申俊喜,郭 晶

(南京師范大學 商學院,江蘇 南京 210046)

黨的二十大報告提出,推動戰(zhàn)略性新興產業(yè)融合集群發(fā)展,構建新能源、新一代信息技術、新材料、生物技術、高端裝備等一批新的增長引擎。據(jù)國家統(tǒng)計局測算,2021年,我國戰(zhàn)略性新興產業(yè)增加值占GDP比重為13.4%。其中,規(guī)模以上工業(yè)戰(zhàn)略性新興產業(yè)增加值比上年增長16.8%,這類產業(yè)已形成經(jīng)濟增長的強大動能,對推動經(jīng)濟高質量增長具有重要指導作用[1]。但是,在疫情沖擊和單邊貿易保護主義抬頭的國際環(huán)境下,國內戰(zhàn)略性新興產業(yè)受到了傳統(tǒng)的“外需驅動發(fā)展”模式的限制。為了實現(xiàn)高質量發(fā)展,培育內需、充分發(fā)揮大國優(yōu)勢成為發(fā)展戰(zhàn)略性新興產業(yè)的重要路徑[2]。自2020年以來,中央政府多次強調要形成“以國內大循環(huán)為主體、國內國際循環(huán)相互促進”的新發(fā)展格局。這一格局的出現(xiàn)帶來了經(jīng)濟高質量發(fā)展的新變化,其中拉動內需成為實現(xiàn)“雙循環(huán)”模式的主要著力點,此舉有助于為我國戰(zhàn)略性新興產業(yè)的發(fā)展指明方向。

隨著消費規(guī)模不斷擴大和消費結構的持續(xù)升級,消費者的關注已從追求量的滿足轉變?yōu)樽非筚|的提升,由基本生活商品消費轉變?yōu)樽非蟾喾招韵M[3]。經(jīng)濟增長與收入水平的上升,推動了居民的基本生活需求上升到智力、精神、保健和社交等更高層次。近年來,在“雙循環(huán)”背景下,居民消費需求充分釋放,為國民經(jīng)濟的穩(wěn)定恢復提供了支撐作用。隨著國家擴大內需、促進消費政策的不斷完善,消費成為支撐國民經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的主要力量。據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù),2013--2021年我國最終消費支出對經(jīng)濟增長的貢獻率均超過50%,其中2021年最終消費支出對經(jīng)濟增長的貢獻率高達65.4%,消費作為經(jīng)濟增長的主驅動力作用持續(xù)發(fā)揮。與此同時,居民消費支出在最終消費支出的占比穩(wěn)定在70%左右,其中2021年占比為70.7%。2013--2021年居民服務性消費支出占居民人均消費支出的比重由39.7%提升至44.2%,年均提升約0.6個百分點,服務性消費的重要作用日益凸顯。內需消費特別是服務性消費,已然成為我國經(jīng)濟發(fā)展的中流砥柱,我國服務性消費正在加速發(fā)展,這個過程可以為戰(zhàn)略性新興產業(yè)提供有效供給,也可以為其創(chuàng)造巨大的市場需求。因此,我國要依托國內超大市場和內需潛力,高質量發(fā)展國內經(jīng)濟,以內循環(huán)帶動外循環(huán),使得我國戰(zhàn)略性新興產業(yè)發(fā)展的關注點由國外轉向國內成為必要。

一、文獻綜述與理論機制

(一)文獻綜述

1. 關于戰(zhàn)略性新興產業(yè)的研究

戰(zhàn)略性新興產業(yè)具有很強的外部性和引領性,是以重大科技創(chuàng)新突破為建立基礎的產業(yè),對整個社會及經(jīng)濟發(fā)展具有突出的引領帶動作用[4]。近年來,眾多學者從供給端切入,研究政府補貼、產業(yè)政策、新基建、企業(yè)研發(fā)投入等對戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的影響。首先,戰(zhàn)略性新興產業(yè)政策促進了受政策支持企業(yè)的發(fā)明創(chuàng)新[5]和全要素生產率[6]。其中,金融科技的發(fā)展能通過緩解戰(zhàn)略性新興企業(yè)融資約束顯著促進戰(zhàn)略性新興企業(yè)創(chuàng)新總產出[7]。“新基建”能夠通過實現(xiàn)數(shù)字化改革、優(yōu)化創(chuàng)新鏈條、重塑產業(yè)鏈并集中產業(yè)網(wǎng)絡,提升戰(zhàn)略性新興產業(yè)的技術效率[8]。數(shù)字新基建可通過革新信息技術、提升綠色金融支持力度,從而為戰(zhàn)略性新興產業(yè)技術創(chuàng)新創(chuàng)造條件[9]。其次,研發(fā)人員、研發(fā)資金投入對自主創(chuàng)新能力具有顯著的促進作用。以上研究絕大部分是以企業(yè)全要素生產率為被解釋變量,探索這些因素是如何影響企業(yè)創(chuàng)新效率進而影響產業(yè)發(fā)展的,本質上可以歸結為技術創(chuàng)新驅動論,即企業(yè)核心技術創(chuàng)新是影響產業(yè)發(fā)展的主要驅動力。

