数字经济对服务业结构优化的机制研究*

赵彦堃

(华中科技大学 经济学院，武汉 430074)

一、 相关文献综述

随着中国正式加入WTO，全球化已经成为我国经济的重要发展目标，这对于我国服务业发展的影响是深刻且长远的，它不仅促进我国的服务业开放，更为我国数字化进程打下了坚实基础。在2012年，我国国务院印发“十二五”战略性新兴产业发展规划，希望在数字经济成熟发展时期通过产业数字化进一步带动产业结构的优化升级。2013年我国服务业增加值在国内生产总值的占比超过50%，远超第二产业，一举变成我国国民经济发展的主要贡献产业。在2015年，随着党中央以及国务院出台了一系列加快服务业发展的政策措施，我国服务业产业结构得到了有效改善，年增长率达到峰值。尤其是在数字经济的推动下，促使现代信息技术与传统服务业进行融合，加速了服务业的结构优化升级。

数字经济作为十四五规划纲要中被提及的一个重要战略目标，是我国未来经济市场中不可或缺的一部分，也是促进我国经济发展的重要基石。随着我国市场经济的发展，产业结构要逐渐从第二产业向第三产业转型，即现代服务业在以后的产业结构中占据较大的一部分比重。十九届五中全会提出的战略方针为“十四五”时期产业结构调整升级指出了明确的方向，大力发展数字经济、推进数字产业化以及产业数字化是未来产业结构调整升级的主要内容，对经济发展具有重大意义。

数字经济作为我国重点发展的领域之一，也受到学术界的诸多关注，相关研究的数量十分庞大，充分表现出数字经济对我国经济发展有着不可忽视的重要作用。崔艺瑄、熊晓轶[1]在研究中发现数字产业是高渗透和技术密集型产业，具有先导性、战略性与不确定性。在未来的发展趋势中，数字产业的规模将不断扩大，并呈现关键共性技术、数据集成、数字平台促使数字产业释放融合创新活力的特点。文章还具体指出，服务业数字化占比始终保持领先地位，这也表明服务业发展与数字经济发展有着密切的联系。服务业的产业结构升级是我国服务业深度发展的主要表现之一，众多学者也在自己的研究中从不同视角分析了中国服务业发展以及服务业结构升级的决定性因素。刘洋、陈晓东认为[2]，数字经济会通过人力资本以及科技创新带动产业结构升级；赵涛认为[3]，数字经济发展会促进企业创新，提升我国创新水平；曹小勇、李思儒研究认为[4]，数字经济会通过提高居民消费促进服务业发展；陈晓东、杨晓霞通过研究发现[5]，在数字经济的推动下，产业数字化会显著促进产业结构优化升级；李英杰、韩平认为[6]，数字经济发展存在较强的地域差异，在东部以及中部地区，信息基础设施对产业结构优化的影响更为显著，而在西部地区，产业数字化对产业结构优化的促进作用更为明显。这些研究为我们了解中国服务业发展以及服务业结构优化升级提供了重要的启示，然而，现有的研究文献鲜有从数字经济发展程度对中国服务业结构优化升级的角度进行研究和分析。

