王葉軍，周京奎

(南開大學 經濟學院，天津 300071)

一、問題提出

進入21世紀以來，隨著國民經濟的快速發(fā)展，中國經濟結構發(fā)生顯著變化：工業(yè)的主導性地位正在逐步下降，服務業(yè)在國民經濟發(fā)展中日益占據(jù)主導地位。中國正逐步邁入服務經濟時代。這突出表現(xiàn)為，2015年以來，服務業(yè)占國內生產總值的比重均超過50%。在國家2015年提出《中國制造2025》計劃之后，2017年6月國家發(fā)展改革委制定了《服務業(yè)創(chuàng)新發(fā)展大綱(2017—2025)》，對服務業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展提出了綱要性指南，這對促進服務業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有重要意義。與此同時，中國服務業(yè)的發(fā)展面臨諸多挑戰(zhàn)，這突出表現(xiàn)為服務業(yè)在不同地區(qū)存在巨大差異，東部沿海地區(qū)服務業(yè)相對較為發(fā)達，中西部地區(qū)尤其是西部地區(qū)服務業(yè)發(fā)展相對滯后，服務業(yè)結構相對單一，多樣化發(fā)展不足。

在現(xiàn)代經濟體系中，城市是產業(yè)的主要聚集區(qū)，相應的服務業(yè)也主要聚集在城市。對于城市而言，受限于城鎮(zhèn)化發(fā)展階段、城區(qū)人口規(guī)模等因素的制約，不同類型城市的服務業(yè)行業(yè)結構存在較大差異，相應地就會影響到服務業(yè)的結構優(yōu)化和產業(yè)增長。改革開放以來，從東南沿海的經濟特區(qū)、沿海開放城市，到內陸省會開放城市、出口加工區(qū)、綜合保稅區(qū)、國家級開發(fā)區(qū)，再到近年設立的自貿區(qū)，這些經濟開放政策大大促進了城市的開放。明顯地，城市服務業(yè)的發(fā)展會受益于開放政策。

目前，國內外針對產業(yè)相關多樣化和不相關多樣化經濟增長效應的實證研究，大多關注于國家和地區(qū)層面的經濟增長、工業(yè)經濟的增長，而對城市層面服務業(yè)經濟增長的分析相對匱乏。而值得注意的是，在互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)新、共享經濟以及人工智能創(chuàng)新不斷涌現(xiàn)的背景下，產業(yè)的多樣化增強了服務業(yè)跨行業(yè)的創(chuàng)新活力，刺激了服務業(yè)的快速增長。因此，本文從城市層面來研究相關多樣化、不相關多樣化對服務業(yè)增長的影響，具有較強的理論和現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧

有學者創(chuàng)造性地把總體多樣化劃分為相關多樣化和不相關多樣化[1]，這是對產業(yè)多樣化理論的重要拓展。其中，相關多樣化是指在特定地理范圍內具有技術替代性或技術互補性的關聯(lián)性產業(yè)聚集在一起，由此帶來技術創(chuàng)新、成本節(jié)約等方面的經濟收益；而不相關多樣化則是在特定地理范圍內技術替代性或技術互補性較低的多種產業(yè)聚集在一起，由此形成的產業(yè)組合效應能夠有效抵御外部貿易、經濟危機的沖擊。相應地，相關多樣化代表了具有知識溢出效應的雅各布斯外部性，不相關多樣化則代表能夠抵御外部沖擊的投資組合效應。以這一理論為基礎，國內外學者研究了相關多樣化、不相關多樣化對經濟增長的影響。

其中，相關多樣化的經濟增長效應是即時的，不相關多樣化在長期經濟中也促進了經濟增長[2]。原因在于，產業(yè)的相關多樣化可以促進具有技術相近性或互補性生產關聯(lián)的鄰近性產品的生產和產業(yè)創(chuàng)新，由于此種鄰近性創(chuàng)新主要產生于生產關系密切的行業(yè)之中，因此，在短期內即可實現(xiàn)。產業(yè)的不相關多樣化則能夠帶來突破式產品和產業(yè)創(chuàng)新，而這種突破式創(chuàng)新大多發(fā)生在技術關聯(lián)性不大的行業(yè)之中，故而需要長期的技術醞釀，因而對經濟增長的促進作用也是長期的。顯然，這是兩種產業(yè)多樣化的經濟增長機制。

