夏杰長，姚戰(zhàn)琪，張雅俊

（1.中國社會科學(xué)院財經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京市 100006；2.中國社會科學(xué)院大學(xué)商學(xué)院，北京市 102488）

一、引言

黨的二十大提出以中國式現(xiàn)代化全面推進中華民族偉大復(fù)興，并將此確定為新時代新征程中國共產(chǎn)黨的中心任務(wù)?！爸袊浆F(xiàn)代化，是中國共產(chǎn)黨領(lǐng)導(dǎo)的社會主義現(xiàn)代化，既有各國現(xiàn)代化的共同特征，更有基于自己國情的中國特色?！盵1]習(xí)近平總書記把中國式現(xiàn)代化的特征概括為五個方面，即中國式現(xiàn)代化是人口規(guī)模巨大的現(xiàn)代化，是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化，是物質(zhì)文明和精神文明相協(xié)調(diào)的現(xiàn)代化，是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化，是走和平發(fā)展道路的現(xiàn)代化[1]。共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，是中國式現(xiàn)代化的重要特征。堅持以人民為中心的發(fā)展思想，在高質(zhì)量發(fā)展中促進共同富裕，實現(xiàn)全體人民的共同富裕，是習(xí)近平總書記一貫堅持的立場和觀點。習(xí)近平總書記強調(diào)指出“我們說的共同富裕是全體人民共同富裕，是人民群眾物質(zhì)生活和精神生活都富裕，不是少數(shù)人的富裕，也不是整齊劃一的平均主義”[2]。高度發(fā)達的生產(chǎn)力和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是共同富裕的物質(zhì)基礎(chǔ)。自1980年全球經(jīng)濟呈現(xiàn)出從工業(yè)經(jīng)濟向服務(wù)經(jīng)濟過渡的總趨勢，服務(wù)業(yè)已逐漸成為拉動全球經(jīng)濟增長的重要引擎。改革開放以來，尤其是黨的十八大以來，我國服務(wù)業(yè)發(fā)展迅速，取得了顯著成效，雖與發(fā)達國家相比存在著一定的差距，但是具備較大的發(fā)展?jié)摿统砷L空間，是促進國民經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)融合和結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)鍵。因此，要加速推動服務(wù)業(yè)現(xiàn)代化和高質(zhì)量發(fā)展，通過現(xiàn)代服務(wù)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)深度融合和雙向賦能，以優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、增強服務(wù)業(yè)輻射范圍和產(chǎn)業(yè)帶動能力，為實現(xiàn)共同富裕提供不竭動力。

2021年5月20日印發(fā)的《中共中央、國務(wù)院關(guān)于支持浙江高質(zhì)量發(fā)展建設(shè)共同富裕示范區(qū)的意見》中，明確提出了推動共同富裕和促進人的全面發(fā)展的重大舉措，其中就包括“深化收入分配制度改革，多渠道增加城鄉(xiāng)居民收入”和“縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，實現(xiàn)公共服務(wù)優(yōu)質(zhì)共享”。2021 年7月19日，《浙江高質(zhì)量發(fā)展建設(shè)共同富裕示范區(qū)實施方案（2021—2025 年）》正式發(fā)布，提出“拓寬先富帶后富先富幫后富有效路徑，推進城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展先行示范”“打造山海協(xié)作工程升級版”，浙江邁向共同富裕的基礎(chǔ)不斷夯實，浙江省城鄉(xiāng)居民收入差距不斷縮小。浙江省11 市2005 年和2021 年城鄉(xiāng)居民收入倍差（城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入之比）和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距值（使用當(dāng)年全省所有城市中的最高人均GDP 占其他城市人均GDP 的比值來衡量，該值越小，表明區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距越?。┤绫?所示。浙江省各地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距指數(shù)不斷縮小，2021年僅有4個城市的居民收入倍差大于1.9。浙江未來5 年要將倍差都縮小到1.9 以內(nèi)，取得實質(zhì)性成效。同時，浙江省區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展快速跟進。在2005—2021年，浙江省各城市的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展快速跟進，大多數(shù)城市的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距值都有所下降，浙江省區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展不斷向好。浙江省是我國經(jīng)濟比較發(fā)達地區(qū)，服務(wù)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)較好，探索以服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展助力共同富裕示范區(qū)建設(shè)，不僅對浙江省而言有重要的現(xiàn)實意義，更是對全國的示范和引領(lǐng)。

表1 浙江省11市城鄉(xiāng)居民收入倍差和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距值

二、文獻綜述

與本文主題相關(guān)的文獻主要有三類：一是服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響因素、存在的問題以及實現(xiàn)思路的研究；二是共同富裕視角下城鄉(xiāng)居民收入差距和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的測算、影響因素及對策建議的研究；三是服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進共同富裕的研究。

（一）服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展研究

針對中國服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，相關(guān)研究涉及內(nèi)涵與態(tài)勢[3]、推進與策略[4]、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[5]、區(qū)域服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[6]等多個方面。高質(zhì)量發(fā)展是中國經(jīng)濟步入新常態(tài)背景下提出的新概念[7]，發(fā)展服務(wù)業(yè)有益于推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展[3]。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的主要任務(wù)包括產(chǎn)業(yè)融合、服務(wù)創(chuàng)新、傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型升級等[4]，同時有賴于引進來和走出去的雙向開放[8]。衡量服務(wù)業(yè)總體發(fā)展質(zhì)量，需要充分考慮服務(wù)業(yè)供給是否與社會服務(wù)需求變化相適應(yīng)、是否與人民日益增長的美好生活需要相匹配、是否堅持開放和流動[3]。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展受到諸多因素的影響，當(dāng)前發(fā)展也存在著一定的制約。服務(wù)創(chuàng)新和服務(wù)生產(chǎn)率是服務(wù)業(yè)企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵[9]。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，雖然我國服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展成效顯著，但仍存在服務(wù)業(yè)創(chuàng)新能力弱、結(jié)構(gòu)性失衡、投資產(chǎn)出效率不斷下滑、服務(wù)貿(mào)易國際競爭力較弱、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)滯后于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等突出問題[10]。區(qū)域服務(wù)業(yè)發(fā)展也存在著一定的問題，比如黃河流域服務(wù)業(yè)發(fā)展存在顯著的空間差異，東中西部發(fā)展差距逐漸增大[6]。服務(wù)業(yè)發(fā)展受到諸多因素的影響，人力資本、R&D 投入、城市化等會影響信息服務(wù)業(yè)的區(qū)域發(fā)展差距[11]；通過半?yún)?shù)的Olley-Pakes 法可以衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展效率，進而探究限制服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響因素[12]。