近年來,越來越多的學者意識到市場需求尤其是國內市場需求在產業(yè)培育過程中發(fā)揮著關鍵性作用,并從三個方面對此進行深入研究。第一,“需求引致創(chuàng)新論”。在我國戰(zhàn)略性新興產業(yè)發(fā)展路徑的研究中,學者們發(fā)現(xiàn)擁有超大市場規(guī)模的國家可以通過較大的市場擴張效應驅動該產業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新。第二,“本土市場論”。不少學者將國內和國際市場進行比較,發(fā)現(xiàn)國內市場貢獻峰值要大于國際市場[10],因為本土市場規(guī)模是高層次需求的溫床,挑剔的本土消費者有利于戰(zhàn)略性新興產業(yè)的生產率發(fā)展和結構升級[11]。第三,“消費升級論”。隨著消費結構、消費模式、消費品質、消費環(huán)境、消費理念的不斷升級,新的消費需求會倒逼企業(yè)加快科技創(chuàng)新和研發(fā)投入的力度,迫使企業(yè)更加積極主動地去適應市場需求的變化,進而通過收入增長效應、要素配置效應引領產業(yè)升級[12]。申俊喜等人[13]和吳金龍等人[14]認為消費升級可以促進戰(zhàn)略性新興產業(yè)實現(xiàn)全球價值鏈攀升?？梢?市場需求不僅能夠通過規(guī)模經(jīng)濟效應提升產業(yè)競爭力,也對技術創(chuàng)新有著預示和指引作用,是戰(zhàn)略性新興產業(yè)形成和發(fā)展的決定性因素之一[15]。

2. 關于服務性消費的研究

梳理現(xiàn)有文獻可發(fā)現(xiàn),學者們對服務性消費的研究分為兩方面。一是研究影響服務性消費的因素。大部分學者認為影響服務性消費的關鍵因素是收入,不僅收入總量和收入結構會對服務性消費存在差異性影響,收入差距也會通過影響平均消費傾向進而影響服務性消費水平[16]。隨著居民收入水平的增長和產業(yè)布局的持續(xù)優(yōu)化,我國的服務消費領域正展現(xiàn)出明顯的消費層次提升態(tài)勢[17]。目前,關注城鎮(zhèn)化進程、人口年齡分布以及科技創(chuàng)新對城鄉(xiāng)居民在服務消費方面的作用的研究日益增多,認為城鎮(zhèn)化與服務性消費之間呈顯著的正相關關系,且對城鎮(zhèn)居民服務性消費的影響力度大于農村居民[18]。新型城鎮(zhèn)化對服務性消費的增長具有顯著促進作用,并且地區(qū)的交通通達性、政府財政支出有利于居民服務消費需求的增加,而老齡人口比重增加會抑制居民服務消費;技術密集型服務消費的重要性已經(jīng)上升,隨著科技創(chuàng)新的增長,消費者對技術密集型產出的需求傾向也不斷增長[19]。二是服務性消費對社會經(jīng)濟影響的研究。服務性消費相對于物質型消費更加具有享受性、綠色性和多元性,其水平上升一方面帶動消費規(guī)模不斷擴大,另一方面拉動需求總量的增長和消費結構的升級,是驅動消費對經(jīng)濟增長的強勁能量。服務性消費水平上升推動相應服務業(yè)發(fā)展進而優(yōu)化產業(yè)結構[16]。此外,國內服務性消費也會對服務貿易競爭力具有顯著的正向影響[20]。服務性消費蘊藏著巨大潛力,未來應增加服務性消費,促進服務業(yè)規(guī)模擴大和結構優(yōu)化,服務性消費將成為經(jīng)濟高質量發(fā)展的內生性動力[21]。

3. 關于服務性消費和戰(zhàn)略性新興產業(yè)的研究

目前鮮見關于服務性消費和戰(zhàn)略性新興產業(yè)關系的研究,學者們大多討論了服務性消費和產業(yè)結構升級之間的相互作用關系,即產業(yè)結構升級和擴大居民消費具有內在統(tǒng)一性[22]。服務業(yè)的發(fā)展能夠通過提高居民收入和改善收入分配格局等路徑促進居民消費增長;服務性消費帶來消費結構提升,居民消費結構會通過改變三次產業(yè)間的投資規(guī)模來推動產業(yè)結構升級[23]。與此同時,城鄉(xiāng)產業(yè)結構的升級帶來的就業(yè)結構優(yōu)化、居民收入水平不斷提高,居民消費逐漸從物質性消費轉向服務性消費,消費結構與產業(yè)結構的發(fā)展度和協(xié)調度正在不斷上升[24]。

現(xiàn)有文獻沒有系統(tǒng)地分析服務性消費對戰(zhàn)略性新興產業(yè)發(fā)展的影響。鑒于此,本文從服務性消費入手,利用2013--2021年戰(zhàn)略性新興產業(yè)806家上市公司面板數(shù)據(jù),探討服務性消費與戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的綜合影響。邊際貢獻體現(xiàn)在:第一,首次探究服務性消費對戰(zhàn)略性新興產業(yè)高質量發(fā)展的影響,為需求側推動供給側改革的相關研究提供新的思路;第二,實證檢驗了服務性消費對戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的影響及本土市場規(guī)模、技術創(chuàng)新在兩者中的中介作用,并對高低端、城鄉(xiāng)服務性消費和企業(yè)所有制進行了異質性分析,為推動戰(zhàn)略性新興產業(yè)高質量發(fā)展提供政策建議。

(二)理論機制

消費是經(jīng)濟增長的重要源泉,它存在于人們的衣食住行中[25],是人類從事一切經(jīng)濟活動的目的與歸宿。馬克思在《〈政治經(jīng)濟學批判〉導言》中有關生產與消費的關系論述認為兩者具有直接同一性,且互為中介、互為手段、相互依存、相互生產、相互創(chuàng)造。消費是生產的前提,消費的變化能夠為生產提出新的需要,進而推動生產的變革,這為消費推動產業(yè)演進提供理論基礎。

