样本范围检验

在现有的实证研究中，样本对象的选取方式和研究范围的不同会对估计结果产生一定影响，现代服务业综合政策实施后的经济增长效应也可能会因为地域经济发展水平的不同而存在显著差异。

为了验证该假定，排除这种情况的干扰，借鉴（刘金山，2017^［27］）等文章的做法，将26 个省市划分为东中西部，分别考察政策实施产生的经济增长效应。由于中部地区没有试点省份，这里仅仅考察东部地区和西部地区的经济增长效应。^③表7 第（2）列是西部地区的估计结果，第（3）列是东部地区的估计结果。为了综合衡量其政策经济增长效应，我们又重新加入之前删除的省份，表7 第（4）列是全样本的估计结果，第（5）列是东部地区的估计结果，第（6）列是中部地区的估计结果。^④

在对经济增长效应的估计结果中，当没有观测到的因素同时影响省域的经济高质量发展时，则本次研究实证的结果并不能归属于现代服务业综合政策实施产生的影响（张荣博，2018^［26］）。为检验该情形存在与否，将控制组作为处理组再次进行相同回归。若估计结果统计显著，则说明其经济增长效应可能是由未知因素引起的，而不是由政策干预引起的。反之，则表明前文得到的结论明显成立。表7 第（1）列给出了相应的反事实检验结果。

通过选取实际GDP（lngdp）取对数和第三产业增长率（gservice）指标^⑥进行检验（张先锋，2016^［29］），再次比较试点省份的经济增长路径和合成经济增长演变路径发现：与前文结论类似，当以实际GDP 衡量经济增长效应时，对于三市一省来讲，实际与合成的经济增长指数演变路径在综合政策实施后都出现了较大分离。其中重庆市、天津市、上海市实际和合成的路径基本都在政策实施当年呈现分离的态势，而辽宁省的拟合值出现在2015 年前后。重庆市和天津市同样在政策实施后表现出其显著的促进作用，而上海市和辽宁省的经济增长效应却不明显。这意味着现代服务业综合政策实施的经济增长效益在试点区域都发挥出了原有的“倒逼”效应，但是在不同省份却出现了异质性，综合说明现代服务业政策的经济增长效应核心结论是稳健可靠的。

（二）有效剂检验

1.平稳性检验

实证分析发现，现代服务业综合政策实施地域的真实值和合成值的确存在显著差异，但这种差异是不是由试点政策干预引起的呢？选择一个未进行现代服务业综合政策实施冲击的地区，假设该省份在相同时期与处理组样本单元施加一样的效果，再使用SCM 通过其他省份构造该地区合成个体的经济增长差异（黄启才，2018^［28］）。如果现代服务业综合政策实施之后，处理组与合成控制组样本也出现了较大差异，则表明省域存在的经济增长效应并不能完全归因于现代服务业综合政策实施；若在政策实施之后，处理组与合成控制样本的差异远远低于处理组的经济增长差异，则表明其经济增长效应的确是现代服务业综合政策实施后的产物。

根据表4，合成天津市权重最高的省份是吉林省（0. 479），合成重庆市权重最大的省份是湖北省（0. 551），合成辽宁省权重最大的省份是黑龙江省（0. 529），合成上海市权重最大的省份是山东省（0.916）。因此，选取并比较吉林、湖北、山东和黑龙江省的经济增长产出的结果^⑤发现：上述省份的经济增长的合成值和实际值差异在现代服务业综合政策实施前后差距很小，省份与拟合省份的路径几乎完全重合，远远小于图2 的合成值与实际值差异，存在政策效果非常小，表明试点区域的经济增长效应确实是由现代服务业综合试点政策实行所引起的，并非来自于偶发因素干扰。

2.替换法检验

至此，通过进行一系列检验，发现都没有改变本次研究的结论，有理由相信本次研究的结论是可靠的。

3.排序法检验

其中，V 是k×k 维对角矩阵，合成控制W*（V）的目的是复制干预组在没有受到现代服务业综合政策冲击时的表现，故v₁，…v_m 的选取的确反映控制变量的预测水平，最佳的办法是择取事前MSPE 最小矩阵V 最小化：