此外，博施瑪和拉馬里諾(Boschma & Iammarino，2009)利用意大利1995—2003年的省域層面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)相關多樣化對地區(qū)經濟增長具有促進作用[3]。法爾西格魯(Falcioglu，2011)以土耳其制造業(yè)為對象，在研究產業(yè)區(qū)位和地區(qū)生產率的影響因素的過程中發(fā)現(xiàn)，產業(yè)的相關多樣性、核心區(qū)域的技術近似性對地區(qū)生產率具有重要影響[4]。博施瑪?shù)?Boschma et al.，2012)對西班牙1995—2007年的省級層面數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)產業(yè)相關多樣化程度高的省份具有更高的地區(qū)增長率[5]。弗里奇和庫布利納(Fritsch & Kublina，2016)利用德國西部地區(qū)的經濟數(shù)據(jù)，實證分析了相關多樣化、不相關多樣化對地區(qū)經濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)產業(yè)相關多樣化和不相關多樣化都具有對經濟增長的促進作用[6]。

國內學者也就產業(yè)相關多樣化、不相關多樣化對經濟增長的影響進行了研究，主要集中在工業(yè)行業(yè)、區(qū)域經濟增長、城市經濟增長三個方面。

在工業(yè)行業(yè)方面：蘇紅鍵和趙堅(2012)通過對2004—2009年的省級層面工業(yè)增長的研究發(fā)現(xiàn)，相關多樣化顯著推動了工業(yè)經濟增長，而不相關多樣化則對工業(yè)增加值具有負向效應[7]。李福柱和厲夢泉的(2013)的研究也傾向于支持相關多樣化對工業(yè)勞動生產率的促進作用[8]。

在區(qū)域經濟增長方面：祝樹金等(2014)、張遼和楊成林(2016)的研究，均支持產業(yè)相關多樣化對地區(qū)經濟增長的促進作用，而產業(yè)不相關多樣化不具有顯著促進效應[9-10]。此外，魏瑋和鄭延平(2013)的研究在支持相關多樣化的經濟促進作用的同時，也肯定了不相關多樣化的經濟穩(wěn)定功能[11]。

在城市經濟增長方面：孫曉華和柴玲玲(2012)通過對城市層面經濟增長的研究發(fā)現(xiàn)，相關多樣化對經濟增長具有顯著正向作用，而無關多樣化具有增強經濟穩(wěn)定的功能[12]。王俊松(2016)的研究也支持產業(yè)相關多樣化對城市經濟增長的促進作用[13]。此外，魏瑋等(2015)通過對長三角和中原城市群2003—2012年的實證研究，在佐證相關多樣化具有經濟增長效應的同時也發(fā)現(xiàn)，相關多樣化的這種增長促進作用受到城市職能專業(yè)化調節(jié)效應的制約[14]。

綜上分析可知，盡管國內外學者研究了產業(yè)相關多樣化、不相關多樣化的經濟增長效應，但是相關研究大多集中在工業(yè)經濟增長、國家和地區(qū)經濟增長方面。部分學者對城市經濟增長也進行了研究，而專門針對服務業(yè)增長的研究是匱乏的。另一方面，與工業(yè)行業(yè)相比，服務業(yè)在生產方式、消費方式以及分工模式方面存在顯著差異，這可能導致相關多樣化、不相關多樣化對服務業(yè)增長的影響具有自身的特點。為此，本文利用中國城市層面數(shù)據(jù)，實證分析相關多樣化、不相關多樣化對服務業(yè)增長的影響。

與現(xiàn)有研究相比，本文可能的創(chuàng)新貢獻主要包括兩方面：(1)從中國總體城市層面初步考察產業(yè)相關多樣化、不相關多樣化對服務業(yè)增長的影響，從而擴展了相關研究的范圍，這是產業(yè)多樣化理論在城市服務業(yè)層面的有益嘗試；(2)充分考察了中國不同類型城市的異質性，即地區(qū)異質性、城市規(guī)模異質性和市場開放度差異，從而能夠科學、細致地考察相關多樣化、不相關多樣化對服務業(yè)增長的影響規(guī)律，這同時也有利于為城市服務業(yè)發(fā)展提供有益的政策啟示。

