姚戰(zhàn)琪

《中華人民共和國國民經(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》（以下簡稱《綱要》）為我國開啟全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家新征程描繪了宏偉藍圖。《綱要》對全面促進消費作了戰(zhàn)略部署和前瞻謀劃，明確提出穩(wěn)步提高居民消費水平、培育新型消費，發(fā)展信息消費、數(shù)字消費、綠色消費和不斷擴大中等收入群體，持續(xù)釋放消費潛力等措施，為我國加快培育完整內(nèi)需體系指明了方向。

改革開放40余年，我國居民人均消費支出不斷增長。2013年，我國人均消費支出為13220.4元，2017年為18322元，2020年增長到21210 元。但是，我們應(yīng)清醒地看到，我國不同時期各個地區(qū)的綜合性消費支出水平差異很大，上海、北京、浙江、福建、天津5 ?。ㄊ校┑木C合性消費水平居全國前列，而黑龍江、山西、吉林、寧夏、河南等省的綜合性消費水平仍很低。隨著居民收入的不斷提高，促進居民消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的良性互動將成為我國經(jīng)濟增長的結(jié)構(gòu)性推動力。實現(xiàn)消費的高質(zhì)量發(fā)展，必須樹立新理念、尋找新思路、探索新路徑，建立內(nèi)需與外需協(xié)調(diào)增長機制，逐步形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局，因此，要通過發(fā)揮進口貿(mào)易技術(shù)溢出效應(yīng)、強化區(qū)域創(chuàng)新力度等措施，不斷提高我國人均消費水平。本文旨在研究服務(wù)業(yè)進口影響我國居民人均消費支出的內(nèi)在機制，論證不同地區(qū)服務(wù)業(yè)進口和創(chuàng)新效率對我國居民人均消費支出的影響，探尋改善我國消費質(zhì)量的政策措施。

一、問題提出及研究貢獻

進出口貿(mào)易從多方面影響居民人均消費支出，分析和評價服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出的激勵效果是檢驗政策是否有效的重要環(huán)節(jié)，這對高水平開放背景下提高政府效能及提升我國居民消費水平具有重大現(xiàn)實意義。國外大部分文獻從居民可支配收入角度分析國際貿(mào)易的福利效應(yīng)①GOLDBERG P K，PAVCNIK N.Distribution effects of globalization in developing countries［J］.Journal of economic literature，2007（1）：39-82.，將一國中間品貿(mào)易等因素納入國際貿(mào)易理論模型之中，但缺少對居民消費者福利的影響研究。一國對外開放主要有四種模式（即跨境支付、境外消費、商業(yè)存在和自然人流動），何種對外開放模式對居民人均消費支出的影響更大，學(xué)術(shù)界爭議頗多。當前，我國學(xué)術(shù)界已經(jīng)關(guān)注進口貿(mào)易自由化與消費者福利之間的關(guān)聯(lián)作用。進口貿(mào)易自由化能促進消費者福利不斷提升，東部地區(qū)、南部地區(qū)、北部沿海地區(qū)及長江中游地區(qū)的貿(mào)易自由化對消費者福利水平的促進作用最顯著②羅秀英.進口貿(mào)易自由化、商品質(zhì)量與消費者福利——來自中國八大區(qū)域的經(jīng)驗證據(jù)［J］.華東經(jīng)濟管理，2019（12）：107-112.，從收入結(jié)構(gòu)來看，隨著收入的增加，貿(mào)易自由化帶來的進口商品福利效應(yīng)逐漸減弱，甚至不顯著。進出口貿(mào)易影響居民人均消費支出的相關(guān)研究認為，貿(mào)易開放度正向促進城鄉(xiāng)居民消費不斷增長③王彥.論貿(mào)易開放度對城鄉(xiāng)居民消費的影響［J］.商業(yè)時代，2014（6）：27-29.，外商直接投資對居民消費增長存在正向作用④羅良文，潘雅茹.城鎮(zhèn)化、FDI與中國居民消費波動——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究［J］.華東經(jīng)濟管理，2015（8）：83-88.。已有文獻對進出口貿(mào)易與居民消費的影響因素作出了有益探索，但是很少關(guān)注服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與我國居民人均可支配收入之間的關(guān)系。服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與我國居民人均可支配收入之間存在什么關(guān)系？為什么服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出會影響我國居民人均可支配收入？服務(wù)業(yè)開放通過怎樣的路徑和機制對居民人均可支配收入產(chǎn)生影響？服務(wù)業(yè)開放對居民人均可支配收入的影響是否通過數(shù)字經(jīng)濟發(fā)揮作用？這些問題目前都沒有得到解決，值得進一步研究。

本文將主要關(guān)注我國服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與居民人均消費支出之間的關(guān)系，探討服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出如何以及何時會影響我國居民人均消費支出。基于2013-2021年我國各省份的面板數(shù)據(jù)，本文深入剖析服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與我國居民人均消費支出之間的關(guān)系、內(nèi)在影響機制及服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與我國居民人均消費支出之間關(guān)系成立的邊界條件。研究貢獻主要表現(xiàn)為：第一，構(gòu)建一個有調(diào)節(jié)的中介模型系統(tǒng)，研究服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對我國居民人均消費支出的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，通過使用調(diào)節(jié)效應(yīng)，有效解釋服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對我國居民人均消費支出的影響；第二，從區(qū)域創(chuàng)新的視角來分析服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出影響我國居民人均消費支出的內(nèi)部作用機制，加深我們對于服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與我國居民人均消費支出之間關(guān)系的理解；第三，進一步探索數(shù)字經(jīng)濟對整個作用機制的調(diào)節(jié)作用，進一步驗證數(shù)字經(jīng)濟對服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與我國居民人均消費支出關(guān)系的調(diào)節(jié)作用；第四，進一步使用門檻變量，研究在何種情形下服務(wù)業(yè)進口對我國創(chuàng)新效率的邊際影響、創(chuàng)新效率對我國居民人均消費支出的邊際影響以及服務(wù)業(yè)開放對我國居民人均消費支出的邊際影響會更大。

