一 引 言

20世紀30年代，英國著名統(tǒng)計學家Fisher(1935)[1]總結出產業(yè)演化的三個階段，指出產業(yè)發(fā)展必然經(jīng)歷從第一產業(yè)為主導，轉向第二產業(yè)為主導，最終轉向第三產業(yè)為主導的更替過程。歐美發(fā)達國家經(jīng)歷了明顯的產業(yè)結構服務化進程，其他國家的產業(yè)發(fā)展也正在經(jīng)歷這一過程。統(tǒng)計資料顯示，對于多數(shù)歐美發(fā)達國家而言，服務業(yè)增加值占本國GDP比重均已超過60%，甚至高達75%之多。2013年我國第三產業(yè)增加值占GDP比重為46.7%，首次超過第二產業(yè)的44%，成為影響國民經(jīng)濟發(fā)展的重要產業(yè)。2016年我國第三產業(yè)增加值占GDP比重為58.2%，在國民經(jīng)濟發(fā)展中占據(jù)主導地位。與此同時，2016年我國第三產業(yè)就業(yè)人數(shù)占全社會就業(yè)總人數(shù)比重為43.5%，遠超過第一產業(yè)的27.7%和第二產業(yè)的28.8%，標志著我國產業(yè)結構正呈現(xiàn)出服務化趨勢。

學者們對推動產業(yè)結構服務化發(fā)展的影響因素做了大量研究，主要切入角度為技術進步和鮑莫爾效應(Peneder，2003)[2]、城市化效應(Graham，2009)[3]、消費者偏好和需求收入彈性效應(Foellmir，2011)[4]、對外貿易效應(Bekkers和Francois，2013)[5]、人口老齡化效應(Ehrenhard et al.，2014)[6]等。但上述研究在一定程度上忽略了目前“互聯(lián)網(wǎng)+”的時代背景。進入21世紀以來，以互聯(lián)網(wǎng)、云計算和大數(shù)據(jù)為代表的信息網(wǎng)絡技術與三次產業(yè)不斷融合，引起包括共享經(jīng)濟在內的一系列新的產業(yè)發(fā)展方式變革，顯著推動了產業(yè)結構的服務化進程。國內外學者也開始關注信息技術和互聯(lián)網(wǎng)對產業(yè)發(fā)展的影響。Sampler(1998)[7]認為信息時代需要重新定義產業(yè)結構，Dedrick和Kraemer(2005)[8]以個人電腦產業(yè)為例說明了信息技術對企業(yè)組織和流程再造的影響，Wigand et al.(2005)[9]研究了信息技術標準對產業(yè)結構的影響。陳國亮和唐根年(2016)[10]以長三角城市群的經(jīng)驗數(shù)據(jù)檢驗了互聯(lián)網(wǎng)對二三產業(yè)空間非一體化的影響。江小涓(2017)[11]認為網(wǎng)絡技術的發(fā)展正在改變服務業(yè)的性質，引起了廣泛的資源重組與聚合。但是這些研究基本上沒有從宏觀視角解釋互聯(lián)網(wǎng)促進產業(yè)結構服務化的內在機理與路徑?；ヂ?lián)網(wǎng)普及促進產業(yè)結構服務化的機理和路徑是什么？如何通過各種政策措施，借助互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的“翅膀”來促進本國產業(yè)結構服務化，這是本文需要著重解決的問題。

本文的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在兩個方面：一是與以往學者們單純從收入等角度解釋產業(yè)結構服務化的路徑不同，本文緊貼“互聯(lián)網(wǎng)+”時代發(fā)展背景，從互聯(lián)網(wǎng)普及角度分析了其影響產業(yè)結構服務化進程的兩條路徑并進行了數(shù)理模型推導；二是本文用互聯(lián)網(wǎng)普及率作為重要解釋變量，研究了互聯(lián)網(wǎng)普及對中國產業(yè)結構服務化的定量影響，發(fā)現(xiàn)控制其他影響因素時，互聯(lián)網(wǎng)普及率每變化1個單位，將會引起中國產業(yè)結構服務化進程同向變化0.157個單位，但互聯(lián)網(wǎng)通過技術進步和城鎮(zhèn)化水平促進產業(yè)結構服務化具有顯著的邊際遞減效應。

二 互聯(lián)網(wǎng)促進產業(yè)結構服務化的內在機理分析

互聯(lián)網(wǎng)具有強大的“連接”屬性，能夠突破時空限制，促進不同區(qū)域和不同行業(yè)間的信息交流，有效解決經(jīng)濟活動中的“信息不對稱”困境。隨著互聯(lián)網(wǎng)技術應用的推進產業(yè)結構正發(fā)生著深刻的變革。下文將主要分析互聯(lián)網(wǎng)普及促進產業(yè)結構服務化的內在機理。

(一)互聯(lián)網(wǎng)普及促進產業(yè)結構服務化的數(shù)理模型推導

本文在陳曉光和龔六堂(2005)[12]、王健和李佳(2013)[13]研究基礎上，構建一個三部門、三產品的經(jīng)濟分析框架。在該分析框架中，三個部門分別是第一產業(yè)、第二產業(yè)和第三產業(yè)，三種產品分別為農業(yè)消費品(F)、制造業(yè)消費品(S)和服務消費品(T)。由于本文旨在分析產業(yè)結構變化情況，為簡化，不妨做如下兩個假定：(1)三次產業(yè)之間生產的技術水平不盡相同，且三個部門獨立生產各自產品；(2)經(jīng)濟活動人口數(shù)基本保持不變，勞動參與率為1，且勞動力供給是無彈性的。在不考慮經(jīng)濟增長條件下，進行如下產業(yè)結構變化。將第一產業(yè)就業(yè)人口數(shù)占就業(yè)總人口比重、第二產業(yè)就業(yè)人口數(shù)占就業(yè)總人口比重和第三產業(yè)就業(yè)人口數(shù)占就業(yè)總人口比重分別記為f、s和t。在不至于引起誤解的情況下，省略時間標示。當勞動力市場出清時，有：

f+s+t=1

(1)

由式(1)對時間求導可以推出：

(2)