（二）城鄉(xiāng)居民收入差距和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展研究

基于共同富裕視域，學(xué)者們對城鄉(xiāng)居民收入差距和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的測算、影響因素及其對策建議進行了豐富的研究。在傳統(tǒng)估計方法上，有學(xué)者考慮了生活費用差異和隱性補貼，對城鄉(xiāng)收入差距進行了重新估計[13]。城鄉(xiāng)發(fā)展和城鄉(xiāng)居民收入差距的相關(guān)研究聚焦于影響因素。多數(shù)學(xué)者認為，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、稅費改革等能顯著降低城鄉(xiāng)收入差距[14-15]。數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)非線性關(guān)系[16]。金融城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的緩解和城市化能縮小城鄉(xiāng)居民收入差距[17]。金融服務(wù)能顯著降低農(nóng)村貧困程度[18]，緩解收入不平等，降低基尼系數(shù)[19]。數(shù)字金融在長期看能縮小城鄉(xiāng)收入差距[20]。城鄉(xiāng)居民間相互比較所產(chǎn)生的激勵效應(yīng)會影響城鄉(xiāng)收入差距。城鄉(xiāng)收入差距擴大會激勵農(nóng)村居民追趕城市居民以縮小差距，而當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距縮小時又會激勵城市居民進一步提升與農(nóng)村居民的差距，收入差距由此擴大[21]。有研究發(fā)現(xiàn)戶主文化程度對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響最大，戶主受教育年限、文化程度對居民家庭收入有顯著的正向影響；其次是城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)差異、戶主個人及家庭基本特征。無論城市或農(nóng)村地區(qū)，漢族家庭、男性戶主家庭人均收入顯著高于少數(shù)民族家庭、女性戶主家庭人均收入，并且在農(nóng)村地區(qū)，性別和民族差異對收入差距影響更加顯著[22]。城鄉(xiāng)教育投入等因素導(dǎo)致了城鄉(xiāng)教育發(fā)展差距，從而進一步擴大了城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展差距[23]。新時代區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展內(nèi)容包括區(qū)域經(jīng)濟總量的協(xié)調(diào)、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)、區(qū)域經(jīng)濟布局的協(xié)調(diào)、區(qū)域經(jīng)濟關(guān)系的協(xié)調(diào)和區(qū)域發(fā)展時序的協(xié)調(diào)[24]，促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。有學(xué)者測度了我國區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展水平，結(jié)果表明我國區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展水平正在逐步提升，國家層面的區(qū)域發(fā)展政策有效促進了區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展[25]。服務(wù)業(yè)的空間集聚和開放式發(fā)展能促進人才流動和技術(shù)溢出，提升區(qū)域的整體效率[26]。

（三）服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與共同富裕研究

大量相關(guān)研究成果表明服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有助于促進經(jīng)濟增長和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從制造業(yè)中分離，為生產(chǎn)者提供高級生產(chǎn)要素[27]，制造業(yè)生產(chǎn)效率由此得到提升[28]。同時農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)也成為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的第三次動能[29]。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能有效鏈接城市農(nóng)村地區(qū)和一二產(chǎn)業(yè)[30]，促進要素區(qū)域流動，增加城市和農(nóng)村居民收入[31]。服務(wù)業(yè)拉動經(jīng)濟增長的作用和意義愈發(fā)凸顯，服務(wù)業(yè)已成為經(jīng)濟增長的新興動力之一[32]。在就業(yè)上，與工業(yè)相比，服務(wù)業(yè)具有更高的就業(yè)彈性，是我國吸納人員就業(yè)的主要渠道[33]。隨著生產(chǎn)性服務(wù)需求加大，服務(wù)市場進一步提供了大量的專業(yè)化就業(yè)崗位[34]。全球范圍內(nèi)，服務(wù)業(yè)就業(yè)人口占比持續(xù)上升，截至2018年，服務(wù)業(yè)吸納全球總就業(yè)人數(shù)超過40%[7]。服務(wù)業(yè)尤其是知識密集型服務(wù)業(yè)具有技術(shù)溢出效應(yīng)，有利于區(qū)域創(chuàng)新[35]。服務(wù)業(yè)通過產(chǎn)業(yè)技術(shù)溢出提升制造企業(yè)生產(chǎn)率和競爭力[36]，費爾南德斯（Fernandes）等[37]通過固定效應(yīng)模型進一步實證檢驗了這一效應(yīng)。服務(wù)業(yè)通過降低交易成本、生產(chǎn)成本和提高生產(chǎn)效率等路徑賦能制造業(yè)和農(nóng)業(yè)發(fā)展，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級[32，38]。隨著城鄉(xiāng)分割的消除，不斷增長的服務(wù)業(yè)能縮小我國城鄉(xiāng)居民收入差距[39]。也有研究發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對城鄉(xiāng)收入差距的影響是非線性的[31]。