三、數(shù)據(jù)來源與模型設定

(一)數(shù)據(jù)來源

為檢驗產業(yè)相關多樣化、不相關多樣化對城市服務業(yè)增長的影響，本文主要使用《中國城市統(tǒng)計年鑒》進行相關數(shù)據(jù)的統(tǒng)計。另外，還使用2010年全國人口經濟普查數(shù)據(jù)對城市人口規(guī)模進行統(tǒng)計，以便進行分城市規(guī)模的實證研究。需要強調的是，本文借鑒已有的關于發(fā)展中國家城市經濟開放和市場化程度的數(shù)據(jù)庫構建方法[15]，并根據(jù)全國地級以上城市歷年獲得國家級優(yōu)惠政策的種類和數(shù)量，構建了一個新的中國城市經濟開放與市場化數(shù)據(jù)庫。結合這個數(shù)據(jù)庫，對全國地級以上城市的經濟開放和市場化程度類型進行了更為科學的劃分，并展開分組實證回歸。此外，鑒于從2003起使用新的國民經濟行業(yè)劃分標準，本文實證研究的時間范圍是2003—2016年[注]值得強調的是，盡管2011年國家出臺新的國民經濟行業(yè)劃分標準，《中國城市統(tǒng)計年鑒》對服務業(yè)就業(yè)的行業(yè)分組仍舊為原有2002年制定的行業(yè)標準，這有利于進行連續(xù)穩(wěn)定的經濟統(tǒng)計分析。；由于中國城市的市轄區(qū)范圍變動過大，不利于展開穩(wěn)定、連續(xù)的經濟變量統(tǒng)計和實證分析，本文的變量統(tǒng)計范圍為全市范圍(除個別指標外)。在樣本量方面，樣本城市數(shù)為283個。

(二)服務業(yè)相關多樣化、不相關多樣化的測度

相關多樣化是指在特定地理范圍內具有技術替代性或技術互補性的關聯(lián)性產業(yè)聚集在一起，由此帶來技術創(chuàng)新、成本節(jié)約等方面的經濟收益；不相關多樣化則是技術替代性或互補性較差的非關聯(lián)性產業(yè)在同一地區(qū)的分布。

從現(xiàn)有文獻來看，已有學者提出了產業(yè)相關多樣化、不相關多樣化的區(qū)分和測度方法[1，16]。在此基礎上，國外學者進一步利用這種測度方法展開研究。國內學者也都是基于這種測度方法進行研究。因此，本文對城市層面服務業(yè)相關多樣化和不相關多樣化的測度，也是基于該方法。

對服務業(yè)多樣化測度，首先要對服務業(yè)行業(yè)進行層級分類。根據(jù)《中國城市統(tǒng)計年鑒》所能觀測到的14個服務業(yè)行業(yè)，借鑒袁志剛和高虹(2015)[17]對服務業(yè)的分類方法，把14個服務行業(yè)劃分為三個大類。相應地，這三個大類服務業(yè)即作為一級產業(yè)分類，而14個服務業(yè)行業(yè)則作為二級產業(yè)分類。依據(jù)這兩個層次的服務業(yè)產業(yè)分類，本文來進行城市服務業(yè)相關多樣化(TV)、不相關多樣化(UV)和總體多樣化(TV)的測算。

根據(jù)以上對14個服務業(yè)產業(yè)的類型劃分，城市服務業(yè)總體多樣化、不相關多樣化、相關多樣化的計算公式如下所示。

總體多樣化為：

(1)

其中，i為14個服務業(yè)行業(yè)，Pi為14個服務業(yè)行業(yè)各自就業(yè)人數(shù)占服務業(yè)總就業(yè)人數(shù)的比重。

不相關多樣化為：

(2)

其中，g為3個服務業(yè)大類行業(yè)，Pg為3個大類服務業(yè)就業(yè)人數(shù)占服務業(yè)總就業(yè)人數(shù)的比重。

相關多樣化為：

RV=TV-UV

(3)

(三)變量選擇

解釋變量SerGDP是城市服務業(yè)的增加值，本文使用取對數(shù)的變量lnSerGDP。鑒于《中國城市統(tǒng)計年鑒》并沒有對服務業(yè)增加值進行直接統(tǒng)計，而是對城市地區(qū)生產總值和三次產業(yè)增加值的比重進行了統(tǒng)計，因此采取間接推算的方法，以城市地區(qū)生產總值乘以第三產業(yè)的增加值比重來測算城市服務業(yè)增加值。此外，對于服務業(yè)增加值，本文以2000年為價格基期，運用CPI指數(shù)進行了價格平滑。由于地級城市的歷年CPI指數(shù)難以獲取，本文借鑒柯善咨(2014)[18]的處理方法，統(tǒng)一以該城市所在省份當年的CPI指數(shù)為標準進行價格平滑。

服務業(yè)的相關多樣化和不相關多樣化是核心解釋變量，除此之外，實證分析中還包括以下控制變量：

(1)城市服務業(yè)的就業(yè)人數(shù)(third)。這里，服務業(yè)的勞動力就業(yè)是影響服務業(yè)發(fā)展的重要投入要素，衡量單位是萬人，取對數(shù)形式lnthird。