1.從生產部門的角度進行考察

依次分析第一、第二、第三產業(yè)生產部門。不妨認為第一產業(yè)部門主要以農業(yè)為主，且農業(yè)部門主要依靠土地和勞動進行生產活動。其生產函數(shù)可借鑒Lucas(2004)[14]的研究，由于農業(yè)總土地面積相對比較固定，將其標準化為1，農業(yè)生產函數(shù)為f。那么可得到第一產業(yè)的柯布-道格拉斯生產函數(shù)為：F=f(x)=xδ，其中x表示農業(yè)部門的就業(yè)。這里將農業(yè)技術標準化為1，表示農業(yè)技術水平在較長時期內保持不變。第二產業(yè)部門主要以制造業(yè)為主。一般在分析制造業(yè)和服務業(yè)生產過程中，物質資本和人力資本被認為是兩個必要的要素。為方便分析，剔除制造業(yè)和服務業(yè)物質資本要素(因為物質資本的積累還是基于原始生產要素得到的，比如說是由土地和勞動而得到)。簡化后的制造業(yè)生產部門可用制造業(yè)勞動要素進行生產，得到第二產業(yè)部門的生產函數(shù)S=As，這里A為技術進步，A=A(Inter)，AInter(Inter)>0，Inter代表互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。不妨認為第三產業(yè)部門主要以服務業(yè)為主。由于服務業(yè)和制造業(yè)一般集聚在城市中，而 “技術外溢”使服務業(yè)更能夠從制造業(yè)獲得相關知識和技術。因此，可設定第三產業(yè)生產函數(shù)為：T=Aθt，這里0≤θ≤1，反映制造業(yè)技術外溢效應。θ=0時表示服務業(yè)從業(yè)人員無法從制造業(yè)獲得任何技術，當θ=1時，服務業(yè)從業(yè)者能充分從制造業(yè)獲得技術知識。綜上，得到三次產業(yè)生產函數(shù)分別為：

F=xδ;S=As;T=Aθt,0<θ<1

(3)

2.從消費部門的角度進行考察

假定代表性個體的效用函數(shù)形式為：U(F,S,T)

(4)

此效用函數(shù)滿足以下三個假設前提：

UF(F,S,T)>0,US(F,S,T)>0,UT(F,S,T)>0；UFF(F,S,T)<0,

USS(F,S,T)<0,UTT(F,S,T)<0;UFT(F,S,T)>0,UST(F,S,T)>0

(5)

將服務品納入到效用函數(shù)中，并且使之滿足式(5)。其中原因在于服務品能夠提高消費品附加值，增強消費者即時體驗，例如，產品廣告可以幫助消費者獲得更多產品的信息，減少消費者尋租成本；優(yōu)美的餐廳環(huán)境布置可以使消費者心情愉悅，提高就餐效用水平；良好的產品售后服務可以方便產品使用者更加快捷使用產品，提升消費滿意度等?？偠灾掌酚欣谔岣呦M者在商品消費過程中的效用值。

因此，可設定基本效用函數(shù)為CES形式：

(6)

但是，式(6)默認三個部門生產的三種產品需求收入彈性相同。一般情況下：服務品需求的收入彈性>制造品需求的收入彈性>農產品需求的收入彈性。因此，可做如下假定：不妨將制造品需求的收入彈性標準化為1，那么服務品需求的收入彈性>1，農產品需求的收入彈性<1。

綜上所述，可將基本效用函數(shù)改進為：

(7)

其中假設條件為：αI(I(Inter))<0,αInter(I(Inter))<0;γI(I(Inter))>0,γInter(I(Inter))>0。

對式(7)作兩點說明：一是引入互聯(lián)網(wǎng)要素。事實上，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展可以通過影響收入水平而影響三種產品需求的收入彈性。首先，互聯(lián)網(wǎng)普及有利于人們學習和吸收新的知識與技能，提高自身科學文化素養(yǎng)，從而提高收入水平。其次，對于失業(yè)人員來說，互聯(lián)網(wǎng)強大的信息流通功能提供了更多的工作機會，使他們更加便捷地獲得新工作，減少了尋找新工作過程中的經(jīng)濟成本。最后，互聯(lián)網(wǎng)普及能夠促進大眾消費觀念轉變，激發(fā)人們對高層次精神文化的消費需求。二是對于αI(I(Inter))<0和αInter(I(Inter))<0的解釋。由恩格爾定律可知，隨著家庭收入水平不斷提高，人們用于購買基本生存必需品食物(如農產品等)支出所占比重會相對下降。

3.從生產和消費兩個方面進行綜合考察

當勞動力在第一產業(yè)、第二產業(yè)和第三產業(yè)中自由流動且不存在轉移成本情況下，若勞動力市場無套利，那么可得到消費者效用最大化的基本模型：

(8)

對式(8)建立拉格朗日函數(shù)并求一階導數(shù)，再根據(jù)均衡時三種產品的邊際收入相等，得到：

PFδfδ-1=PSA=PTAθ

(9)

不妨將制造品價格作為標準計價單位，即設定PS=1。那么有：

PFδfδ-1=A=PTAθ

(10)

將式(10)進行恒等變形，得到：

(11)

代表性個體一般預算約束為：

PFF+S+PTT≤I

(12)

對代表性消費個體效用最大化求解，得到：

(13)

(14)

將式(3)和式(11)代入式(14)中，有：

(15)

式(15)是消費者效用最大化條件下得到的均衡恒等式。下面按式(15)進行互聯(lián)網(wǎng)普及促進產業(yè)結構服務化的數(shù)理推導。

首先，考察式(15)第一個等號的左邊和右邊，化簡得：

(16)

分析式(16)。由于制造品需求的收入彈性標準化為1，因此β保持恒定，當Inter逐漸上升時(即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提升時)，由于αInter(I(Inter))<0，那么α下降，意味著第一產業(yè)部門增加值占比相對第二產業(yè)部門下降。同時，若要恒等式成立，則需f占比下降或者s占比上升，即第一產業(yè)部門勞動就業(yè)份額占比下降，或第二產業(yè)部門勞動就業(yè)份額占比上升。

其次，考察式(15)第一個等號的左邊和第二個等號的右邊，化簡得：

(17)

對式(17)，由于αInter(I(Inter))<0，γInter(I(Inter))>0，當Inter逐漸上升時(即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提升時)，α所占比重逐漸減小，γ所占比重逐漸增加，意味著第一產業(yè)部門增加值占比相對第三產業(yè)部門下降。同時，若要恒等式成立，則需f占比下降或者t占比上升，即第一產業(yè)部門勞動就業(yè)份額占比下降，或第三產業(yè)部門勞動就業(yè)占比上升。

最后，考察式(15)第二個等號的左邊和右邊，化簡得：

(18)

分析式(18)。當β一定時，由于γInter(I(Inter))>0，當Inter逐漸上升時(即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提升時)，γ將隨之增加，意味著第三產業(yè)部門增加值占比相對第二產業(yè)部門上升。同時，若要恒等式成立，則需s占比下降或者t占比上升，即第二產業(yè)部門勞動就業(yè)份額占比下降，或第三產業(yè)部門勞動就業(yè)份額占比上升。由此可得到命題1。

命題1：互聯(lián)網(wǎng)普及使用能夠促進三次產業(yè)的產值結構由第一產業(yè)向第二產業(yè)進而向第三產業(yè)轉型，亦能促進三次產業(yè)的就業(yè)結構由第一產業(yè)向第二產業(yè)進而向第三產業(yè)轉型，即產業(yè)結構服務化。