从理论上分析，数字经济发展不仅仅可以直接促进服务业结构优化升级，也可以通过促进技术创新、减少交易成本以及增加劳动效率等途径间接作用于服务业结构优化升级。对比中美两国数字经济的发展现状，我们不难发现，中国在数字经济领域的发展是要远远落后于美国。美国的数字经济发展指数、数字科研和数字产业生态分布指数均位列全球第一，其高频创新——产业全球化路径的应用、信息技术领域基础研究的深入、应用型专利的普及以及技术的商业转化能力的高效率，让美国在数字经济领域的发展远超其他发达国家。自上个世纪90年代开始，美国就开始在互联网商业化领域开展技术创新和商业创新，早早领先于其他发达国家。作为全球最发达的经济体之一，美国的产业结构成熟，拥有完善的基础设施，同时通过对数字经济的发展为全社会带来有序且渐进的改良。美国的数字经济发展的重要特征之一是通过互联网巨头以及传统行业巨头共同作用驱动的，因为传统行业巨头经过长时间的信息管理系统投资，打造了坚实的数字经济发展基础，在吸引消费者方面有着较大优势。反观中国，虽然中国拥有着庞大的数字消费者群体，有着广阔的市场空间，但与美国相比，中国数字经济的发展仍有较大差距。随着我国数字经济规模的不断扩张，贡献不断增强，2019年我国数字经济增加值规模达到35.8万亿元，占GDP比重达到36.2%。同时我国数字经济结构持续优化，在2019年，数字产业化增加值为7.1万亿元，占GDP比重达7.2%；产业数字化增加值达到28.8万亿元，占GDP比重29.0%[7]。但是中国的数字经济发展仍存在一些问题：第一，数字经济规模较小。2019年美国数字经济规模高达13.1万亿美元，中国的数字经济规模虽然位列第二，但也仅有5.2万亿美元，与美国的差距较大；同年美国数字经济占GDP比重为61.0%，而中国数字经济占GDP比重仅为36.2%[7]，通过以上对比，我们可以清晰地看出中国的数字经济规模仍然较小。第二，市场主体不强[8]。相比美国的微软、谷歌、亚马逊、脸书等大型互联网企业，中国企业在规模、技术以及运营模式上与美国企业仍有一定差距。第三，人力资源比较优势不够明显[9]。数字经济发展的核心在于高素质人才，与美国相比,我国不仅存在高素质人才短缺问题，而且存在高素质人才与产业结构不匹配的问题[10]，这种不匹配主要体现在企业需求与高校培养之间的脱节，地域之间人才分配的不合理。同时，有着较强创新能力的中小企业在融资端面临着诸多困难，这也限制了高新科技的研发[11]。

二、 理论分析与研究假设

数字经济作为我国重点发展的新领域，其创新性和便捷性弥补了传统服务业的不足和短板，同时也为现代服务业的发展提供了先进的技术支持。

首先，数字经济的发展能够提高城市化水平并促进服务业发展。数字经济的发展可以促进城市现代化以及智能化的普及，加速乡村的城镇化建设，利用城市成熟的产业群带动乡村产业群发展，通过数字技术的广泛运用让城乡服务业共同发展，这样不仅可以扩大服务业规模，同时能改善城市以及乡村的服务业结构[12]，让我国城乡整体服务业得到优化。

其次，数字经济的发展能够通过促进居民消费从而促进整个经济社会更快发展。数字经济通过大数据收集整合消费者的消费偏好等信息，再通过互联网进行相应产品推送，让消费者更早更快地接触到商品信息，通过降低信息交流门槛来促进消费者的消费意愿[13]。同时随着数字技术的普及，生产性服务业规模增大，通过带动经济落后地区的经济发展水平可减少居民收入差距[14]，在拉动国内需求的同时促进国内大循环，从而提高我国居民的整体消费水平。

最后，数字经济发展可以通过提高科技创新水平来促进服务业的发展。数字经济的发展可以促使互联网信息技术水平快速发展[15]，同时带动科技人才进步，为人力以及科技资源进步提供了良好的发展环境，以此为科技创新打下坚实的基础，从而为处在发展瓶颈的服务行业提供结构优化升级的技术支撑，加速我国服务产业的结构优化[16]。

综上所述，本文提出以下假设：

假设1:数字经济对服务业发展有着积极的正向作用，且对服务业结构产生主要影响。

假设2:数字经济可以通过提高城市化水平、提高居民消费水平以及加速科技创新带动服务业发展和优化。

三、 模型构建、变量与数据来源

(一) 模型构建

1.数字经济对服务业发展的影响模型

首先我们为了验证假设1，本文构建基准回归模型以考察数字经济对服务业发展的影响，模型如式(1)、(2)：

SVi.t=α0+α1Indexi,t+εi,t

(1)

SVi.t=α0+α1Indexi,t+∑Controli,t+εi,t

(2)

其中，SVi,t表示i省(自治区或直辖市)第t年的服务业发展水平，Indexi,t表示i省第t年的数字经济发展指数，Controli,t为其他控制变量，α0为常数项，εi,t为随机扰动项。