目前，對于服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和縮小城鄉(xiāng)收入差距等方面已有較多的研究成果，但是聚焦于服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與共同富裕的相關(guān)研究還相對缺乏。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能否通過縮小城鄉(xiāng)收入差距和促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展以推動共同富裕建設(shè)需要更多的理論研究與現(xiàn)實經(jīng)驗。本文主要有三點邊際貢獻：第一，深入分析浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對共同富裕的影響效應(yīng)及其作用機理，為深入理解服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與共同富裕之間的關(guān)系提供新的視角和依據(jù)。第二，將空間效應(yīng)納入浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對共同富裕影響的計量模型，使用是否相鄰空間權(quán)重矩陣、經(jīng)濟權(quán)重矩陣、地理權(quán)重矩陣三種空間權(quán)重矩陣來研究空間溢出效應(yīng)，可以清晰、全面地分析服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響效果。第三，以推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、促進城鎮(zhèn)化、推動進出口貿(mào)易增長三個作用路徑，全面分析服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的作用機制，可以清晰地考察服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對共同富裕影響的過程。

三、浙江省實現(xiàn)共同富裕的路徑分析及研究假設(shè)

（一）浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距

縮小不同地區(qū)和城鄉(xiāng)居民收入差距是推進共同富裕的主攻方向之一[40]，因此，城鄉(xiāng)收入差距的大小可以作為衡量共同富裕建設(shè)的一個重要指標。改革開放以來，浙江省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入比值逐漸縮小，目前已控制在2之內(nèi)。2013—2020年，浙江省農(nóng)村居民人均可支配收入增長速度為6.8%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長速度為5.8%。城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比值，2021 年全國為2.50，浙江省為1.94①。浙江省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入比值已遠低于全國平均水平。

浙江服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的重要因素。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，卡布拉爾（Cabral）等[41]認為，在聯(lián)邦政府授權(quán)的大型醫(yī)療機構(gòu)向低收入老年人和殘疾人提供初級保健服務(wù)過程中發(fā)生的各項支出不斷增長，并分析了其造成的影響，認為供方制度改革會縮小低收入受益人與具有相同特征的高收入受益人之間的差距，促進初級保健服務(wù)的利用率不斷擴大，付款增加對年輕人和需要初級保健服務(wù)的受益人的影響更大，因此，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能縮小低收入受益人與高收入受益人在初級保健服務(wù)方面的差異。梁坤麗等[31]使用省域面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)U型的非線性關(guān)系，且存在顯著的空間溢出效應(yīng)，同時存在一定的區(qū)域差異和要素差異。根據(jù)以上分析，提出以下研究假設(shè)：

H1：浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。

（二）服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、城鎮(zhèn)化、進出口貿(mào)易增長等途徑縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距

浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級[4]，促進經(jīng)濟增長，縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距。我國長期存在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱、加工工業(yè)水平不高和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后的不合理產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟效益不高[42]。當(dāng)前，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級仍未達到較高層次，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級仍不能縮小城鄉(xiāng)消費差距。鐘代立等[43]研究城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與城鄉(xiāng)消費差距之間的關(guān)系，認為城鄉(xiāng)消費差距的變動受到城鎮(zhèn)化的影響更大，受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響較小，主要因為我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次較低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的作用較弱。根據(jù)以上分析，提出以下研究假設(shè)：

H2：服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。

浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過促進城鎮(zhèn)化來縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。城鎮(zhèn)化是影響服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的重要因素[33]。城鎮(zhèn)化進程將影響農(nóng)業(yè)人口的城市轉(zhuǎn)移，進而影響城鄉(xiāng)收入差距[44]。孫永強[17]研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展通過城市化這一中介變量間接縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。張卿等[45]研究發(fā)現(xiàn)，高端服務(wù)業(yè)不能直接縮小我國城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但是通過推動城市化來減少區(qū)域發(fā)展差距的擴大，即高端服務(wù)業(yè)能促進城鎮(zhèn)化不斷提升，城鎮(zhèn)化能縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，城鎮(zhèn)化是高端服務(wù)業(yè)減少其對發(fā)展差距影響程度的中介變量。根據(jù)以上分析，提出以下研究假設(shè)：

H3：服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。

浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過進出口貿(mào)易來縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。服務(wù)進出口有益于優(yōu)化資源配置，提升企業(yè)的創(chuàng)新水平和競爭力[46]，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)可以顯著提升制造業(yè)出口的競爭力[47]。從全國看，貿(mào)易開放對我國城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的負向影響。同時，雖然地方政府競爭對城鄉(xiāng)收入差距具有正向影響，但貿(mào)易開放與地方政府競爭的交互項對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的負向影響[48]。因此，雖然地方政府競爭不能縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但貿(mào)易開放弱化了該正向影響。研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放度與城鄉(xiāng)收入差距不是簡單的倒U 型關(guān)系，在貿(mào)易開放度達到一定水平時，貿(mào)易開放度與城鄉(xiāng)收入差距顯著負相關(guān)[49]。當(dāng)前浙江省兩者已逐漸呈現(xiàn)非簡單的正相關(guān)關(guān)系，貿(mào)易開放度已達到一定水平，城鄉(xiāng)收入差距不斷縮小。根據(jù)以上分析，提出以下研究假設(shè)：

H4：服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過進出口貿(mào)易增長縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。

（三）浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展

區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)鍵在于加速相對落后地區(qū)和主體的經(jīng)濟發(fā)展，協(xié)調(diào)雙方的關(guān)系，提升發(fā)達地區(qū)對欠發(fā)達地區(qū)的溢出和擴散效應(yīng)[50]。服務(wù)業(yè)尤其是知識密集型服務(wù)業(yè)具有技術(shù)溢出效應(yīng)，能夠促進區(qū)域創(chuàng)新[35]。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)能有效鏈接一二產(chǎn)業(yè)，精細化和專業(yè)化的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)賦能制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，促進生產(chǎn)要素在區(qū)域間流動[30]。勞動力、技術(shù)、信息等要素流動和共享，有利于平衡區(qū)域發(fā)展的均衡水平，增強經(jīng)濟相對落后地區(qū)的發(fā)展動力。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)通過形成空間聚集產(chǎn)生溢出效應(yīng)，推動區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展[51]。周靜[52]研究指出，地區(qū)間的服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間存在雙向循環(huán)累積因果關(guān)系，這種關(guān)系會驅(qū)動和加速產(chǎn)業(yè)跨區(qū)域流動，不同產(chǎn)業(yè)間相互吸引、共同發(fā)展。由于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展和集聚推動地區(qū)服務(wù)貿(mào)易增長，服務(wù)貿(mào)易增長又推動區(qū)域發(fā)展環(huán)境改善，這又進一步激勵生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移和成長，形成一種循環(huán)累積因果關(guān)系。服務(wù)業(yè)能強化國民經(jīng)濟體系資源要素的滲透、利用和協(xié)調(diào)效能[53]，降低區(qū)域內(nèi)市場交易和資源配置的成本[54]。因此，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠一定程度促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。根據(jù)以上分析，提出以下研究假設(shè)：

