中国服务业扩张模式：平推化还是立体化？，本文主要内容关键词为：中国论文,服务业论文,模式论文,平推化论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
对产业结构优化升级问题的研究是主流产业经济理论经久不衰的热点之一。在当前中国经济下行压力增大的背景下，调整优化产业结构已经成为释放经济潜能以实现“稳增长”的当务之急。在产业结构调整过程中，无论是我国工业化进程的加快还是城镇化的发展提速，均对服务业的扩张产生了强大的需求和带动力，服务业的蓬勃发展已成为我国经济转型过程当中一个十分显著的特点。中共中央、国务院于1992年颁布《关于加快发展第三产业的决定》以来，按照可比价计算，1992-2011年，我国服务业增加值的年均增速高达10.61%；与此同时，服务业劳动生产率由1992年的7144元/人上升至2011年的31663元/人，年均增速8.15%，低于同期第二产业劳动生产率增速0.75个百分点。
“平推化”和“立体化”的概念最早是金碚(2012)在《中国工业发展报告(2012)》中提出的，其中，“平推化”概念是金碚关于过去30多年中国工业化扩张特征的经典论断，亦即在资源具有比较优势和政府大力支持政策的领域里，资金大规模投向扁平的技术层面，快速引进外资和扩大生产能力，使得中国经济总量突飞猛进跃居世界第二位，然而暴露出的问题则是显而易见的，最明显的是企业创新主体缺乏耐心从事研发创新；“立体化”则是产业发展应当面向精致化、绿色化和高端化的制高点攀登，实现由单纯的规模扩张向自主创新的产业深化。
当前中国服务业发展存在的问题主要体现在：一是表现为生产性服务业发展乏力，专业化和市场化程度低；二是生活性服务业发展缓慢，居民消费中服务性消费占比偏小。服务业发展的滞后，严重阻碍了消费的扩大，降低了就业吸纳能力；三是生产性服务业属于粗放型的增长方式，全要素生产率的增长滞后于制造业。由于“重产品、轻服务”的传统观念影响，服务业占GDP比重仍然较低，特别是生产性服务业和现代服务业的发展更是滞后。当今世界各国经济发展的实践表明，发展服务业是衡量生产社会化和市场经济成熟的重要标志，是提升经济整体素质、效率的有效途径，尤其是在我国人口和劳动力等要素禀赋相对丰富的国情下，服务业发展对于扩大内需和促进就业方面的作用显得尤其突出。
尽管人们认识到服务业发展受到资源环境的约束较小，且对制造业具有强大的依赖性，以提高服务业比重为基本思路的产业结构调整能够对产业结构的优化升级产生积极影响，尤其是发展现代服务业对促进经济结构转型的重要性，但就社会资源的合理优化配置来讲，针对各地区“一刀切”式的盲目提高服务业比重能否真正实现经济结构的优化以及基于各地区要素禀赋采纳适宜的技术对于产业结构变动产生何种影响的研究则较少涉及。从国际上主要发达国家比如美国的经验来看，中国和美国产业结构呈现出巨大的差异性，2011年中国服务业增加值比重为43.4%，而美国则高达79.6%。究其原因，除两国要素禀赋差异外，在产业结构调整政策方面，美国政府不主张过多干预经济活动的运行，但对产业结构调整方面的措施主要有两点：一是注重基础设施的建设，对弱小产业的扶持，以促进产业间的协调发展；二是重视高技术对传统产业的改造。那么，那么中国服务业扩张模式究竟应当如何选择呢？究竟哪些因素决定和影响了一国的产业结构，尤其是最优服务业的比重呢？本文拟从经济结构优化视角出发，研究服务业立体化扩张模式的内在特征，并进一步探讨中国服务业扩张的模式选择问题：走“平推化”还是“立体化”道路？
一、文献综述