二、研究假設(shè)的提出

（一）服務(wù)業(yè)開放影響居民人均消費支出

首先，進口貿(mào)易是連接生產(chǎn)和消費的交換環(huán)節(jié)，進口貿(mào)易能促進消費產(chǎn)品多樣化發(fā)展。擴大進口是促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的實現(xiàn)路徑，政府應(yīng)制定政策，以降低產(chǎn)品消費稅來促進進口增長，從而擴大我國國內(nèi)需求①戴翔.主動擴大進口：高質(zhì)量發(fā)展的推進機制及實現(xiàn)路徑［J］.宏觀質(zhì)量研究，2019（1）：60-71.。其次，服務(wù)進口能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，服務(wù)進口通過市場競爭來促進人均消費支出不斷增長，從而提升消費者福利，生產(chǎn)性服務(wù)進口能通過提高我國人均消費支出來促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。最后，貨物進口能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，進口中高端消費品不僅能豐富我國進口地區(qū)消費者的消費清單，而且能通過滿足消費者的需求來增進消費者福利②陶愛萍，吳文韜.進口推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展嗎？：一個供給側(cè)的視角［J］.世界經(jīng)濟研究，2020（6）：73-88.。高技術(shù)產(chǎn)品的進口能提高我國人均消費支出（即消費者福利），提升人均消費支出是我國各類產(chǎn)品進口影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要路徑，各類產(chǎn)品進口能通過人均消費支出來提升我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：服務(wù)業(yè)開放與居民人均消費支出正相關(guān)。

（二）服務(wù)業(yè)開放通過提升創(chuàng)新效率等方式促進我國居民人均消費支出增長

1.服務(wù)業(yè)開放提升創(chuàng)新效率。首先，外商直接投資能顯著提升我國創(chuàng)新效率。服務(wù)業(yè)外商投資不僅能提高創(chuàng)新效率和創(chuàng)新數(shù)量，而且能通過溢出效應(yīng)促進企業(yè)創(chuàng)新、打破市場壟斷、競爭逃避效應(yīng)小于競爭擠出效應(yīng)、降低下游制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)和交易成本，但是服務(wù)業(yè)外商直接投資的鎖定效應(yīng)不利于國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新。其次，外資企業(yè)進入我國后通過鎖定效應(yīng)影響內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新行為。進入中國的外資企業(yè)能促進創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新效率增長，但不利于企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升，外商投資的競爭逃避效應(yīng)大于競爭擠出效應(yīng)。再次，對外直接投資能促進我國創(chuàng)新效率提升。服務(wù)業(yè)OFDI 成為我國走出去的主要領(lǐng)域，雖然我國對外直接投資主要流向傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)，從而導(dǎo)致我國對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)較小，但內(nèi)陸地區(qū)的OFDI 能促進我國創(chuàng)新效率提升③翟艷.“一帶一路”背景下對外開放對內(nèi)陸地區(qū)創(chuàng)新效率的影響研究［J］.經(jīng)濟論壇，2020（5）：31-39.。最后，進口中間品能提升我國創(chuàng)新效率。雖然消費品進口的技術(shù)溢出不利于創(chuàng)新效率提升，但資本品和中間品進口的技術(shù)溢出能顯著提升我國創(chuàng)新效率④周榮軍.知識產(chǎn)權(quán)保護、進口貿(mào)易技術(shù)溢出對創(chuàng)新的影響［J］.統(tǒng)計與決策，2019（14）：90-94.。

2.創(chuàng)新效率促進居民人均消費支出增長。首先，科技創(chuàng)新對居民人均消費支出有正向影響?？萍紕?chuàng)新能通過居民收入增長等中介變量來促進居民人均消費支出增長，即科技創(chuàng)新能通過促進要素資源的優(yōu)化配置和提高生產(chǎn)率等渠道來促進居民收入增長，而居民收入增長能促進居民人均消費支出增長?？萍紕?chuàng)新對城鎮(zhèn)居民文化消費有正向影響，同時東部地區(qū)科技創(chuàng)新對城鎮(zhèn)居民文化消費的促進作用最大⑤顧江，王文姬.科技創(chuàng)新、文化產(chǎn)業(yè)集聚對城鎮(zhèn)居民文化消費的影響機制及效應(yīng)［J］.深圳大學(xué)學(xué)報（人文社會科學(xué)版），2021（4）：47-55.。其次，科技創(chuàng)新是促進居民收入增長的關(guān)鍵，而消費結(jié)構(gòu)升級有利于綠色技術(shù)開發(fā)效率和轉(zhuǎn)化效率不斷提升。本地和相鄰地區(qū)的消費結(jié)構(gòu)升級不僅能促進本地的綠色技術(shù)開發(fā)效率提升，而且本地的消費結(jié)構(gòu)升級能夠促進該地區(qū)綠色技術(shù)轉(zhuǎn)化效率的提升⑥賴永劍，賀祥民，潘素晶.消費結(jié)構(gòu)升級與地區(qū)綠色創(chuàng)新效率的空間交互溢出效應(yīng)——基于空間聯(lián)立方程及動態(tài)門限面板模型的實證檢驗［J］.生態(tài)經(jīng)濟，2020（9）：78-85.。同時，綠色技術(shù)開發(fā)效率的提升能夠促進本地消費結(jié)構(gòu)升級，但綠色技術(shù)轉(zhuǎn)化效率對本地的消費結(jié)構(gòu)升級的促進作用較弱，主要是因為專利轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品在我國受到各種因素的制約，從而導(dǎo)致專利轉(zhuǎn)化率低。最后，東部、中部、西部三大地區(qū)的綠色技術(shù)轉(zhuǎn)化效率能正向促進消費結(jié)構(gòu)升級，但三大地區(qū)的綠色技術(shù)開發(fā)效率對該地區(qū)的消費結(jié)構(gòu)升級的促進作用較弱。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H2：創(chuàng)新效率在服務(wù)業(yè)開放對居民人均消費支出的影響中存在中介效應(yīng)。