隨著消費者逐漸從基本生活消費轉向發(fā)展享受型消費,對商品和服務的需求類別也日益多樣化。消費者在滿足基本生活型消費后,會提升對服務性消費的“量”和“質”的需求。在新發(fā)展格局背景下,服務性消費市場是我國內需的“主戰(zhàn)場”,其市場規(guī)模越大,越有利于產業(yè)實現(xiàn)技術創(chuàng)新和效率提升[26]。戰(zhàn)略性新興產業(yè)是一國產業(yè)結構升級的重點產業(yè)以及領先世界經(jīng)濟的中高端關鍵產業(yè)。為應對國際經(jīng)濟形勢激蕩的沖擊,急需發(fā)揮國內消費市場的潛力,激發(fā)戰(zhàn)略性新興產業(yè)的競爭優(yōu)勢,推動戰(zhàn)略性新興企業(yè)全要素生產率提升。為了闡明服務性消費對戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的影響,本文從服務性消費引致本土市場消費需求的“量”和“質”兩個角度出發(fā),以需求側研究為基礎,系統(tǒng)闡明服務性消費對戰(zhàn)略性新興產業(yè)高質量發(fā)展的影響機制。

第一,服務性消費引致的市場需求“量”的變化,為戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的提高提供了“量”的市場基礎,從而推動戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的提升。服務性消費引致市場需求在“量”上的表現(xiàn)為:服務性消費的增加推動消費總量上升,最終拉動新興產業(yè)的產量和效率提升。根據(jù)恩格爾效應,隨著居民收入水平的提高,消費者傾向于增加對需求收入彈性較高的產品需求,即消費者對滿足基本生活的產品需求處于飽和狀態(tài),而對服務性消費的需求銳增,特別是具有現(xiàn)代生活方式的年輕人以及完全接受西方現(xiàn)代生活方式的中高收入消費者,其對服務性消費需求的范圍和種類更大更多,從而提升高端產業(yè)在經(jīng)濟結構中的占比,帶動戰(zhàn)略性新興產業(yè)發(fā)展。而新興產業(yè)正是高附加值產業(yè),對于消費者而言,其產品也具有需求收入彈性較高的特征,因此,隨著服務性消費總量的擴大,消費者對戰(zhàn)略性新興產業(yè)相關產品的需求規(guī)模也會不斷壯大,促使新興產業(yè)高質量發(fā)展。

中國作為一個大國,擁有龐大的人口基數(shù)和潛在市場,不僅勞動力資源充足,而且投資需求和消費需求旺盛,本土市場優(yōu)勢明顯[27],而充分的市場需求和技術創(chuàng)新是戰(zhàn)略性新興產業(yè)發(fā)展的主要驅動力。一方面,根據(jù)“本土市場效應理論”[28],一國擁有的較大國內市場需求能夠實現(xiàn)規(guī)模生產和高效生產,當服務性消費水平不斷上升,消費者對服務性產品需求更加旺盛,產生規(guī)模經(jīng)濟效益。在市場需求的導向下,企業(yè)會擴大自身生產規(guī)模,實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟。企業(yè)借助規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢獲得更多利潤,從而進行專業(yè)化分工、集約化生產,促使單位產品成本降低、企業(yè)生產效率提升。隨著新一代信息技術的興盛,我國消費市場逐步逾越自然地理、行政區(qū)域規(guī)劃的約束,拉動各個區(qū)域服務性消費規(guī)模壯大,充分釋放市場潛力,產生了一批新型服務性消費市場。尤其是“互聯(lián)網(wǎng)+”已滲透到生產和消費的各個領域,為服務性消費推動產業(yè)高質量發(fā)展提供強勁載體,各個產業(yè)廣泛存在顛覆式創(chuàng)新,催生傳統(tǒng)產業(yè)融合新業(yè)態(tài)、新模式發(fā)展成為新興產業(yè),形成新的增長極。另一方面,根據(jù)“投資引致效應”,隨著服務性消費的市場規(guī)模不斷擴大,逐漸吸引外商投資,產生示范作用。這種溢出主要是商業(yè)模式、知識和信息的傳播,對國內提供相關產品的戰(zhàn)略性新興產業(yè)企業(yè)產生示范引領作用。通過模仿和學習,相關戰(zhàn)略性新興產業(yè)企業(yè)能夠快速接觸到領先全球的經(jīng)營理念和服務產品,引導國內企業(yè)加速與國際接軌,從而提高本國企業(yè)全要素生產率。因此,服務性消費本土市場規(guī)模的擴大,會提升戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率。