服务业比重的高低与扩张是产业结构形态与变迁的重要体现，在产业结构优化与产业政策的研究领域，最近几年来，国外主要的研究方向和成果集中在要素禀赋、技术选择与产业结构关系的理论和实证方面的文献。Trevor(2006)研究了什么因素决定了产业结构，通过要素比例生产模型的实证研究，将不同国家的产出分解为要素禀赋和生产技术两方面。他认为一国总的要素禀赋解释了大部分的生产结构——独立于产业的特征，以及量化了不同国家由于要素积累的原因导致的产业结构的变迁：1970-1990年，在决定产业结构的变迁过程中，不同国家的要素积累大致相当于全球生产技术2倍的作用，要素积累的相对重要性因产业而异(除了纺织业技术占据主导地位以外)。Redding等(2006)根据经典的贸易理论构建了包括部门在GDP中的份额与要素禀赋、相对价格和技术水平的一般均衡模型，并利用1975年以来7个欧洲国家45个地区14个行业的面板数据分析了产出结构和要素禀赋之间的关系，研究认为要素禀赋在解释欧洲地区产出结构时起到了统计上显著和数量上相当重要的地位，估计参数与实际经济情况相一致。进一步分类的要素禀赋测量(加入教育水平提高和土地质量变化的控制变量)使得模型的解释能力得到显著的提高。
Acemoglu等(2008)通过建立一个两部门模型，从理论层面表明资本积累是产业结构变迁的重要原因，随着资本逐步变得更加充裕，资本密集型的部门产出增加，然而雇佣劳动力的构成则依赖于部门之间的替代弹性。Ju等(2009)通过一个可追溯的无限期一般均衡模型，从理论角度分析了封闭经济中最优产业结构的动态变化，分析后认为资本的不断增长是推动产业结构变化的动力，当产业结构与资本禀赋水平不一致时，将会导致次优的经济增长绩效。Che(2010)检验了Acemoglu等(2008)、Ju等(2009)提出的基于要素禀赋视角的产业结构变迁理论，基于15个国家27个行业的数据，实证研究了高资本禀赋同资本密集型行业规模之间的相关关系，最后发现实际和名义的产出份额以及资本密集型行业的就业份额均与初始的资本禀赋和资本积累速度之间呈现显著的正相关关系。从结构协同性的角度来看，一国最优产业结构反映了其要素禀赋基础，针对总体资本的结构协同性解释了所选样本国家大概35%的经济增长。资本密集型产业的劳动力收入份额将随着资本禀赋的上升而下降，意味着伴随着产业结构变迁的资本深化解释了近年来所研究样本国家劳动力收入份额下降的原因，研究结果对于资本密集型的衡量指标以及产业特征和结构变迁的决定因素的控制变量是稳健的。然而，也有文献认为要素禀赋与产业份额之间不存在相关关系，Bernardo(2010)指出，一国产出不会受到要素禀赋的影响，决定产出结构的是创新因素，他利用1973-1990年27个发展中国家和发达国家三位数(国际标准产业分类)制造业的资本、熟练劳动力和非熟练劳动力的数据，研究了不同国家的产出组合甚至在15年以后都不会受到要素禀赋变动的影响，不论是在短期还是长期，生产要素供应的不断增加降低了收益率，进而改变了经济中所有部门的生产技术，而且在长期收益率下降的幅度比短期要高至少50%，从而表明与稀缺要素相比，在产出组合中，引致创新占据显著主导地位。Olivier等(2010)利用世界银行生产和贸易的国际面板数据，在GDP生产函数的分析框架下研究了产业份额及其决定因素(要素禀赋、技术和政策)之间的关系，并计算了不同国家不同产业在不同时间的希克斯中性生产率指数。研究结果表明，不同国家不同时间自身的TFP与产业份额是稳健相关的，在不考虑生产率差异的条件下，产出份额与要素禀赋(雷布津斯基效应)息息相关，最优的产业结构将以生产率的高低决定产业份额，资源配置效率得到最大化；而当生产率一定时，最优产业结构则取决于要素禀赋。
