劉 勝 ， 徐榕鑫 ， 陳秀英

（1.廣東外語外貿(mào)大學 粵港澳大灣區(qū)研究院，廣東 廣州 510006； 2.澳門大學 社會科學學院，澳門 氹仔 999078； 3.廣東金融學院 經(jīng)濟貿(mào)易學院，廣東 廣州 510521）

一、 引言及文獻綜述

推進服務業(yè)高質量發(fā)展是新時期黨和政府推動經(jīng)濟體系優(yōu)化升級以及全面構建新發(fā)展格局的重要戰(zhàn)略舉措。但相對于制造業(yè)較早就通過參與國際生產(chǎn)分工體系獲得了較高的市場開放水平而言，我國服務業(yè)市場化開放程度還遠遠不夠，服務業(yè)體制機制相對滯后的問題仍較突出，已逐漸成為新時代下制約我國服務業(yè)高質量發(fā)展的重要因素（夏杰長和倪紅福，2016）。尤其是，部分地區(qū)在推動服務業(yè)集聚發(fā)展方面未注重通過優(yōu)化頂層設計和推進體制機制創(chuàng)新來充分釋放其內(nèi)生改革動力，而仍沿襲過去粗放式刺激方式或政策工具，“大水漫灌”式要素驅動或投資驅動的跡象較為明顯。這將可能會導致服務業(yè)空間布局扭曲和資源錯配，進而抑制服務業(yè)集聚發(fā)展的規(guī)模經(jīng)濟效應，減弱其輻射帶動作用。為此，《中共中央國務院關于新時代加快完善社會主義市場經(jīng)濟體制的意見》《關于新時代服務業(yè)高質量發(fā)展的指導意見》等國家相關政策文件強調，要以服務業(yè)為重點進一步放寬準入限制，持續(xù)推進服務領域改革開放，深入開展服務業(yè)綜合改革試點，破除制約服務業(yè)高質量發(fā)展的體制機制障礙，努力構建優(yōu)質高效、布局優(yōu)化、競爭力強的服務產(chǎn)業(yè)新體系?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》也提出，要“深入推進服務業(yè)綜合改革試點”“深化服務領域改革開放”“促進服務業(yè)繁榮發(fā)展”，以此來促進先進制造業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)深度融合，加快發(fā)展現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系。

梳理文獻可知，制度演化對服務業(yè)發(fā)展格局的影響也是理論界長期關注的議題?，F(xiàn)有研究表明，制度環(huán)境演化與經(jīng)濟活動交易成本以及產(chǎn)業(yè)空間布局之間密切相關。良好的制度安排有利于降低交易成本、促進專業(yè)化分工，并進一步提升地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚程度。劉志彪（2008）認為，高效運轉的制度安排能夠減少相關的制度成本或交易成本，因而構建與產(chǎn)業(yè)集群相匹配的市場創(chuàng)新制度、管理創(chuàng)新系統(tǒng)及持續(xù)的自我完善機制，有助于形成“雙輪驅動”的現(xiàn)代服務業(yè)集聚區(qū)。與之相對的是，欠佳的制度安排或制度環(huán)境則可能會給產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展帶來消極作用。例如，有文獻采用線性回歸模型或結構方程模型等方法，運用中國行業(yè)或城市面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，政府規(guī)模的擴大（陳建軍等，2009）、地方保護主義的加深（盛龍和陸根堯，2013）以及綜合交易成本與準入門檻的提高（劉奕等，2017）等因素會抑制要素自由流動和資源優(yōu)化配置，進而阻礙地區(qū)服務業(yè)集聚發(fā)展。

總的來看，現(xiàn)有文獻對本研究具有重要啟發(fā)，但由于部分文獻使用財政收支占GDP比重、國有單位就業(yè)人數(shù)占比、外資管制放松等間接指標作為衡量服務業(yè)發(fā)展制度環(huán)境的替代指標，這些指標可能屬于某地區(qū)寬泛制度環(huán)境的某一方面，而無法精準量化國家層面的服務業(yè)綜合改革這一“政策集成”及其漸進改革過程所對應的服務業(yè)部門的異質性經(jīng)濟效應。雖然也有少量關于服務業(yè)改革方面的研究文獻，但主要集中在對我國服務業(yè)改革試點的現(xiàn)狀與經(jīng)驗總結等定性分析上（夏杰長，2013；姜長云和邱靈，2017；李勇堅，2018；豐曉旭和李勇堅，2020），而關于服務業(yè)綜合改革政策效應及經(jīng)濟后果的定量或實證研究極為匱乏。少數(shù)關于服務業(yè)改革的定量研究側重分析了服務業(yè)管制改革對制造業(yè)生產(chǎn)率的影響（周念利，2014；謝慧和黃建忠，2015；侯欣裕等，2018），而鮮有立足高質量發(fā)展視閾來探討國家服務業(yè)綜合改革政策對服務業(yè)空間發(fā)展布局影響的定量或實證研究。此外，現(xiàn)有文獻大多在使用混合截面或面板模型來分析地區(qū)服務業(yè)宏觀政策或制度環(huán)境的影響時，對計量模型內(nèi)生性問題或變量反向因果關系的重視不夠?？梢?，采用規(guī)范的因果識別策略及能有效克服內(nèi)生性問題的實證方法來客觀評估服務業(yè)體制機制創(chuàng)新或綜合改革政策對地方服務業(yè)空間發(fā)展布局影響的研究領域還有一定的拓展空間。