为了检验估计的政策实施效果在统计意义上是否显著，借鉴（杨经国，2017^［30］）的类似秩检验的排序检验方法进行分析。

在试点省份中，研究选择拟合效果整体最好的重庆市和天津市进行分析，重点研究其经济增长效应的传导机制。为了更直观地考察现代服务业综合试点政策实施的经济增长效应，通过比较政策实施前后渝津两市实际值和合成值的经济增长指数的差距发现：在政策实施之前，重庆市和天津市经济增长指数在0 附近上下波动，政策实施当年，两市的经济增长指数分别提高了0.012和0.256，随后其差距持续扩大，重庆市于2016年达到最大值0.246，而天津市在2013 年达到最大值0.292。这说明现代服务业综合政策实施在一定程度上提升了重庆市和天津市的经济增长程度。

综上设立模型如下：

表8 给出了排序检验的结果。我们发现：若我们在控制组中随机抽取一个省份，要得到与试点省份相同的预测误差，出现如试点省份那么大的变动程度的概率很低，从而完全证实现代服务业综合试点政策的经济增长效应在高置信水平上是可靠的（刘甲炎，2013）。表明现代服务业综合政策实施产生的经济增长效应并不是来自于不可观测的偶然因素的冲击。

表8 排序检验方法检验结果

六、中介机制效应分析

借助中介效应模型，进一步研究分析现代服务业综合试点政策的经济增长效应。中介效应的检验步骤是构建中介变量，用以检验地区经济增长效应。这里使用交叉项回归法，将模型中的双重倍差项与机制变量相乘，若估计系数为正，表明现代服务业综合试点政策的经济增长效应的确是通过机制变量来实现的（郭晨，2018^［33］）。具体回归结果见表9。

基本步骤如下：随机选取一系列没有进行试点的省份，假设其在当年也受到现代服务业综合试点政策的冲击，采用SCM 构造合成的经济增长指数，得到诸多随机形成的“项目效果”，这种影响效果即是实际值与合成值的误差，进而将试点省份的政策干预效果与随机误差分布进行比较，如果试点省份的政策实施的经济增长效应显著大于随机产生的误差，则说明政策实施经济增长效应是十分显著的。

在培训态度上，专硕研究生对培训重要性有较高的认知并愿意参加培训；在培训内容方面基本满足专硕研究生的培训需求；在培训方法和培训考核结果方面，结果显示培训教学方法单一，考核结果并不能完全反映真实水平；培训补助方面满意度最低，与培训年限呈负相关，差异有统计学意义（P=0.015）；培训后各方面能力得到提升，满意度较高，其中培训对提高临床技能和培训达到预期目标这两项与培训年限呈正相关，差异有统计学意义（P＜0.01）。

图5显示，稠化时间与缓凝剂加量在实验条件下具有较好的线性关系；测试区间内水泥浆初始稠度低，利于泵送，且稠化时间在190～320min内可调，满足要求。

使用表示省域现代服务业空间集聚、省份产业结构和省份产业创新指数等指标^⑨来对其经济增长效应的传导路径进行分析，产业集聚预期系数为正，表明现代服务业协调分工和关联集合可以提升生产效率，提升区域空间经济发展质量。表9 第（1）列和第（2）列显示，产业集聚系数都显著为正，且交叉倍差项系数都通过了1%的统计意义检验，符合预期。表明现代服务业综合试点政策实施后，通过产业空间集聚加速空间外溢效应，形成规模经济优势，减少产业之间的运输成本，降低平均生产成本，促进地区产业协调发展，加快市场融合，吸引资本、技术、知识与劳动力等生产要素的群聚，可优化资源配置，提高资源配置效率，实现地区经济的创新发展。

表9 中介机制检验

产业结构的预期系数为正，表明现代服务业的转型优化可以促进经济进步，增强区域发展效能。表9 第（3）列和第（4）列中，以第二产业衡量产业结构，发现其系数为负，而以第三产业衡量时发现核心参数为1.354，且在1%的置信度上非常显著。这说明现代服务业转型优化可以延长产业链，实现经济发展动能转换，淘汰和转移落后产能，增加战略性新兴产业的绝对主导地位，促进传统产业改造提升，加强产业间的关联程度，加快创新成果的转换，形成经济质量优势效应。

创新能力预期系数为正，表明科技研发投入等外在环境对现代服务业中的经济增长效应有直接影响，可提升人力资本，提高服务业现代化水平。表9 第（5）列估计系数在1%的统计性水平上十分显著，使得假定成立。