服务业比重、服务业劳动生产率增长等问题一直是理论界关注的热点问题。“服务业劳动生产率增长滞后论”是鲍莫尔—富克斯假说其中的一个重要思想(Baumol，1967；Fuchs，1968)，相关学者认为我国服务业比重偏低与全要素生产率增长滞后(江小涓，2004；王恕立和胡宗彪，2012)。在已有的相关文献研究中，绝大多数文献都将服务业比重的提高作为产业结构优化升级的标志之一(黄志钢，2008；汪海波，2010；马晓河，2011)，李钢等(2011)针对多数文献关于产业结构调整主要是以提高第三产业比例的观点，从产业效率、供需和国际贸易角度分析了发达国家的产业结构变迁特征，认为虽然第三产业比重在不断提高，并不意味着第三产业就是产业升级的方向。林毅夫(2002)认为一国的最优产业结构内生于其经济体的要素禀赋，政府部门需根据要素禀赋情况采纳适当的技术，以实现缩小与发达国家差距的目标。
本文的创新点在于构造了包括要素禀赋、技术采纳在内的最优产业结构理论模型，提出并论证了“服务业扩张模式选择”的重要论题，并分别采用静态和动态空间面板计量模型实证研究了1998-2010年我国各地区服务业扩张的变动特征，支持了“立体化扩张模式优于平推化模式”的命题。以下内容的安排为：第二部分是服务业立体化扩张模式内在特征的理论模型；第三部分是计量模型与数据的描述统计；第四部分采用静态和动态空间面板计量模型对服务业平推化与立体化的扩张模式选择进行实证研究；最后一部分是结论和政策建议。
二、服务业立体化扩张模式内在特征的理论模型
在式(1)和式(2)中，a、b分别表示制造业和服务业的资本产出弹性，根据制造业和服务业的技术特点，很显然，0＜b＜a＜1。我们假设各地方政府可以采取基于要素禀赋的比较优势，选择适当的技术，从而达到优化资源配置的目的。为简单起见，本文用人均资本代表“要素禀赋”，那么各地区的技术采纳定义为两种产业(制造业和服务业)的竞争性厂商的资本边际报酬相同时，各地区就达到了最优产业结构，原因在于资本的逐利性使得分配在两种产业中的资本边际报酬相同时，此时资本才达到了最优配置；如果资本的边际报酬不同，那么必然存在着资本配置向帕累托最优的改进空间，直到两种产业所配置资本的边际报酬相等时，资本达到最优配置，根据资本在决定产业结构中的重要作用，从而此时决定的产业结构才是最优的。若地方政府在技术采纳上都遵循比较优势时，根据制造业和服务业两类行业代表性竞争厂商的成本最小化原则，我们能够推导得出以下命题。
证明：根据K和L能够以交易成本为0自由流入两个类型的产业进行配置的前提假设，我们可以得到竞争性厂商均衡时两种生产要素的价格应相同，由此设定制造业和服务业代表性竞争厂商的成本函数分别为：
另外，根据资源最优配置的原则，最优服务业比重是人均资本的函数，那么随着人均资本增加，最优服务业比重呈现出怎样的变动趋势呢？我们可以得到以下命题。
命题2 随着人均资本(K/L)变动而变动的最优服务业比重曲线凸向原点的。
证明：根据式(13)和式(14)可得最优服务业比重为：
由于前提假设0＜b＜a＜1，x/1-x为单调递增函数，当两种产业均存在时，
＞0，对式(17)分子计算整理可得式(17)小于0，这证明了服务业最优比重是随着人均资本(K/L)的增加而单调递减。对式(17)进一步对人均资本(K/L)求一阶倒数，我们可以得出最优服务业比重的二阶倒数为负，意味着随着人均资本(K/L)变动而变动的最优服务业比重曲线是凸向原点的(如图1所示)。
很显然，制造业和服务业的最优比重取决于各自的技术创新