與既有研究相比，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在：第一，多維度分析了服務業(yè)體制機制創(chuàng)新影響服務業(yè)集聚發(fā)展的理論機制，豐富了服務業(yè)高質量發(fā)展的理論研究，為服務業(yè)綜合改革政策在全國其他地區(qū)的深入推廣提供了理論依據(jù)。理論上，目前學界大多關注宏觀經(jīng)濟或制造業(yè)領域的高質量發(fā)展，而服務業(yè)高質量發(fā)展的理論研究相對欠缺。相關文獻大多從新經(jīng)濟地理框架出發(fā)，探討規(guī)模經(jīng)濟、市場外部經(jīng)濟、交易運輸成本、工資收入等因素對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群的影響，而對如何以服務業(yè)制度性改革促進服務業(yè)高質量發(fā)展這一重大現(xiàn)實問題涉及較少，結合政策評估方法來識別特定服務業(yè)體制機制創(chuàng)新或綜合改革試點政策效果的研究就更為鮮見了。我國國家和地方的十四五規(guī)劃的相關政策文件均提出要“深入推進服務業(yè)綜合改革試點”，但如果枉顧服務業(yè)契約密集型行業(yè)特性并加以“制度挖潛、創(chuàng)新驅動”，繼續(xù)沿襲要素驅動、投資驅動方式來發(fā)展服務業(yè)集聚區(qū)，則可能會誘發(fā)資源空間錯配或產(chǎn)業(yè)空間融合互動質量不高等問題。為更好地理解我國服務業(yè)發(fā)展滯后現(xiàn)象、破解地方服務業(yè)集聚發(fā)展瓶頸，本文基于新經(jīng)濟地理學和服務業(yè)集聚經(jīng)濟的框架，從體制機制創(chuàng)新視角出發(fā)，借助我國2010年服務業(yè)綜合改革這一準自然實驗事件，研究了國家服務業(yè)綜合改革試點政策對服務業(yè)空間布局發(fā)展的實際成效及存在問題，為新時代如何更好地推動服務業(yè)高質量發(fā)展提供了客觀依據(jù)。第二，較好地解決了傳統(tǒng)計量方法中的內(nèi)生性和樣本選擇問題。大多數(shù)實證文獻直接采用面板估計或OLS 估計等“單差分析”來研究服務業(yè)集聚發(fā)展問題，但如果忽略變量之間的反向因果關系，可能會引發(fā)內(nèi)生性問題并造成估計偏誤。為此，本文利用準自然實驗方法來克服潛在的內(nèi)生性問題，通過傾向得分匹配（PSM）來控制試點地區(qū)存在的選擇性偏差問題，確保樣本滿足隨機性和同質性，并在滿足平行趨勢假設基礎上，使用雙重差分法（DID）來對服務業(yè)綜合改革政策的產(chǎn)業(yè)空間布局優(yōu)化效應展開實證研究，并對檢驗結果進行了穩(wěn)健性檢驗和異質性檢驗。

二、 機理分析與研究假說

（一）服務業(yè)綜合改革對服務業(yè)集聚發(fā)展的影響

新經(jīng)濟地理理論是目前解釋產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的核心理論之一，其在不完全競爭和規(guī)模報酬遞增的前提下，強調了運輸成本、規(guī)模經(jīng)濟及外部性等因素在相互作用過程中對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群的影響（Krugman,1991）。然而，服務業(yè)有別于制造業(yè)的行業(yè)屬性，以及本土服務業(yè)發(fā)展所處的特定制度轉型情境，決定了對我國服務業(yè)集聚發(fā)展的研究應將制度演化情境嵌入新經(jīng)濟地理框架中，進而闡明制度動態(tài)變遷與服務業(yè)企業(yè)選址決策及其區(qū)域集聚發(fā)展格局之間的內(nèi)在關系和機制。事實上，相對于有形的、標準化的、易于運輸和存儲的工業(yè)制成品，服務產(chǎn)品具有無形性、異質性、生產(chǎn)和消費的同步性、易逝性等“契約依賴”的特點，因而服務業(yè)企業(yè)的區(qū)位選擇更依賴良好的契約制度環(huán)境來緩解合同不完備性的弊端及“敲竹杠”問題，從而幫助企業(yè)降低交易成本、獲得遞增報酬，進而塑造服務業(yè)空間發(fā)展格局，構筑服務業(yè)地區(qū)競爭優(yōu)勢。

從我國產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實踐出發(fā)，要分析契約制度環(huán)境對服務業(yè)部門的影響需要立足制度轉型的演化視角。改革開放以來，我國推動市場化改革及參與全球價值鏈分工體系的重心落在工業(yè)領域，而對服務業(yè)制度改革與創(chuàng)新重視不夠。隨著我國經(jīng)濟逐漸步入轉型發(fā)展階段，諸如郵政電信和金融保險等服務業(yè)部門的短板日益凸顯，表現(xiàn)為市場化進程較為緩慢，對民營或外資的準入門檻較高，對外競爭開放還不夠充分（夏杰長，2013）。特別是，部分地區(qū)或行業(yè)領域的服務要素市場發(fā)展尚未完善，還存在過高的行政區(qū)劃分割壁壘和過度的行政干預等潛在問題，由此引發(fā)壟斷經(jīng)營項目較多、市場準入限制較多、項目審批效率不高等突出問題。在此背景下，服務企業(yè)在區(qū)位選址和空間布局時，可能會面臨要素流動配置不暢、市場分割等阻礙報酬遞增效應的問題，進而對服務業(yè)集聚發(fā)展所依賴的勞動力市場“蓄水池”、中間投入品和技術外溢等經(jīng)濟外部性構成消極影響（孔令池等，2016；余泳澤和潘妍，2019）。

2010年國家發(fā)展改革委發(fā)布《服務業(yè)綜合改革試點實施方案》，提出要破除服務業(yè)發(fā)展的體制機制約束和政策障礙，促進資源要素合理布局。特別是，通過鼓勵服務領域技術創(chuàng)新、加大資金支持力度以及完善價格標準收費等配套政策，全面推進服務業(yè)空間布局優(yōu)化，培養(yǎng)主體功能突出的服務業(yè)中心和集聚示范區(qū)，促進服務業(yè)企業(yè)或機構的集聚發(fā)展。在服務業(yè)綜合改革政策實施后，政府通過推進簡政放權、精簡審批事項等措施，致力于促進市場公平準入及要素自由流動配置，逐步掃除服務業(yè)集聚發(fā)展中的“絆腳石”。從具體措施看，一方面，服務業(yè)綜合改革能強化試點地區(qū)財政資金對服務業(yè)領域的公共投入和財稅政策支持，助力打造共性技術服務平臺和更便捷高效的公共服務體系。在高效協(xié)同、開放共享的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新生態(tài)圈中，知識技術能更順暢地在不同行業(yè)或企業(yè)間轉移和溢出，并助力專業(yè)化勞動力市場和技術市場的構建（Elliott，2005），推動當?shù)胤諛I(yè)企業(yè)進一步提升勞動生產(chǎn)效率和服務技術含量。由此，良好的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境有利于引導服務企業(yè)“用腳投票”，并逐步形成服務業(yè)特色化集聚發(fā)展格局。另一方面，服務業(yè)綜合改革有利于促進試點地區(qū)優(yōu)化服務業(yè)標準體系、完善服務市場監(jiān)管以及加強知識產(chǎn)權保護等，為改善當?shù)胤掌焚|及服務消費體驗效果、打造服務區(qū)域品牌和提升顧客忠誠度構建了良好的制度保障體系。由此，這些服務業(yè)改革政策的落地將持續(xù)釋放制度紅利，吸引更多的服務企業(yè)選址落戶。