第二,服務性消費引致的市場需求“質”的變化,為戰(zhàn)略性新興產業(yè)提供了創(chuàng)新動力,從而推動戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的提升。服務性消費助推消費結構升級。服務性消費是滿足人民對教育、醫(yī)療文化、娛樂等較高梯度需求的主要途徑,代表消費結構升級方向和最終趨勢。首先,根據(jù)“市場競爭效應”[29],消費者對消費質量的提升會使市場上相應產品的供給增加,進而引發(fā)激烈的市場競爭,根據(jù)優(yōu)勝劣汰的市場競爭機制,不適應消費者需求的低效率企業(yè)會被淘汰,只有進行技術創(chuàng)新獲得成本優(yōu)勢的高生產率企業(yè)才能夠繼續(xù)生存,進而倒逼企業(yè)優(yōu)化生產結構、提高管理與技術創(chuàng)新水平、提升產品質量、產品多樣化水平,從而帶來戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的新一輪增長[16]。其次,根據(jù)“需求引致創(chuàng)新效應”[30],消費需求升級是企業(yè)研發(fā)新技術新產品的直接動因,消費升級將誘發(fā)和拉動技術創(chuàng)新和進步。當服務性消費結構、消費模式、消費環(huán)境、消費理念不斷升級時,迫使企業(yè)加快科技創(chuàng)新和研發(fā)投入強度去適應市場需求的變化,發(fā)揮“需求引致創(chuàng)新效應”。最后,根據(jù)創(chuàng)新要素集聚效應,消費層次升級加速了生產要素在產業(yè)間的流動,帶動了科技創(chuàng)新和技術變革[31]。隨著消費者對消費體驗提出個性化、場景化、社交化等新要求時,戰(zhàn)略性新興產業(yè)相關企業(yè)會以更加專業(yè)化的方式提供更高效的服務,進而會吸引大批高技術工人,企業(yè)的人才稟賦要素得到提升,通過集聚效應吸引并利用高端生產要素,增強技術創(chuàng)新能力[32],技術外溢會產生行業(yè)內、外部經(jīng)濟效應,促進本行業(yè)和相關行業(yè)生產率提升。

據(jù)以上分析,提出以下研究假設:

H1:服務性消費對戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率有積極的促進作用。

H2:從量的角度看,服務性消費通過本土市場規(guī)模效應提升戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率。

H3:從質的角度看,服務性消費通過技術創(chuàng)新效應提升戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率。

圖1 服務性消費促進戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的傳導機制

二、模型設定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設定

基于以上理論分析,本文設定以下計量模型:

TFP_lpijt=α0+α1Servicejt+αsXijt+λi+ηt+εijt

(1)

式(1)中,i表示戰(zhàn)略性新興企業(yè)、j表示省份、t表示時間,α0、α1和αs分別表示相應變量的估計系數(shù);TFP_lpijt表示t年j省戰(zhàn)略性新興企業(yè)i的全要素生產率水平,Servicejt表示t年j省服務性消費,Xijt表示t年j省戰(zhàn)略性新興企業(yè)i的一系列控制變量;λi表示行業(yè)固定效應,ηt表示時間固定效應;εijt表示t年j省戰(zhàn)略性新興企業(yè)i的隨機干擾項。

(二)變量定義及測算

1.被解釋變量:全要素生產率(TFP_lp)

本文采用LP法[33]來估算戰(zhàn)略性新興企業(yè)的全要素生產率。具體模型如下:

lnYit=φ0+φ1lnKit+φ2lnLit+φ3lnMit+εit

(2)

式(2)中,i表示戰(zhàn)略性新興企業(yè)、t表示年份;Y為產出,使用企業(yè)營業(yè)收入衡量;K為資本投入,使用企業(yè)固定資產凈值衡量;L為勞動投入,使用企業(yè)應付職工薪酬衡量;M為中間投入,使用購買商品、接受勞務支付的現(xiàn)金衡量。

以上衡量指標,以2013年為基期,營業(yè)總收入、購買商品、接受勞務支付的現(xiàn)金使用工業(yè)生產者出廠價格指數(shù)(PPI)平減,應付職工薪酬使用消費者價格指數(shù)(CPI)平減,固定資產凈額使用固定資產投資價格指數(shù)(IPI)平減。運行stata得到企業(yè)全要素生產率,記為TFP_lp。

2.核心解釋變量:服務性消費(Service)

根據(jù)各省統(tǒng)計年鑒情況及數(shù)據(jù)可得性,參考張穎熙[34]、夏杰長等[35]對服務消費結構的分類方法,并考慮到住房消費和生活消費的服務性特質,本文以各省統(tǒng)計年鑒中居民人均消費支出項中的“交通通信、教育文化娛樂、醫(yī)療保健、居住、生活用品及服務”五項消費支出作為服務性消費的結構,并對這五類消費支出進行分類。以需求收入彈性為標準,參考申俊喜等[13]需求收入彈性測算結果,將上述前四類支出總和定義為高端服務性消費,將生活用品及服務消費支出定義為低端服務消費,并以2013年為基期進行平減,精準刻畫人均服務消費支出。鑒于《中國統(tǒng)計年鑒》未公布2013年居民各服務性消費分項支出,因此本文參考李浩等[36]的做法,將城鎮(zhèn)居民、農村居民各分項消費支出分別乘以城鎮(zhèn)、農村居民總人口的加和,再除以總人口,從而獲得全體居民各服務性消費分項支出,進而測算出2013年居民人均服務消費支出。

3.控制變量

參考已有文獻,借鑒邵穎紅等[37]的研究和處理,本文選取以下控制變量對計量模型進行修正:(1)公司規(guī)模(Size),通過公司員工數(shù)取對數(shù)來刻畫;(2)資產負債率(Lev),使用公司年末總負債除以年末總資產來刻畫;(3)總資產凈利潤率(Roa),以凈利潤與總資產平均余額的比值來衡量;(4)資產收益率(Roe),以凈利潤與股東權益平均余額的比值來衡量;(5)現(xiàn)金流比率(Cashflow),以經(jīng)營活動產生的現(xiàn)金流量凈額除以總資產的比值來衡量。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

