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1、上海现代服务业转型优化与创新驱动的联动关系实证检验引言 和发达国家相比，中国服务业现主要依靠传统行业的拉动，金融、保险、软件信息服务业等现代服务业的主导作用还没有充分体现，现代服务业不同于传统服务业的三个基本特征是“高人力资本含量、高科技含量和高附加价值”，同时它还衍生出“新技术、新业态和新方式”的趋势。现代服务业发展能够带动产业部门结构优化并使制造业等级提升，发展现代服务业是未来中国产业结构调整优化的主要方向之一。上海自由贸易试验区赢在创新，正在成为制度改革创新的探路者，总结积累先行试验国际经贸新规则和新标准的经验，使自贸区形成与国际经贸通行规则相衔接的制度框架，探索中国在世界中高端要素市场
2、中加快开放的新途径。 研究综述 国内关于现代服务业的研究虽然起步晚，但发展迅速。江静等（2007）运用中国地区层面1998-2004年以及细分行业的面板数据进行回归发现，生产性服务业的扩张促进了制造业的整体效率提高。高觉民等（2011）运用中国省际面板数据研究证明现代服务业发展和制造增长呈现显著正向关。朱娜等（2012）从现代服务业集聚角度分析对区域经济发展的影响。吴强等（2013）从生态学视角对现代服务业集聚规模的分析。李玉龙等（2014）分析了现代服务业行业演进规律。綦良群等（2014）认为外部规模经济是生产性服务业集群发展的原动力。黄莉芳（2015）通过对比中国和美国服务化的进程，发现应
3、利用服务业的自我增强机制来挖掘中国现代服务业的发展潜力。苏玉峰（2016）通过典型相关分析法检验现代服务业的影响因素，发现现代服务业推进了城市转型。 上海现代服务业发展现状 现代服务业已成为城市经济乃至区域经济增长的核心动力。上海必须加快发展服务业特别是金融业、航运业、信息服务业等现代服务业，率先形成服务经济为主的产业结构。2000年至2014年上海市第三产业占上海市生产总值的比重，从50.63%上升到64.82%，提高了14.17个百分点；上海市第三产业从业人员数从2000年的372.08万人增加至2014年的843.95万人，增加了1.27倍；上海市第三产业从业人员数占比从2000年的44
4、.1%增加至2014年的61.8%，提高了17.7个百分点。近年上海现代服务业占地区生产总值比重逐年上升，2008年至2014年上海现代服务业产值从6165.16亿元增加到12756.12亿元，增加了1.07倍；现代服务业占地区生产总值从2008年的43.82%上升到2014年的54.13%，提高了10.31个百分点；表1中排名前5的行业，除批发零售业和交通运输、仓储及邮政业是传统服务业，其余均是具有现代意义的服务业，2013年和2014年现代服务业和传统服务业占比分别是52.74：47.26和54.89：45.11。 模型构建与实证检验 （一）计量模型构建 本文运用面板数据研究创新驱动和现代
5、服务业产业转型优化的关系，选定产业结构比TSR（第三产业占GDP比重/第二产业占GDP比重）作为因变量度量产业结构的优化，选择以下五个指标作为自变量：现代服务业增加值与GDP之比GMSI，衡量区域创新能力的指标如专利申请授权数占比CX和高技术产业新产品销售收入占比CY，反映区域金融发展水平的指标包括金融中介效率FE、金融相关率FIR。选取反映经济状况的其他指标如人均国民生产总值PGDP、实际利用外资额占比FDI、社会消费品零售总额与GDP之比GRS作为控制变量。本文将上述变量纳入到柯布道格拉斯形式的生产函数，并将方程拓展如下： （1） 其中，下标i和t分别代表地区和年份。对公式（1）两边取对数
6、，初步建立相关模型如下： （2） 在（2）的基础上构建本文的计量模型： （3） 其中，Vi是不可观测的个体异质性，it为随机扰动项。所有系数为待估计参数。 （二）实证检验 为了对比上海的新驱动对现代服务业结构优化的作用，本文选取2000-2014年北京、上海、广东、江苏、浙江5地现代服务业和经济数据，所有原始数据均来自于2000-2014中国统计年鉴。为了消除极端值影响，在进行实证分析前对各变量均进行1%和99%分位的Winsorize处理。 首先，对面板数据处理进行混合回归，考虑到可能存在不随时间而变的遗漏变量，再使用固定效应模型回归。进行F检验，P值为0.0000，选择固定效应。其次，考虑