進一步地，為提升服務業(yè)空間布局質量及發(fā)揮現(xiàn)代服務業(yè)高端引領作用，我國服務業(yè)綜合改革政策中還明確要著力推動高端要素及現(xiàn)代服務業(yè)集聚發(fā)展。相對于生活服務業(yè)，金融服務、信息服務、專業(yè)服務等知識密集型服務業(yè)作為試點地區(qū)重點引進和發(fā)展的新興產(chǎn)業(yè)方向，能在地方配套改革方案中的準入審批、財稅政策、金融支持、土地供應等方面獲得優(yōu)先支持。此外，與勞動密集型服務業(yè)高度依賴于要素成本等因素不同，知識密集型服務業(yè)對本地的契約制度質量更為敏感?？梢姡?shù)刂贫茸冞w及其質量優(yōu)劣將會對知識密集型服務業(yè)企業(yè)的選址決策產(chǎn)生重要影響。而服務業(yè)綜合改革政策的實施有助于改善試點地區(qū)的契約制度質量，促使當?shù)刂R密集型服務業(yè)企業(yè)更專注于生產(chǎn)契約密集型服務，并著力于提升服務產(chǎn)品的專業(yè)化水平和技術含量?？偠灾諛I(yè)綜合改革所釋放的“改革紅利”有利于進一步提升地區(qū)外部經(jīng)濟效應（Marshall，1920），強化區(qū)域產(chǎn)業(yè)集中的規(guī)模收益遞增效應，進而對知識密集型服務業(yè)選址落戶及其空間集聚發(fā)展形成巨大的吸引力。據(jù)此，提出以下研究假說：

H1：服務業(yè)綜合改革試點政策能顯著促進地區(qū)服務業(yè)尤其是知識密集型服務業(yè)的集聚發(fā)展。

（二）服務業(yè)綜合改革影響服務業(yè)集聚發(fā)展的作用機制

服務業(yè)集聚發(fā)展通常鑲嵌于特定的經(jīng)濟社會情境中，與當?shù)刂R技術稟賦和生產(chǎn)效率演化密切相關（顧乃華和劉勝，2015），而企業(yè)技術革新或勞動者積極性的發(fā)揮均需要與之相匹配的制度改革創(chuàng)新予以保障。服務業(yè)綜合改革作為供給側結構性改革的重要內(nèi)容，有利于破除服務企業(yè)在技術提升或效率改善進程中的體制機制約束，并通過提升試點地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力及其勞動生產(chǎn)率，幫助企業(yè)改善服務品質，提升市場績效，進而形成良性循環(huán)的集聚發(fā)展格局。

一方面，服務業(yè)綜合改革通過提高試點地區(qū)創(chuàng)新能力促進了服務業(yè)集聚發(fā)展（Meliciani和Savona，2015；Ning等，2016）。一般而言，服務業(yè)部門往往具有技術含量和附加值高、創(chuàng)新性強等特征，其集聚發(fā)展需要整合人才、技術、資金等多層次創(chuàng)新資源要素，并充分依托當?shù)貏?chuàng)新生態(tài)體系的知識創(chuàng)造和外溢擴散等功能（Illeris和Philippe，1993）。在傳統(tǒng)的服務業(yè)管理體制機制下，部分服務業(yè)部門對外開放程度不夠，市場化競爭程度不足，非國有資本的市場準入門檻較高。這些既有的體制機制障礙在一定程度上降低了創(chuàng)新要素空間配置效率和服務企業(yè)創(chuàng)新活力，導致產(chǎn)業(yè)鏈中的知識外溢和資源優(yōu)勢互補效應難以得到充分發(fā)揮，由此，服務業(yè)集聚發(fā)展水平也受到了抑制。在服務業(yè)綜合改革政策實施后，地方政府通過深化市場化改革，在技術、人才、土地等要素配置上賦權改革或政策扶持，鼓勵企業(yè)共享高質量勞動力池和中間產(chǎn)品投入要素。這些新的制度安排有利于推動創(chuàng)新資源要素自由流動和優(yōu)化配置，并強化了知識溢出和技術擴散轉移效應，為吸引更多的服務企業(yè)在當?shù)剡x址落戶營造了技術創(chuàng)新配套環(huán)境（Marshall，1920；Scott，1988；陳建軍等，2009）。

另一方面，服務業(yè)綜合改革通過提高勞動生產(chǎn)率促進了服務業(yè)集聚發(fā)展。區(qū)域制度環(huán)境及其動態(tài)演化是決定服務業(yè)部門勞動力配置結構及其勞動生產(chǎn)效率的重要因素。過去長期僵化的體制機制不利于激發(fā)服務業(yè)提供者的積極性，致使勞動生產(chǎn)率較低。而服務業(yè)綜合改革有利于激發(fā)或強化純生產(chǎn)率效應（pure productivity effect）、鮑默效應（Baumol effect）和丹尼森效應（Denison effect）（Nordhaus，2001），改善資本有機構成或技術進步，從而提升試點地區(qū)服務業(yè)勞動生產(chǎn)率。具體來看，服務業(yè)綜合改革通過政策引導和環(huán)境營造，鼓勵服務企業(yè)以教育培訓、薪酬激勵和文化建設等方式提高員工素質技能和工作積極性，進而提升組織管理能力、人員配置效率及勞動生產(chǎn)率。而上述人事治理和員工管理能力的提升也有利于進一步降低服務業(yè)企業(yè)在談判協(xié)商、信息獲取、合約執(zhí)行等活動上的搜尋、信息和決策成本等（馮泰文，2009；劉勝和陳秀英，2019），這反過來也能為持續(xù)改善企業(yè)服務質量和員工福利創(chuàng)造有利條件?？梢姡蓜趧由a(chǎn)率提升所帶來的企業(yè)經(jīng)營效益和勞動者待遇改善有助于形成循環(huán)累積因果機制，為吸引服務企業(yè)入駐并形成集聚發(fā)展格局提供了人力資本配套保障（Hanson，2005；宣燁，2013；姜長云，2018）。據(jù)此，提出以下研究假說：