(2)城市服務業(yè)的固定資產投資(pkinvest)，實證分析中取對數(shù)形式lnpkinvest。鑒于《中國城市統(tǒng)計年鑒》中僅有全社會固定資產投資指標，欠缺分行業(yè)的固定資產投資，本文根據(jù)已有數(shù)據(jù)構建一種綜合加權比重來推算服務業(yè)固定資產投資額。這種綜合加權比重，即是服務業(yè)增加值占GDP比重與服務業(yè)就業(yè)人數(shù)占全部就業(yè)比重的均值。再以全社會固定資產投資乘以服務業(yè)綜合加權比重，即為服務業(yè)固定資產投資額。此外，服務業(yè)固定資產投資也以2000年為基期，運用城市所在省份的固定資產價格指數(shù)進行價格平滑，表示為：服務業(yè)固定資產投資=全社會固定資產投資×服務業(yè)綜合加權比重。

(3)城市制造業(yè)的專業(yè)化水平(quwei)。由于制造業(yè)的發(fā)展與服務業(yè)緊密相關，尤其是制造業(yè)與生產性服務業(yè)的產業(yè)互動是服務業(yè)經濟增長的重要推動力。鑒于城市層面制造業(yè)數(shù)據(jù)的可得性，本文以城市制造業(yè)的區(qū)位商來衡量其專業(yè)化水平。

(4)政府的科技支持政策(tecratio)。良好的科技政策能夠有效刺激生產企業(yè)和研發(fā)機構的科技創(chuàng)新活動，促進服務業(yè)生產率的提高，帶動服務業(yè)經濟總量的增長。本文以財政支出中科技支出所占比重來衡量政府的科技支持政策。

(5)人力資本的衡量(tedu)。劉修巖(2010)[18]、柯善咨(2014)[19]等采用每萬人大學生人數(shù)作為衡量指標，孫浦陽(2013)[20]則以城市中小學專職教師數(shù)量來衡量，本文采用孫浦陽(2013)[20]的方法。在實證分析中，取對數(shù)形式(lntedu)。

(6)本地交通基礎設施1，用城市道路總面積(troad)衡量，在實證分析中取對數(shù)形式(lntroad)。

(7)本地交通基礎設施2，以城市公交車運營量(bus)代表。

(8)本地對外資依賴程度(lpfdi)，以城市當年實際利用外商投資總額占全市生產總值的比重來衡量。

比如，浙江醫(yī)院總院利用現(xiàn)有RIS/PACS服務器端軟硬件系統(tǒng)，通過光纖專線與三墩分院區(qū)實現(xiàn)連接，所有服務器軟件均使用總院的原有系統(tǒng)?？傇杭胺衷旱姆派淇平y(tǒng)一采用分布式模式調用RIS/PACS系統(tǒng)影像和報告[19]。同一醫(yī)院不同院區(qū)間的醫(yī)學影像共享促使RIS/PACS系統(tǒng)走向區(qū)域化，成為不同醫(yī)院間甚至在區(qū)域醫(yī)療體系內實現(xiàn)影像共享的基石。

(9)城市平均工資水平(pwage)，運用城市所在省份CPI指數(shù)，以2000年為基期進行價格平滑。

變量含義如表1所示。

表1 變量含義

表1(續(xù))

變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(四)計量模型設定

本文在研究相關多樣化、不相關多樣化對城市服務業(yè)經濟增長的過程中，進行了分層次、多維度的計量實證檢驗。基準計量方程為：

lnSerGDPit=C+β1UVit+β2RVit+β3Xit+Uit

(4)

在式(4)中，lnSerGDP是被解釋變量，即城市服務業(yè)增加值(取對數(shù))；UV和RV是兩個核心解釋變量，即服務業(yè)的不相關多樣化和相關多樣化；還包括控制變量和隨機誤差項。各個變量的下標i代表不同的城市，下標t則代表相應的年份。

此外，在計量估計中，本文使用OLS方法和面板估計方法(包括固定效應FE和隨機效應RE)。這里，OLS方法的結果作為參照，鑒于面板數(shù)據(jù)方法可以有效控制不可觀測因素，以該類方法的實證結果為主。進一步，本文還會使用豪斯曼檢驗判斷固定效應和隨機效應的適用性。