2.数字经济发展对服务业发展的影响机制模型

为验证假设2，本文借鉴温忠麟和叶宝娟的中介效应模型逐步检验法[17]，研究数字经济是否通过加快城市现代化建设、提高居民消费水平以及提升科技创新水平来促进服务业发展和提高。

检验公式(3)、(4)和(5)：

SVi,t=β0+β1Indexi,t+βi∑Controli.t+μi,t

(3)

MVi,t=φ0+φ1Indexi,t+φi∑Controli,t+δ

(4)

SVi,t=γ0+γ1Indexi,t+γ2MVi,t+∑Controli,t+θi,t

(5)

其中，SVi,t表示i省(自治区及直辖市)第t年的服务业发展水平，Indexi,t表示i省(自治区及直辖市)第t年的数字经济发展指数，MVi,t为中介变量，包括城镇化水平、居民消费水平以及科技创新水平，μi,t、δi,t和θi,t为随机扰动项。

(二) 变量设计

1.被解释变量

服务业发展水平(SV)。服务业发展水平以服务业结构、效益、规模三个方面进行指标构建。服务业发展水平指标将分为结构发展水平(SV1)、效益发展水平(SV2)、规模发展水平(SV3)三个一级指标，三个一级指标分别有四个二级指标，每个二级指标所占权重为1/4，三个一级指标所占权重为1/3，以此方式构建服务业发展水平指标(见表1)。

表1 服务业发展水平指标

2.解释变量

数字经济发展指数(Index)。本文结合城市层面相关数据可获得性，从互联网发展和数字金融普惠两方面对数字经济综合发展水平进行测度。对于城市层面的互联网发展测度，借鉴黄慧群等的方法[18]，采用互联网普及率、相关从业人员情况、相关产出情况和移动电话普及率四个方面的指标。以上四个指标对应的实际内容是：百人中互联网宽带接入用户数、计算机服务和软件业从业人员占城镇单位从业人员比重、人均电信业务总量和百人中移动电话用户数。

3.中介变量

(1)城镇化水平(UL)。城镇化水平反映各地区城镇化进展的具体情况，本文以城镇人口占总人口的比重来表示。

(2)居民消费水平(PC)。居民消费水平可以反映出本地居民物质消费与精神消费需求得到满足的程度，本文以人均居民消费支出的对数值表示。

(3)科技创新水平(IL)。科技创新水平可以反映出支撑该地区产业发展的科技基础，本文以当年专利授权总量来表示。

4.控制变量

(1)政府干预程度(GOV)。政府对于市场的干预会影响服务业发展的环境。本文以财政支出(扣除科教文卫支出)与地区总产值的比值来表示政府干预程度。

(2)基础设施建设(BI)。基础设施在交通便捷程度、企业运营设施等方面降低了服务业发展需要耗费的成本，并以这种方式促进服务业的发展。本文以城市建设面积占城区面积的比重来表示基础设施建设程度。

(3)经济开放水平(IE)。经济开放意味着人才、技术、资本的自由流通，诸多关键要素的高效流通让服务业的创新性大大提升，服务业的发展也会因此受到积极且正向的影响。本文将以进出口总额与地区总产值的比值来表示经济开放水平。

(4)人口受教育程度(HC)。由于服务业涉及的行业种类繁多，许多高新技术产业、金融业等行业需要高等教育人才的人力支持，而劳动密集型服务业也会因人口受教育程度的增加产生转型问题。本文以地区每十万人口高等学校平均在校人数的对数值来表示人口受教育程度。

(5)工业发展水平(IV)。工业为服务业发展提供物质服务和信息技术支持，工业发展极大程度上影响服务业的发展。本文以工业增加值的对数值来表示工业发展水平。

(三) 数据来源

服务业发展水平相关数据来自2011-2019年的《中国统计年鉴》。数字经济发展指标中的数字金融普惠指数来源于北京大学数字金融研究中心发布的《北京大学数字普惠金融指数》，数据涵盖2011-2019年。其余数据均来源于EPS数据库以及2011-2019年的《中国统计年鉴》。本文所使用的回归估计软件为Stata16.0。变量描述性统计如表2所示。