H2：服務業(yè)綜合改革政策能通過提升地區(qū)創(chuàng)新能力和勞動生產(chǎn)率影響服務業(yè)集聚發(fā)展。

三、 研究設計

（一）模型設計

當前雙重差分模型在政策評估領域得到廣泛應用，該模型的主要思路是將政策沖擊視為準自然實驗，通過對比實驗組和對照組在政策實施前后的變化，實現(xiàn)對政策影響的量化評估。具體到本文，由于服務業(yè)綜合改革試點地區(qū)的選擇并不一定是隨機的，且各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和資源稟賦存在差異，若直接開展雙重差分研究可能會使得實證結果難以準確反映實際政策效果。因此，本文將傾向得分匹配法（PSM）和雙重差分法（DID）相結合，用傾向得分匹配法對試點地區(qū)和非試點地區(qū)進行近似匹配，確保實驗組與對照組滿足隨機性和同質性的前提假設，并進一步對利用PSM法匹配得到的樣本進行雙重差分研究。為此，構建如下實證模型：

式（1）中，seraggit表示i地區(qū)第t年的服務業(yè)聚集度。treat為地區(qū)的虛擬變量，表示樣本地區(qū)是否為服務業(yè)綜合改革試點地區(qū)，若為試點地區(qū)，treat為1，否則為0。time為時期的虛擬變量，由于服務業(yè)綜合改革試點政策在2010年提出，設定2010年及之后的年份time為1，2010年之前的年份time為0。核心變量交互項treat×time表示某地區(qū)在某年是否實施服務業(yè)綜合改革試點政策。此外，Xit是一組隨時間變化的各地區(qū)的特征變量，αi表示地區(qū)固定效應，δt表示時間固定效應，?it表示隨機誤差項。

（二）變量說明

1.被解釋變量：服務業(yè)集聚程度（seraggit）。推動產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展是優(yōu)化服務業(yè)空間布局、實現(xiàn)協(xié)調發(fā)展新格局的重要表現(xiàn)。當前學界對服務業(yè)集聚度的衡量還未形成統(tǒng)一的指標，而鑒于區(qū)位熵指數(shù)能客觀反映產(chǎn)業(yè)地區(qū)集聚程度，且其原始數(shù)據(jù)可得性強，因而在學界得到廣泛利用。為此，借鑒Ellison等（2010）和張虎等（2017）的方法，本文采用區(qū)位熵指數(shù)來衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度，并構建服務業(yè)及其細分行業(yè)集聚度變量，如式（2）所示：

式（2）中，seraggit為i地區(qū)第t年服務業(yè)在全國的區(qū)位熵指數(shù)，即服務業(yè)集聚度。List表示i地區(qū)第t年的服務業(yè)就業(yè)人數(shù)，Lit表示i地區(qū)第t年的總就業(yè)人數(shù)，Lst表示第t年全國服務業(yè)就業(yè)人數(shù)，Lt表示第t年的全國總就業(yè)人數(shù)。一般來說，seraggit數(shù)值越大，表明服務業(yè)第t年在第i個地區(qū)的空間集聚特征就越明顯。進一步地，服務業(yè)部門還涵蓋了勞動密集型服務業(yè)和知識密集型服務業(yè)等細分行業(yè)，有必要進一步精細考查務業(yè)綜合改革對服務業(yè)內(nèi)部細分部門集聚度的差異化影響。為此，本文還構建了知識密集型服務業(yè)集聚度（kibsaggit），以及金融業(yè)集聚度（finaggit）、信息計算機及軟件服務業(yè)集聚度（ictaggit）、住宿餐飲服務業(yè)集聚度（hofoaggit）和居民服務業(yè)集聚度（resiaggit）等細分行業(yè)集聚度指標。

2.核心解釋變量：服務業(yè)綜合改革試點（treat×time）。國家服務業(yè)綜合改革試點政策明確提出要引導服務業(yè)集聚發(fā)展的政策導向，在政策文本中也體現(xiàn)了服務業(yè)機制體制創(chuàng)新的內(nèi)容。為此，本文將國家發(fā)展改革委《關于開展服務業(yè)綜合改革試點工作的通知》的出臺視為準自然實驗，以政策實驗組虛擬變量（treat）與時間虛擬變量（time）的交互項來表示服務業(yè)綜合改革試點地區(qū)設立（treat×time）這一事件，并評估其對我國服務業(yè)集聚發(fā)展的影響。

3.其他變量。為避免遺漏變量造成估計偏差，在實證中納入以下控制變量：（1）人力資本（hucait）：以在校大學生人數(shù)占總人口比重來衡量人力資本。地區(qū)人力資本優(yōu)勢能為服務企業(yè)開展經(jīng)營管理活動提供人才供應保障，有利于吸引服務企業(yè)在該地區(qū)集聚發(fā)展（何永達，2015；劉勝和申明浩，2018）。（2）經(jīng)濟發(fā)展狀況（pgdprtit）：以人均GDP增長率來衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況。服務業(yè)集聚發(fā)展離不開當?shù)氐慕?jīng)濟支撐，而經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)往往匯聚了較為充沛的勞動力、資本和技術等要素，為服務業(yè)集聚發(fā)展提供了經(jīng)濟條件（管馳明和高雅娜，2011）。（3）信息化程度（inteit）：以國際互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)占當?shù)厝丝跀?shù)的比重來衡量信息化程度?，F(xiàn)代信息技術的地區(qū)使用密度能降低服務提供和交易環(huán)節(jié)中的成本，并能擴大服務消費覆蓋群體，為服務企業(yè)集聚發(fā)展提供信息技術支撐。（4）市場化程度（privit）：以私營經(jīng)濟占比來衡量市場化程度或市場活力。較深的市場化進程有助于強化市場需求潛力和提升規(guī)模經(jīng)濟效應，為促進服務企業(yè)集聚發(fā)展提供良好的市場土壤和配套環(huán)境（孔令池等，2016）。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文主要利用2004–2017年287個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)進行研究，服務業(yè)綜合改革試點相關數(shù)據(jù)來源于2010年國家發(fā)改委公布的國家首批服務業(yè)綜合改革試點地區(qū)，服務業(yè)集聚程度及控制變量的原始數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》等。文中主要變量的描述性統(tǒng)計結果匯報于表1。此外，本文采用Pearson相關系數(shù)對主要變量進行檢驗，發(fā)現(xiàn)各變量間的相關系數(shù)均較小，遠低于臨界值，排除了潛在的多重共線性問題①感謝審稿專家對變量多重共線性檢驗問題的建設性意見，因篇幅所限未能詳盡匯報，備索。。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、 實證結果及分析