(三)數(shù)據(jù)說明

本文采用的省份數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫以及國家統(tǒng)計局,企業(yè)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫?？紤]到缺少戰(zhàn)略性新興產業(yè)企業(yè)的分類,本文進行如下處理:中國戰(zhàn)略性新興產業(yè)綜合指數(shù)中所披露的2030家上市公司為戰(zhàn)略性新興產業(yè)初選樣本,通過刪除樣本期間缺失值過大的公司后,最終剩余806家。鑒于目前對戰(zhàn)略性新興產業(yè)的分類并沒有形成統(tǒng)一的標準,將《戰(zhàn)略性新興產業(yè)分類(2018)》與上市企業(yè)的主營業(yè)務范圍對照并進行手動篩選,但由于相關服務業(yè)和數(shù)字創(chuàng)意產業(yè)的企業(yè)數(shù)量太少,故本文將戰(zhàn)略性新興產業(yè)歸為七大類,其中生物產業(yè)127家、新一代信息技術產業(yè)311家、節(jié)能環(huán)保產業(yè)39家、新能源產業(yè)36家、新能源汽車產業(yè)11家、新材料產業(yè)113家、高端裝備制造業(yè)169家。

(四)典型事實

1. 戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率典型事實

圖2報告了2013--2021年806家戰(zhàn)略性新興產業(yè)企業(yè)年均全要素生產率變化情況。其中2013--2018年大幅度逐年增長,2018--2021年增速放緩。可能的原因是:我國經(jīng)濟結構轉型的拐點出現(xiàn)在2012年,經(jīng)濟結構由制造業(yè)轉向服務業(yè),此后經(jīng)濟發(fā)展更加重視服務性消費,從而帶動相關戰(zhàn)略性新興產業(yè)迅速發(fā)展。

表2顯示,七大戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率整體處于上升趨勢。針對不同產業(yè),具體分析如下:新能源汽車產業(yè)和新材料產業(yè)表現(xiàn)較好,呈現(xiàn)良好的發(fā)展態(tài)勢;然而,生物產業(yè)和節(jié)能環(huán)保產業(yè)發(fā)展速度較慢,可能與企業(yè)整體產能弱、配套設施不完善以及技術創(chuàng)新不強相關。總體來看,我國戰(zhàn)略性新興產業(yè)保持著較高的增長勢頭,不斷涌現(xiàn)出新的產業(yè)業(yè)態(tài)和模式,逐步成為拉動經(jīng)濟增長的新引擎。然而,仍然有一些產業(yè)需要調整其發(fā)展模式并提高創(chuàng)新效率。

表2 2013--2021年七大戰(zhàn)略性新興產業(yè)年均全要素生產率

2. 服務性消費典型事實

圖3報告了2013--2021年年均服務性消費及各分項服務性消費支出變化情況。其中2013--2019年年均服務性消費與各分項服務性消費支出逐年增長;由于新冠肺炎疫情的沖擊,2020年服務性消費支出略有下降。整體上看,2013--2021年服務性消費與各分項服務性消費支出呈現(xiàn)線性上升趨勢。

圖2 2013--2021年年均戰(zhàn)略性新興產業(yè)企業(yè)全要素生產率變化趨勢

圖3 2013--2021年年均居民服務性消費及各分項服務性消費變化趨勢(單位:萬元)

由圖3可知,在高端服務性消費支出中,居住服務性消費是第一大支出,緊隨其后的是交通通信、教育文化娛樂和醫(yī)療保健服務性消費。低端服務性消費量總體低于高端服務性消費量。具體分析如下:一是2010年以后,隨著城鎮(zhèn)化進程的推進及城鎮(zhèn)化率的提升,居民住房自有率逐漸下降,居民將較大比例的收入支付在居住上,住房服務性消費以及連帶的房屋維修費和房屋裝修費等服務性費用開始上漲;二是隨著住房成本上升,住房消費對其他服務性消費形成擠出效應;三是隨著居民收入水平不斷攀升,消費者對低端服務性消費需求趨于平穩(wěn),而對滿足教育、健康等助益精神生活質量的高端服務性消費需求迅速增長。

三、實證結果與分析

(一)基準回歸估計

構建企業(yè)面板數(shù)據(jù)的固定效應模型,實證檢驗服務性消費對戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的影響效應,表3為回歸分析結果。在第(1)列中,服務性消費(Service)的估計系數(shù)顯著為正且在5%的置信水平上具有統(tǒng)計學意義,這說明服務性消費對于企業(yè)全要素生產率的增長具有積極的促進作用。第(2)～(6)列為逐步納入企業(yè)規(guī)模等全部控制變量同時控制年份與行業(yè)固定效應的回歸結果,可以發(fā)現(xiàn),服務性消費(Service)的估計系數(shù)仍顯著為正?；鶞驶貧w結果表明,服務性消費有利于推動全要素生產率的提升。服務性消費規(guī)模的不斷擴大可帶動消費總量提升,根據(jù)恩格爾效應,消費者不斷擴大對戰(zhàn)略性新興產業(yè)產品的需求,進而驅動戰(zhàn)略性新興產業(yè)高質量發(fā)展。