综上，现代服务业空间集聚、产业结构和创新能力三大中介机制对现代服务业的经济增长效应影响显著，均能够实现重庆市和天津市经济发展的新常态，且产业结构转型优化对其经济高质量发展的贡献程度最大。

七、结论与政策建议

第一，使用双重倍差法对现代服务业的经济增长效应进行整体平均化评估，发现政策实施后对地域经济增长均存在显著的促进作用。将东中西省市分别进行回归后发现，政策实施对东部地区经济发展存在明显正向作用，而对中西部地区的影响不显著，且核心估计参数均小于东部省市。表明政策实施存在地域异质性，有助于促进东中西区域经济增长收敛，缩小地区经济发展差距。

实现高度场与观察射线的交点计算是整个视差贴图的关键所在。它直接决定了最终渲染效果的正确性和真实感程度。

第二，为了弥补单一使用双重倍差法进行政策评估可能存在的内生性问题，避免其落入项目评估平均化的陷阱，搭配合成控制法对试点区域内政策干预后的经济增长效应进行个案评价后发现，现代服务业政策显著地推进了天津市和重庆市的经济增长，但是对上海市和辽宁省的经济增长效应仍没有表现出来，存在一定的滞后性，或者说对沪辽的经济增长不存在明显的经济推动效应。这也同使用双重倍差法得到的结论相一致。

第三，通过中介效应模型对重庆市和天津市的经济增长效应进行分析发现，该区域政策实施的经济增长效益完全是通过现代服务业空间集聚、产业转型优化和区域创新提升实现的，且产业结构转型优化对其经济高质量发展的贡献程度最大。

上述结论具有明显的政策含义，现代服务业综合政策在上海市和辽宁省的经济增长效应没有达到帕累托最优，相反，却出现了经济发展的边际效应递减。表明政府应该依托国家“一带一路”倡议和长江经济带发展战略，优化产业组织结构和形式，延长产业链条，逐步形成完善的产业关联网络体系和协作服务信息平台。积极落实各项创新政策，打破地域行政藩篱，淡化行政等级权力，增进区域自主创新和协同合作步伐，提升参与国际分工水平，提高其在全球中高端产业价值链中的地位。改善区域内部产业空间布局，加强区域间的互融互通和交流合作，促进生产要素的合理化无障碍性流动，形成地域辐射带动作用的“龙头”极点，加速带动环渤海经济圈和长三角城市圈的建设。

通过本次研究，发现目前国内ESP课程研究尚不够完善：学生需求分析尚不够全面；ESP教学以阅读和翻译为主，忽略了听说能力的训练；教学目标不够具体，教学方法及教学手段陈旧。依据本次问卷调查的结果以及以往研究的结论，笔者认为，现阶段大学英语教学改革应将重点转移到课程内容设置的问题上来，具体探讨大学阶段ESP课程的设置问题[7]。具体提出以下几点建议。

注释：

① 第一批（2011 年）试点地区：北京市、上海市、天津市和辽宁省；第二批试点（2012 年）地区：重庆市、深圳市和长沙市；第三批（2013 年）试点地区：苏州市；第四批（2014 年）试点地区：厦门市和金华市。资料来源于中华人民共和国商务部流通业发展司。附网址：http://ltfzs.mofcom.gov.cn/

② 选取解释变量并进行多重共线性检验发现：最大的VIF 为变量lnedu 是6.84，远小于10，不必担心多重共线性问题。

③ 按照国家统计局的划分方法，东部地区包括北京、天津、辽宁、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南和广西12 个省区；中部地区包括江西、安徽、河南、湖北、湖南、山西、黑龙江和吉林8 个省区；西部地区包括新疆、四川、重庆、西藏、云南、青海、甘肃、贵州、陕西、内蒙古和宁夏11 个省区。

④ 东部地区加入广东省、浙江省、福建省和江苏省；中部地区加入湖南省；西部地区不变。

⑤ 由于山东省的经济发展程度较高，难以找到合适加权对象，导致拟合效果不佳。借鉴（刘甲炎，2013）的做法，采取一个没有权重的城市（广西）进行检验，没有权重说明其与上海在特征上相差较远。碍于篇幅，暂未展示图表。