（一）傾向得分匹配

由于各地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦優(yōu)勢等方面存在一定的差距，且試點地區(qū)的選擇并不一定是隨機的，因此，即使沒有發(fā)生政策的沖擊，試點地區(qū)與非試點地區(qū)之間的服務業(yè)集聚程度也可能會出現(xiàn)系統(tǒng)性差異。為了避免出現(xiàn)樣本的選擇性偏差等問題，本文采用Heckman等（1997）提出的傾向得分匹配（PSM）的方法，將實驗組和對照組樣本進行匹配，在此基礎上再進行DID分析，以確保政策沖擊所造成的不同結果具有可比性。

本文將2010年實施國家服務業(yè)綜合改革政策的試點地區(qū)作為實驗組，將非試點地區(qū)作為對照組，選取人力資本（hucait）、市場化程度（privit）、人均GDP增長率（pgdprtit）、信息化水平（inteit）等可觀測變量作為匹配指標，根據(jù)Probit模型估計傾向得分，并運用核匹配法（Kenel Matching）來賦予權重，匹配得到29個實驗組樣本和225個對照組樣本，共計254個樣本地區(qū)，同時剔除其余未配對成功的33個地區(qū)。

為保證匹配后實驗組和對照組不存在顯著性差異，本文通過平衡性檢驗對傾向得分匹配的可靠性進行分析，表2為傾向得分匹配前后的平衡性檢驗結果。由表2可知，進行傾向得分匹配前，人力資本水平和信息化水平均在1%的水平上存在顯著性差異。在匹配后，實驗組與對照組之間所有變量都不存在顯著性差異，且大部分變量標準偏差的絕對值小于20，大體上符合Rosenbaum和Rubin（1983）提出的“匹配效果良好的標準偏差”的準則。上述結果表明，本文選擇核匹配法進行PSM的匹配效果較好，匹配后的地區(qū)樣本在2010年具有相似的特征，表明實施國家服務業(yè)綜合改革試點政策的概率接近，滿足雙重差分法對隨機性和同質性的要求。

表2 平衡性檢驗

（二）雙重差分分析

1.平行趨勢檢驗。本文采用雙重差分模型研究服務業(yè)綜合改革試點政策對服務業(yè)集聚發(fā)展的影響效果，而平行趨勢是運用雙重差分模型的重要前提條件（Bertrand等，2004），應排除與服務業(yè)綜合改革試點不相關的其他外生因素或政策引起的試點地區(qū)服務業(yè)集聚度的變化?；诖?，本文采用平行趨勢檢驗法，畫出2004–2017年試點地區(qū)和非試點地區(qū)服務業(yè)集聚度平均值的趨勢圖（見圖1），以此檢驗試點地區(qū)與非試點地區(qū)在政策實施前的服務業(yè)聚集程度的變化趨勢是否一致。由圖1可見，在豎虛線左側，即在服務業(yè)綜合改革試點政策實施前，實驗組和對照組的服務業(yè)集聚度平均值保持基本一致的波動上升趨勢；在政策實施后的幾年間，實驗組的樣本地區(qū)服務業(yè)集聚度平均值的總體增幅明顯大于政策實施前，而對照組的增長趨勢則沒有明顯變化。這一結果表明，通過PSM匹配后實驗組和對照組滿足平行趨勢假設。同時，由圖1可初步推斷：服務業(yè)綜合改革政策能促進試點地區(qū)服務業(yè)集聚發(fā)展，且該政策的影響存在一定的時滯性（唐榮和顧乃華，2018）。

圖1 平行趨勢檢驗①陰影部分為局部加權回歸散點平滑法（locally weighted scatterplot smoothing）所得95%的置信區(qū)間。

2.服務業(yè)綜合改革對試點地區(qū)服務業(yè)集聚發(fā)展的影響效果?；趦A向得分匹配法成功匹配的254個地區(qū)樣本，采用基準回歸模型評估服務業(yè)綜合改革試點政策對服務業(yè)集聚發(fā)展的影響效果。同時，為了刻畫該政策對試點地區(qū)服務業(yè)集聚發(fā)展的動態(tài)邊際影響，探討政策沖擊是否具有時滯性和持續(xù)性，本文參照Fan等（2012）的做法，引入各年的時間虛擬變量time（t），若年份為t，則time（t）取1，若年份不為t，則time（t）為0，從而將基準回歸公式（1）修改為式（3）：

表3第（1）列報告了服務業(yè)綜合改革對試點地區(qū)服務業(yè)集聚度的平均處理效應，第（2）列報告了該政策對試點地區(qū)服務業(yè)集聚度的動態(tài)邊際影響效應。由表3可知，第（1）列交互項treat×time的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，表明服務業(yè)綜合改革政策能夠顯著地吸引服務企業(yè)在試點地區(qū)選址落戶，并促進服務業(yè)集聚程度的提高；第（2）列交互項treat×time的系數(shù)在政策實施后的前兩年即2011年、2012年未通過顯著性檢驗，但在隨后的2013–2017年交互項的系數(shù)均為正，且均通過1%的顯著性檢驗，表明服務業(yè)綜合改革試點政策對服務業(yè)集聚發(fā)展的影響具有時滯性。事實上，從認識問題到制定政策再到具體實施，這一政策鏈條中會牽涉內(nèi)部時滯、外部時滯和復雜的博弈過程，只有在政策制定者充分了解本地服務業(yè)經(jīng)濟運行規(guī)律并選擇適宜的政策介入時點和方式時，才可能會取得預期的政策效果。最終的結果也證實了綜合改革政策實施能夠持續(xù)推動試點地區(qū)塑造服務業(yè)空間集聚發(fā)展布局，進而形成規(guī)模效應、集群優(yōu)勢，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)生態(tài)循環(huán)效應。據(jù)此，研究假說H1得以驗證。