(二)互聯(lián)網(wǎng)普及促進產業(yè)結構服務化的主要路徑分析

1.互聯(lián)網(wǎng)普及通過提升城鎮(zhèn)化質量推動產業(yè)結構服務化

(1)互聯(lián)網(wǎng)普及提升城鎮(zhèn)化質量

隨著互聯(lián)網(wǎng)深度融入人們的生活中，人們的思維方式發(fā)生變化，生活習慣也不斷革新。互聯(lián)網(wǎng)能夠通過提升城鎮(zhèn)化質量、優(yōu)化資源分配以及提高居民生活水平等多種方式加快城鎮(zhèn)化進程。

第一，互聯(lián)網(wǎng)提升了城鎮(zhèn)化的建設質量。隨著我國城鎮(zhèn)化程度不斷加深，大量人口集聚在大中城市，隨之而產生的人口膨脹、交通擁堵以及環(huán)境污染問題日益加重，城鎮(zhèn)化質量沒有隨著城鎮(zhèn)化進程同步提高。互聯(lián)網(wǎng)的普及有助于解決這一系列問題。首先，城市可通過互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)等數(shù)據(jù)化信息技術進行精準化、科學化的規(guī)劃和建設。使用互聯(lián)網(wǎng)技術對城市運行動態(tài)、城市居民活動進行動態(tài)觀測，合理改善城市管理模式和生活環(huán)境。通過互聯(lián)網(wǎng)搜集居民對城市建設的建議信息，破解城市病(趙爽和劉彥彤，2018)[15]。其次，城鄉(xiāng)二元結構導致兩者經(jīng)濟發(fā)展不均衡問題一直存在，互聯(lián)網(wǎng)的出現(xiàn)有助于打破空間和時間的限制，利用互聯(lián)網(wǎng)平臺技術，更加直觀地展現(xiàn)農村地區(qū)特色產品和服務，增強農村經(jīng)濟發(fā)展活力，促進城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展(彭海靜等，2016)[16]。最后，互聯(lián)網(wǎng)“去中心化”和“去中介化”的趨勢為中小城市與鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)帶來了良好的創(chuàng)業(yè)機遇，長尾效應為創(chuàng)業(yè)者提供了更多的機會(辜勝阻和李睿，2016)[17]。互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展降低了鄉(xiāng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)的成本，顯著提升了村鎮(zhèn)地區(qū)非農就業(yè)比例，緩解了人口從農村向城市轉移過度的問題，從而提高了城鎮(zhèn)化質量(羅震東和何鶴鳴，2017)[18]。

第二，互聯(lián)網(wǎng)優(yōu)化了城鎮(zhèn)的資源配置?；ヂ?lián)網(wǎng)與城鎮(zhèn)化的結合有助于資源集中使用，實現(xiàn)更有效的配置。兩者融合能夠充分激發(fā)城鎮(zhèn)化建設活力，打破空間和時間限制，快速有效地將大量資源投入到城鎮(zhèn)化建設中。實現(xiàn)真正的人口城鎮(zhèn)化不能只依靠于政府，需要借助互聯(lián)網(wǎng)工具有效利用和共享城鎮(zhèn)資源，進而推動人口城鎮(zhèn)化(李娟，2016)[19]?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+”的發(fā)展有助于減少地域之間時間和空間等方面帶來的信息不對稱，通過互聯(lián)網(wǎng)平臺有效利用和共享農村的寶貴資源，從而縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距。除此之外，互聯(lián)網(wǎng)平臺能夠整合優(yōu)質教育資源，使人們足不出戶便可學習到最新科學文化知識和了解最新科技進展(Paunov和Rollo，2016)[20]。

第三，互聯(lián)網(wǎng)打破城鄉(xiāng)資源配置單向流動困局，加速農村電子商務發(fā)展，促進農民收入增加。其一，互聯(lián)網(wǎng)在農村的普及覆蓋，使得電子商務在農村“遍地開花”，新型農村電子商務有利于農產品信息的即時發(fā)布和廣泛傳播，打破時空限制，讓農產品在任何時間任何地點都能進行銷售，改變了傳統(tǒng)的農產品貿易模式，拓寬農民銷售渠道，有效解決農產品“滯銷”問題，提高農民收入水平。其二，新型互聯(lián)網(wǎng)媒體在農村覆蓋，可以傳播農業(yè)生產信息，如天氣預報、農業(yè)生產管理、農業(yè)科學技術、農業(yè)市場信息等(Apǎvǎloaie，2014)[21]。農民借助互聯(lián)網(wǎng)媒體，可快速、有效地捕捉農業(yè)生產和經(jīng)營過程中的有用信息，用以科學指導農業(yè)生產過程，降低“隱形”成本，直接改善農業(yè)生產經(jīng)營方式，提高農產品的生產效率和質量，獲得較高的收入報酬(周冬，2016)[22]。

(2)城鎮(zhèn)化質量提升推動產業(yè)結構服務化

我國產業(yè)結構演進與城鎮(zhèn)化進程之間存在一般規(guī)律，國外學者早期研究表明城鎮(zhèn)化是促進國家由農業(yè)型經(jīng)濟向服務型經(jīng)濟發(fā)展的重要因素(Singelmann，1978)[23]。我國處于經(jīng)濟轉型期，城鎮(zhèn)化進程影響服務業(yè)增長速度和比重。一方面，城鎮(zhèn)化使得城市交通基礎設施進一步完善，為服務業(yè)發(fā)展打下良好基礎(杜宇瑋和劉東皇，2015)[24]；另一方面，地區(qū)間城鎮(zhèn)化發(fā)展不均勻導致服務業(yè)的區(qū)域發(fā)展不均衡，從而整體上對產業(yè)結構服務化進程產生影響(王詩蓓，2018)[25]。

城市化進程的加深促使人口和資本集中，致使人們對服務業(yè)產品的需求增加，且要求更細致。服務業(yè)結構轉型升級，一些傳統(tǒng)服務業(yè)更新改進，一些新型服務業(yè)態(tài)顯現(xiàn)。移動互聯(lián)網(wǎng)的普及，使消費者能夠了解豐富多彩的消費產品，刺激了消費者的消費欲望?；ヂ?lián)網(wǎng)普及帶來消費產品的“多元化”，使得消費服務過程、消費服務模式和服務關系等發(fā)生變革，生活性公共服務業(yè)無疑得到了巨大發(fā)展空間(曾世宏，2017)[26]。

城市化促進服務業(yè)生產效率提高。一是城鎮(zhèn)化程度越高，服務業(yè)勞動力市場中知識傳播的速度越快，生產效率越高，即城市化促進了知識外溢，從而有效提高服務業(yè)的生產效率(Keeble和Nacham，2002)[27]。二是城市化能夠促進勞動力市場供給和需求的匹配，使得摩擦失業(yè)的幾率變小。三是城市化帶來的“學習效應”促使知識更快地傳播和創(chuàng)新，從而帶來人力資本外部性。以上三個方面總體上使得服務業(yè)生產效率上升(Chang和Brada, 2006)[28]。