⑥ 以该指标进行检验时，同样发现符合前文结论。以第三产业产值占比（oservice）指标进行检验时，发现除上海市外其他省份得到的核心结论与前文相符。而以人均GDP 取对数（lnpergdp）指标进行检验发现只有重庆市与辽宁省的拟合效果比较好，结论也并没有明显变化。

⑦ 重庆市选取省份（除内蒙古、西藏、海南省和山东省）为18 个省份；天津市选取省份（除西藏）为21个省份；辽宁省选取省份（除西藏、海南省和山东省）为19 个省份；实证发现上海市的预测误差远远高于对照组城市，即均方预测误差的平方根（RESPE）值比较大，就不再分析上海市的排序检验情况。本文并非首篇将上海市删除的文章，如王贤彬和聂海峰（2010）发现上海市是研究地区预测误差的36 倍等，刘甲炎和范子英（2013）发现其预测误差也达到10 倍。

⑧ 碍于篇幅，暂不展示津渝辽的排序检验方法的预测误差分布。

⑨ 用第三产业增加值与土地面积之比（areaser）和第二产业与第三产业增加值之和同土地面积之比（agglo）表示该省份现代服务业产业集聚程度；用该省份的第二产业增加值与第三产业增加值之比（indusser）和第三产业增加值与第二产业增加值之比（serindus）作为该区域产业结构的代理变量；引用（寇宗来、刘学悦，2017：《中国城市和产业创新力报告2017》，复旦大学产业发展研究中心）发布的城市创新指数，本文在此基础上分别将城市创新指数进行加总，得到2001—2016 年省份创新指数（piindex），两者可能会存在一个很小的误差。

参考文献：

［1］ ASLESEN H W，ISAKSEN A. New perspectives on Konwledge-intensive Services and Innovation［J］.Gergrafiska Annaler：Series B，Human Geography，2011.

［2］ BRYSON J R ，TAYLOR M，DANIELS，P W. Commercializing Creative Expertise：Business and Professional Services and Regional Economic Development in the West Midlands，UK［J］. Politics and Policy，2008，36（2）.

［3］ LUNDQUIST K J ，OLANDER L O，HENNING M S. Producer services：growth and roles in long-term economic development［J］.The Services Industries Journal，2008，28（4）.

［4］ WOOD P. Urban Development and Knowledge-intensive Business Services：Too Many Unanswered Questions?［J］.Growth and Change，2006，37（3）.

［5］ WILLIAM R，GILLIS. Can Service Producing Industries Provide a Catalyst for Regional Economic Growth?［J］. Economic Development Quarterly the Journal of American Economic Revitalization，2014，1

（3）.

［6］ Baumol W J ，BLACKMAN S A B，WOLFF E N. Unbalanced Growth Revisited：Asymptotic Stagnancy and New Evidence［J］.American Economic Review，1985，75（4）.

［7］ WOLFL A. Productivity Growth in Service Industries ：An Assessment of Recent Patterns and the Role of Measurement OECD Science，Technology and industry Working Paper No. 2003.

［8］ BONATTI L，FELICE G.Endogenous Growth and Changing Sectoral Composition in Advanced Economics［J］.Strucyural Change and Economic Dynamics，2008，19.

［9］ Lee Jong Wha，MCKIBBIN W J. Service Sector Productivity and Economic Growth in Asia［J］. Adbi Working Papers，2014，7（490）.

［10］郑吉昌，李文杰. 长江三角洲地区服务业对经济发展贡献的比较研究［J］. 国际贸易问题，2009（12）.

［11］周伟，杨栋楠，章浩.京津冀协同发展中河北现代产业体系评价研究［J］.经济研究参考，2017（64）.

［12］程大中.中国服务业与经济增长：一般均衡模型及其经验研究［J］.世界经济，2010，33（10）.

［13］刘书瀚，于化龙. 生产性服务业集聚与区域经济增长的空间相关性分析——基于中国285 个地级城市的实证研究［J］.现代财经（天津财经大学学报），2018，38（03）.

［14］刘沛罡，王海军. 高技术产业内部结构多样化、专业化与经济增长动力——基于省域高技术产业制造业、高技术产业服务业面板数据的实证分析［J］.产业经济研究，2016（6）.

［15］ABADIE A，DIAMOND A，HAINMUELLER J. Synthetic Control Methods for Comparative Case Studies：Estimating the Effect of California's Tobacco Control Program［J］.Journal of the American Statistical Association，2010，105（490）.