鑒于式(4)可能存在遺漏重要變量以及內生性的問題。重要變量的遺漏主要在控制變量的選取方面，為了克服和緩解遺漏變量問題，本文在穩(wěn)健性檢驗過程中添加了新的控制變量：城市工資水平(lnpwage)和公交車運營量(lnbus)。對于內生性問題，服務業(yè)勞動就業(yè)(lnthird)和服務業(yè)固定資產投資(lnpkinvest)作為服務業(yè)的主要投入要素，可能存在時間滯后效應，滯后項帶來內生性問題。有鑒于此，本文使用兩個核心控制變量的滯后一期作為其自身的工具變量，進行面板工具變量(IV)估計檢驗。

四、計量實證分析

在考察相關多樣化、不相關多樣化對城市服務業(yè)增長的實證研究過程中，本文首先利用基準估計模型對全國283個地級以上城市數(shù)據(jù)進行初步的分析，并選定改進后的固定效應模型(SCC模型)作為擴展分析的合適模型?；赟CC模型，進一步從地區(qū)異質性、城市規(guī)模異質性和市場開放度差異三個方面進行擴展分析。最后，運用工具變量面板估計、新增控制變量方法進行穩(wěn)健性檢驗。

(一)基準模型估計

在基準計量估計中，本文實證分析全國層面283個地級以上城市，主要運用OLS方法和FE、RE、SCC三種面板模型估計方法，其中SCC模型是改進后的固定效應模型。估計結果(如表3所示)顯示，不論是普通的OLS估計方法，還是3種面板估計方法均表明：相關多樣化和不相關多樣化都對城市服務業(yè)經濟增長具有顯著的促進作用；相對而言，相關多樣化所帶來的促進作用都要強于不相關多樣化的促進作用。其中，OLS方法和RE面板估計顯示的相關多樣化對城市服務業(yè)的推動力遠高于FE方法和SCC方法；另外，OLS方法顯示的不相關多樣化對城市服務業(yè)的促進作用則顯著高于其他3種面板估計方法。以SCC估計結果為例，相關多樣化每增加1個單位，會帶來城市服務業(yè)0.267個百分點的增長；不相關多樣化每增加1個單位，則會帶來城市服務業(yè)0.196個百分點的增長。

由此可見，城市服務業(yè)內在的兩種多樣化關聯(lián)，對推動城市服務業(yè)經濟增長都發(fā)揮了顯著作用。相關多樣化的經濟增長效應是即時的，不相關多樣化在長期經濟中也會促進經濟增長[2]，這是因為相關多樣化可以帶來短期內鄰近關聯(lián)產業(yè)和產品的創(chuàng)新，而不相關多樣化則會帶來突破式創(chuàng)新。由于21世紀以來中國經濟結構的快速變遷，尤其是工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的加速推進，不僅服務業(yè)內在相關多樣化帶來了產品和產業(yè)創(chuàng)新，同時不相關多樣化也帶來了突破式創(chuàng)新，這些創(chuàng)新突出表現(xiàn)為電子移動支付、互聯(lián)網(wǎng)銷售的興起等。因此，相關多樣化和不相關多樣化通過促進不同類型的產品和產業(yè)創(chuàng)新，有力帶動了中國服務業(yè)的增長。

此外，根據(jù)豪斯曼估計檢驗，固定效應估計方法要優(yōu)于隨機效應估計方法。鑒于改進后的固定效應模型(SCC模型)在處理面板數(shù)據(jù)異方差、序列相關性和截面相關性問題方面顯著優(yōu)于FE模型，本文把SCC模型作為標準模型來進行實證擴展分析。

表3 相關多樣化、不相關多樣化對城市服務業(yè)增長的估計結果

表3(續(xù))

注：各序列的被解釋變量為lnSerGDP；系數(shù)下方的括號內為穩(wěn)健標準誤；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平；表中回歸分析均控制了年份和地區(qū)固定效應。后同。

(二)擴展分析——基于地區(qū)異質性的視角

中國區(qū)域經濟發(fā)展存在差異，不同區(qū)域在經濟發(fā)展階段、產業(yè)結構、城鎮(zhèn)化水平等方面具有異質性，這種地區(qū)異質性也會影響城市服務業(yè)的增長。基于此，根據(jù)國家統(tǒng)計局的區(qū)域劃分標準，將全國283個地級以上城市劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)，并利用面板SCC模型進行估計檢驗。分地區(qū)的估計結果如表4所示。