命題2：互聯(lián)網(wǎng)普及能夠通過提升城鎮(zhèn)化發(fā)展質量，優(yōu)化資源配置，從而加深城鎮(zhèn)化程度；城鎮(zhèn)化質量的提高能夠有效促進生活性服務業(yè)發(fā)展，進而促進產業(yè)結構服務化。

2.互聯(lián)網(wǎng)普及加速技術進步推動產業(yè)結構服務化

(1)互聯(lián)網(wǎng)普及加速社會技術進步

以互聯(lián)網(wǎng)、云計算、大數(shù)據(jù)、物聯(lián)網(wǎng)等為標志的新一代信息網(wǎng)絡技術迅猛發(fā)展，對經(jīng)濟社會的滲透越來越高。隨著互聯(lián)網(wǎng)普及加速，大數(shù)據(jù)已經(jīng)成為重要的生產要素，為推動技術創(chuàng)新和技術進步提供了不竭動力。

第一，互聯(lián)網(wǎng)普及松綁了信息資源，為企業(yè)技術創(chuàng)新提供條件?；ヂ?lián)網(wǎng)時代，企業(yè)技術創(chuàng)新最重要的生產要素是信息、知識和技術(Xu et al.，2017)[29]。企業(yè)戰(zhàn)略資源觀認為，企業(yè)只有不斷從外部環(huán)境中獲取知識、技術、信息等資源才能持續(xù)開展創(chuàng)新活動，進而在日趨激烈的市場競爭中健康發(fā)展(Ji et al.，2016)[30]。互聯(lián)網(wǎng)縮短了地理空間距離、打破了地域界限，溝通世界不同區(qū)域和角落，解決由于“信息不對稱”所造成的信息流通困境(張影強，2016)[31]?；ヂ?lián)網(wǎng)資源的豐富性和易得性，使得企業(yè)能夠獲取全球更加開放的知識和技術等資源，加速了企業(yè)創(chuàng)新效率，促進企業(yè)科技水平不斷提高(楊善林等，2016)[32]。

第二，互聯(lián)網(wǎng)加速社會分工，推進集群式創(chuàng)新模式，促進技術進步。集群式創(chuàng)新是通過云聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)技術將眾多孤立的創(chuàng)新節(jié)點有機鏈接在一起，構成網(wǎng)絡創(chuàng)新群體，形成創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)(王濟武，2016)[33]?；ヂ?lián)網(wǎng)信息傳遞處理技術所帶來的實時性和低成本，使不同創(chuàng)新主體之間信息溝通不受時空限制，創(chuàng)新集群不局限于在某一地理范圍。任何個人、中小企業(yè)或團體均可在互聯(lián)網(wǎng)上組建聯(lián)合創(chuàng)新平臺，企業(yè)創(chuàng)新集群應運而生，例如：產、學、研、用創(chuàng)新平臺建設(Jordan，2012)[34]?；ヂ?lián)網(wǎng)創(chuàng)新平臺將中小企業(yè)集聚在一起，更容易實現(xiàn)資源和信息共享、共用，以及創(chuàng)新功能互補，共同提高各自科技創(chuàng)新水平。

(2)技術進步推動產業(yè)結構服務化

影響產業(yè)結構服務化的因素眾多，但是技術進步無疑是最為重要因素之一(Carlo et al.，2016)[35]。新一代信息網(wǎng)絡技術的快速發(fā)展使得制造業(yè)生產方式發(fā)生變革，推動生產性服務業(yè)發(fā)展，促進制造業(yè)服務化。

第一，技術進步優(yōu)化制造流程，促進制造業(yè)服務化。技術水平的提高，使得制造產品生產方式發(fā)生了重要變化，不僅提高制造企業(yè)產品的生產效率，而且提高產品的工藝水平。與此同時，先進信息網(wǎng)絡技術對制造業(yè)各個生產環(huán)節(jié)的滲透，推進了制造企業(yè)價值鏈重組(Paunov和Rollo，2016)[20]，促進服務要素滲透到制造業(yè)產品生產的全過程。對于制造研發(fā)階段而言，制造企業(yè)利用互聯(lián)網(wǎng)和大數(shù)據(jù)技術對消費者行為和習慣進行趨勢分析，以用于產品設計和改造；對于制造生產過程而言，客戶可通過互聯(lián)網(wǎng)參與到制造業(yè)產品生產過程，對產品生產過程進行監(jiān)督，也可提出產品的個性化和定制化需求；對于產品售后階段而言，制造企業(yè)可利用大數(shù)據(jù)、云計算等技術對前期產品客戶使用情況進行數(shù)據(jù)分析，提前預知客戶在使用產品過程中可能遇到的問題，并給出相應解決方案，提高客戶使用產品的滿意度，增強產品信譽度和服務體驗(嚴力群和佘運九，2017)[36]。

第二，技術進步促進服務專業(yè)化分工，催生生產性服務。信息網(wǎng)絡技術發(fā)展使得傳統(tǒng)服務業(yè)內涵發(fā)生了深刻變化(王述英，2003)[37]，推動生產性服務業(yè)從傳統(tǒng)服務行業(yè)中分化出來。一是在互聯(lián)網(wǎng)技術的推動作用下，生產性服務業(yè)變得更加專業(yè)化，特別是以電子商務、現(xiàn)代物流、互聯(lián)網(wǎng)金融、軟件和服務外包為代表的新型生產性服務業(yè)空前發(fā)展(Shelanski，2012)[38]。二是云計算、大數(shù)據(jù)、物聯(lián)網(wǎng)等信息網(wǎng)絡技術的不斷運用，使業(yè)務咨詢服務、智能移動社區(qū)服務、O2O平臺服務、第三方支付安全保障體系等多種新興服務模式應運而生且快速發(fā)展，加強生產性服務業(yè)發(fā)展的獨立性，并形成新的系列生產性服務行業(yè)，加速產業(yè)結構服務化進程(曾世宏和高亞林，2016)[39]。

命題3：互聯(lián)網(wǎng)普及能夠拓展企業(yè)獲取創(chuàng)新資源渠道，改善企業(yè)技術創(chuàng)新環(huán)境，從而加速技術創(chuàng)新效率；技術水平提高能夠改善制造產品生產價值鏈，激發(fā)生產性服務專業(yè)化，進而促進產業(yè)結構服務化。

綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)普及可以通過兩條路徑促進產業(yè)結構服務化進程：一是通過提升城鎮(zhèn)化質量從而促進產業(yè)結構服務化；二是通過加速技術進步從而促進產業(yè)結構服務化。