在控制變量方面，市場化程度的系數(shù)顯著為正，說明市場化進程的加深有利于充分激發(fā)市場競爭活力、優(yōu)化地區(qū)營商環(huán)境，進而促進服務業(yè)集聚發(fā)展。經(jīng)濟增長率的系數(shù)顯著為負，可能是由于樣本期間內(nèi)在經(jīng)濟增長率較高的樣本大多是經(jīng)濟欠發(fā)達的地區(qū)，其硬件建設和軟件配套亟待加強，加之在地方競爭和雙重激勵下，追求過快的經(jīng)濟增速和“以地引資”下的“新城擴張”等動機均會給當?shù)胤諛I(yè)集聚集約發(fā)展帶來負面影響（Xue等，2020）。此外，地區(qū)信息化水平和人力資本水平的系數(shù)并不顯著，說明在樣本期間服務企業(yè)集聚受當?shù)匦畔⒒胶腿肆Y本水平的影響還不明顯，這與陳凱和吳麗（2012）、梁向東等（2013）的結論一致，因此，新階段亟需進一步深化和提升各地區(qū)信息化水平和人力資本積累水平。

為探討服務業(yè)綜合改革對服務業(yè)細分行業(yè)聚集度的差異化影響，本文還選取不同類型的服務業(yè)部門進行分析。表4依次匯報了服務業(yè)綜合改革對知識密集型服務業(yè)集聚度（kibsaggit）、金融業(yè)集聚度（finaggit）、信息計算機及軟件服務業(yè)集聚度（ictaggit）、住宿餐飲服務業(yè)集聚度（hofoaggit）和居民服務業(yè)集聚度（resiaggit）的影響結果。由表4可知，第（1）–（3）列交互項treat×time的系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，而第（4）、（5）列交互項treat×time的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗。該結果表明，服務業(yè)綜合改革政策對知識密集型服務業(yè)尤其是對其內(nèi)部主體行業(yè)中的金融業(yè)、信息計算機及軟件服務業(yè)的集聚發(fā)展具有顯著的促進作用，而對住宿餐飲服務、居民服務等非知識密集型服務業(yè)集聚的作用不顯著，這也從側面印證了在我國服務業(yè)綜合改革試點實踐中存在鼓勵現(xiàn)代服務業(yè)尤其是知識密集型服務業(yè)發(fā)展的政策導向，研究假說H1得到進一步驗證。

表3 服務業(yè)綜合改革對試點地區(qū)服務業(yè)集聚度的影響效果

表4 服務業(yè)綜合改革對試點地區(qū)服務業(yè)細分行業(yè)集聚度的影響效果

3.穩(wěn)健性檢驗。為了降低DID模型的估計偏誤，保證前述實證結果具備有效性和穩(wěn)健性，本文通過引入多期DID方法、改變觀測時期、隨機抽取實驗組等多種方式進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）構造多期DID模型分析①感謝審稿專家對多期DID檢驗思路的建設性建議。。考慮到2010年國家發(fā)展改革委《關于開展服務業(yè)綜合改革試點工作的通知》這一國家層面指導政策出臺后，各地區(qū)也配套出臺了各自的試點改革具體舉措，且時點不一。鑒于此，本文以各地區(qū)出臺配套政策措施的時間作為改革時點的依據(jù)，進行多期DID分析以作為穩(wěn)健性檢驗（見表5）。表5顯示，多期DID的實證結果與基準回歸相近，表明服務業(yè)綜合改革試點能夠顯著影響服務業(yè)集聚發(fā)展的這一結論是穩(wěn)健的。

（2）改變實驗組和對照組的觀測時期。鑒于不同樣本觀測時期潛在的不可觀測變量可能會對實證結果產(chǎn)生影響，借鑒何靖（2016）等的方法，將實驗組和對照組的觀測時期分別更換為2005–2017年、2006–2016年、2007–2015年，再使用上述PSM-DID的方法，根據(jù)式（1）分別估計服務業(yè)綜合改革政策對服務業(yè)集聚度影響的平均處理效應（見表6）。結果發(fā)現(xiàn)，無論在哪個時間段，交互項的系數(shù)均顯著為正。這表明服務業(yè)綜合改革對試點地區(qū)服務業(yè)集聚的影響不會因觀測時期的變動而發(fā)生根本改變，也印證了本文的結論具有穩(wěn)健性。

表5 以各地區(qū)后續(xù)政策文件為政策沖擊的實證結果

表6 穩(wěn)健性檢驗（改變觀測時期）

（3）構造多期安慰劑檢驗：隨機抽取實驗組。考慮到遺漏“地區(qū)-時間”層面的變量可能會導致估計結果出現(xiàn)偏誤，本文借鑒La Ferrara等（2012）和Cai等（2016）的方法，使用反事實檢驗法，在樣本中隨機抽取服務業(yè)綜合改革的試點地區(qū)。由于通過PSM法匹配后，本文的地區(qū)樣本共計254個，包含29個試點地區(qū)和225個非試點地區(qū)，故隨機抽取實驗組的具體做法為：在PSM匹配得到的254個樣本里隨機抽取29個樣本為“偽試點地區(qū)”，把未被抽到的樣本地區(qū)視作對照組。由此，構建安慰劑檢驗的虛擬變量treat（fake）及交互項treat（fake）×time。因實驗組“偽試點地區(qū)”為隨機抽取得到，故交互項treat（fake）×time不會對因變量產(chǎn)生顯著影響。換言之，若交互項估計系數(shù)不顯著偏離零點，說明DID模型沒有出現(xiàn)偏誤。若交互項估計系數(shù)顯著偏離零點，則說明DID模型可能遺漏了重要的“地區(qū)-時間”層面的變量。

由于隨機抽取存在偶然性，小概率事件可能會造成安慰劑檢驗結果存在偏誤，為使安慰劑檢驗具有普遍性和代表性，本文重復100次上述安慰劑檢驗。圖2展現(xiàn)了100次安慰劑檢驗回歸所得到的P值和估計系數(shù)的核估計密度曲線，圖2中虛線表示服務業(yè)綜合改革對服務業(yè)集聚度影響的實際估計系數(shù)。由圖2可見，安慰劑檢驗的大部分P值大于0.1，交互項回歸系數(shù)均值接近于0（回歸系數(shù)均值為0.004），即安慰劑檢驗結果大部分不顯著且交互項回歸系數(shù)不顯著偏離原點，虛線表示的實際估計系數(shù)可視為異常值。綜上所述，實證模型沒有因為遺漏“地區(qū)-時間”層面的變量而出現(xiàn)估計偏誤，說明實證結果具有穩(wěn)健性。