（三）數(shù)字經(jīng)濟具有調(diào)節(jié)服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與居民人均消費支出之間關(guān)系的作用

數(shù)字經(jīng)濟與我國居民人均消費支出緊密關(guān)聯(lián)。首先，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)打破了傳統(tǒng)地理空間的界限，大大縮短了時空距離，最大限度地整合了各種資源，網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)以及網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟新業(yè)態(tài)的快速發(fā)展可能會影響消費?；ヂ?lián)網(wǎng)發(fā)展與中國能源消費之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展不但通過經(jīng)濟增長來推動能源消費規(guī)模的擴大，而且互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展通過經(jīng)濟增長、研發(fā)投入、人力資本、金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等渠道影響能源消費結(jié)構(gòu)①REN S Y，HAO Y，XU L，et al.Digitalization and energy：how does internet development affect China’s energy consumption？［J/OL］.Energy economics，2021，98［2021-11-22］.https：//www.sciencedirect.com/science/article/pii/S0140988321001250？via%3D.。其次，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)促進我國居民消費升級?；ヂ?lián)網(wǎng)消費技術(shù)通過變革消費主權(quán)和消費模式促使消費者使用各種方式開展消費，從而促進消費升級。互聯(lián)網(wǎng)消費技術(shù)能顯著影響我國居民消費結(jié)構(gòu)，并能促進我國消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，互聯(lián)網(wǎng)消費技術(shù)會抑制生存性消費支出增長，但能促進發(fā)展型消費支出增長②白萍，伊成山.城鄉(xiāng)居民消費升級的內(nèi)生動力機制——基于互聯(lián)網(wǎng)視角的考察［J］.商業(yè)經(jīng)濟研究，2019（8）：40-44.。

服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對居民人均消費支出的促進作用依賴于數(shù)字經(jīng)濟，數(shù)字經(jīng)濟推動服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對居民人均消費支出的促進作用不斷提升。數(shù)字經(jīng)濟增長越快，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對居民人均消費支出的促進作用就越顯著；數(shù)字經(jīng)濟增長越慢，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對居民人均消費支出的促進作用就越微弱。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3：數(shù)字經(jīng)濟調(diào)整服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與居民人均消費支出之間的關(guān)系，各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)越先進，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展越快，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與居民人均消費支出的正向關(guān)系越強。

三、模型構(gòu)建、變量選取和數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

通過建立結(jié)構(gòu)方程模型，可以探究服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出通過提升創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出，從而對我國居民的消費水平產(chǎn)生的影響。首先，設(shè)定計量模型如下：

其次，使用中介效應(yīng)方法來檢驗服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對居民人均消費支出的影響作用，可以通過創(chuàng)新效率（Inef）提升來實現(xiàn)，并考慮數(shù)字經(jīng)濟（Dimy）和信息化發(fā)展水平（Dinf）的調(diào)節(jié)作用。

最后，建立結(jié)構(gòu)方程模型來研究服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出是否通過促進創(chuàng)新產(chǎn)出（Inou）增長來提高我國居民的消費水平，也考慮數(shù)字經(jīng)濟和信息化發(fā)展水平的調(diào)節(jié)作用。

其中，Cons為居民人均消費支出，Inou為創(chuàng)新產(chǎn)出，Inef為創(chuàng)新效率，Seri為服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出，Dimy為數(shù)字經(jīng)濟，Dine為信息化發(fā)展水平，Control 為控制變量，控制變量包括全要素生產(chǎn)率（TFP）、大學(xué)生畢業(yè)人數(shù)（Stu）、城市人口數(shù)量（Urpo）。

（二）變量選取

1.核心解釋變量。參考姚戰(zhàn)琪的方法③姚戰(zhàn)琪.中國服務(wù)業(yè)開放對區(qū)域創(chuàng)新的影響［J］.改革，2020（1）：48-58.，計算各省份的服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出。

2.被解釋變量。使用全國居民人均消費支出反映居民的消費水平。

3.中介變量。計算創(chuàng)新效率的方法很多，包括用當年專利申請量除以當年及前兩年研發(fā)支出之和來計算企業(yè)創(chuàng)新效率、采用DEA_Malmquist 來計算創(chuàng)新效率等，本文使用第一種方法計算我國各省份的創(chuàng)新效率，采用專利申請數(shù)量來反映創(chuàng)新產(chǎn)出。