以及劳动产出份额和资本产出份额(a和b)。图1显示了技术采纳战略下随要素禀赋变化的最优服务业比重变动情况：当人均资本较低时，最优服务业比重达到100%；随着人均资本的不断增加，产业结构中的服务业最优比重不断下降，与该结论相符合的一个经济事实是发达国家(比如美国)应对金融危机的再工业化政策，并不是重新恢复传统的制造业，而是着眼于寻求维持制造业领先地位的新路径，在新的技术创新基础上继续提高长期内的工业竞争优势；当人均资本达到一定程度时，服务业达到消失的极端情况。从图2我国服务业(第三产业)比重的发展情况看，1952-2011年，我国第三产业比重由不足30%增长到40%以上。
图1 技术采纳战略下随要素禀赋变化的最优服务业比重变动
图2 1952-2011年我国服务业(第三产业)增加值占GDP比重变化
图3显示的是我国1952-2011年三次产业全员劳动生产率(用“三次产业增加值与相应的年末从业人员数之比”表示)的变动情况，很明显，大致以1992年为分水岭，1992年之前三次产业全员劳动生产率差异非常小，1992年之后，由于我国引入市场经济体制，三次产业全员劳动生产率之间的差异十分明显，其中，第二产业全员劳动生产率一直稳居首位，第三产业次之，第一产业最低。相关学者对服务业的生产效率也进行过研究，比如王恕立等(2012)采用DEA-Malmquist生产率指数法对1990-2010年我国服务业细分行业的TFP进行了测算，并对我国服务业分行业的生产效率变迁和异质性进行了研究，认为与工业(制造业)的对比发现，我国服务业TFP的增长是滞后于制造业的。根据服务业最优比重与服务业效率改进的关系，我们发现，服务业的平推化扩张是不合理的，随着社会经济的发展，人均资本量会逐渐增长，而根据本文的理论模型，最优比重应当下降，应重点提升制造业或者资本密集型产业的发展(比如美国近年来提出的再工业化政策等)。本文后续为此观点提供实证上的支持。
图3 1952-2011年我国三次产业全员劳动生产率比较
三、计量模型与数据的描述统计
本文研究省际服务业平推化扩张与立体化扩张模式的选择问题，由于样本数据采集的空间分布可能存在测量误差，加之省际间经济交往日益密切，因此不同省份的区位差异在空间上可能存在相互依赖性，而这种依赖性则主要体现在误差项以及因变量的滞后项当中，普通面板回归不能有效解决这种空间上的相关性，因此得出的结论是不可靠的。本文拟采用Anselin(1988)提出的空间面板模型实证检验要素禀赋、技术采纳和服务业扩张的关系，空间计量模型分为两大类：空间滞后模型(SAR)和空间误差模型(SEM)。两者之间的区别在于，前者不管其他影响被解释变量的因素如何变动，相邻地区被解释变量的变化都将直接影响本地区被解释变量的大小，后者只有当观察到其他解释变量不能完全解释被解释变量时，才会体现出空间相关性。
1.模型设定
在计算出经济距离空间权重矩阵后，同样利用Matlab软件将其标准化，行和等于1。
2.变量的描述与数据说明
(1)产业结构服务化趋势指标。现有文献大多将第二产业比重作为产业结构变动的指标，基于产业发展特点，本文将第三产业与第二产业增加值之比作为产业结构服务化趋势的指标。第二、第三产业增加值来源于中经网统计数据库，时间跨度为1998-2010年。
(2)要素禀赋。由于一国产出结构受制于该国要素禀赋的特征，宏观上来讲，生产要素包括劳动力、资本、自然资源等。也有学者将采掘业从业人员占行业总从业人员数作为自然资源的代理指标，但该指标具有一定的缺陷，因为经济越发达地区采掘业比重越低，而并不意味着该地区的自然资源稀缺。本文限于数据的可得性，将人均资本存量作为衡量要素禀赋的指标，1998-2008年我国各省份资本存量数据来源于孙辉等(2010)，由于相关原始基本数据的缺失导致难以根据永续盘存法计算，为避免较大的误差，我们针对1978-2008年数据进行一阶自回归方法推算2009-2010年资本存量数据，我们发现各回归系数均十分显著，拟合程度很高，从而确保数据质量是可靠的。