H5：浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

綜上所述，本研究的理論框架如圖1所示。

圖1 服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的理論框架

四、數(shù)據(jù)、變量與理論模型

（一）樣本選取

采用2005—2021年浙江省舟山市、杭州市、嘉興市、溫州市、寧波市、紹興市、湖州市、麗水市、臺州市、金華市和衢州市11個城市的面板數(shù)據(jù)，研究浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響，研究浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是否能夠縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。外商直接投資額、財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重、各城市的高校在校生、人均GDP數(shù)據(jù)均來自各年份《浙江省統(tǒng)計年鑒》。

（二）模型構(gòu)建

本文研究服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響。以城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展為被解釋變量，構(gòu)建如下雙重差分模型：

其中，Compit為t時期城市i的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距或區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展變量，Serh為服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的政策虛擬變量，Time為時間虛擬變量，Control為一系列控制變量，μi為個體固定效應(yīng)，λt時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

其次，本文使用空間權(quán)重矩陣（Wn包括是否相鄰空間權(quán)重矩陣、經(jīng)濟權(quán)重矩陣和地理權(quán)重矩陣）設(shè)定如下空間滯后模型（SDM），來研究浙江服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)：

WnCompit為城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展變量的空間滯后項，Wn（Serhit×Timeit）為Time與Serh的交互項的空間滯后項，式（2）既包括城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展變量的空間滯后項，也包括Time與Serh交互項的空間滯后項。β1、β2和γ為系數(shù)。

（三）變量解釋

1.被解釋變量

Compit為t時期城市i的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距（Deveg）或區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展（Coord）變量。當(dāng)前學(xué)術(shù)界主要使用泰爾指數(shù)和各地級市的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入占農(nóng)村居民人均可支配收入的比重來測算城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，本文使用泰爾指數(shù)來測算城鄉(xiāng)收入差距，計算公式如下：

其中，N表示城市或農(nóng)村地區(qū)的人口數(shù)，I表示城市或農(nóng)村地區(qū)的總收入。

用當(dāng)年全省所有城市中最高人均GDP占其他城市人均GDP的比重來測算區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展變量，該比值越大，表明區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距越大。

2.解釋變量

解釋變量為時間虛擬變量與政策虛擬變量的交互項、時間虛擬變量和政策虛擬變量。Time×Serh為時間虛擬變量與政策虛擬變量的交互項，Time為時間虛擬變量。2018年浙江省進入高收入經(jīng)濟體之列，根據(jù)浙江省服務(wù)業(yè)發(fā)展形勢，當(dāng)年浙江省服務(wù)業(yè)開始進入高質(zhì)量發(fā)展的機遇期，因此，將2018 年以前的時間虛擬變量設(shè)置為0，將2018年以后的該變量設(shè)置為1。Serh為政策虛擬變量。魏敏等[55]構(gòu)建了涵蓋經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新驅(qū)動、經(jīng)濟增長和區(qū)域協(xié)調(diào)共享等多個方面的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平測度體系。汪海飛[56]構(gòu)建了產(chǎn)業(yè)發(fā)展、創(chuàng)新發(fā)展、社會經(jīng)濟和環(huán)境親和質(zhì)量4個二級指標、12 個三級指標測度服務(wù)高質(zhì)量發(fā)展水平。結(jié)合相關(guān)研究成果，本文首先建立浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系（見表2）。其次，使用熵值法與優(yōu)劣解距離法（TOPSIS）相結(jié)合的方法確定各評價指標的權(quán)重，并計算浙江省各城市的服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指數(shù)，最后，根據(jù)測算得到的浙江省各城市服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指數(shù)的大小，根據(jù)指數(shù)大小對各城市排名，將排名前六的城市設(shè)置為1，其他城市設(shè)置為0。

表2 浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系

3.中介變量

Inds為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，Urba為城鎮(zhèn)化率，Imex為進出口貿(mào)易額。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級需要通過計算獲得。國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者主要使用各省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)或第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比、二三產(chǎn)業(yè)增加值之和占GDP之比、第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP之比等方法計算我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平②[57]。與其他文獻不同，本文使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化來測算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化能夠反映一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化水平，衡量指標如式（4）。V2、V3、VH分別表示第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值。α取值為0.5 的權(quán)重。Inds與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化成正比，Inds值越大，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越高。

4.控制變量

Fdi為外商直接投資額的對數(shù)，F(xiàn)isep為財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，Stud為使用各城市的高校在校生來測算的人力資本，Gdppc為人均GDP，Gdppc2為人均GDP 的平方。表3 為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表3 描述性統(tǒng)計結(jié)果

五、實證檢驗

（一）雙重差分估計結(jié)果

使用雙重差分模型研究浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距及區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響，結(jié)果見表4。從列（1）和列（2）可看到，時間虛擬變量與政策虛擬變量的交互項、時間虛擬變量的系數(shù)估計值顯著為負，政策虛擬變量顯著為正，并通過了1%的顯著性檢驗，因此，浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能顯著縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，驗證了H1。從控制變量的系數(shù)估計值來看，財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重不能縮小浙江省城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。Gdppc的系數(shù)估計值為正，Gdppc2為負，并通過了至少10%的顯著性檢驗，因此，浙江省經(jīng)濟發(fā)展水平變量中的人均GDP的對數(shù)變量及其平方項變量的系數(shù)估計值符合庫茲涅茨倒U 字型曲線假說，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，浙江省各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。