表3 服務性消費對戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率影響的基準回歸結果

以表3第(6)列結果為基準,再來觀察一下控制變量。企業(yè)規(guī)模(Size)的回歸系數(shù)顯著性水平達到1%,并且系數(shù)為正,這意味著較大規(guī)模的企業(yè)更有可能實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效應,進而促進企業(yè)全要素生產率的提升。資產負債率(Lev)在1%的顯著性水平下系數(shù)為正,這表明企業(yè)的融資能力較強與其全要素生產率的提高之間存在正向關聯(lián)?？傎Y產凈利潤率(Roa)的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下系數(shù)為正,表明企業(yè)盈利能力越高,其要素回報率越高,越有助于推動企業(yè)全要素生產率提升。資產收益率(Roe)的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平下系數(shù)為正,這意味著企業(yè)的資產收益率越高,在提升研發(fā)方面所能提供的資金就越充裕,進而有利于提高企業(yè)全要素生產率?，F(xiàn)金流比率(Cashflow)的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平下系數(shù)為正,說明企業(yè)持有一定的現(xiàn)金量有利于緩解企業(yè)在經(jīng)營發(fā)展過程中的資金約束問題,有利于企業(yè)效率提升。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1. 更換被解釋變量

為進一步檢驗結論的穩(wěn)健性,除在主回歸中用到的LP半?yún)?shù)法外還選用OLS法和伍德里奇(Wooldridge)法測度全要素生產率進行穩(wěn)健性檢驗,回歸結果見表4。第(1)至(3)列分別對以LP、OLS、Wooldridge法測算的TFP_lp進行回歸,更換被解釋變量的衡量方式后,核心解釋變量服務性消費(Service)系數(shù)的符號與顯著性一致,證實研究結論是穩(wěn)健的。

2. 處理數(shù)據(jù)異常值和樣本極端值

在數(shù)據(jù)分析中,數(shù)據(jù)異常值和樣本極端值的影響會使估計結果發(fā)生偏誤,從而影響結果的穩(wěn)健性,因此這里采用縮尾、截尾處理以及剔除樣本極端值的方法,比較模型參數(shù)是否發(fā)生根本變化。通過對所有樣本數(shù)據(jù)實施雙邊1%的縮尾處理、雙邊1%的截尾處理以及排除四個自治區(qū)數(shù)據(jù)后,模型的參數(shù)估計結果如表4所示的第(4)至(6)列,結果顯示沒有發(fā)生本質性變化。這一結果驗證了服務性消費對企業(yè)全要素生產率基準回歸模型結果的穩(wěn)健性。

3.更換解釋變量

在五類服務性消費支出中,生活用品及服務類消費支出包括生活服務支出、生活用品支出,若將其全部納入服務性消費支出,其結果可能會導致服務性消費支出偏高。因此,本文采用李浩等[36]的方法,刪除其中生活用品及服務類消費支出,重新測算人均服務性消費支出對解釋變量進行替換,代入模型重新回歸得到表4第(7)列,服務性消費(Serviceexp)的系數(shù)在1%的顯著性水平上通過檢驗,說明本文的主要結論是穩(wěn)健可靠的,并進一步驗證了H1。

(三)內生性檢驗

在研究服務性消費與戰(zhàn)略新興產業(yè)全要素生產率的關聯(lián)時,可能會存在內生性問題,從而導致估計結果出現(xiàn)偏差。由于為服務性消費找到嚴格意義上的工具變量極為困難,并且由于受參考文獻所限,本文借鑒申俊喜等[13]的做法,選擇服務性消費的滯后一期作為工具變量進行進一步檢驗,以緩解內生性問題。由表5第(1)列可知,工具變量的估計系數(shù)顯著為正,表明工具變量與內生性變量之間存在較強相關性。同時,表5第(2)第(3)列分別表示工具變量第二階段回歸結果與基準回歸結果,對比可知,核心解釋變量的估計系數(shù)始終在1%水平上顯著,再次印證了本文研究結論的穩(wěn)健性。

表5 內生性檢驗

四、進一步分析

(一)機制分析

對上述實證結果的分析可以看出,服務性消費對新興產業(yè)企業(yè)的全要素生產率有顯著的提升作用。技術進步和創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的關鍵驅動力,而戰(zhàn)略性新興產業(yè)則以其高度的創(chuàng)新性和發(fā)展?jié)摿ΧQ。企業(yè)的創(chuàng)新能力提高,可以有效地促進全要素生產率的增長,服務性消費則可能通過擴大本土市場規(guī)模和加強技術創(chuàng)新效應來推動企業(yè)生產率的提升。因此,本文選取戰(zhàn)略性新興產業(yè)的本土市場規(guī)模和企業(yè)技術創(chuàng)新能力作為中介變量,運用分步驟的檢驗方法,從企業(yè)層面對市場規(guī)模效應和技術創(chuàng)新效應進行實證分析。藉此從微觀角度更深入地理解和驗證服務性消費促進戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率提升的具體影響機制。具體模型如下:

Mjt=β0+β1Servicejt+βsXijt+λi+ηt+δijt

(3)

TFP_lpijt=γ0+γ1Mjt+γsXijt+λi+ηt+θijt

(4)

式(3)式(4)中,i表示戰(zhàn)略性新興企業(yè),j表示省份,t表示時間。本文選取Mjt為中介變量,表示t年j省本土市場規(guī)模(Scale)與技術創(chuàng)新水平(Innovation);β1、βs、γ1、γs代表相應變量的回歸系數(shù),β0、γ0為常數(shù)項;TFP_lpijt表示t年j省戰(zhàn)略性新興企業(yè)i的全要素生產率水平,Servicejt表示t年j省服務性消費,Xijt表示t年j省戰(zhàn)略性新興企業(yè)i的一系列控制變量;λi表示行業(yè)固定效應,ηt表示時間固定效應;δijt、θijt表示t年j省戰(zhàn)略性新興企業(yè)i的隨機干擾項。