（三）區(qū)域異質性影響效應檢驗

圖2 隨機抽取實驗組的估計系數(shù)核密度曲線及P值分布

我國不同區(qū)域之間在經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎設施建設、市場化進程等方面存在較大差異（顧乃華和劉勝，2015），由此，服務業(yè)綜合改革試點對服務業(yè)集聚發(fā)展的影響可能會呈現(xiàn)空間異質性。為識別這種政策效應的地區(qū)差異性，本文將樣本地區(qū)分為東部沿海地區(qū)、東北地區(qū)和中西部地區(qū)，并進一步檢驗政策沖擊的空間異質性（見表7）。結果顯示，東部沿海地區(qū)和中西部地區(qū)的交互項系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，且東部沿海地區(qū)的政策效應要強于中西部地區(qū)，而東北地區(qū)交互項系數(shù)不顯著。這表明，服務業(yè)綜合改革試點對服務業(yè)集聚發(fā)展的影響存在空間異質性，在東部沿海地區(qū)和中西部地區(qū)，服務業(yè)綜合改革政策更能顯著推動地區(qū)服務業(yè)集聚發(fā)展，且東南沿海地區(qū)的政策效果優(yōu)于中西部地區(qū)，而在東北地區(qū)該政策對服務業(yè)集聚發(fā)展沒有顯著影響。出現(xiàn)上述政策效果地區(qū)差異的可能原因在于：服務企業(yè)聚集發(fā)展嵌套在每個地區(qū)特定的經(jīng)濟社會情境之中，包括當?shù)刈匀毁Y源稟賦、人力資本水平、企業(yè)家精神、市場需求潛力和創(chuàng)新競爭環(huán)境等（蔣三庚，2006）。結合我國實際情況來看，東部沿海地區(qū)改革開放時間較早，產(chǎn)業(yè)鏈配套水平和對外開放程度要相對優(yōu)于其他地區(qū)，吸引了大批專業(yè)性人才和資本等高端要素聚集，為促進服務業(yè)高質量集聚發(fā)展提供了良好的經(jīng)濟基礎和人文環(huán)境。相對于東部沿海地區(qū)，雖然中西部地區(qū)服務業(yè)發(fā)展起步較晚，但得益于“西部大開發(fā)”“中部崛起”等優(yōu)惠政策，以及隨著東部沿海省份的產(chǎn)業(yè)轉移和人力資本回流，近年來中西部地區(qū)經(jīng)濟取得較快發(fā)展，為服務業(yè)集聚發(fā)展提供了日趨完善的條件。而東北地區(qū)受到計劃經(jīng)濟思維根深蒂固（何永達，2015）、國有經(jīng)濟占比偏高而市場化程度不足、“搶人大戰(zhàn)”下人才外流以及地區(qū)人口老齡化（戚偉等，2017）等諸多因素的束縛，導致政策實施效果不盡理想。由此，在新發(fā)展階段下亟需啟動新一輪服務業(yè)精準改革和幫扶配套措施。

表7 區(qū)分不同地區(qū)的回歸結果

（四）作用機制檢驗

前文檢驗了服務業(yè)綜合改革對服務業(yè)集聚發(fā)展具有顯著的影響，那么，其通過何種機制發(fā)揮作用？既有理論研究表明，服務業(yè)集聚發(fā)展的主要影響因素包括知識吸收轉化和成本利潤權衡等，而這些因素在很大程度上受到地區(qū)知識創(chuàng)新能力和服務業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響（王雪瑞，2014）。為進一步探究服務業(yè)綜合改革試點政策對服務業(yè)集聚發(fā)展的作用機制，參考Baron和Kenny（1986）、溫忠麟和葉寶娟（2014）的做法，本文構建如下中介效應模型：

其中，若系數(shù)a、b、c均顯著不為0，表明存在中介效應。進一步地，若系數(shù)c"顯著不為0，則表示該中介效應為部分中介效應，否則為完全中介效應。Mit表示中介變量，借鑒Guan等（2009）、馮泰文（2009）、王靜和張西征（2012）、Zhang等（2019）的方法，構建如下變量：（1）地區(qū)創(chuàng)新能力（innoit），采用地區(qū)發(fā)明專利授權量來衡量。由于知識具有外溢性和互補性，當試點地區(qū)大量匯聚了富有創(chuàng)新活力的新興服務企業(yè)時，會激勵潛在進入服務企業(yè)為享有當?shù)刂R外溢效應而選擇在試點地區(qū)落戶，并逐漸提升當?shù)胤諛I(yè)集聚程度。（2）地區(qū)服務業(yè)勞動生產(chǎn)率（slpit），以單位勞動在單位時間內(nèi)提供服務的增加值來表示。一般認為，單位勞動在單位時間內(nèi)提供的服務增加值越大，服務業(yè)勞動生產(chǎn)效率就越高，反之就越低。勞動生產(chǎn)率的提升是服務企業(yè)技術進步和管理效率改進的綜合表現(xiàn)，其有利于服務企業(yè)降低交易成本并提高經(jīng)營效益，激勵企業(yè)增加更多專業(yè)人才或知識資本的配套投資，進而吸引更多服務企業(yè)前來落戶并形成區(qū)域集聚格局。

在此基礎上，本文借鑒Zhao等（2010）、溫忠麟和葉寶娟（2014）的檢驗流程，結合自舉法（Bootstrap）檢驗服務業(yè)綜合改革試點政策對地區(qū)服務業(yè)集聚發(fā)展的作用機制（見表8）。在逐步回歸中，試點地區(qū)創(chuàng)新能力和勞動生產(chǎn)率兩個機制的檢驗方程系數(shù)a、c"顯著，而系數(shù)b不顯著。根據(jù)“新的中介效應檢驗流程”，需要進一步采用Bootstrap法驗證中介效應是否存在。而Bootstrap檢驗結果表明，試點地區(qū)創(chuàng)新能力和服務業(yè)勞動生產(chǎn)率的間接效應系數(shù)均為正，且分別通過5%和1%的顯著性檢驗，這一結果表明間接效應顯著。同時，由于c"顯著且ab與c"符號一致，說明以上兩個機制的中介效應均為部分中介效應。綜上所述，機制檢驗的結果表明，服務業(yè)綜合改革試點政策能夠通過提高地區(qū)創(chuàng)新能力和服務業(yè)勞動生產(chǎn)率推動服務業(yè)集聚發(fā)展。由此，研究假說H2得到驗證。