表4 浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距及區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響

從列（3）和列（4）可看到，時間虛擬變量與政策虛擬變量的交互項顯著為正，通過了1%的顯著性影響檢驗，雖然浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不能促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，拒絕了H5。從控制變量對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響來看，外商直接投資占比能促進全省城市中最高人均GDP其他城市人均GDP比值不斷減少，因此，外商直接投資能促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。財政支出和人力資本都不能促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，并且浙江省經(jīng)濟發(fā)展水平變量中的人均GDP 的系數(shù)顯著為負，而人均GDP 的平方項顯著為正，因此，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，浙江省該比重呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢。實證結(jié)果表明浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展難以促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，拒絕了H5。結(jié)合服務(wù)業(yè)特性與浙江經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，嘗試對這一結(jié)果進行解釋和討論。首先，中國服務(wù)業(yè)本身就存在區(qū)域發(fā)展不平衡的問題。中國服務(wù)業(yè)尚未能充分挖掘現(xiàn)有資源和技術(shù)的潛力，區(qū)域間的效率差距明顯[58]。服務(wù)業(yè)服務(wù)對象的特性也導(dǎo)致了服務(wù)業(yè)容易形成集聚效應(yīng)，形成空間上的集中分布，不利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。其次，浙江省服務(wù)業(yè)尚未形成循環(huán)累積因果關(guān)系，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的良性互動和促進尚未有效實現(xiàn)。浙江省在推動省域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的過程中面臨以下問題：一是體制機制聯(lián)動不夠緊密，二是鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展滯后，三是農(nóng)村金融體系排斥弱勢農(nóng)民的現(xiàn)象仍然存在[59]。我國服務(wù)業(yè)發(fā)展的區(qū)域異質(zhì)性十分明顯，各地區(qū)在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、發(fā)展?jié)摿Αa(chǎn)業(yè)定位等方面存在一定的差距[12]，浙江省同樣如此。雖然浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的促進作用較弱。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.Logistic回歸分析

表5 為Logistic 回歸分析結(jié)果?？伎怂?斯奈爾R2和內(nèi)戈爾科R2衡量模型整體擬合效果，數(shù)值越大擬合效果越好。列（1）和列（2）以城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距是否大為被解釋變量，列（3）和列（4）以區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展為被解釋變量。從列（1）可看到，不考慮控制變量時，Time×Serh系數(shù)顯著為負，通過了5%的顯著性檢驗。從列（2）可看到，當(dāng)考慮控制變量時，時間虛擬變量與政策虛擬變量交叉項系數(shù)也為負，通過了10%的顯著性檢驗，因此，浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能使城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距小于其均值，能縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。從控制變量對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距是否大的影響來看，外商直接投資占比變量的系數(shù)估計值顯著為負，通過了1%的顯著性檢驗，因此，外商投資占比能使城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距小于其均值。人力資本系數(shù)為正，通過了1%的顯著性檢驗，人力資本能使城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距大于其均值。

表5 Logistic回歸分析結(jié)果

當(dāng)被解釋變量為區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展時，不考慮控制變量時Time×Serh的系數(shù)為0.956 4，考慮控制變量時Time×Serh的系數(shù)為1.786 3，并至少通過了10%的顯著性檢驗，因此，浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展仍不能促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。從控制變量對被解釋變量的影響來看，外商直接投資占比變量的系數(shù)估計值顯著為負，因此，外商投資占比能促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重的系數(shù)估計值為正，財政支出仍不能促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。人力資本的系數(shù)估計值為負，通過了1%的顯著性檢驗，因此，人力資本能促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

2.調(diào)整時間窗口

本文選擇的時間窗口為2005—2021 年，浙江省啟動服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展前后的其他因素可能會影響研究結(jié)果的可靠性，因此，進一步調(diào)整時間窗口，分別設(shè)置提前1年（即指定該變量在2017年為1）、2 年（即指定該變量在2016 年為1）、3 年（即指定該變量在2015年為1）、4年的虛擬變量（即指定該變量在2014 年為1）與政策虛擬變量的交互項，研究結(jié)果見表6。提前1 年、2 年、3 年、4 年的虛擬變量與政策虛擬變量的交互項的系數(shù)估計值均不顯著，因此，驗證了研究結(jié)果的可靠性。

表6 調(diào)整時間窗口的檢驗結(jié)果

六、間接效應(yīng)分析

上文檢驗了各解釋變量對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的直接影響。由于理論上服務(wù)業(yè)具有空間上的溢出和擴散效應(yīng)，本部分將進一步檢驗服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展是否存在空間溢出效應(yīng)。在使用空間計量方法分析服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)之前，首先對浙江省城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展是否存在空間自相關(guān)性進行檢驗。莫蘭指數(shù)（Moran’s）和吉爾里指數(shù)（Geary’s C）是常用的衡量空間自相關(guān)的指標，莫蘭指數(shù)和吉爾里指數(shù)呈反向變動，但吉爾里指數(shù)對局部空間自相關(guān)更加敏感。同時采用莫蘭指數(shù)和吉爾里指數(shù)衡量空間關(guān)聯(lián)特征。使用浙江省各城市是否相鄰空間權(quán)重矩陣測算了城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的莫蘭指數(shù)和吉爾里指數(shù)，結(jié)果見表7。以莫蘭指數(shù)為例，在2008—2021 年，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的莫蘭指數(shù)顯著為正，并通過了至少5%的顯著性檢驗，在2005—2021 年，全省城市中區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的莫蘭指數(shù)也顯著為正，并通過了至少5%的顯著性檢驗。因此，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展都存在空間正向自相關(guān)。在2005—2014 年，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的莫蘭指數(shù)呈現(xiàn)波浪式增長，從2005 年的0.082 增長到2014 年的0.492，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的空間相關(guān)度不斷增長。在2015—2021 年，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的莫蘭指數(shù)增長不明顯，2015 年城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的莫蘭指數(shù)為0.490，2021 年為0.493，這表明城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的集聚趨勢不顯著。