表6 本土市場規(guī)模與技術創(chuàng)新中介效應估計結果

在選擇衡量指標方面,本文借鑒任保全等[38]的方法,采用企業(yè)營業(yè)總收入減去海外業(yè)務收入的對數(shù)來評估企業(yè)所面臨的本土市場規(guī)模(Scale),這在一定程度上可以比較直觀地反應企業(yè)市場規(guī)模的變化。此外,本文參考許藝煊等[39]的研究方法,采用企業(yè)研發(fā)支出的對數(shù)來衡量企業(yè)的技術創(chuàng)新水平(Innovation)。

對企業(yè)層面機制進行檢驗后可得出以下結論。在表6第(1)第(2)列的結果中,觀察到服務性消費對企業(yè)本土市場規(guī)模的估計系數(shù)顯著為正,并且在1%的顯著水平上具有統(tǒng)計意義。這表明服務性消費顯著提升了企業(yè)市場需求規(guī)模,而企業(yè)的本土市場規(guī)模對全要素生產率的估計系數(shù)也顯著為正,說明企業(yè)的本土市場規(guī)模能夠顯著促進其全要素生產率的提高。上述結果表明本土市場規(guī)模在服務性消費和全要素生產率之間發(fā)揮了重要的傳導作用。在表6第(3)第(4)列的結果中,觀察到服務性消費對戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術創(chuàng)新的估計系數(shù)顯著為正,并且在1%的顯著水平上具有統(tǒng)計意義。這表明服務性消費顯著提升了企業(yè)的技術創(chuàng)新能力,而技術創(chuàng)新對企業(yè)全要素生產率的估計系數(shù)也顯著為正,說明企業(yè)的技術創(chuàng)新能力的提升能夠顯著促進企業(yè)全要素生產率的提高。上述結果表明,在戰(zhàn)略性新興產業(yè)中,技術創(chuàng)新效應在服務性消費促進企業(yè)全要素生產率的過程中具有顯著的傳導作用。綜上所述,以上結果進一步驗證了H2和H3,即服務性消費通過本土市場規(guī)模效應和技術創(chuàng)新效應促進戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的提升。

(二)異質性檢驗

1.服務分項異質性檢驗

服務性消費可分為低端服務性消費和高端服務性消費,低端服務性消費具有收入低彈性消費特征,而高端服務性消費具有收入高彈性消費特征。不同類型的服務性消費需求收入彈性不同,進而導致其對戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率的影響不同,樣本結果如表7所示。

由表7第(1)第(2)列可知,高端服務性消費(Serviceh)的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正,而低端服務性消費(Servicel)的估計系數(shù)不具備統(tǒng)計意義上的顯著性。這表明高端服務性消費對企業(yè)全要素生產率發(fā)展具有顯著的正向促進作用,而低端服務性消費對企業(yè)全要素生產率并不存在顯著影響?？赡艿脑蚴?隨著我國居民可支配收入的逐步提高,居民增加了對高端服務性消費的消費需求,而人們對生活用品及服務的消費需求相對穩(wěn)定,加之受到2003年非典型肺炎和2020年新冠肺炎疫情的影響,人們對醫(yī)療健康衛(wèi)生保健和教育文娛等領域更加重視。疫情的沖擊也催生了一系列新業(yè)態(tài)新模式,如“云辦公”“線上經(jīng)營”“無接觸生產”等,這些新業(yè)態(tài)不斷涌現(xiàn),為新一代信息技術產業(yè)、高端裝備制造業(yè)以及生物產業(yè)等戰(zhàn)略性新興產業(yè)提供了持續(xù)的動力和支持。因此,這些新業(yè)態(tài)的出現(xiàn)促進了戰(zhàn)略性新興產業(yè)的全要素生產率不斷提升。

2.城鄉(xiāng)服務性消費異質性檢驗

長期以來,城鄉(xiāng)居民收入水平差距不斷擴大,加之我國經(jīng)濟發(fā)展存在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構,進而影響居民服務性消費水平。因此本文對城鎮(zhèn)服務性消費(Urban)和鄉(xiāng)村服務性消費(Rural)進行分析,以探討其對產業(yè)全要素生產率的異質性影響,具體樣本回歸結果參見表8。

由表8第(1)第(2)列可知,城鎮(zhèn)服務性消費(Urban)的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正,而鄉(xiāng)村服務性消費(Rural)的估計系數(shù)在10%水平上顯著為正。即城鎮(zhèn)服務性消費、鄉(xiāng)村服務性消費對企業(yè)全要素生產率發(fā)展均具有顯著正向賦能效果,且城鎮(zhèn)服務性消費對企業(yè)全要素生產率發(fā)展的促進作用更加顯著?？赡艿脑蚴?城鎮(zhèn)的經(jīng)濟更加發(fā)達,基礎設施更加完善、資源配置更加優(yōu)化,隨著城鎮(zhèn)居民服務性消費水平逐步上升,相關戰(zhàn)略性新興產業(yè)企業(yè)降低生產成本、提升企業(yè)配置效率,進而助推企業(yè)全要素生產率提升。而農村居民服務性消費的軟件硬件等配置方面與城鎮(zhèn)存在較大差距,且農村居民居住過于分散,服務設施的建設與經(jīng)營很難達到規(guī)模經(jīng)濟效益,加之農村居民收入水平與城鎮(zhèn)居民收入水平差距較大,其對新興產業(yè)全要素生產率的賦能作用有限。