表4 分地區(qū)相關多樣化、不相關多樣化對城市服務業(yè)增長的影響

由表4可知，在四大地區(qū)中，東部地區(qū)的相關多樣化顯著促進了城市服務業(yè)增長，而不相關多樣化則具有不顯著的促進作用。綜合來看，東部地區(qū)是經濟發(fā)達地區(qū)，市場發(fā)育程度相對較高，大中小城市眾多。因此，東部地區(qū)城市服務業(yè)內在的相關多樣化有利于帶來鄰近產業(yè)和產品的創(chuàng)新，從而推動服務業(yè)的增長。另一方面，由于東部地區(qū)大中小城市眾多，不同類型城市差異顯著，各種類型城市服務業(yè)不相關多樣化的增長效應相互抵消，從而表現(xiàn)出對服務業(yè)增長不顯著的促進作用。

中部地區(qū)的不相關多樣化顯著帶動了城市服務業(yè)的經濟增長，但是相關多樣化對服務業(yè)的促進作用不顯著。這可能與中部地區(qū)所處的發(fā)展階段密切相關，中部地區(qū)正處于城鎮(zhèn)化的加速發(fā)展階段，城市服務業(yè)的結構尚有待優(yōu)化調整，那些具有生產相近、互補關系的鄰近服務行業(yè)彼此之間的協(xié)作程度不高，從而制約了產品和產業(yè)創(chuàng)新。西部地區(qū)的相關多樣化和不相關多樣化，均未表現(xiàn)出對城市服務業(yè)的顯著推動作用。這是由于西部地區(qū)尚處于城鎮(zhèn)化的初期，大部分城市的服務業(yè)結構仍存在單一和僵化的問題，因此服務業(yè)的多樣化水平相對較低，還不足以帶動服務業(yè)的增長。

東北地區(qū)的相關多樣化顯著帶動了城市服務業(yè)的增長，而不相關多樣化則具有不顯著的促進作用。由于東北地區(qū)得益于歷史時期的經濟發(fā)展，產業(yè)體系和城鎮(zhèn)體系的完備程度相對較高，盡管目前仍存在經濟體制僵化和市場發(fā)育不健全的問題，服務業(yè)內在的相關多樣化結構依舊能夠顯著帶動服務業(yè)的增長；另一方面，經濟體制的僵化和市場發(fā)育不健全則制約了不相關多樣化引致的突破式產品和產業(yè)創(chuàng)新，從而未展現(xiàn)出對城市服務業(yè)增長的顯著促進作用。

(三)擴展分析——基于城市規(guī)模異質性的視角

基于人口統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性和科學性，全國人口普查數(shù)據(jù)相較于《中國城市統(tǒng)計年鑒》提供了更為準確的城市人口規(guī)模統(tǒng)計[注]《中國城市統(tǒng)計年鑒》主要是以城市戶籍人口為口徑進行統(tǒng)計，而人口普查數(shù)據(jù)則是以常住人口為口徑進行統(tǒng)計，從而能夠把那些在本地城市工作但沒有戶籍的人口也納入其中。。鑒于本文的計量實證范圍為2003—2016年，以2010年中國人口普查數(shù)據(jù)為準，對全國283個地級以上城市的城區(qū)人口[注]根據(jù)2014年《國務院關于調整城市規(guī)模劃分標準的通知》，城區(qū)是指在市轄區(qū)和不設區(qū)的市，區(qū)、市政府駐地的實際建設連接到的居民委員會所轄區(qū)域和其他區(qū)域。進行統(tǒng)計。在參考2014年國家城市規(guī)模劃分新標準的基礎上，把樣本城市按城區(qū)人口規(guī)模分為小城市、中等城市、大城市和特大城市[注]這里劃分的城市規(guī)模類型中，小城市、中等城市、大城市的人口規(guī)模標準與國家新標準一致，分別是小于50萬、50萬～100萬、100萬～500萬。本文劃分的特大城市，包括國家新標準中的特大城市(人口500萬～1000萬)和超大城市(1000萬以上)，這是由于超大城市的個數(shù)極少，不宜進行穩(wěn)健的計量估計，故而將兩者統(tǒng)一歸并至一類中。四個類別。分城市規(guī)模異質性的計量估計結果如表5所示。

表5 分城市規(guī)模相關多樣化、不相關多樣化對城市服務業(yè)增長的影響

表5(續(xù))

由表5可知，相關多樣化和不相關多樣化對城市服務業(yè)的效應在不同規(guī)模類型的城市中具有差異性。對于中等城市和大城市，相關多樣化、不相關多樣化都表現(xiàn)出對服務業(yè)的顯著推動作用。由此可見，在中等城市和大城市，相關多樣化和不相關多樣化分別通過促進服務業(yè)行業(yè)中的鄰近產品和產業(yè)創(chuàng)新、突破式創(chuàng)新，帶動了兩種類型城市服務業(yè)的增長。尤其是對相關多樣化而言，其在大城市中對服務業(yè)的增長促進效應明顯高于中等城市，這一定程度上反映出大城市的相關多樣化集聚效應更高。