表7 莫蘭指數(shù)和吉爾里指數(shù)分析結(jié)果

在2005—2011 年，全省城市中區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的莫蘭指數(shù)快速增長，從2005年的0.248增長到2011年的0.408，表明變量的空間相關(guān)度不斷增長。在2012—2016年，該變量的空間相關(guān)度緩慢增長。在2017—2021年，該比重反復(fù)波動，并快速增長，表明各地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展依賴于鄰近地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

上文通過空間自相關(guān)檢驗驗證了城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展存在空間正向自相關(guān)性，接下來需要選擇合適的空間計量模型來進一步研究空間溢出效應(yīng)。一般而言可以考慮選擇空間杜賓模型（SDM）、空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SAR）。表8 為LM、LR 及Wald 檢驗結(jié)果。從LM檢驗結(jié)果可看到，當(dāng)被解釋變量為城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展時，空間誤差模型均通過了1%的顯著性檢驗，因此可以選擇空間誤差模型，并且空間滯后模型通過了5%的顯著性檢驗，表明可以選擇空間滯后模型。Wald 檢驗結(jié)果顯示，P值均至少通過5%的顯著性檢驗，因此，與空間誤差模型和空間滯后模型相比，選擇空間杜賓模型更優(yōu)。LR 檢驗結(jié)果顯示，P值均通過了1%的顯著性檢驗，與Wald 檢驗結(jié)果一致，空間杜賓模型不能退化為空間誤差模型和空間滯后模型。雙固定效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，選擇空間杜賓模型時，時間空間雙固定模型更優(yōu)。一般而言，使用時間固定和地區(qū)固定的空間杜賓模型來研究地區(qū)影響及空間溢出效應(yīng)更為合適[60]。因此，最終選擇時間空間雙固定的空間杜賓模型。

表8 LM、LR及Wald-test檢驗結(jié)果

首先，使用空間杜賓模型和各城市是否相鄰空間權(quán)重矩陣來研究浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)，空間杜賓模型估計結(jié)果見表9。rho為被解釋變量的空間效應(yīng)，sigma2_e為個體效應(yīng)的特異誤差，都通過了1%的顯著性檢驗。對數(shù)似然函數(shù)值Log-L在可接受的范圍內(nèi)。當(dāng)被解釋變量為城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距時，從空間滯后解釋變量的系數(shù)估計值來看，在列（1）和列（2），時間虛擬變量與政策虛擬變量交互項的空間滯后項系數(shù)估計值顯著為負，并通過了5%的顯著性檢驗，因此，一個地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距受到鄰近地區(qū)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的顯著影響，鄰近地區(qū)服務(wù)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展能縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。從控制變量的空間滯后項系數(shù)估計值來看，一個地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距也受到臨近地區(qū)財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重的影響，臨近地區(qū)財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重能縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。各城市的高校在校生和外商直接投資的空間滯后項系數(shù)估計值未通過10%的顯著性檢驗，認為不存在顯著的影響。

表9 空間杜賓模型估計結(jié)果（使用是否相鄰空間權(quán)重矩陣）

從列（3）和列（4）可看到，當(dāng)被解釋變量為區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展時，時間虛擬變量與政策虛擬變量的交互項的空間滯后項系數(shù)估計值未通過10%的顯著性檢驗，因此，浙江省臨近地區(qū)的服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對該地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響微弱。從控制變量的空間滯后項系數(shù)估計值看，一個地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展受到臨近地區(qū)財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重的影響，但這種影響是消極的，即臨近地區(qū)財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重不能促進本地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，反而會阻礙區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。高校在校生人數(shù)的空間滯后項系數(shù)估計值為正，并通過了10%的顯著性檢驗，因此，臨近地區(qū)高校在校生人數(shù)也不能促進本地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

其次，使用空間杜賓模型和各城市經(jīng)濟權(quán)重矩陣來研究浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)（見表10）。rho和sigma2_e都通過了1%的顯著性檢驗。對數(shù)似然函數(shù)值Log-L在可接受的范圍內(nèi)。當(dāng)被解釋變量為城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距時，時間虛擬變量與政策虛擬變量的交互項的系數(shù)估計值顯著為負，通過了1%的顯著性檢驗，因此浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在空間依賴性，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。當(dāng)被解釋變量為區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展變量時，時間虛擬變量與政策虛擬變量的交互項的系數(shù)估計值顯著為正，因此，與使用是否相鄰空間權(quán)重矩陣的結(jié)果相同，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展仍不能促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

從表10 的列（1）和列（2）可看到，在使用經(jīng)濟權(quán)重矩陣情形下，一個地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距受到鄰近地區(qū)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的顯著影響，鄰近地區(qū)服務(wù)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展能縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。同時，在使用經(jīng)濟權(quán)重矩陣情形下，臨近地區(qū)高校在校人數(shù)能縮小本地區(qū)城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但臨近地區(qū)的外商直接投資能擴大本地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。

表10 空間杜賓模型估計結(jié)果（使用經(jīng)濟權(quán)重矩陣）

從列（3）和列（4）可看到，在使用經(jīng)濟權(quán)重矩陣情形下，時間虛擬變量與政策虛擬變量交互項的空間滯后項系數(shù)估計值顯著為正，并通過了1%的顯著性檢驗，因此，臨近地區(qū)服務(wù)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展不能促進本地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。外商直接投資和高校在校生人數(shù)的空間滯后項系數(shù)估計值為正，并分別通過了10%和1%的顯著性檢驗，因此，在使用經(jīng)濟權(quán)重矩陣情形下，臨近地區(qū)外商直接投資和高校在校生人數(shù)不能促進本地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