3. 所有制性質異質性檢驗

本文通過對企業(yè)的微觀特征進行異質性檢驗,按照股權性質將樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類,并進行回歸分析。具體結果如表9所示。

表7 服務分項異質性檢驗

表8 城鄉(xiāng)服務性消費異質性檢驗

表9 企業(yè)所有制性質異質性檢驗

由表9可知,核心變量服務性消費(Service)對非國有企業(yè)全要素生產率的估計系數(shù)在1%水平上呈顯著正向關系,而對于國有企業(yè)全要素生產率的估計系數(shù)不具備統(tǒng)計意義上的顯著性。具體原因分析如下,一方面,非國有企業(yè)的組織架構較國有企業(yè)更合理,因而其整體運營效率更高;另一方面,在利潤最大化目標的指導下,非國有企業(yè)對外部市場變化敏感,可以強勢占據(jù)消費市場,更好地發(fā)揮服務性消費對提升全要素生產率的放大倍增作用。而國有企業(yè)生產的目的不僅僅限于盈利,還需要承擔社會責任和政治任務,導致國有企業(yè)對市場變化不能做出靈活的反應,降低其對服務性消費需求變化的敏感性,從而影響國有企業(yè)全要素生產率提升。

五、結論與政策建議

以服務性消費為切入點,利用2013--2021年中國統(tǒng)計年鑒人均消費數(shù)據(jù)與戰(zhàn)略性新興產業(yè)數(shù)據(jù)相匹配,實證探析了中國服務性消費對企業(yè)全要素生產率的影響效應,并深入分析兩者之間的內在機理后得出以下結論。(1)中國具有巨大的消費市場潛力,居民消費尤其是服務性消費,已經(jīng)成為助推新興產業(yè)高質量發(fā)展的重要內部驅動力。無論是替換被解釋變量、替換解釋變量,還是采用工具變量法,本文都得出一致的研究結論,即服務性消費對戰(zhàn)略性新興產業(yè)全要素生產率有著顯著促進作用。(2)傳導機制表明,服務性消費不僅能夠直接推動戰(zhàn)略性新興產業(yè)高質量發(fā)展,還可以通過本土市場規(guī)模和技術創(chuàng)新效應促進企業(yè)全要素生產率提高。(3)服務性消費賦能戰(zhàn)略性新興產業(yè)高質量發(fā)展表現(xiàn)出顯著異質性特征。分服務性消費類型來看,高端服務性消費對企業(yè)全要素生產率賦能效果更強;分城鄉(xiāng)來看,城鎮(zhèn)居民服務性消費對企業(yè)全要素生產率促進作用更大;分企業(yè)所有權性質來看,服務性消費對非國有企業(yè)全要素生產率賦能效果更強。

綜合上述研究結論,本文得到以下政策啟示:

第一,為促進戰(zhàn)略性新興產業(yè)高質量發(fā)展,應加強國內大循環(huán)并注重服務性消費的推動作用[40]。一是政府應該進一步完善收入分配格局,提高中等收入者比重,提振居民消費信心。同時,繼續(xù)推進服務性消費供給側改革,完善高質量服務性消費供給體系,夯實服務性消費市場基礎。二是相關戰(zhàn)略性新興產業(yè)要重視國內市場需求,不斷擴大本土市場規(guī)模,提升自主創(chuàng)新能力,根據(jù)產品挖掘更多增值性能,依托產品延伸價值鏈,通過差異化產品打造競爭優(yōu)勢,提高資源配置效率。

第二,拓展服務性消費新模式新業(yè)態(tài),培育高端服務性消費助推產業(yè)全要素生產率提升。一是生產商要更多關注各分項服務性消費需求變化對戰(zhàn)略性新興產業(yè)的影響,培養(yǎng)高端新型服務性消費,滿足消費者多樣化、多層次服務性消費需求,積極創(chuàng)新高端服務性消費領域。二是優(yōu)化服務性消費營商環(huán)境,提高居民消費滿意度,豐富高端服務性消費產業(yè)鏈業(yè)態(tài),尋求更多高端服務性消費熱點,進而賦能戰(zhàn)略性新興產業(yè)高質量發(fā)展。

第三,因地制宜,精準施策,推動戰(zhàn)略性新興產業(yè)發(fā)展。一是加速推進城鎮(zhèn)化進程,充分利用城鎮(zhèn)服務資源,有效促進城鎮(zhèn)居民服務性消費水平,建立城鎮(zhèn)居民服務性消費拉動新興產業(yè)發(fā)展的長效機制。二是政府應該強化鄉(xiāng)村服務性消費領域基礎設施建設投入機制,拓寬鄉(xiāng)村居民服務性消費,加強城鄉(xiāng)溝通與協(xié)調發(fā)展,支持消費新模式新業(yè)態(tài)向鄉(xiāng)村市場輻射。

第四,激發(fā)各類市場主體活力,促進戰(zhàn)略性新興產業(yè)發(fā)展。一是要減少地方政府對市場的干預,市場是資源配置的主體,充分發(fā)揮“政府有為”和“市場有效”的深層耦合作用。二是繼續(xù)深化市場改革,發(fā)揮市場資源配置功能,以消除產權性質差異化帶來的不利影響,地方部門應充分運用市場化機制改善企業(yè)營商環(huán)境,激勵企業(yè)加大創(chuàng)新投入,提高創(chuàng)新效率。