三 互聯(lián)網(wǎng)普及促進產業(yè)結構服務化的實證檢驗

上文分析了互聯(lián)網(wǎng)普及對產業(yè)結構服務化影響的內在機理以及主要傳導路徑，下文則對此進行實證檢驗。

(一)模型設定與變量選擇

1.基本模型設定

由上文分析可得：互聯(lián)網(wǎng)普及主要通過技術進步和城鎮(zhèn)化質量提升兩條路徑來促進產業(yè)結構服務化進程。下面將采用面板數(shù)據(jù)模型對此進行實證檢驗。面板數(shù)據(jù)模型檢驗步驟如下：式(19)是構建產業(yè)結構服務化影響因素的基準模型；式(20)是檢驗互聯(lián)網(wǎng)普及提升城鎮(zhèn)化質量促進產業(yè)結構服務化的定量影響；式(21)是檢驗互聯(lián)網(wǎng)普及促進技術進步對產業(yè)結構服務化的定量影響；最后對上述互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響產業(yè)結構服務化進程做穩(wěn)健性檢驗。

ISit=α0+α1Interit+α2lnInvestit+α3Marketit+α4lnAGDPit+α5lnLaborit+α6lnGovit+εit

(19)

ISit=β0+β1Interit+β2Interit×lnUrbanit+β3lnInvestit+β4Marketit+β5lnLaborit+β6lnGovit+

β7lnAGDPit+δit

(20)

ISit=φ0+φ1Interit+φ2Interit×Technologyit+φ3lnInvestit+φ4Marketit+φ5lnAGDPit+

φ6Laborit+φ7lnGovit+μit

(21)

式(19)-式(21)中，ISit為被解釋變量，代表產業(yè)結構服務化進程。Interit為核心解釋變量，代表地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。交叉項Interit×lnUrbanit和Interit×Technologyit分別表示互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過上述兩條路徑影響產業(yè)結構服務化進程。此外，其他變量為一系列可能影響被解釋變量的控制變量，其中包括服務業(yè)投資率、市場化程度、人力資本水平、政府財政支出等。i和t分別表示地區(qū)和時間，εit、δit和μit均表示隨機誤差項。

2.主要變量選取

(1)被解釋變量

產業(yè)結構服務化(IS)。對于產業(yè)結構服務化的內涵，歸納起來主要分為兩方面：一種理解認為產業(yè)結構服務化是指后工業(yè)化時期，即工業(yè)化發(fā)展成熟以后，人類經(jīng)濟活動從以生產活動為中心向以服務活動為中心的轉移過程，表現(xiàn)為產業(yè)結構中服務業(yè)的比重超過工業(yè)，成為經(jīng)濟活動的中心(王燕和吳蒙，2016)[40]。另一種理解認為產業(yè)結構服務化是服務業(yè)主導經(jīng)濟社會發(fā)展的一切描述，不僅包含第三產業(yè)占據(jù)經(jīng)濟社會發(fā)展的主導地位，而且包含各產業(yè)發(fā)展的內部服務化(劉繼國和趙一婷，2006)[41]。本文為便于分析和闡述，主要采用第一種理解，將產業(yè)結構服務化的衡量指標設定為IS，用第三產業(yè)增加值占GDP比重來表示(曾世宏和夏杰長，2016)[42]。

(2)中間變量

城市化水平(Urban)。發(fā)達國家早期工業(yè)化發(fā)展進程表明，城市化與產業(yè)結構服務化之間具有一定的聯(lián)系。一般認為城市是服務業(yè)活動的重要集聚地，城市化水平的提高意味著城市基礎設施不斷完善，較為完善的城市基礎設施有利于消費者心理健康，城市的發(fā)展為服務業(yè)在城市的集聚與繁榮提供機遇。

技術進步(Technology)。技術進步成為另一個重要中間變量，是因為互聯(lián)網(wǎng)普及能夠通過提高創(chuàng)新效率從而促進技術水平提高。而技術進步不僅能夠改進生產效率、提高產品工藝水平，而且能夠將服務要素帶到生產過程中，促進服務業(yè)和制造業(yè)融合，使得資源在不同產業(yè)間合理流動，從而促進產業(yè)結構向著合理化、高級化方向發(fā)展，最終實現(xiàn)產業(yè)結構服務化(龔軼等，2013)[43]。

(3)核心解釋變量

互聯(lián)網(wǎng)普及率(Inter)。互聯(lián)網(wǎng)作為目前發(fā)展最快、影響最大的信息網(wǎng)絡技術，由于強大的聯(lián)通功能，能夠有效跨越地域限制，使不同地域之間信息交流方便，成為人類經(jīng)濟社會發(fā)展歷史上滲透性最強、應用最廣的科學技術?；ヂ?lián)網(wǎng)在中國發(fā)展迅速，已經(jīng)成為推動我國產業(yè)結構轉型和升級的重要力量，促進我國產業(yè)結構服務化進程。

(4)控制變量

經(jīng)濟發(fā)展水平(lnAGDP)。地方經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，一定程度上能夠提高個人收入水平。根據(jù)凱恩斯主義的消費理論，收入水平的提高將刺激個人消費需求和公共消費的增加，消費結構也從最簡單的衣、食、住、行方面消費轉向更加高端的物質產品消費和精神文化方面消費，個人消費需求結構的這種轉變，是產業(yè)結構服務化的重要推動力。

市場化程度(Market)。市場化是一個經(jīng)濟體通過一系列調整達到經(jīng)濟資源配置和個人經(jīng)濟權利自由化的過程。自1978年改革開放以來，我國經(jīng)濟發(fā)展經(jīng)歷了從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的轉變，經(jīng)濟市場化能為現(xiàn)代化企業(yè)成長創(chuàng)造條件，以市場優(yōu)勝劣汰機制為主導的經(jīng)濟結構能推動產業(yè)發(fā)展，實現(xiàn)產業(yè)結構優(yōu)化。

政府財政支出(lnGov)。政府公共服務財政支出一方面能夠改善地區(qū)基礎設施水平，良好的基礎設施水平是地區(qū)產業(yè)結構服務化的重要前提；另一方面政府公共財政支出通過轉移支付方式促進居民收入水平提高，居民收入水平的提高能夠有效刺激服務消費需求，從而促進服務業(yè)發(fā)展(李勇剛和王猛，2015)[44]。

服務投資率(lnInvest)。投資作為經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，對服務業(yè)產值增長有著重要影響。首先，服務投資過程中增加了投資品和消費品的需求，引發(fā)服務總需求增加，推動行業(yè)的生產規(guī)模擴大，促進了服務業(yè)發(fā)展。其次，服務投資項目建成后投入使用，會擴大社會生產能力，從而為服務業(yè)生產出更多產品，繼而促進服務業(yè)產值增長。

勞動力要素(Labor)。根據(jù)鮑莫爾經(jīng)典“成本病”理論，認為服務業(yè)的勞動生產率相對較低，表現(xiàn)為當服務業(yè)以一個較小的增長率發(fā)展時，需要以一個較大增長率的勞動力就業(yè)率作為支撐，大量吸納勞動力是服務業(yè)發(fā)展的重要基石，勞動力就業(yè)的增加為服務業(yè)提供了基礎支撐，而服務業(yè)發(fā)展也能夠提供更多的勞動就業(yè)崗位。因此，本文認為勞動力要素是影響產業(yè)結構服務業(yè)化的重要因素。