表2 变量描述性统计

(续表2)

四、 研究假设的检验

(一) 研究假设的实证检验

1.数字经济对现代服务业发展的影响检验

为了验证假说1，首先对公式(1)进行基准回归估计。本文将通过F检验、LM检验以及Hausman检验并确定采用固定效应模型进行基准回归，结果如表3所示。模型(1)表示在不存在控制变量时，数字经济对现代服务业的回归结果；模型(2)表示在存在控制变量时，数字经济发展对现代服务业的影响。通过表3我们可以看到，Index的系数均显著，均小于0.01，表明数字经济发展对现代服务业优化存在着显著的促进作用。模型(3)回归结果显示出数字经济发展对于服务业结构优化升级存在显著的正向影响，模型(4)也表明数字经济对于服务业的效益存在着显著正向影响，但是模型(5)表现出数字经济对于服务业规模的扩张不存在显著的影响。以上结果表明，数字经济并不会对我国服务业的进一步扩张产生明显的促进作用，而且我国服务业产业结构依然存在不成熟以及诸多需要改进的地方，服务业结构的不合理同时也会伴随着服务业效益的低下，为了我国服务业的健康发展与优化升级，数字经济将会起到至关重要的作用。数字经济的发展降低了信息传递的成本，减少了传统服务业在交易过程中可能存在的风险，同时通过扩大信息基础设施的规模加速科技创新，加快新型信息科技技术的研发以及与现代服务业的深度融合，优化现有服务业结构，帮助现代服务业健康发展。

在控制变量方面，我们通过表3中的模型(1)可以看出，政府干预程度与人口受教育程度对现代服务业发展有着积极的正向作用。政府可在市场要素供给不足的情况下加强对市场的干预，通过提高财政支出可以在一定程度上为服务业的发展提供财政支持。人口受教育程度的正向作用反映出在数字经济发展背景下，我国对于高质量人才的强烈需求，通过培养能够适应数字化时代的高质量人才，达到加速各类产业数字化进程的目标。但是同时，对外经济开放程度和工业化水平的提升并没有带来服务业的增长，其中的原因可能在于我国服务出口行业在近年受到国际经济发展的影响，我国长期处于国际贸易产业链下游，再加上我国主要服务贸易出口国整体经济下行，故无法带来服务业贸易交易额的增长，服务业发展也受到了限制。同时，近年国家提出要加速产业融合，但是现如今我国工业与服务业的融合程度仍旧不足，工业的发展无法带动服务业水平的提升。

2.内生性问题处理：工具变量法

上文已经提出基准回归估计模型(1)可能存在内生性问题，本文选择使用工具变量法缓解该问题。故参考黄群慧等的思路[18]，选择各个地级市在1984年的邮电历史数据作为数字经济发展综合指数的工具变量，从而进一步验证数字普惠金融对服务业发展的影响。选取1984年的邮电历史数据作为工具变量的原因有两点：其一，互联网不仅是数字经济发展的基础，同时也是传统通信技术的延伸，互联网技术的应用会在一定程度上受到由当地传统电信基础设施带来的技术水平以及使用习惯等因素的影响；其二，固定电话等传统电信工具在数字经济发展的影响下，使用频率在逐步下降，满足排他性。需要指出的是，这里所选工具变量的原始数据为截面数据，无法直接用于面板数据的计量分析。在此参考Nunn和Qian的处理方式[19]，引入一个随时间变化的变量来构造面板工具变量。具体做法是以每年全国互联网接入用户数与1984年各城市每万人固定电话数量构建交互项，作为该年城市数字经济发展综合指数的工具变量。因此，采用两阶段最小二乘法(2SLS)对模型(1)进行估计，结果如表4所示。