最后，使用空間杜賓模型和各城市地理權(quán)重矩陣來研究浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)（見表11）。rho和sigma2_e都通過了1%的顯著性檢驗。對數(shù)似然函數(shù)值Log-L在可接受的范圍內(nèi)。使用各城市地理權(quán)重矩陣時，一個地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展變量都受到鄰近地區(qū)服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的顯著影響，在使用各城市地理權(quán)重情形下，鄰近地區(qū)服務(wù)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展能縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但鄰近地區(qū)服務(wù)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展不利于本地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。從列（3）和列（4）可看到，外商直接投資和高校在校生人數(shù)的空間滯后項系數(shù)估計值為正，因此在使用各城市地理權(quán)重矩陣情形下，臨近地區(qū)外商直接投資和高校在校生人數(shù)也不利于本地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

表11 空間杜賓模型估計結(jié)果（使用地理權(quán)重矩陣）

表12 為各變量對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距影響的空間溢出效應(yīng)分解。各城市是否推進服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與時間虛擬變量的交互項對本地城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的直接效應(yīng)顯著為負，各城市是否推進服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與時間虛擬變量的交互項對臨近地區(qū)城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的間接效應(yīng)也為負，并通過了1%的顯著性檢驗。因此，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不但能縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，也能縮小臨近地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。

表12 各變量對Deveg影響的空間溢出效應(yīng)分解

外商直接投資對本地城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的直接效應(yīng)及其對臨近地區(qū)城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的間接效應(yīng)均為正，并通過了5%的顯著性檢驗，因此，本地外商直接投資不能縮小本地城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，也不能縮小臨近地區(qū)城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。

財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重對本地城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的直接效應(yīng)為正，通過了1%的顯著性檢驗，但對臨近地區(qū)城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的間接效應(yīng)不顯著，因此，本地財政支出不能縮小本地城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，本地財政支出對臨近地區(qū)城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的影響較弱。

高校在校生人數(shù)對臨近地區(qū)城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的間接效應(yīng)顯著為負，并通過了5%的顯著性檢驗，因此，雖然高校在校生人數(shù)對本地城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的直接效應(yīng)較弱，但本地高校在校生人數(shù)能顯著縮小臨近地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距。并且高校在校生人數(shù)的總效應(yīng)也顯著為負，因此，高校在校生人數(shù)對臨近地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的間接效應(yīng)導(dǎo)致其對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的總效應(yīng)顯著增強。

表13為各變量對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展影響的空間溢出效應(yīng)分解。各城市是否推進服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與時間虛擬變量交互項對本地區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的直接效應(yīng)顯著為正，各城市是否推進服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與時間虛擬變量交互項對臨近地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的間接效應(yīng)也顯著為正，均通過了1%的顯著性檢驗，因此，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不能促進本地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，也不能促進臨近地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

表13 各變量對Coord影響的空間溢出效應(yīng)分解

外商直接投資對本地區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的直接效應(yīng)為負，并通過了10%的顯著性檢驗，其對臨近地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的間接效應(yīng)不顯著，因此，外商直接投資能促進本地區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，但對臨近地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的促進作用較弱。

財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重對本地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的直接效應(yīng)及其對臨近地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的間接效應(yīng)均為正，并通過了至少5%的顯著性檢驗，因此，財政支出既不能促進本地區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，也不能促進臨近地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

高校在校生人數(shù)對本地區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的直接效應(yīng)及其對臨近地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的間接效應(yīng)均為正，均通過了1%的顯著性檢驗，因此，高校在校生人數(shù)既不能促進本地區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，也不能促進臨近地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

七、影響機制分析

在檢驗完服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)后，進一步對其影響機制進行檢驗。根據(jù)H2、H3和H4，選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、城鎮(zhèn)化、進出口貿(mào)易作為模型的機制變量，構(gòu)建如下計量模型，以研究浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響機制。

其中，ME為機制變量，包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（Inds）、城鎮(zhèn)化（Urba）和進出口貿(mào)易額（Imex）；α0為截距項，αi（i=1，2，3，4)為變量系數(shù)，Cit為隨機擾動項。

其中，β0為截距項，βi（i=1，2，3，4，5）為變量系數(shù)。

第一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展將推動服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，并促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)高度融合，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)升級的必由之路。當(dāng)機制變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（Inds）時，根據(jù)式（5）、式（6），結(jié)果如表14所示。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的間接效應(yīng)為0.495 8×0.4=0.198 3，直接效應(yīng)為-4.092 1，總效應(yīng)為-3.893 8，因此服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，驗證了H2。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展變量的間接效應(yīng)為0.495 8×（-0.045 9）=-0.022 8，直接效應(yīng)為0.396 2，總效應(yīng)為0.373 5，因此服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

表14 服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距及區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響

第二，城鎮(zhèn)化效應(yīng)。浙江服務(wù)業(yè)集聚水平不斷提升，制造業(yè)發(fā)展面臨轉(zhuǎn)型升級的壓力，服務(wù)業(yè)集聚必將推動資本、勞動力和技術(shù)向該地區(qū)聚集[61]，同時，服務(wù)業(yè)集聚能顯著縮小城鄉(xiāng)差距，并促進該地區(qū)加快城鎮(zhèn)建設(shè)，從而發(fā)揮服務(wù)業(yè)集聚水平對城鎮(zhèn)化的促進效應(yīng)。當(dāng)機制變量為城鎮(zhèn)化（Urba）時，根據(jù)式（5）、式（6），結(jié)果如表15 所示。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的直接效應(yīng)（-4.6889）和間接效應(yīng)（14.064 9×（-0.236 9））均為負，因此，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距具有縮小作用，驗證了H3。但服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過城鎮(zhèn)化對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的直接效應(yīng)（0.290 9）和間接效應(yīng)（14.064 9×0.008 5）均為正，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不能通過城鎮(zhèn)化促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

表15 服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距及區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響