(二)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

為確保數(shù)據(jù)的連貫性和研究樣本的典型性，本文選取我國31個省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)作為分析樣本。考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文將樣本數(shù)據(jù)的區(qū)間設定為2006-2016年，通過對面板數(shù)據(jù)的檢驗，研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對我國產業(yè)結構服務化的影響。原始數(shù)據(jù)主要來源于中國經(jīng)濟信息網(wǎng)、國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、wind咨詢數(shù)據(jù)庫，歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國第三產業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，以及各省歷年統(tǒng)計年鑒。被解釋變量、核心解釋變量和控制變量等具體相關指標的計算方法和數(shù)據(jù)來源見表1。

表1 變量的計算方法和數(shù)據(jù)來源

為進一步觀察各變量數(shù)據(jù)特征，對各變量進行描述性統(tǒng)計。為盡可能地消除異方差和確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，實證分析之前對部分變量做了自然對數(shù)處理，描述性統(tǒng)計過程主要采用的統(tǒng)計軟件是STATA13.0，各變量數(shù)據(jù)的具體描述性統(tǒng)計結果見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(續(xù)上表)

變量樣本數(shù)均值標準差最小值最大值Inter134133.0118.552.9577.77Inter23416.211.281.578.78lnInvest34156.8311.9337.9589.81Market3416.572.170.0011.80lnAGDP34110.350.608.6411.67Labor34136.7310.1814.9380.10lnGov3417.690.815.159.48

數(shù)據(jù)來源：基于《中國統(tǒng)計年鑒》、《第三產業(yè)統(tǒng)計年鑒》及各省的《統(tǒng)計年鑒》計算所得。

觀察表2可知：2006-2016年間中國產業(yè)結構服務化最小值為28.6，最大值為80.23，全國均值為42.23，十年之間產業(yè)結構服務化發(fā)展趨勢顯著；2006-2016年間，我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平逐步提高。

(三)實證檢驗及結果分析

下面將采用面板數(shù)據(jù)檢驗互聯(lián)網(wǎng)普及對我國產業(yè)結構服務化的影響。Hausman檢驗結果表明，逐步加入控制變量時，每一步均拒絕了隨機擾動項和變量不相關的假設，即拒絕了隨機效應模型假設，由此本文采用固定效應模型。

1.基準模型的回歸結果

先進行基準模型的回歸，通過逐步加入控制變量，分別對影響產業(yè)結構服務化的因素進行回歸，結果如表3所示。

表3 基準模型的回歸結果

(續(xù)上表)

變量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)樣本數(shù)341341341341341341R20.411 0.725 0.516 0.497 0.702 0.407 地區(qū)數(shù)313131313131

注：括號內t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表3的基準模型回歸結果顯示，無論加入何種控制變量，互聯(lián)網(wǎng)普及都對我國產業(yè)結構服務化進程起顯著促進作用。當互聯(lián)網(wǎng)普及率變化1個單位時，將會引致中國產業(yè)結構服務化進程同向變化0.157個單位，總體擬合程度較好。即說明互聯(lián)網(wǎng)的普及能夠較好地促進我國產業(yè)結構服務化。其次就基準模型的其他控制變量而言，服務業(yè)投資水平、市場化程度、勞動力和政府財政支出等要素亦能夠對中國產業(yè)結構服務化進程產生顯著影響，當上述變量變化1個單位時，將分別引致中國產業(yè)結構服務化進程同向變化0.204、1.542、10.99和6.298個單位，總體擬合程度均較好。即說明上述幾個控制變量均對中國產業(yè)結構服務化進程起到了積極作用。基準模型回歸結果也顯示，雖然人均地區(qū)生產總值對中國產業(yè)結構服務化進程也具有顯著影響，但是作用明顯呈現(xiàn)負相關關系，說明經(jīng)濟發(fā)展水平尚未能很好推動產業(yè)結構服務化進程。對上述現(xiàn)象，其中一種可能的解釋是，2008年國際金融危機之后，經(jīng)濟陷入低迷狀態(tài)，世界整體經(jīng)濟的不景氣也是我國經(jīng)濟增速放緩的外部因素。我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，即經(jīng)濟增長速度由高速狀態(tài)進入中高速狀態(tài)[注]根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，2010年我國經(jīng)濟增長速率為10.45%，2016年我國經(jīng)濟增長速率為6.7%。。我國總體經(jīng)濟增長下行趨勢與服務業(yè)增長速率上漲趨勢相比，說明產業(yè)結構服務化進程并不要求快速的經(jīng)濟增長速度，相反服務業(yè)增長能夠抵消經(jīng)濟增長下行波動的幅度。

2.基于城鎮(zhèn)化路徑的回歸結果

基準模型檢驗結果說明，總體上互聯(lián)網(wǎng)普及能夠對產業(yè)結構服務化進程起促進作用。但是互聯(lián)網(wǎng)普及是否分別通過城鎮(zhèn)化和技術進步兩條路徑影響產業(yè)結構服務化進程呢？下面將對此進行檢驗。路徑檢驗的基本思路是：在模型中引入互聯(lián)網(wǎng)普及和收入水平及城鎮(zhèn)化的數(shù)據(jù)交叉項，然后逐步加入相關變量進行回歸分析，得到基于城鎮(zhèn)化路徑的回歸結果，如表4所示。

表4 基于城鎮(zhèn)化路徑回歸結果

(續(xù)上表)

變量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)模型(7)lnLabor12.24??28.44???27.17???(3.06)(6.38)(6.54)lnGov-4.212???8.131??(-6.08)(3.05)lnAGDP-17.79???(-4.77)常數(shù)項-2.424??-2.663???-7.905-14.560??22.300???-18.940???12.770(-3.23)(-3.89)(-1.77)(-2.79)(-4.00)(-6.30)(0.57)樣本數(shù)341341341341341341341R20.4250.760 0.8230.5870.6220.732 0.605 地區(qū)數(shù)31313131313131

注：括號內為t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表4是基于城鎮(zhèn)化路徑的回歸結果，采用固定效應模型。結果顯示，引入互聯(lián)網(wǎng)和城鎮(zhèn)化的交互項后，互聯(lián)網(wǎng)普及和城鎮(zhèn)化的交互項對產業(yè)結構服務化影響系數(shù)為0.0637，在1%的水平上顯著，依次加入相關變量后得到的交叉項對產業(yè)結構服務化水平的影響依然顯著，系數(shù)為0.0375。說明互聯(lián)網(wǎng)普及通過城鎮(zhèn)化促進了產業(yè)結構的服務化發(fā)展，與理論分析相一致。對于其他控制變量，服務業(yè)投資率、市場化程度、勞動力要素以及政府財政支出都對產業(yè)結構服務化水平有顯著的促進作用，系數(shù)分別為0.0784、1.04、27.17和8.131，擬合程度較好，與前文未加入交叉項得到的結論相一致。