對于小城市和特大城市，相關多樣化、不相關多樣化對城市服務業(yè)的增長均沒有顯著的促進效應。這主要是因為，小城市的服務業(yè)還普遍存在結構單一的問題，導致服務業(yè)的多樣化發(fā)展不夠充分，從而制約了服務業(yè)的增長。對于特大城市而言，土地成本的高漲、房價的居高不下以及勞動力成本的上升等因素，使得其潛在的集聚不經濟效應日益凸顯，因此相關多樣化、不相關多樣化這兩種多樣化集聚反而表現(xiàn)出對服務業(yè)的輕微負向效應。

(四)擴展分析——基于市場開放度差異的視角

基于已有的研究方法[15]，本文構建改進型的城市經濟政策數(shù)據(jù)庫，把283個地級以上城市分為無特區(qū)城市、有特區(qū)城市、特區(qū)Ⅰ型城市、特區(qū)Ⅱ型城市、特區(qū)Ⅲ型城市，旨在區(qū)分不同類型經濟開放和市場化城市的差異。實證研究的時間范圍是2003—2016年，國家級優(yōu)惠政策的種類和數(shù)量統(tǒng)計時限截止到2016年年底。具體而言，國家級的經濟優(yōu)惠政策劃分為9種類型，根據(jù)城市享有國家級優(yōu)惠政策的種類不同進行劃分：(1)無特區(qū)城市沒有國家級優(yōu)惠政策，有特區(qū)城市享有至少一項國家級優(yōu)惠政策；(2)特區(qū)Ⅰ型城市享有1～2項優(yōu)惠政策，特區(qū)Ⅱ型城市享有3～4項優(yōu)惠政策，特區(qū)Ⅲ型享有5～8項優(yōu)惠政策[注]對于不同類型經濟特區(qū)的劃分，需要的讀者可向筆者索取。[注]不同類型的經濟特區(qū)，其國家級優(yōu)惠政策的項數(shù)劃分，是根據(jù)283個城市擁有優(yōu)惠政策項數(shù)的分布趨勢，并結合面板數(shù)據(jù)對樣本量的要求(本文以大于100個樣本為底限)進行的。?；诖朔N城市類型劃分方法，運用SCC模型進行分組實證檢驗，估計結果見表6。

表6 分市場開放度的相關多樣化、不相關多樣化對城市服務業(yè)增長的影響

由表6可知，在無特區(qū)的城市，相關多樣化、不相關多樣化都沒有表現(xiàn)對服務業(yè)增長的顯著推動作用。而在有特區(qū)的城市，相關多樣化和不相關多樣化均顯著促進了城市服務業(yè)的增長。這表明，那些市場開放型城市得益于良好的市場發(fā)育和相對發(fā)達的對外貿易，相關多樣化、不相關多樣化更容易通過鄰近型創(chuàng)新和突破式創(chuàng)新推動服務業(yè)的增長；而那些非市場開放型的城市，市場發(fā)育程度較低、對外貿易不發(fā)達，相應就制約了相關多樣化和不相關多樣化對兩類創(chuàng)新的帶動作用。