表4 面板工具变量回归结果

通过表4的数据我们可以看出，Kleibergen-Paap rk LM统计量为109.94，在1%水平上显著，说明1984年邮电历史数据(Tel)作为工具变量具有可识别性。Cragg-Donald Wald F统计量为273.64，Kleibergen-Paap rk的F统计量为185.96，均大于1%水平上的F临界值。因此可以拒绝1984年邮电历史数据(Tel)为弱工具变量的假设。Anderson-Rubin Wald检验结果显著为7.03，证明1984年邮电历史数据与数字经济发展之间存在强相关性。1984年邮电历史数据(Tel)的系数为0.2410，与数字经济发展指数(Index)存在显著的正相关，也证明了1984年邮电历史数据作为工具变量的合理性与有效性。同时我们可以观察到数字经济发展指数的系数值为0.1456，再次验证了假设1，即数字经济发展对服务业结构优化存在促进作用。

(二) 研究假设的稳健性检验

为了检验所得结果的稳健性，本文将从四个方面进一步验证数字经济发展带来的影响。

1.变量替代法

由于服务业发展程度的衡量方法并不限于本文所选取的服务业发展综合指标，所以本文将通过选取其他指标衡量服务业来验证回归结果的可靠性。于是本文将选取服务业结构高质量指数来替代服务业发展综合指数，以验证所得结论的有效性。基准回归所得的结果显示，数字经济指数的系数显著为正，表明数字经济对服务业发展存在积极的影响。故可以验证所得结论的有效性与可靠性。

2.剔除“2015年股灾”特殊值

2015年，我国发生了震惊中外的A股股灾，从千股涨停到千股跌停基本每日都在发生，沪指也曾在短短两个月的时间从最高点5178.19点下跌至3000点以下，对我国的股票市场以及各个产业造成了极大的影响，其中服务业以及数字产业受到了极为严重的打击，故剔除2015年的数据以保证得出结论的准确性。在剔除2015年的数据后得出基准回归的结果显示，数字经济发展的系数依旧显著为正，表明数字经济发展对于服务业发展存在正向影响，故可验证得出结论的有效性。

3.调整样本期进一步验证

本文将通过调整样本期对所得结论的有效性进行进一步的讨论。原文所探究的是2011-2019年间数字经济对于服务业的影响，为了验证所得结论是否准确，本文将所选时期滞后一期，选取2010-2018年这段时间进行基准回归，结果表明数字经济发展指标系数依旧显著为正，表明数字经济对于服务业发展在排除年限影响因素后依然存在正向的促进作用。

4.异质性分析

将地级市分为东、中、西以及东北部分，考察在不同地区下数字经济对于服务业发展水平的影响。从检验结果可以看出，数字经济在东部地区以及中部地区的影响系数明显较高，中部地区的Index系数要稍低于东部地区，西部地区和东北部地区排在最后，说明数字经济对于东部地区以及中部地区服务业的促进作用更强。

(三) 数字经济对服务业发展的影响机制检验

为了验证假设2，本文利用中介效应逐步检验法检验城镇化、居民消费水平以及科技创新能力是否可以作为数字经济发展的中介变量影响服务业结构优化。

1.城镇化水平中介变量

表5显示了城镇化水平的中介效应结果，模型(1)～(3)为数字经济通过城镇化建设影响服务业结构优化的逐步检验结果。我们可以从检验结果中看出，模型(2)中Index的系数为0.5691，显著为正，表明数字经济发展对于城镇化建设有着显著的正向影响；模型(3)中，数字经济发展指数(Index)的系数为0.0676，城镇化水平(UL)的系数为0.1320，两者均显著为正，这表明数字经济可以通过城镇化建设的中介效应对服务业结构优化产生正向影响。然后通过Sobel检验进一步探究其中介效应，检验结果显示，数字经济发展对于服务业结构优化的总效应为0.1283，等于直接效应0.076与间接效应0.053的加总。随后我们通过Bootstrap检验来进一步验证中介效应的有效性以及可靠性，随后得出的结果显示，城镇化水平(UL)的中介效应在1%水平上显著，其中介效应占总效应比例为41.14%。因此我们可以验证假设2，即数字经济发展可以通过城镇化建设促进服务业结构优化。