3.基于技術進步路徑的回歸結果

進一步，分析互聯(lián)網(wǎng)普及通過技術進步路徑對產業(yè)結構服務化的影響。同樣采用固定效應模型進行擬合回歸，結果如表5所示。

表5 基于技術進步路徑的回歸結果

(續(xù)上表)

變量模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)常數(shù)項0.002-0.283-10.560???-15.750???14.880?-8.908?(0.01)(-1.39)(-3.92)(-5.48)(2.09)(-2.07)樣本數(shù)341341341341341341R20.430 0.6130.8100.5970.6720.726地區(qū)數(shù)313131313131

注：括號內t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表5回歸結果顯示，互聯(lián)網(wǎng)通過技術進步對產業(yè)結構服務化產生顯著影響。當不增加其他控制變量時，互聯(lián)網(wǎng)普及和技術進步交叉項增加1個單位時，使產業(yè)結構服務化水平平均提高0.154個單位，隨著控制變量的不斷引進，互聯(lián)網(wǎng)普及和技術進步交叉項對產業(yè)結構服務化水平影響的顯著程度不變，影響系數(shù)從0.154增加到0.157，現(xiàn)如今各種高科技創(chuàng)新離不開互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)從制造業(yè)快速發(fā)展到相關服務業(yè)，催生了更多的服務新行業(yè)和新業(yè)態(tài)。互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展不僅能夠通過技術進步有效地將服務要素帶入制造業(yè)生產過程，促進制造業(yè)服務化，而且能夠通過技術進步有效促進服務商業(yè)模式創(chuàng)新，從而促進服務業(yè)繁榮發(fā)展。影響產業(yè)結構服務化的其他控制變量中，服務業(yè)投資率、市場化程度以及勞動力要素均對產業(yè)結構服務化影響顯著，系數(shù)為0.142、0.662和0.574，說明產業(yè)結構服務化進程和勞動就業(yè)之間存在協(xié)同演進現(xiàn)象，市場化程度對互聯(lián)網(wǎng)促進服務業(yè)發(fā)展具有積極作用。

(四)異質性

由于前文都是用全國31個省、市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)進行分析，為了進一步確保結論的正確性和科學性，下面將互聯(lián)網(wǎng)普及率不同的省份分為40%-50%、50%-55%以及55%以上三個層次進行相關回歸分析，如表6所示。

表6 基準模型互聯(lián)網(wǎng)普及率高低異質性檢驗

(續(xù)上表)

變量模型40-5050-5555以上常數(shù)項70.86???132.50???31.48 38.75 (4.78)(4.31)(1.29)(0.88)樣本數(shù)34112112199R20.410 0.562 0.664 0.735地區(qū)數(shù)3111119

注：括號內t值,***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表6是不區(qū)分路徑的情況下研究互聯(lián)網(wǎng)普及率對產業(yè)結構服務化水平的影響，發(fā)現(xiàn)三種層次的互聯(lián)網(wǎng)普及率對產業(yè)結構服務化水平的影響都是正向顯著的，系數(shù)分別為0.433、0.161和0.189，其中在互聯(lián)網(wǎng)普及率較低的省份，互聯(lián)網(wǎng)普及對產業(yè)結構服務化水平的影響效應更高。同時也可以看出，在不同的互聯(lián)網(wǎng)普及率下，其他各控制變量對產業(yè)結構服務化水平的影響方向沒有變化，但影響系數(shù)和顯著程度隨著省份間互聯(lián)網(wǎng)普及程度不同有所變化。

表7 基于城鎮(zhèn)化路徑模型互聯(lián)網(wǎng)普及率高低異質性檢驗

注：括號內t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表7是將我國31個省、市、自治區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率均分為三大部分，得到城鎮(zhèn)化路徑模型的互聯(lián)網(wǎng)普及率高低異質性檢驗回歸結果。可以看出，互聯(lián)網(wǎng)普及率和城鎮(zhèn)化的交叉項在不同普及率上對產業(yè)結構服務化水平的影響都顯著，其系數(shù)分別為0.123、0.0617和0.0416。同樣在低互聯(lián)網(wǎng)普及率的省份，互聯(lián)網(wǎng)通普及過城鎮(zhèn)化路徑對產業(yè)結構服務化水平的影響更為顯著，與表6結果相一致。同時其他變量對產業(yè)結構服務化水平的影響方向不變，影響程度則因為不同互聯(lián)網(wǎng)普及水平發(fā)生變化。

表8 基于技術進步路徑模型互聯(lián)網(wǎng)普及率高低異質性檢驗

注：括號內t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表8是基于技術進步路徑模型的互聯(lián)網(wǎng)普及率高低異質性檢驗回歸結果?？梢钥闯?，互聯(lián)網(wǎng)普及率和技術進步的交叉項在不同普及率中對產業(yè)結構服務化水平的影響都顯著，但顯著程度有所變化，系數(shù)分別為0.273、0.148以及0.139。在40%-50%的互聯(lián)網(wǎng)普及水平下，互聯(lián)網(wǎng)普及率和技術進步的交叉項對產業(yè)結構服務化水平的影響程度最高，其次是55%以上的互聯(lián)網(wǎng)普及水平，最后是50%-55%。其他控制變量對產業(yè)結構服務化水平的影響方向與前文一致，但影響程度和系數(shù)隨著互聯(lián)網(wǎng)普及水平發(fā)生變化?？傮w來說，在不同的普及率下，互聯(lián)網(wǎng)普及依然可以通過城鎮(zhèn)化路徑和技術進步路徑對產業(yè)結構服務化水平產生顯著影響。

(五)穩(wěn)健性檢驗

前文的檢驗結果已基本表明互聯(lián)網(wǎng)普及能夠通過兩種路徑對中國產業(yè)結構服務化的進程產生重要影響，下面對上述結果作進一步的相關穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗的基本思路是：替換互聯(lián)網(wǎng)普及的衡量指標。查詢國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫可知，目前有關衡量互聯(lián)網(wǎng)普及的指標有：域名數(shù)、網(wǎng)站數(shù)、網(wǎng)頁數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)撥號用戶、互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶、 城市寬帶接入用戶、農村寬帶接入用戶和互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口等八種。但是由于前七種指標數(shù)據(jù)的初始統(tǒng)計年份為2011年，時間序列長度相對較短。因此，為更加全面準確地分析互聯(lián)網(wǎng)普及對產業(yè)結構服務化的影響，將互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口指標作為互聯(lián)網(wǎng)普及的另一個衡量指標，得到穩(wěn)健性檢驗結果如表9所示。