4.調(diào)節(jié)變量。采用數(shù)字經(jīng)濟為調(diào)節(jié)變量。借鑒姚戰(zhàn)琪的方法①姚戰(zhàn)琪.數(shù)字貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與出口技術(shù)復(fù)雜度——基于結(jié)構(gòu)方程模型的多重中介效應(yīng)［J］.改革，2021（1）：50-64.，從4個維度選取14個二級指標，構(gòu)建各省份的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展綜合評價指標體系，包括采用移動互聯(lián)網(wǎng)接入流量累計值、移動App 活躍用戶數(shù)、移動互聯(lián)網(wǎng)市場規(guī)模、網(wǎng)絡(luò)購物市場規(guī)模來計算中國移動互聯(lián)網(wǎng)的城市競爭力指標；采用電子商務(wù)規(guī)模構(gòu)成、中小企業(yè)B2B市場規(guī)模、網(wǎng)絡(luò)購物規(guī)模構(gòu)成、在線旅游市場規(guī)模來計算企業(yè)電子商務(wù)指標；采用軟件產(chǎn)業(yè)企業(yè)個數(shù)、軟件產(chǎn)業(yè)軟件業(yè)務(wù)收入、移動寬帶用戶數(shù)來計算企業(yè)創(chuàng)新能力指標；采用計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)營業(yè)收入，計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)的企業(yè)單位數(shù)，電子信息產(chǎn)業(yè)制造業(yè)主營業(yè)務(wù)稅金及附加來計算數(shù)字化技術(shù)指標。首先進行數(shù)據(jù)化處理，對各變量進行正向化處理或標準化處理，然后使用熵權(quán)法計算各評價指標項的權(quán)重值，最后以權(quán)重值對數(shù)據(jù)進行加權(quán)后（即使用TOPSIS 法）得到各個評價對象的TOPSIS 評價計算結(jié)果，即各省份數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展綜合評價指數(shù)，采用國家互聯(lián)網(wǎng)信息辦公室、國家統(tǒng)計局、工業(yè)和信息化部、CNNIC 等機構(gòu)公布的信息化發(fā)展指數(shù)來反映各地區(qū)的信息化發(fā)展水平。

5.控制變量?；跀?shù)據(jù)的可得性，在模型中使用全要素生產(chǎn)率、大學(xué)生畢業(yè)人數(shù)、城市人口數(shù)量作為控制變量，以反映生產(chǎn)率水平對居民人均消費的影響大學(xué)生的人力資本、城市人口對居民人均消費水平的影響。

（三）數(shù)據(jù)來源

表1為各變量的均值、標準差和相關(guān)系數(shù)，各變量之間的可靠性系數(shù)均大于0.7，同時Cronbach’s α系數(shù)均大于各變量之間的相關(guān)系數(shù)，表明內(nèi)在一致性較強。同時，Cons與Seri顯著正相關(guān)，并通過1%的顯著性檢驗，初步支持了假設(shè)H1。使用變量的方差膨脹系數(shù)（VIF）來檢查變量之間是否存在多重共線性，發(fā)現(xiàn)VIF值均大于1 小于5，因此不存在多重共線性（表2）。服務(wù)業(yè)進口、城市人口數(shù)量、大學(xué)生畢業(yè)人數(shù)、研發(fā)支出、全國居民人均消費支出、專利申請數(shù)量、信息化發(fā)展指數(shù)來源于2013-2021年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒以及Wind數(shù)據(jù)庫。

表1 相關(guān)性檢驗及各變量之間的可靠性系數(shù)

表2 變量的方差膨脹因子

四、模型檢驗及相關(guān)結(jié)論

（一）有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

表3 為有調(diào)節(jié)變量（數(shù)字經(jīng)濟、信息化發(fā)展水平）和中介變量（創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新效率）的中介模型檢驗結(jié)果，使用模型1來研究服務(wù)業(yè)開放是否通過影響創(chuàng)新效率來促進國民消費能力提升，模型2以數(shù)字經(jīng)濟為調(diào)節(jié)變量，模型3以信息化發(fā)展水平為調(diào)節(jié)變量；使用模型4來研究服務(wù)業(yè)開放是否通過影響創(chuàng)新產(chǎn)出來促進國民消費能力提升，模型5以數(shù)字經(jīng)濟為調(diào)節(jié)變量，模型6以信息化發(fā)展水平為調(diào)節(jié)變量。

從模型2可以看出，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對我國居民人均消費支出產(chǎn)生正向影響，并通過了1%的顯著性檢驗，進一步支持假設(shè)H1。同時，從模型1 和模型2 可以看出，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出能顯著促進創(chuàng)新效率增長，創(chuàng)新效率對我國居民人均消費支出有促進作用，并分別通過了10%和1%的顯著性檢驗，假設(shè)H2也得到支持。從表3也可以看出，服務(wù)業(yè)開放與數(shù)字經(jīng)濟的交互項、服務(wù)業(yè)開放與信息化發(fā)展水平的交互項的回歸系數(shù)顯著為正，因此，當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展綜合評價指數(shù)、信息化發(fā)展水平較高時，會增強服務(wù)業(yè)開放對我國居民人均消費支出的促進作用，服務(wù)業(yè)開放對居民人均消費支出的促進作用會隨著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展綜合評價指數(shù)、信息化發(fā)展水平的不斷提高而增強，支持假設(shè)H3。

表3 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

在控制變量中，城市人口數(shù)量對創(chuàng)新效率產(chǎn)生了顯著的正向作用，至少通過了10%的顯著性檢驗，但對居民人均消費支出負向作用顯著，并通過了5%的顯著性檢驗，主要是因為城市人口數(shù)量的不斷增加，一方面刺激了地區(qū)增加創(chuàng)新投入，提升創(chuàng)新效率；另一方面城市人口數(shù)量與居民人均消費顯著負相關(guān)，城市人口數(shù)量的增加導(dǎo)致了地區(qū)居民人均消費增長緩慢，從而導(dǎo)致城市人口數(shù)量不能促進人均消費增長。大學(xué)生畢業(yè)人數(shù)對創(chuàng)新效率產(chǎn)生了顯著的負向作用，但對居民人均消費支出無顯著的影響作用。大學(xué)生畢業(yè)人數(shù)能促進我國創(chuàng)新產(chǎn)出增長，但并未能促進創(chuàng)新效率提升。我國全要素生產(chǎn)率的增長主要來源于規(guī)模效率的提高，而純技術(shù)效率和技術(shù)進步對全要素生產(chǎn)率增長的作用為負，導(dǎo)致我國全要素生產(chǎn)率既不能促進我國創(chuàng)新效率提升，也不能促進人均消費支出增長。