7、到时间效应和个体效应，用虚拟变量法LSDV法进一步估计。同时在固定效应模型中考虑时间效应，即双向固定效应Two-way FE，发现有些年度虚拟变量显著，而有些不显著，已基本确认了个体效应的存在。最后，根据Hausman检验的结果，采取固定效应法。但考虑到不同个体扰动项存在异方差，再使用非平衡面板WLS方法调整由于异方差导致的估计偏误，提高估计效率。 表2报告了相关回归模拟结果，可以看出：产业结构优化和创新指标专利申请授权数占比呈正相关，说明创新要素的投入能促进现代服务业的优化发展。金融相关率等金融要素指标和现代服务业发展规模对产业结构优化有显著促进作用。现代服务业值占比（GMSI）、金融相关率
8、（FIR）每提高一个单位，产业结构比（TSR）将提升0.228、0.400个单位，均能在1%的显著性水平下通过t检验。产业结构优化（TSR）与人均国民生产总值（PGDP）和社会消费品零售总额（GRS）等指标呈正相关关系。社会消费品零售总额提高一个单位，产业结构将优化0.563个单位，并能在1%的显著性水平下通过t检验。说明区域的现代服务业发展水平、区域创新能力、金融发展程度、经济发展水平以及社会消费水平的提高，对产业结构优化升级具有明显推动作用。高技术产业新产品销售收入对产业结构优化产生显著的负面影响，似乎是一个反常现象，其实说明在产业结构不合理的前提下盲目进行产业结构调整，可能会使技术创新资
9、源要素没有发挥其原本应有的作用。金融中介效率和产业结构优化是显著负相关关系，可能是对金融机构存款利用效率不高导致对产业结构拉动作用不明显。 （三）稳健性检验 为了检验模型的稳健性，本文选取研究与实验发展支出与地区生产总值之比（GRD）作为衡量区域创新投入能力的替代指标。因为专利申请授权指标（CX）可能存在滞后性，研发支出比高技术产业新产品销售收入占比（CY）在一定程度上更能从投入角度分析科研经费支出的增加是否有利于促进服务业结构的调整。稳健性检验结果如表3所示，结果与表2基本一致。 结论与建议 中国下一轮对外开放的重点是服务业，应契合上海自贸区的的制度创新，推动现代服务业行业优化升级。本文研究
10、创新驱动和现代服务业产业转型优化是否存在联动关系，实证结果表明各地区的产业结构优化和各区域创新资源要素投入呈现正相关，金融发展水平和社会消费水平的提高，对现代服务业行业结构优化升级具有明显推动作用。 第一，实现现代服务业和制造业的集群式发展。在提供服务时，现代服务业融入了技术、工程、科学等知识要素，通过技术与人力资本高密度的投入，能够使制造业、农业和其他服务业提高附加价值，协助其他产业实现再创新。现代服务业通过区域内产业融合，推广新知识和新技术应用，尤其是研发、采购、售后服务等服务在生产链各个环节的作用方式发生了较大的改变，服务环节占产业链的比重将越来越大，推动产业优化和协同创新，推?有纬尚滦
11、艘堤?的现代服务业引领性产业。 第二，金融创新是上海市金融业发展的突破口，实现由传统金融业向现代金融业的转变。金融创新发展关键取决于金融创新能力及相应的推广机制活力，具体而言，主要体现在本地经济特色金融产品、金融服务和金融制度创新能力。加强研发，促进金融产品和金融机构创新。制定相关优惠政策，鼓励金融机构开发适合区内企业需求的金融产品。积极引入现代企业制度，为金融产品创新提供服务市场。同时推进金融机构之间、金融机构与金融中介机构之间的合作，促进金融机构内部功能创新及转型，拓宽中间业务的服务范围，提升金融机构的服务水平。 第三，上海鼓励企业发展新型贸易业态，推动服务业结构调整优化。上海作为国际化大都市应成为现代服务业发展的“领头羊”，上海转变贸易方式的意义在于提升中国在全球贸易价值链中的地位。面对国际国内发展新形势，中国主动推进经济发展方式转变和经济结构战略型调整，作为经济发展方式重要组成部分，外贸发展方式也必然发生相应的转变。上海自贸区的设立是在转变经济发展方式和外贸发展方式上的新进展和突破，能够有效促进现代服务业和先进制造业发展，打造上海现代服务业和制造业的核心竞争力。