表9 穩(wěn)健性檢驗的結果

注：括號內t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表9中，核心解釋變量和其他控制變量對產業(yè)結構服務化的影響均與第三部分結果一致。核心解釋變量，即互聯(lián)網(wǎng)普及對產業(yè)結構服務化影響顯著，綜合影響系數(shù)為6.848。在40%-50%的互聯(lián)網(wǎng)普及率下，影響系數(shù)為8.554，50%-55%和55%以上的影響系數(shù)分別為4.594和8.129，其他變量對產業(yè)結構服務化水平的的影響大體與前文一致。穩(wěn)健性檢驗結果進一步證明：無論全國范圍還是不同的互聯(lián)網(wǎng)普及水平下，互聯(lián)網(wǎng)普及都能夠較好地影響產業(yè)結構服務化進程，但是不同互聯(lián)網(wǎng)普及水平對產業(yè)結構服務化的影響作用大小存在差異，互聯(lián)網(wǎng)普及對產業(yè)結構服務化發(fā)展影響的地區(qū)異質性較大。

(六)內生性檢驗

本文使用了廣義矩估計法(GMM)解決模型出現(xiàn)的內生性問題，使用“移動電話用戶數(shù)對數(shù)”作為“互聯(lián)網(wǎng)普及率”的工具變量。GMM首先是對回歸方程進行一階差分變換，將滯后變量作為內生變量的相應工具變量，得到的估計量為一階差分廣義矩估計量(DIF-GMM)。系統(tǒng)廣義矩估計量(SYS-GMM)是在DIF-GMM估計量基礎上進一步使用了水平方程的矩條件，將滯后變量的一階差分作為水平方程中相應水平變量的工具。估計值如表10所示。

表10 廣義矩估計法(GMM)內生性檢驗

注：(1)*** 、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；(2)模型具體設定lag為2；(3)Sargan test報告了薩甘過度識別檢驗的p值；(4)Arelleno-Bond AR(1)和Arelleno-Bond AR(2)分別報告了一階和二階序列相關檢驗的p值。

根據(jù)表10的回歸結果，薩甘過度識別檢驗和Arelleno-Bond序列相關檢驗的p值顯示模型可以通過相關統(tǒng)計檢驗，這表明本文工具變量設定不存在嚴重偏誤且模型擾動項無自相關。本文所重點關注的“互聯(lián)網(wǎng)普及率”這一變量的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這說明上文實證分析得到的互聯(lián)網(wǎng)普及對產業(yè)結構服務化有正向影響的結論是可靠的。

四 主要結論與政策含義

本文著重研究互聯(lián)網(wǎng)普及對產業(yè)結構服務化的影響作用和內在機理，基于2006-2016年我國省級面板數(shù)據(jù)檢驗了互聯(lián)網(wǎng)普及對產業(yè)結構服務化的定量影響。主要結論：第一，互聯(lián)網(wǎng)普及能夠顯著促進我國產業(yè)結構服務化進程，主要是城鎮(zhèn)化和技術進步兩條路徑；第二，互聯(lián)網(wǎng)普及對我國產業(yè)結構服務化的影響存在著顯著的邊際遞減效應。整體上互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能夠對產業(yè)結構服務化的進程產生顯著影響，而不同互聯(lián)網(wǎng)普及水平對產業(yè)結構服務化影響的顯著程度有異質性。城鎮(zhèn)化和技術進步兩種路徑促進產業(yè)結構服務化的分析中也得到了相同的結論，即在低互聯(lián)網(wǎng)普及水平下，互聯(lián)網(wǎng)普及對產業(yè)結構服務化的影響顯著程度更高。

本文研究結論對于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要的政策性含義?；ヂ?lián)網(wǎng)普及率越高的發(fā)達地區(qū)，其對產業(yè)結構服務化的促進效應越弱，而互聯(lián)網(wǎng)普及率越低的地區(qū)，其對產業(yè)結構服務化的促進效應越強，因此應該通過改善農村，特別是中西部地區(qū)農村的信息化基礎設施條件，提高互聯(lián)網(wǎng)普及率，促進農村服務業(yè)發(fā)展，振興鄉(xiāng)村。具體而言：

第一，加強和完善農村互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設。本文實證結果顯示，無論控制變量如何變化，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對產業(yè)結構服務化的作用都保持較高的顯著性水平，充分表明互聯(lián)網(wǎng)普及對產業(yè)結構服務化具有正向影響作用，但很微弱。這主要是因為我國目前的互聯(lián)網(wǎng)基礎設施還不完善，尤其是廣大中西部及農村等經(jīng)濟發(fā)展水平相對欠發(fā)達地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)普及狀況相對落后。因此有必要加強廣大中西部及農村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設，提升中西部及農村落后地區(qū)的信息化發(fā)展水平。

第二，加強政府對農村公共服務消費支出。從實證檢驗結果來看，目前我國產業(yè)結構服務化的進程除受互聯(lián)網(wǎng)快速發(fā)展的影響外，還有服務投資效率的提高。這說明目前服務投資在我國產業(yè)結構服務化進程中的作用功不可沒。問題是，目前我國政府公共服務支出水平落后，尚未能夠成為產業(yè)結構服務化的重要支撐。隨著我國城鎮(zhèn)化進程加快，我國居民公共服務的消費需求日益增加，但政府公共服務的支出嚴重不足，使得公共服務需求與供給之間產生巨大缺口，公共服務缺口不利于服務消費環(huán)境的改善，一定程度上阻礙了產業(yè)結構服務化的進程。

第三，大力推進農村“互聯(lián)網(wǎng)+”行動計劃。由于互聯(lián)網(wǎng)強大的“連接”功能，“互聯(lián)網(wǎng)+傳統(tǒng)產業(yè)”能夠提高傳統(tǒng)產業(yè)生產效率、提升產品的附加值、擴大市場消費，有效推動產業(yè)結構的轉型升級。首先，“互聯(lián)網(wǎng)+制造”是“中國制造2025”創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的基礎。“互聯(lián)網(wǎng)+制造業(yè)”不僅能夠提高制造業(yè)實體創(chuàng)新水平和生產效率，而且能夠再造制造業(yè)生產流程，促進制造價值鏈重組，最終實現(xiàn)制造業(yè)服務化。其次，“互聯(lián)網(wǎng)+服務業(yè)”能夠刺激服務業(yè)商業(yè)模式的創(chuàng)新，從而提高服務業(yè)附加值。“互聯(lián)網(wǎng)+農業(yè)”能夠加強農業(yè)生活和市場狀況的信息交流，打通農業(yè)生產和市場信息不對稱的隔閡?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+”能夠充分發(fā)揮信息化的功能，以信息化帶動服務化，以服務化促進農業(yè)現(xiàn)代化，實現(xiàn)農業(yè)現(xiàn)代化和信息化的融合發(fā)展，促進農業(yè)服務化水平提高。