（續(xù)表）

表4為數(shù)字經(jīng)濟、信息化發(fā)展水平處于不同水平時服務(wù)業(yè)開放影響居民人均消費支出的條件效應(yīng)。首先對數(shù)字經(jīng)濟和信息化發(fā)展水平（調(diào)節(jié)變量）、服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出（解釋變量）、創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出（中介變量）中心化，然后得到數(shù)字經(jīng)濟處于不同水平時的條件效應(yīng)。在模型7 中，當數(shù)字經(jīng)濟大于-0.395時，LLCI和ULCI的置信區(qū)間均不包含零，因此數(shù)字經(jīng)濟處于不同水平時的調(diào)節(jié)效應(yīng)均顯著?？梢钥吹?，當中心化后的數(shù)字經(jīng)濟分別為-0.395、0.146、0.700時，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對我國居民人均消費支出的促進作用分別為P＜0.001，0.053、P＜0.001，0.069、P＜0.001，0.086，并且當中心化后的數(shù)字經(jīng)濟大于-0.395 時，服務(wù)業(yè)開放通過創(chuàng)新效率對我國居民人均消費支出的促進作用不斷增強。在模型8 中，當信息化發(fā)展水平大于-1.387 時，服務(wù)業(yè)開放通過創(chuàng)新效率對我國居民人均消費支出的促進作用不斷增強。在模型9 中，當信息化發(fā)展水平大于-1.384 時，服務(wù)業(yè)開放通過創(chuàng)新產(chǎn)出對我國居民人均消費支出的促進作用不斷增強。在模型10 中，當中心化后的數(shù)字經(jīng)濟大于-0.732時，服務(wù)業(yè)開放通過創(chuàng)新產(chǎn)出對我國居民人均消費支出的促進作用不斷增強。

表4 調(diào)節(jié)變量處于不同水平時的條件效應(yīng)

（二）不同地區(qū)服務(wù)業(yè)開放、創(chuàng)新效率對人均消費支出影響的空間效應(yīng)

將總樣本劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，表5 為不同地區(qū)服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對人均消費支出影響的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。中部地區(qū)和東部地區(qū)的服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出的回歸系數(shù)為正，并通過了1%的顯著性檢驗，而在西部地區(qū)，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出的回歸系數(shù)為負，通過了1%的顯著性檢驗。東部地區(qū)和中部地區(qū)服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出能顯著促進人均消費支出不斷提高，但對西部地區(qū)人均消費支出沒有顯著影響。雖然西部地區(qū)服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出快速推進，但西部地區(qū)居民人均消費支出增長緩慢，在全國各省份居民人均消費排行榜中，西部地區(qū)各省份普遍處在第三梯隊，其他方面的不足制約了服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對西部地區(qū)居民人均消費支出的促進作用。從空間效應(yīng)來看，三大地區(qū)人均消費支出的空間項系數(shù)顯著為正，說明東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的人均消費支出均存在正向空間外溢性。東部地區(qū)服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出的空間項系數(shù)顯著為正，因此東部地區(qū)服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對居民人均消費支出的外溢效應(yīng)顯著。西部地區(qū)和中部地區(qū)的服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出的空間項系數(shù)顯著為負，說明中部地區(qū)和西部地區(qū)服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對居民人均消費支出的外溢效應(yīng)不顯著。

模型11、模型12 和模型13 的rho值分別為0.431、0.417、0.382，均通過了1%的顯著性檢驗，因此在東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，臨近區(qū)域居民人均消費支出每增長1%，會帶動本區(qū)域居民人均消費支出分別提升0.431%、0.417%、0.382%，臨近區(qū)域居民人均消費支出都會帶動本區(qū)域居民人均消費支出提高（表5）。與前文一致，東部地區(qū)和中部地區(qū)的城市人口數(shù)量對人均消費支出有顯著的負向影響，也通過了1%的顯著性檢驗。對于西部地區(qū)，西部地區(qū)的城市人口數(shù)量對人均消費支出有促進作用，西部地區(qū)和中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率能顯著促進該地區(qū)人均消費支出增長。

表5 不同地區(qū)服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對人均消費支出的影響

（續(xù)表）

（三）服務(wù)業(yè)開放對不同收入群體人均消費支出的影響

進一步進行研究，以各地區(qū)居民人均可支配收入中位數(shù)為標準，將研究樣本劃分為低收入組（月收入低于2000元）、中間收入組（月收入2000～5000元）、高收入組（月收入超過5000元），之后基于雙向固定效應(yīng)模型檢驗服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對不同收入群體居民人均消費支出的影響。表6 為異質(zhì)性檢驗回歸結(jié)果，以人均收入分層來看，可看到高收入組的服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出的回歸系數(shù)為0.197，通過了1%的顯著性檢驗，低收入組的服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出的回歸系數(shù)為0.088,中間收入組的服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出回歸系數(shù)為0.069，均通過了1%的顯著性檢驗，高收入組的服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出的回歸系數(shù)顯著大于中間收入組和低收入組，因此在居民人均可支配收入高的地區(qū)，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對人均消費支出的促進作用顯著大于人均收入低的地區(qū)，在高收入組，服務(wù)業(yè)開放對居民人均消費支出的促進作用更明顯。