第三，貿(mào)易的促進效應(yīng)。黨的十九屆四中全會提出，要“建設(shè)更高水平開放型經(jīng)濟新體制”、“實施更大范圍、更寬領(lǐng)域、更深層次的全面開放”。[62]習(xí)近平總書記在黨的二十大報告中強調(diào)：“推進高水平對外開放。穩(wěn)步擴大規(guī)則、規(guī)制、管理、標準等制度型開放。加快建設(shè)貿(mào)易強國。營造市場化、法治化、國際化一流營商環(huán)境。深度參與全球產(chǎn)業(yè)分工和合作，維護多元穩(wěn)定的國際經(jīng)濟格局和經(jīng)貿(mào)關(guān)系?！盵63]因此，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展必將促進對外貿(mào)易不斷增長，提升我國貿(mào)易競爭力。當(dāng)機制變量為進出口貿(mào)易（Imex）時，根據(jù)式（5）、式（6），結(jié)果如表16所示。從表16可看到，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距的間接效應(yīng)為（-2.147 8）×0.263 2=-0.565 3，直接效應(yīng)為-7.455 2，總效應(yīng)為-8.020 5，因此，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過進出口貿(mào)易能縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，驗證了H4。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過進出口貿(mào)易區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)的間接效應(yīng)為（-2.147 8）× 0.018 6=-0.0399，直接效應(yīng)為0.295 8，總效應(yīng)為0.255 8，因此，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不能通過進出口貿(mào)易促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

表16 服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過進出口貿(mào)易對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距及區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響

八、結(jié)論與政策啟示

（一）主要結(jié)論

采用2005—2021年浙江省11 市的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響機制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，使用雙重差分法和Logistic 回歸分析，研究表明浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能顯著縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但是難以促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。第二，使用空間杜賓模型研究浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)，研究表明鄰近地區(qū)服務(wù)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展能縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但是對城市的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的影響微弱，鄰近地區(qū)的服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展會提高全省城市中最高人均GDP與其他城市人均GDP 的比值。第三，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級來縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但難以促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。第四，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過城鎮(zhèn)化來縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但難以促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。第五，服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能通過進出口貿(mào)易來縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，但難以促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

（二）政策啟示

第一，培育城鄉(xiāng)地區(qū)多層次市場主體，釋放服務(wù)業(yè)空間溢出效應(yīng)，縮減城鄉(xiāng)地區(qū)發(fā)展差距。服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵是培養(yǎng)市場主體的多樣性和發(fā)展活力，推動建設(shè)具有國際競爭力的大型服務(wù)企業(yè)的同時也要注重提升中小微企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力和市場競爭力，拓寬其發(fā)展空間。針對服務(wù)業(yè)發(fā)展長期滯后的農(nóng)村和山區(qū)，根據(jù)發(fā)展條件和實際背景，設(shè)計和實施相應(yīng)的發(fā)展戰(zhàn)略，利用比較優(yōu)勢或?qū)W習(xí)效應(yīng)發(fā)展生產(chǎn)性和生活性服務(wù)業(yè)。浙江省中小城市和周邊地區(qū)要利用產(chǎn)業(yè)融合和產(chǎn)業(yè)鏈延伸的附加價值，借助發(fā)達城市和地區(qū)的產(chǎn)業(yè)擴散和溢出效應(yīng)發(fā)展自身。加強區(qū)域間的互動合作和雙向交流，促進資源要素雙向流動，助力中小城市和農(nóng)村地區(qū)形成一大批具備持續(xù)造血能力的服務(wù)企業(yè)。

第二，協(xié)調(diào)區(qū)域異質(zhì)性發(fā)展基礎(chǔ)，促進服務(wù)業(yè)與制造業(yè)深度融合、雙向循環(huán)。從導(dǎo)致服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展無法促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的根源入手，打通賦能路徑上的堵點，強化地區(qū)間的服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間的雙向循環(huán)累積因果關(guān)系。協(xié)調(diào)優(yōu)化區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展和開放程度、居民收入和消費能力、城市化水平等發(fā)展基礎(chǔ)，促進勞動力、技術(shù)、信息等要素流動和共享。釋放生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)空間聚集所產(chǎn)生的溢出效應(yīng)。鑒于服務(wù)業(yè)和制造業(yè)之間存在的循環(huán)因果關(guān)系，推動產(chǎn)業(yè)跨區(qū)域流動，促進產(chǎn)業(yè)深入融合和協(xié)同發(fā)展，通過推動區(qū)域發(fā)展環(huán)境優(yōu)化，促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)進一步轉(zhuǎn)移和成長，通過積極的循環(huán)關(guān)系推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

第三，加速服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、穩(wěn)步推動城市化進程、堅持服務(wù)業(yè)雙向開放，強化服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展助推共同富裕效能。深化服務(wù)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)互融。產(chǎn)業(yè)融合是現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要特征和趨勢，通過生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)融合，可以創(chuàng)造更多的就業(yè)機會和收入來源，是建設(shè)共同富裕示范區(qū)的重要途徑。將城市化和鄉(xiāng)村振興有機結(jié)合，繼續(xù)完善人口戶籍政策，保障進城務(wù)工人員的生活、醫(yī)療和子女教育等公共服務(wù)需求，讓全體人民共享經(jīng)濟發(fā)展成果?！耙M來”和“走出去”兩手抓。持續(xù)優(yōu)化服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)，營造良好的營商環(huán)境，鼓勵服務(wù)業(yè)企業(yè)積極參與國際市場競爭，提升出口服務(wù)的附加值和核心競爭力。推進浙江服務(wù)業(yè)向全球價值鏈上游延伸，全面提高浙江服務(wù)貿(mào)易競爭力，以此創(chuàng)造更多的就業(yè)和富民機會，為建設(shè)共同富裕示范區(qū)貢獻服務(wù)貿(mào)易的力量。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局、浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)。

②如王英和周蕾將第一產(chǎn)業(yè)增加值占比、第二產(chǎn)業(yè)增加值占比、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比分別乘以1、2、3 后的相加結(jié)果作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)。