從有特區(qū)城市內部來看，從特區(qū)Ⅰ型城市到特區(qū)Ⅲ型城市，其享有的國家級優(yōu)惠政策逐步遞增?？傮w來看，除了在特區(qū)Ⅱ型城市中，不相關多樣化表現(xiàn)出對服務業(yè)極小幅度的不顯著負向效應以外，在所有特區(qū)類型的城市中，兩種多樣化都對服務業(yè)增長顯示出正向效應。從細分特區(qū)類型來看，相關多樣化對服務業(yè)的增長效應在特區(qū)Ⅰ型城市中最為顯著，而在特區(qū)Ⅱ型和特區(qū)Ⅲ型城市中增長效應呈現(xiàn)依次遞減趨勢；不相關多樣化對服務業(yè)的增長效應則只有在特區(qū)Ⅰ型城市中是顯著，而在特區(qū)Ⅲ型城市中的增長效應為不顯著?？赡艿脑蛟谟冢疚臉嫿ǖ氖袌鲩_放度指標是基于國家級特區(qū)優(yōu)惠政策種類和數(shù)量的，更傾向于反映市場開放政策的影響。相應地，伴隨城市享有的國家級優(yōu)惠政策種類和數(shù)量的遞增，經濟政策對服務業(yè)發(fā)展的影響會逐步讓位于市場內生力量，因此在城市開放政策實施的初期，市場開放政策對服務業(yè)經濟的促進作用十分顯著；而隨著經濟開放政策的不斷增加和城市內部市場的不斷完善，市場力量逐步居于主導地位，開放政策對服務業(yè)的推進作用變得不明顯。這從另一面表明，在新一輪深化改革的過程中，經濟特區(qū)政策的展開和實施應當更加遵循市場規(guī)律，堅持市場的決定性作用，以利于產業(yè)的多樣化發(fā)展，帶動服務業(yè)增長。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為確保計量估計檢驗的可靠性，本文參照基準模型估計方法，采取新增控制變量法和面板工具變量估計兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗?；贔E模型和SCC模型，本文在原有控制變量基礎上添加了城市工資水平(lnpwage)、公交車運營量(lnbus)兩個新變量，進行估計檢驗。與此同時，鑒于本文計量模型中的核心控制變量服務業(yè)就業(yè)量(lnthird)、服務業(yè)固定資產投資(lnpkinvest)均存在內生性，選擇兩者的滯后一期變量作為工具變量，進行面板工具變量(面板IV)檢驗。因篇幅限制，這里不再展示檢驗結果。根據(jù)估計結果可知，相關多樣化、不相關多樣化依舊表現(xiàn)出對城市服務業(yè)增長的顯著促進作用，而且相關多樣化對服務業(yè)的增長效應均明顯高于不相關多樣化。因此，本文進行的計量估計檢驗具有可靠的穩(wěn)健性。

五、結論與政策啟示

從全國層面來講，相關多樣化和不相關多樣化都對城市服務業(yè)增長具有顯著促進效應?？赡艿慕忉屖?，相關多樣化通過促進服務業(yè)行業(yè)的鄰近性產業(yè)創(chuàng)新，不相關多樣化則通過非相鄰產業(yè)的突破式創(chuàng)新，均有效促進了城市服務業(yè)增長。在產業(yè)轉型升級和服務經濟特征日益顯著的背景下，以新一輪經濟改革為契機，應當逐步放寬服務業(yè)行業(yè)的市場準入門檻，以民營經濟的市場活力帶動城市服務業(yè)的多樣化，促進服務業(yè)行業(yè)創(chuàng)新與經濟增長。

從區(qū)域經濟來看，由于地區(qū)發(fā)展階段和經濟特征的差異，東部地區(qū)和東北地區(qū)的相關多樣化顯著促進了服務業(yè)增長，中部地區(qū)的不相關多樣化顯著帶動了服務業(yè)增長。西部地區(qū)受限于產業(yè)結構單一、城鎮(zhèn)化水平較低，相關多樣化和不相關多樣化發(fā)展水平較低，未能有效發(fā)揮對服務業(yè)的促進作用。西部地區(qū)應當采取切實有效措施，加快本地城鎮(zhèn)化進程，培育服務業(yè)市場的活力，以帶動服務業(yè)行業(yè)的多樣化發(fā)展。

從城市規(guī)模來講，中等城市和大城市的相關多樣化、不相關多樣化都顯著促進了服務業(yè)增長，因而在這兩種類型城市中應當繼續(xù)發(fā)揮兩種多樣化對服務業(yè)的帶動作用。對于小城市來說，服務業(yè)結構單一的問題制約了兩種多樣化的增長促進效應，應當根據(jù)小城市的經濟發(fā)展階段和特點，科學合理地促進服務業(yè)的多樣化。對于特大城市來說，鑒于土地成本高漲、住房價格居高不下等帶來的集聚不經濟問題，應當實施有效政策，切實降低服務業(yè)行業(yè)的運營成本，防止部分服務業(yè)領域企業(yè)和人才的外溢，從而使得相關多樣化和不相關多樣化能夠通過促進創(chuàng)新帶動服務業(yè)的增長。

從市場開放類型的角度來講，相較于非市場開放型城市，市場開放型城市的兩種多樣化都顯著促進了服務業(yè)的增長。應當進一步擴大開放的范圍，尤其是要擴大那些經濟相對封閉型城市的開放力度，推動其服務業(yè)結構的多樣化發(fā)展。另一方面，城市所享有的經濟特區(qū)優(yōu)惠政策并不是越多，就越能夠實現(xiàn)兩種多樣化對服務業(yè)的增長效應。這表明，當城市經濟開放政策實施到一定程度時，不能一味依賴經濟政策的作用，而應當更為重視市場的力量，這時政策的實施也應更遵循市場規(guī)律。