(3)技术采纳。关于技术采纳的衡量指标通常是采用技术选择指数(TCI)，计算公式为：
，亦即第j个国家的技术选择指数等于该国制造业的资本劳动之比除以该国国民经济整体的资本劳动之比。本文在计算TCI指数时，对此进行了改进，我们使用各地区制造业全社会固定资产投资总额与制造业年末从业人员之比，除以各省份(西藏除外)全社会固定资产投资与年末从业人员之比。
(4)制度变量。制度对产出的影响已经在很多文献中得到研究(刘忠涛，2010)，因此，产业结构的变动需要引入制度变量作为解释变量，本文主要考虑了市场化指数、实际利用外资额占GDP比重和财政支出占GDP比重这三个指标。一是市场化指数，由于市场化改革程度的高低直接影响着资源在产业间的流动速度，进而改变资源的配置效率，能够影响到产业结构的优化，因此将市场化改革的程度作为影响产业结构服务化趋势的制度因素之一。市场化指数的1998-2009年数据来源于樊纲等(2011)出版的《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》，2010年数据依据2009年相对于2008年的变化率推算得到。二是外商直接投资实际利用外资额占GDP比重，外商直接投资实际利用外资额是衡量经济体对外开放程度的重要指标，也可作为一国经济的制度变量之一，现有文献研究了外资对产业结构调整的影响(傅强等，2005)。外商直接投资实际利用外资额1998-2004年数据来源于“中经网统计数据库”，2005-2010年数据由“中国资讯行——高校财经数据库”相关资料整理得到。三是财政支出占GDP比重，财政支出占GDP的比重反映了一国政府参与经济的干预程度，该指标在一定程度上体现了经济体的制度特征，因此纳入本文的制度变量，来考察财政支出比重对产业结构变动的影响。财政支出1998-2008年数据来源于《新中国60年统计资料汇编》，2009-2010年数据来源于历年《中国统计年鉴》。
(5)生产的技术进步。我们用生产的技术进步率代表技术创新水平。技术进步率的计算方法是：利用DEAP2.1软件对我国30个省份1998-2010年的投入产出数据进行分析，得出基于Malmquist生产率指数的各省份1998-2010年技术进步率的面板数据作为技术创新水平的代理指标。其中产出数据用地区生产总值表示，投入要素简化为劳动和资本，其中劳动投入用年末从业人员数表示、资本投入用各省份资本存量代表。劳动投入和产出的数据均来源于“中经网统计数据库”。
(6)控制变量。一是居民消费占GDP比重，需求对产业结构变动的影响在很多文献得到显示，扩大内需是促进产业结构升级的重要手段，所以本文将居民消费占GDP比重作为影响产业结构变动的解释变量。居民消费数据来源于“中经网统计数据库”。二是固定资产投资占GDP比重，我国目前属于投资需求拉动型的经济格局，因此，考察投资需求对产业结构的变动具有很现实的意义，经济转型意味着从高投入、高消耗的粗放型向集约型经济的转换，所以，固定资产投资占GDP的比重对于结构调整具有重要影响，将其作为控制变量之一。全社会固定资产投资数据来源于“中经网统计数据库”。三是人力资本，人力资本对各产业的产出具有重要的作用，因此对产业结构也同样存在不可忽视的影响。限于数据的可得性，我们将各省份每万人高中、专科和本科的在校生数量作为衡量人力资本的指标。数据来源于“中经网统计数据库”，时间区间为1998-2010年。