表6 服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對不同收入群體人均消費支出的影響

（四）內(nèi)生性檢驗

服務(wù)業(yè)進口、數(shù)字經(jīng)濟與我國居民人均消費支出可能存在雙向因果關(guān)系，服務(wù)業(yè)開放和數(shù)字經(jīng)濟會促進居民人均消費不斷增加，居民人均消費支出會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)進口和數(shù)字經(jīng)濟逐漸增長，因此，本文借鑒黃群慧等的做法①黃群慧，余泳澤，張松林.互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與制造業(yè)生產(chǎn)率提升：內(nèi)在機制與中國經(jīng)驗［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（8）：5-23.，使用郵政局數(shù)、固定電話用戶數(shù)作為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展綜合評價指數(shù)的工具變量。一方面，選擇郵政局數(shù)、固定電話用戶數(shù)作為工具變量與數(shù)字經(jīng)濟高度關(guān)聯(lián)；另一方面，郵政局數(shù)、固定電話用戶數(shù)對于居民人均消費支出的影響隨著使用頻率下降而逐漸削弱。表7為內(nèi)生性檢驗結(jié)果。第一，一階段檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，工具變量與解釋變量具有顯著的相關(guān)關(guān)系，并且選擇的工具變量均通過了10%的顯著性檢驗，因此郵政局數(shù)、固定電話用戶數(shù)等工具變量適合成為解釋變量的工具變量。第二，模型17、模型18 和模型19 的Kleibergen-Paap rk LM 檢驗結(jié)果的P 值也約等于零，因此不存在工具變量識別不足，選擇的工具變量與內(nèi)生變量有較強的相關(guān)性。第三，模型17、模型18 和模型19 的Kleibergen-Paap rk Wald F 統(tǒng)計量從檢驗水平扭曲方面均拒絕了存在弱工具變量的原假設(shè)。第四，模型17、模型18 和模型19 的Hansen J statistic 檢驗結(jié)果的P 值分別為0.379、0.363 和0.488，因此接受“過度擬合”的原假設(shè)。第五，模型17、模型18 和模型19 的DWH檢驗分別為90.206、11.811 和101.952，其P值均小于5%，因此，在工具變量選取合理的情況下，解釋變量具有內(nèi)生性（表7）。

表7 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

五、服務(wù)業(yè)開放、創(chuàng)新效率對居民人均消費支出影響的門檻效應(yīng)

（一）專利申請授權(quán)數(shù)門檻效應(yīng)分析

企業(yè)專利申請授權(quán)數(shù)增長表明企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升，企業(yè)專利申請授權(quán)數(shù)增長越快，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對創(chuàng)新效率的促進作用就越大；企業(yè)專利申請授權(quán)數(shù)增長越慢，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對創(chuàng)新效率的促進作用就越弱。當企業(yè)專利申請授權(quán)數(shù)較少從而創(chuàng)新能力較弱時，企業(yè)通過進口獲得技術(shù)溢出規(guī)模就較小，企業(yè)就迫切需要通過進口及技術(shù)溢出來提升創(chuàng)新效率；當企業(yè)專利申請授權(quán)數(shù)較多從而創(chuàng)新能力較強時，企業(yè)通過進口獲得的技術(shù)溢出效應(yīng)就能顯著促進技術(shù)進步和提高技術(shù)效率，從而顯著提升創(chuàng)新效率。因此，當企業(yè)專利申請授權(quán)數(shù)較少從而創(chuàng)新能力較弱時，服務(wù)業(yè)開放程度與創(chuàng)新效率的關(guān)系就薄弱。隨著企業(yè)專利申請授權(quán)數(shù)的不斷增長，服務(wù)業(yè)開放程度與我國創(chuàng)新效率就呈現(xiàn)互相促進的關(guān)系?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)：

H4：當專利申請授權(quán)數(shù)達到門檻值時，服務(wù)業(yè)進口對我國創(chuàng)新效率的邊際影響會增大。

（二）高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入門檻效應(yīng)的分析

創(chuàng)新效率對我國居民人均消費支出的影響應(yīng)考慮高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入。當高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入低于門檻值時，創(chuàng)新效率對我國居民人均消費支出的促進作用要小于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入高于門檻值時創(chuàng)新效率的促進作用。當高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入高于門檻值時，創(chuàng)新效率對我國居民人均消費支出的促進作用要大于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入低于門檻值時創(chuàng)新效率的促進作用。孫早、許薛璐也認為，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新是推動我國消費增長的關(guān)鍵因素①孫早，許薛璐.產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與消費升級：基于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革視角的經(jīng)驗研究［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（7）：98-116.，但是低技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)吸收效應(yīng)不能促進消費增長，因此提高創(chuàng)新效率能顯著提升居民人均消費支出，只有當高技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力較強時，創(chuàng)新效率才能明顯促進消費結(jié)構(gòu)高級化，而低技術(shù)產(chǎn)業(yè)不但不能提升整體消費水平，而且不能促進消費結(jié)構(gòu)高級化?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H5：當高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入達到門檻值時，創(chuàng)新效率對我國居民人均消費支出的邊際影響會增大。

（三）居民人均可支配收入門檻效應(yīng)的分析

由于居民人均可支配收入與居民人均消費支出存在高度的相關(guān)性，因此考察服務(wù)業(yè)開放對我國居民人均消費支出的影響時應(yīng)充分考慮居民人均可支配收入。居民人均可支配收入越多，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對我國居民人均消費支出的促進作用就越顯著，居民人均可支配收入越少，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對我國居民人均消費支出的促進作用就越弱。羅知、郭熙保認為進口商品價格對居民消費具有顯著影響，進口成品油價格的提升會導(dǎo)致國內(nèi)交通消費價格指數(shù)的上升，進口家庭設(shè)備價格的提升也會導(dǎo)致國內(nèi)家庭設(shè)備消費價格的上升，但進口電子產(chǎn)品價格上升會導(dǎo)致國內(nèi)家庭設(shè)備進口價格的下降①羅知，郭熙保.進口商品價格波動對城鎮(zhèn)居民消費支出的影響［J］.經(jīng)濟研究，2010（12）：111-124.?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H6：服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對我國居民人均消費支出的影響存在基于居民人均可支配收入的門檻效應(yīng)，當居民人均可支配收入達到門檻值時，服務(wù)業(yè)開放對我國居民人均消費支出的邊際影響會增大。