表8 服務業(yè)綜合改革試點對服務業(yè)集聚發(fā)展的作用機制檢驗

五、 主要結論與政策含義

服務業(yè)高質量集聚發(fā)展是我國構建現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系的重點內(nèi)容，也是近年來我國服務業(yè)體制機制創(chuàng)新的重要政策目標?；诖?，如何客觀評估服務業(yè)綜合改革試點政策對服務業(yè)集聚發(fā)展的實際效果并精準施策值得關注。為此，本文采用傾向得分匹配雙重差分模型(PSMDID)等方法，實證考查了服務業(yè)綜合改革試點對服務業(yè)集聚發(fā)展的影響效果和作用機制，并使用改變觀測時期、隨機抽取實驗組等安慰劑方法開展穩(wěn)健性檢驗。主要結論如下：第一，服務業(yè)綜合改革政策顯著促進了試點地區(qū)服務業(yè)集聚發(fā)展，尤其是對促進金融業(yè)、信息計算機及軟件服務業(yè)等知識密集型服務業(yè)集聚發(fā)展的效果更明顯，并且前述政策效應存在一定的時滯性和持續(xù)性。第二，服務業(yè)綜合改革政策對服務業(yè)集聚發(fā)展的推動作用存在空間異質性，東部沿海地區(qū)的政策效果最優(yōu)，中西部地區(qū)次之，東北地區(qū)則不太理想，這可能與所處地區(qū)的要素稟賦和市場環(huán)境有關。后續(xù)應謹防政策“漏斗”效應和地區(qū)-行業(yè)不平衡不協(xié)調的“結構性”問題，注重因地制宜、精準施策。第三，作用機制檢驗表明，服務業(yè)綜合改革政策有利于通過強化地區(qū)創(chuàng)新能力和提升勞動生產(chǎn)率來增強服務企業(yè)選址的激勵和動力，進而推動地區(qū)服務業(yè)形成集聚發(fā)展格局。

根據(jù)上述結論，本文得到以下政策啟示：第一，立足“雙循環(huán)”新發(fā)展格局，高水平推進新一輪服務業(yè)綜合改革。盡管前期政策試點已取得了一定成效，但試點過程中存在政策落實的時滯性。為此，應首先保持政策定力和政策持續(xù)性，解決好政策運行過程中新舊政策銜接和利益整合等問題，不可急于求成。此外，政策落實存在不平衡不充分現(xiàn)象以及地區(qū)-行業(yè)維度的“結構性”失衡等“硬骨頭”問題，尤其是在東北地區(qū)與生活服務業(yè)領域政策效果不突出。為此，在下一階段應通過要素市場化改革、深化國企混改、創(chuàng)新服務業(yè)人才體制機制等創(chuàng)新措施，重點攻克東北地區(qū)、生活服務業(yè)行業(yè)等地區(qū)和領域，全面構建持續(xù)銜接、布局優(yōu)化、行業(yè)協(xié)調的現(xiàn)代服務業(yè)新體系。具體來說，健全服務業(yè)改革政策跨區(qū)域、跨部門合作協(xié)調機制，突破市場準入、稅收優(yōu)惠、財政扶持、要素供給等方面的薄弱環(huán)節(jié)和突出短板，通過深化“放管服”改革、優(yōu)化準入負面清單、建設市場化法治化環(huán)境等措施，在服務業(yè)主體培育、品牌建設、標準提升、跨界融合和等方面發(fā)力。深化教育、醫(yī)療、文化娛樂等服務要素市場改革，擴大生活性服務業(yè)領域外資準入，促進“新基建”與現(xiàn)代生活服務業(yè)的深度融合，充分釋放生活服務業(yè)尤其是新業(yè)態(tài)、新模式、新產(chǎn)業(yè)的潛力。第二，堅持多方協(xié)同推進服務業(yè)綜合改革。本文發(fā)現(xiàn)，地區(qū)市場化進程對改革政策成效的助推作用是明顯可見的，應明確市場和政府在服務業(yè)集聚區(qū)建設和服務業(yè)空間布局演化中的角色定位，謹防出現(xiàn)需求端(價格)市場化而供應端壟斷化的“偽市場化”改革（李勇堅，2018）。著力打破國內(nèi)外服務市場分割和不同地區(qū)間的行政區(qū)劃壁壘，促進服務要素自由流動與合理配置，同時應適度降低金融保險、電信郵政、鐵路民航等壟斷程度較高的服務業(yè)部門的市場準入門檻，鼓勵和引導多元化資本進入，強化非公有制經(jīng)濟和市場競爭機制在服務業(yè)資源配置和市場發(fā)展中的作用，建立起充分競爭、開放有序、高效運作的服務業(yè)市場。第三，因地制宜選擇和深化推進服務業(yè)綜合改革方案。改革措施的制定不能盲目照搬西方經(jīng)濟理論或簡單地“一刀切”，而應立足不同地區(qū)服務業(yè)發(fā)展的階段特點和經(jīng)濟社會主體的差異化需求，根據(jù)當?shù)刭Y源稟賦優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)特色，務實高效地推進服務業(yè)改革制度創(chuàng)新。發(fā)達地區(qū)應將服務業(yè)改革與現(xiàn)代城市體系建設有機結合起來，強調服務質量和品質升級。此外，對標知識密集型服務業(yè)的國際前沿標準，充分利用先行先試賦權和對外開放壓力測試，全面推動現(xiàn)代服務業(yè)高水平對外開放。中西部地區(qū)應補齊服務業(yè)區(qū)域發(fā)展不平衡的短板，積極發(fā)展本地產(chǎn)業(yè)轉型升級所需的傳統(tǒng)服務業(yè)及新興服務業(yè)，在承接轉移產(chǎn)業(yè)中不斷完善當?shù)氐姆张涮渍撸S富社會人文底蘊。