四、服务业平推化与立体化扩张模式选择的实证研究
1.空间自相关检验
在空间面板统计分析中，检验各地区变量是否存在空间自相关的最常用方法是Moran's Ⅰ指数，定义为：
空间面板模型又分为静态空间面板模型和动态空间面板模型，前者仅考察连续时间区间外生自变量对因变量的影响，而后者则进一步将因变量的滞后项(一阶或多阶)纳入到空间面板模型中，以保证模型拟合的准确性。因此，本文借鉴Elhorst(2005)的方法，使用无条件极大似然法进行估计。为便于对比，静态空间误差模型和动态空间误差模型的估计结果分别见表5和表6(见下文)。
根据变量选择和数据描述，本文最终建立的区域要素禀赋、技术采纳与产业结构服务化趋势关系的动态空间面板模型表达式为：
从表2的Moran's Ⅰ指数计算结果可以看出，我国各省份要素禀赋(人均资本存量)之间存在着高度的空间正的自相关，且在2005-2010年呈现递增的趋势，在一定程度上表明，随着经济交往的日益密切，各省要素禀赋表现出较高的空间相关性；技术采纳指标表现出与要素禀赋类似的特征；产业结构变动的Moran's Ⅰ指数除了在1998-1999年为负以外，2000-2010年均表现为正的空间自相关，且在最近两年相关性程度得以提高，说明我国各省份产业结构的服务化趋势联系较为紧密。
为保证实证模型建立的有效性和便于比较，本文分别建立了非空间静态面板模型、空间静态面板模型和动态空间面板模型这三种形式的计量方程，依据Anselin等(2004)的判别标准(见表3)，应该选择空间误差模型(SEM)对要素禀赋、技术采纳和产业结构变迁的关系进行分析。经过Hausman检验(见表4)，由于Hausman检验的P值均大于0.05，所以拒绝随机效应，模型均支持固定效应(Fixed Effects)模型。事实上，按中国各省份划分的区域产业结构变迁的计量模型而言，显然采取固定效应模型更好一些。
2.静态和动态空间面板模型估计结果
产业结构变动的静态空间误差固定效应模型的估计结果见表5。从表5的估计结果可以有如下的结论：
第一，从R[2]、Log-likelihood等统计指标来看，三种固定效应模型的拟合程度均较低；从三种模型的解释变量估计系数来看，时间固定效应模型的系数基本上能通过显著性检验(明显优于其他两种类型的结果)，所以，我们选择时间固定效应模型的结果进行分析和解释。在地区固定效应的估计(1)中，考虑了地区间的影响，但忽略了客观存在的时间差异的影响，势必会导致估计结果呈现一定程度的误差；值得关注的是在双向固定效应模型的估计(3)中，由于同时将产业结构服务化趋势的地区和时间差异纳入考虑范畴，解决了因时空差异导致的估计偏误，原则上是应当更准确刻画我国不同省份的产业结构服务化趋势变动特征的，但遗憾的是，多数估计结果的系数并未通过显著性检验。
第二，从三种固定效应的估计结果来看，地区固定效应和双向固定效应的空间相关系数都为正，而且均通过5%的显著性检验，在很大程度上反映出我国各省份的产业结构服务化趋势存在着非常明显的空间正相关效应，某个省份的产业结构服务化趋势受到与其拥有相类似的省份的影响。在时间固定效应的估计结果中，以0—1空间权重矩阵计算的空间相关系数为-0.6420，说明地理位置对产业结构服务化趋势和省际间的空间相关性具有非常明显的影响。