［16］陆贤伟.低碳试点政策实施效果研究——基于合成控制法的证据［J］.软科学，2017，31（11）.

［17］MARTINEZ-BRAVO M，MIQUEL G P，QIAN N，YAO Y. Do Local Elections in Non-democracies Increase Accoutability?Evidence from Rural China［R/OL］.NBER working paper，2011.

［18］王立勇，高玉胭.财政分权与产业结构升级——来自“省直管县”准自然实验的经验证据［J］.财贸经济，2018，39（11）.

［19］苏治，胡迪.通货膨胀目标制是否有效?——来自合成控制法的新证据［J］.经济研究，2015，50（6）.

［20］游鸿，邹恒甫.设立“新特区”的经济增长效应评估——基于合成控制法的实证分析［J］.会计与经济研究，2018，32（2）.

［21］谭静，张建华.碳交易机制倒逼产业结构升级了吗?——基于合成控制法的分析［J］.经济与管理研究，2018，39（12）.

［22］曹永琴，李泽祥.上海产业结构调整的路径选择研究［J］.上海经济，2018（6）.

［23］和军，牛娟娟.改革开放以来东北经济研究演进分析［J］.辽宁大学学报（哲学社会科学版），2018，46（5）.

［24］王佳宁，罗重谱.新时代中国区域协调发展战略论纲［J］.改革，2017（12）.

［25］赵明亮，杨蕙馨.“一带一路”战略下中国钢铁业过剩产能化解：贸易基础、投资机会与实现机制［J］.华东师范大学学报（哲学社会科学版），2015，47（4）.

［26］张荣博，周渝霜，黄潇.遂渝铁路建设与重庆县域经济发展研究［J］.铜仁学院学报，2019，21（2）.

［27］刘金山，徐明. 对口支援政策有效吗?——来自19 省市对口援疆自然实验的证据［J］. 世界经济文汇，2017（4）.

［28］黄启才.自由贸易试验区设立对地区经济发展的促进效应——基于合成控制法研究［J］.福建论坛（人文社会科学版），2018（9）.

［29］张先锋，杨栋旭，孙红燕，李莹.西部大开发战略实施的转型升级效果评价——采用合成控制法对技术进步和生态环境保护的考察［J］.西部论坛，2016，26（3）.

［30］杨经国，周灵灵，邹恒甫.我国经济特区设立的经济增长效应评估——基于合成控制法的分析［J］.经济学动态，2017（1）.

［31］刘秉镰，吕程.自贸区对地区经济影响的差异性分析——基于合成控制法的比较研究［J］.国际贸易问题，2018（3）.

［32］刘甲炎，范子英. 中国房产税试点的效果评估：基于合成控制法的研究［J］. 世界经济，2013，36（11）.

［33］郭晨，张卫东. 产业结构升级背景下新型城镇化建设对区域经济发展质量的影响——基于PSMDID 经验证据［J］.产业经济研究，2018（5）.

中图分类号： F061.3

文献标志码： A

文章编号： 2095-9915（2019）05-0075-16

DOI： 10.16387/j.cnki.42-1867/c.2019.05.007

收稿日期： 2019-04-29 投稿网址·在线期刊：http：//qks.jhun.edu.cn/jhdx_sk

基金项目： 重庆市教育委员会人文社科重点研究基地项目“收入不平等与房价的作用机制及调节政策研究”（18SKJD028）；重庆工商大学重点科研平台项目“空间视角下西部地区城市群结构演变及其经济效应研究”（1652018）；重庆市研究生创新型项目“环境规制下长江经济带创新效率评价及提升路径研究”（CYS18332）；重庆工商大学校级研究生创新型科研项目“转型背景下现代服务业高质量发展评价及优化路径研究”（yjscxx2019-101-33）

作者简介： 张荣博，男，重庆工商大学长江上游经济研究中心硕士研究生；黄潇，男，重庆工商大学副教授，博士、博士后，重庆工商大学长江上游经济研究中心研究人员。

责任编辑：徐慧萍

（E-mail：xhp196809@163.com）

标签：现代服务业论文;  经济增长论文;  政策效应评估论文;  传导路径论文;  政策建议论文;  重庆工商大学长江上游经济研究中心论文;