（四）門檻效應(yīng)的模型設(shè)計和檢驗

1.模型設(shè)定及變量選取。首先，設(shè)立以專利申請授權(quán)數(shù)（Zhsh）為門檻變量的單門檻模型（可根據(jù)門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果來選擇雙門檻或多門檻模型，下同）：

其次，設(shè)立以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入（Gaox）為門檻變量的單門檻模型：

最后，設(shè)立以居民人均可支配收入（Rs）為門檻變量的單門檻模型：

2.門檻效應(yīng)檢驗。表8為被解釋變量為創(chuàng)新效率和居民人均消費支出，門檻依賴變量為服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出、創(chuàng)新效率，并使用專利申請授權(quán)數(shù)、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入、居民人均可支配收入門檻變量情形下的門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果。

表8 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

（續(xù)表）

在創(chuàng)新效率為因變量、服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出為門檻依賴變量、專利申請授權(quán)數(shù)為門檻變量時，臨界值通過了單一門檻效應(yīng)的1%置信水平的檢驗，雙重門檻效果與三重門檻效果不顯著，因此，專利申請授權(quán)數(shù)存在單一門檻效應(yīng)，專利申請授權(quán)數(shù)的單一門檻值為98101。在居民人均消費支出為因變量、創(chuàng)新效率為門檻依賴變量、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入為門檻變量時，臨界值通過了單一門檻效應(yīng)的5%置信水平的檢驗，雙重門檻效果與三重門檻效果不顯著，因此，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入存在單一門檻效應(yīng)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入的單一門檻值為24.801。在居民人均消費支出為因變量、服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出為門檻依賴變量、居民人均可支配收入為門檻變量時，臨界值通過了單一門檻效應(yīng)和雙重門檻效應(yīng)的5%置信水平的檢驗，三重門檻效果不顯著（表9），表明居民人均可支配收入存在顯著的雙重門檻效應(yīng)，且居民人均可支配收入的雙重門檻值為40626.719和42930.660。

表9 門檻值及置信區(qū)間

3.門檻效應(yīng)估計結(jié)果。當專利申請授權(quán)數(shù)小于門檻值98101時，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對我國創(chuàng)新效率具有促進作用，但與跨越門檻值98101 相比，顯著性不明顯；當專利申請授權(quán)數(shù)跨越門檻值98101 時，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出能顯著促進我國創(chuàng)新效率增長，并通過了1%的顯著性檢驗，因此，針對服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對我國創(chuàng)新效率影響的估計結(jié)果，存在專利申請授權(quán)數(shù)的門檻效應(yīng)，支持假設(shè)H4。

當高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入小于門檻值24.801 時，創(chuàng)新效率不能促進居民人均消費支出增長，與跨越門檻值24.801 相比，居民人均消費支出隨創(chuàng)新效率增大而減??；當高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入跨越門檻值24.801 時，創(chuàng)新效率對居民人均消費支出的促進作用快速增長，回歸系數(shù)增長為0.069，也通過了1%的顯著性檢驗，因此，針對創(chuàng)新效率對居民人均消費支出影響的估計結(jié)果，存在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入的門檻效應(yīng)，當高技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入達到門檻值時，創(chuàng)新效率對居民人均消費支出的邊際影響會增長，支持假設(shè)H5。

當全體居民人均可支配收入小于門檻值40626.719 時，服務(wù)業(yè)進口對我國居民人均消費支出具有促進作用，與跨越門檻值40626.719 和42930.660 相比，服務(wù)業(yè)進口對我國居民人均消費支出的影響較小；當全體居民人均可支配收入跨越門檻值40626.719 小于門檻值42930.660 時，服務(wù)業(yè)進口對居民人均消費支出的影響開始增加；當全體居民人均可支配收入大于門檻值42930.660時，服務(wù)業(yè)進口對居民人均消費支出的促進作用快速增長，并不斷增強，也通過了1%的顯著性檢驗，因此，針對服務(wù)業(yè)進口對我國居民人均消費支出影響的估計結(jié)果，存在全體居民人均可支配收入的門檻效應(yīng)。當全體居民人均可支配收入低于門檻值40626.719 時，服務(wù)業(yè)進口對我國居民人均消費支出具有促進作用，與跨越門檻值40626.719 相比，服務(wù)業(yè)進口對我國居民人均消費支出的影響較小；當全體居民人均可支配收入跨越門檻值42930.660時，服務(wù)業(yè)進口對居民人均消費支出的促進作用快速增長，也通過1%的顯著性檢驗，因此，針對服務(wù)業(yè)進口對我國居民人均消費支出影響的估計結(jié)果，存在全體居民人均可支配收入的門檻效應(yīng)（見表10），支持假設(shè)H6。