从时间固定效应的解释变量系数的估计结果来看，要素禀赋(人均资本)系数在5%的显著性水平上显著为正，表明要素禀赋的提高(资本深化)加快了产业结构的服务化趋势：人均资本存量提高1%，使得服务化趋势上升0.1332%；技术采纳的系数在1%的显著性水平上为负，意味着我国各省份的发展战略(技术选择与本地区比较优势的匹配程度)阻碍了产业结构的服务化趋势；生产的技术进步、投资需求、人力资本和市场化改革均对产业结构的服务化趋势具有一定的负面影响，关于技术进步阻碍服务化趋势的可能原因在于技术进步主要体现在第二产业，而第三产业的技术进步速度与第三产业比重提高呈现负相关关系，这也就意味着，服务业比重的提高并未与服务业生产效率的改善同步，资源配置由于政府的人为盲目提高服务业比重出现了一定程度的无效率；投资需求、人力资本与市场化改革的加强与产业结构服务化趋势呈现负相关的可能原因在于：对第三产业的投资不足，人力资本的培育主要集中于第二产业，第三产业劳动生产率偏低(可能是人力资本不足)，市场化改革尚未持续有效提高第三产业的劳动生产率，进而服务业没能由市场机制引导下来吸引资源流入，同样表明目前我国服务业比重的提升与生产率的提高没能实现协同发展；而消费需求、外商直接投资实际利用外资额占GDP的比重和财政支出占GDP的比重都有效提高了产业结构的服务化趋势，这很显然意味着，以扩大内需、特别是提高以消费需求为主，引进外资和政府需求能够提高我国产业结构的服务化程度。
另一方面，由于静态空间面板模型忽略了影响产业结构服务化趋势的其他因素(如文化、环境等)对产业结构服务化趋势的影响，而很可能这些影响是非常重要的，为能够在一定程度上解决这一问题，我们使用了我国产业结构服务化趋势的滞后一阶变量代表这些其他的影响因素，将空间相关性一并考虑在内，建立一个基于经济距离空间权重矩阵的动态空间面板模型进一步考察我国产业结构服务化趋势的变动特征。Hepple(1978)首次提出了空间动态面板模型，但是并没给出具体的估计结果，随后Alok和Sargan(1983)、Nerlove和Balestra(1996、1999、2000)分别对空间动态面板模型进行了BS估计和NB估计，并获得了该类模型的具体估计结果。本文拟分别针对服务业扩张的动态空间面板数据模型采用BS和NB逼近估计方法进行估计，以此更深入地探讨服务业扩张模式的影响因素，具体的估计结果如表6所示。
从表6的动态空间面板估计系数结果来看，在加入产业结构服务化趋势一阶滞后变量的动态空间计量模型中，BS逼近估计法和NB逼近估计法的显著性水平区别较大，NB逼近估计法较好地刻画了产业结构的服务化水平呈现出连续性的动态变化规律。所以，静态模型考察产业结构的服务化趋势可能并不能有效揭示现实经济运行特征，特别值得指出的是，在加入动态因素以后，表6的NB逼近估计方法的空间相关系数的符号发生了变化(由表5的时间固定效应估计出的负的空间相关系数变为正的空间相关系数)，进一步纠正了静态空间面板估计的缺陷，更显示了建立动态空间面板计量模型的必要性。从表6的NB逼近估计方法的估计结果来看，我国各省份产业结构服务化趋势存在显著的空间动态特征。要素禀赋的系数仍然为负数(非常显著)，表明人均资本越丰富的省份，服务业数量上的平推化扩张并不突出，而更多的可能体现在效率的提高上，亦即更加重视立体化扩张模式；各省份的技术采纳策略的系数变为正数，表明我国各地区政府发展战略促进了本地区服务业平推化扩张，社会总体创新水平的提高与服务业扩张模式呈现显著的正相关关系，而相关学者的研究认为服务业效率显著低于制造业效率，因此这表明服务业虽然在扩张，但属于低效率的平推化扩张模式，以提高服务业效率为基础的立体化扩张在我国表现的不够突出。除消费占GDP比重、投资和财政支出占比对产业结构服务化趋势的影响虽然为正，但表现的并不显著，这表明服务业效率的提高需要建立在自主创新的基础上，着力扩大服务业的消费性支出和加强政府支持政策对服务业效率提高的落实上。