表5 城镇化中介效应检验

2.居民消费水平中介变量

表6则反映了居民消费水平的中介效应结果，模型(1)～(3)为数字经济通过促进居民消费水平影响服务业结构优化的逐步检验结果。我们可以从检验结果中看出，模型(2)中Index的系数为2.5434，显著为正，表明数字经济发展对于居民消费水平(PC)有着显著的正向影响；模型(3)中，数字经济发展指数(Index)的系数为0.1177，居民消费水平(PC)的系数为0.0105，两者均显著为正，这表明数字经济可以通过居民消费水平的中介效应对服务业结构优化产生正向影响。然后通过Sobel检验进一步探究

表6 居民消费水平中介效应检验

其中介效应，检验结果显示，数字经济发展对于服务业结构优化的总效应为0.1312，等于直接效应0.0969与间接效应0.3426的加总。随后我们通过Bootstrap检验来进一步验证中介效应的有效性以及可靠性，随后得出的结果显示，居民消费水平(PC)的中介效应在1%水平上显著，其中介效应占总效应比例为26.11%。因此我们可以验证假设2，即数字经济发展可以通过提升居民消费水平促进服务业结构优化。

3.科技创新水平中介变量

表7反映出科技创新水平的中介效应结果，模型(1)～(3)为数字经济通过提升科技创新水平影响服务业结构优化的逐步检验结果。我们可以从检验结果中看出，模型(2)中Index的系数为3.4269，显著为正，表明数字经济发展对于科技创新水平(IL)有着显著的正向影响；模型(3)中，数字经济发展指数(Index)的系数为0.1138，科技创新水平(IL)的系数为0.0090，两者均显著为正，这表明数字经济可以通过科技创新水平的中介效应对服务业结构优化产生正向影响。然后通过Sobel检验进一步探究其中介效应，检验结果显示，数字经济发展对于服务业结构优化的总效应为0.1312，等于直接效应0.1142与间接效应0.0170的加总。随后我们将通过Bootstrap检验来进一步验证中介效应的有效性以及可靠性，随后得出的结果显示，科技创新水平(IL)的中介效应在1%水平上显著，其中介效应占总效应比例为12.97%。因此我们可以验证假设2，即数字经济发展可以通过提升科技创新水平促进服务业结构优化。

表7 科技创新水平中介效应检验

五、 研究结论及政策建议

本文利用我国282个地级市的面板数据，分析数字经济对于服务业结构优化的影响以及作用机制，得出以下结论：

(1)数字经济对服务业发展有着显著的促进作用，但数字经济对于服务业结构、服务业效益以及服务业规模的影响程度有着显著差异。其中，数字经济对于服务业结构的优化升级作用要明显高于对服务业效应以及规模的改善，因此，数字经济将主要通过改善服务业结构来达到促进服务业发展的作用。

(2)数字经济对服务业发展的影响存在明显的地区异质性，呈现出东部地区影响最大，中部地区次之，西部以及东北部地区最小的特点。

(3)数字经济可以通过促进城镇化水平提升来提高居民消费水平以及提升科技创新水平来推动我国服务业发展。

综上所述，应该根据我国当下服务业具体发展状况以及数字经济实际发展水平，充分发挥数字经济优势，积极运用数字经济对于服务业的促进作用。故本文提出如下政策建议：

第一，鼓励数字经济技术创新，通过科技创新帮助服务业突破发展瓶颈。如今我国传统服务业以及现代服务业已经进入了发展瓶颈期，各个行业亟需科学技术创新来带动服务业突破瓶颈[20]，数字经济作为我国科技创新的主要推动力之一，需要政府大力鼓励相关研发部门积极创新，改善我国现有服务业结构，完善服务业发展环境。

第二，完善数字经济发展的基础设施，加速城镇化进程。数字经济发展十分依赖大数据、信息化技术、互联网以及移动信息设备的推广，同时要加强对信息网络技术行业的投资，扩大信息化技术应用规模，提高数字化技术水平[21]，并加速城镇化建设进程，通过城市产业拉动乡村经济发展，优化其产业结构，以此促进我国城乡整体服务业发展。

第三，加速数字技术普及，扩大居民消费需求以及消费水平[22]。通过普及数字技术，让我国服务业大规模数字化，以此降低服务业的交易成本从而提高交易效率，同时进一步扩大内需，提升居民服务消费水平并完善我国服务消费市场，从而提升地区经济活力，加速服务业结构优化升级[23]。