表10 各變量對居民人均消費支出的門檻效應(yīng)估計結(jié)果

六、相關(guān)結(jié)論及政策建議

（一）相關(guān)結(jié)論

實證結(jié)果表明，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出對我國居民人均消費支出具有顯著的正向促進作用，驗證了當今服務(wù)業(yè)開放促進我國不斷提升居民消費水平的有效性，說明服務(wù)業(yè)開放是促進居民人均消費支出增長的重要因素。我國服務(wù)業(yè)開放通過創(chuàng)新效率來促進我國居民人均消費支出不斷增長，創(chuàng)新效率在服務(wù)業(yè)開放與我國居民人均消費支出之間起到中介作用。數(shù)字經(jīng)濟調(diào)節(jié)了服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出與居民人均消費支出之間的關(guān)系，數(shù)字經(jīng)濟在促進我國服務(wù)業(yè)技術(shù)溢出和居民人均消費支出增長方面發(fā)揮更大作用。通過空間層面的分析發(fā)現(xiàn)，在專利申請授權(quán)數(shù)低于門檻值的省份，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出能促進我國創(chuàng)新效率的增長，但與跨越門檻值相比，顯著性并不明顯；在專利申請授權(quán)數(shù)高于門檻值的省份，服務(wù)業(yè)進口技術(shù)溢出能顯著促進我國創(chuàng)新效率的增長；在高技術(shù)企業(yè)銷售收入低于門檻值的省份，創(chuàng)新效率不能促進我國人均消費支出增長，在高技術(shù)企業(yè)銷售收入高于門檻值的省份，創(chuàng)新效率能顯著促進我國人均消費支出增長；在居民人均可支配收入小于門檻值的省份，服務(wù)業(yè)進口能促進我國居民人均消費支出增長，但促進作用較小，在居民人均可支配收入高于門檻值的省份，服務(wù)業(yè)進口能顯著促進我國居民人均消費支出增長。

（二）相關(guān)政策建議

1.加快發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟。我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平會顯著增強服務(wù)業(yè)開放對我國居民人均消費支出的促進作用，要加強和規(guī)范數(shù)字經(jīng)濟的監(jiān)管。高度重視數(shù)字經(jīng)濟與生物、能源等技術(shù)的融合，加快數(shù)字化轉(zhuǎn)型，加大新型數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施投資力度，既要依托數(shù)字經(jīng)濟與第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，也要加強數(shù)字經(jīng)濟基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，大力培養(yǎng)數(shù)字化人才，加快5G網(wǎng)絡(luò)、數(shù)據(jù)中心等相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。與此同時，在推進數(shù)字經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的進程中，加強營商環(huán)境、公共服務(wù)平臺等領(lǐng)域軟實力建設(shè)。此外，引導(dǎo)數(shù)字經(jīng)濟向欠發(fā)達地區(qū)滲透，通過數(shù)字經(jīng)濟帶動和發(fā)展數(shù)字化農(nóng)業(yè)、農(nóng)村數(shù)字普惠金融，推動產(chǎn)業(yè)數(shù)字化升級；加快農(nóng)村數(shù)字化人才培養(yǎng)，推動鄉(xiāng)村人才振興，培養(yǎng)造就大批結(jié)構(gòu)合理的農(nóng)村信息化人才隊伍。

2.從深層次提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率。當前我國部分地區(qū)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率仍不高，部分地區(qū)的創(chuàng)新效率仍不能促進人均消費支出增長，各地在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)銷售收入增長的同時，不僅要提高創(chuàng)新效率，而且要確保高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新效率的有機協(xié)調(diào)①俞立平，邱棟，彭長生，等.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率對創(chuàng)新質(zhì)量作用機制研究［J］.宏觀質(zhì)量研究，2021（2）：29-42.。企業(yè)短期能提高創(chuàng)新效率，但對創(chuàng)新質(zhì)量提高不利，而要提高創(chuàng)新質(zhì)量，短期對創(chuàng)新效率提高不利。因此，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)必須從深層次提高創(chuàng)新效率，要大力推動高附加值、高技術(shù)含量的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對外開放，更好地提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，大力發(fā)揮國民素質(zhì)、金融市場化及外資占比和法律約束力對我國服務(wù)貿(mào)易進口與創(chuàng)新能力之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3.促進全體居民人均可支配收入穩(wěn)步增長。當全體居民人均可支配收入較高時，服務(wù)業(yè)進口對我國居民人均消費支出的促進作用更顯著。要促進人均可支配收入與人均消費支出的良性循環(huán)，不斷提高我國居民人均可支配收入，大力提升勞動報酬在初次分配中所占的比重。另外，提供各種就業(yè)機會，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性作用，要不斷促進居民人均消費支出增長，加快促進我國消費復(fù)蘇。與此同時，通過發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟來帶動城市和農(nóng)村地區(qū)的消費，優(yōu)化城市和農(nóng)村消費環(huán)境，刺激消費潛力，提升消費者的滿意度。

4.西部地區(qū)應(yīng)加快推進數(shù)字貿(mào)易發(fā)展。西部地區(qū)進口技術(shù)溢出不能促進人均消費支出增長，因此要加快推進數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展，在“一帶一路”倡議下，西部地區(qū)（如新疆、陜西、廣西等省區(qū)）應(yīng)建立數(shù)字貿(mào)易中心，大力發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟，提高信息化發(fā)展水平，通過提高信息化發(fā)展水平和提升數(shù)字經(jīng)濟競爭力來促進人均消費支出增長。信息技術(shù)革命、數(shù)字化技術(shù)能顯著促進服務(wù)業(yè)國際化，技術(shù)變遷能降低服務(wù)業(yè)標準的國際化的成本，技術(shù)變遷也使得服務(wù)業(yè)國際化的規(guī)模報酬遞增。因此，西部地區(qū)要加快發(fā)展與信息技術(shù)相關(guān)的數(shù)字經(jīng)濟，培育服務(wù)業(yè)龍頭企業(yè)，大力發(fā)展與貨物貿(mào)易相關(guān)的服務(wù)貿(mào)易，加快服務(wù)貿(mào)易企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型，不斷提升企業(yè)的國際競爭力。