五、结论和政策建议
大力发展服务业是在经济下行压力加大背景下调整产业结构的重要突破口，与增加消费、扩大内需的要求相比，我国服务业比重仍然偏低和劳动生产率的相对滞后引起了国家对通过发展现代服务业调整产业结构的高度重视。如何有效提高服务业比重和发展质量、促进服务业健康发展事关产业结构调整的经济潜能释放。本文首先将要素禀赋、技术采纳纳入到最优产业结构的理论模型中，分析了一个经济体最优服务业比重与要素禀赋、技术采纳直接相关，且服务业最优比重随着人均资本的提高而单调下降的结论，亦即服务业立体化扩张的内在特征，并对服务业比重提高与效率改进做了对比，发现我国服务业比重提升与效率改进存在不匹配的问题，进而论证了“服务业立体化扩张模式优于平推化扩张模式”的重要命题；随后通过建立“0—1”地理空间权重矩阵和经济距离空间权重矩阵以表示我国各省区的经济相关性，采用静态和动态空间面板计量方法实证研究了1998-2010年我国各省份要素禀赋、技术采纳与服务业扩张的关系。
研究表明，我国各地区要素禀赋、技术采纳与服务业扩张均存在显著的空间正相关性，各地区产业结构服务业平推化扩张模式不是无规律的随机分布，而依赖于与其具有相似地理特征地区的要素禀赋和技术采纳战略，并且产业结构服务化趋势是一个动态连续过程。要素禀赋越高的地区，服务业立体化扩张模式越加显著，各地区的技术采纳策略促进了服务业的平推化扩张；技术进步对服务业数量扩张的正向效应并不显著，消费占GDP比重、投资和财政支出占比对产业结构服务化趋势的影响虽然为正，但均不显著；外商直接投资实际利用外资额的提高促进了产业结构服务化趋势。中国服务业立体化发展模式滞后，从经济结构优化的角度来看，服务业的立体化扩张模式显著优于平推化模式。
根据上述实证研究结论，我们提出产业结构调整过程中服务业发展过程中扩张模式选择的若干针对性政策建议：第一，着力推行服务业立体化扩张模式，亦即不能盲目追求服务业比重的持续扩大，而应将服务业比重的提高同步于服务业效率的改善，加强市场机制在产业间的资源合理优化配置作用的发挥，促进生产要素的自由流动，进一步推进和完善劳动力和资本市场的运行机制。放宽投资限制，进一步打破行业垄断，放宽市场准入，针对投资不足的问题，鼓励和引导各类资本投向服务业，促进服务业市场竞争，建立健全服务业创新体系、标准体系和统计体系。第二，在产业结构调整过程中，积极营造有利于服务业发展的政策和体制环境，把加强制造业与服务业的分工合作作为提高经济整体竞争力的重要方面，大力发展现代服务业，提高服务业的经营管理水平和经营效益，着重将精力应该放在创造服务需求上，包括产业的聚集和人口的集居。第三，着力于提升要素禀赋，加大职业培训的财政支持和高端服务紧缺人才引进培养力度，推进高端服务人才的交流合作，引导高等院校、社会培训机构发展不同层次和类型的高端服务教育，有效促进我国服务业劳动生产率的提高。第四，扩大服务业对外开放，提高利用外资的质量和水平，促进服务进出口贸易和国内服务业协调发展。
①本文对徐高(2005)《比较优势发展战略，最优产业结构及自生能力》一文的模型进行了扩展和延伸，并假设封闭经济体只存在以制造业为代表的资本密集型竞争性厂商和以服务业为代表的劳动密集型竞争性厂商。需要指出的是，本文不考虑开放经济的贸易对资源配置的影响，是因为对外开放的最终结果是使得劳动力与资本存量数量方面发生了变动，而并不影响既定生产要素在产业间的自由流动。
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