周小剛,文 雯

(華東交通大學 經濟管理學院,江西 南昌 330013)

一、引言

2021年《中國數字經濟發(fā)展白皮書》指出,2020年數字經濟對中國GDP的貢獻比重約38.6%,數字經濟成為中國經濟發(fā)展的核心動能。大量數字技術與新興產業(yè)蓬勃發(fā)展,數字經濟新時代的到來不斷為世界經濟發(fā)展創(chuàng)造新的可能性。研究表明數字經濟能提高合作創(chuàng)新績效、提升產業(yè)鏈強度、促進城市綠色轉型等[1-3]。數字基礎設施建設有助于夯實公共服務基礎,通過建立網絡化、數字化、智慧化的民生服務體系,有助于縮小公共服務水平差距,加速共同富裕進程。高質量的公共服務反映了國家治理能力與治理體系的現代化,是扎實推進共同富裕的堅實基礎,不斷增強人民群眾獲得感、幸福感和安全感。

《“十四五”公共服務規(guī)劃》明確指出,要推動公共服務數字化,保證公共服務普惠均等。作為發(fā)展新動能的數字經濟,為公共服務治理注入了新活力,但目前已有的研究集中在數字經濟促進農業(yè)、制造業(yè)、旅游業(yè)、體育產業(yè)、文化產業(yè)高質量發(fā)展等方面[4-8],較少涉及數字經濟推進公共服務高質量發(fā)展機理和特點分析,僅發(fā)現夏杰長和王鵬飛從信息不對稱、集體行動和交易成本等理論視角出發(fā),從數字技術服務化、公共服務數字化和數字賦能效應化三個方面定性剖析數字經濟賦能公共服務高質量發(fā)展的作用機制[9],對于數字經濟促進公共服務高質量發(fā)展的定量研究亦較少,目前發(fā)現的是惠寧和寧楠采用截面數據回歸方法檢驗數字經濟驅動公共服務質量提升的影響機制[10]。現有的少量相關研究從信息不對稱、集體行動和交易成本進行了傳統理論分析,缺乏結合技術經濟范式、梅特卡夫法則理論進行分析的研究,相應的實證分析亦較少,特別是缺乏從空間效應角度分析數字經濟對公共服務發(fā)展的影響,這為本文的研究留下了空間。本文將數字經濟理論與經典模型相結合,從理論機制、計量分析和空間效應三個方向,探究數字經濟與公共服務高質量發(fā)展之間的定量影響關系。數字政務模式創(chuàng)新、社會服務數字化轉型和數字養(yǎng)老產品等層出不窮,通過數字技術賦能公共服務治理,推動數據資源整合,形成多元主體參與運營模式,不僅能提升公共服務資源配置效率,而且能促進公共服務范圍的拓展。因此,深入分析并定量研究數字經濟與公共服務高質量發(fā)展之間的關系,有助于探索數字技術賦能公共服務治理發(fā)展的新模式,有利于解決公共服務供需匹配不平衡問題。

本文基于技術經濟范式理念、梅特卡夫法則和兩部門模型對數字經濟影響中國公共服務高質量發(fā)展的影響機理進行深入研究,通過建立系統GMM動態(tài)回歸模型、門檻回歸模型和空間杜賓模型分析了數字經濟推進公共服務發(fā)展的基本規(guī)律,為加快推進公共服務高質量發(fā)展提供理論支持和政策建議。為抓住數字經濟發(fā)展機遇,突破公共服務數字化轉型的制約瓶頸,加快推進公共服務高質量發(fā)展提供參考。

二、數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的影響機理

(一)基于技術經濟范式理念的影響機理分析

技術經濟范式指一定類型的技術進步通過經濟系統影響企業(yè)、產業(yè)和社會發(fā)展的過程。Freeman和Louca認為,技術經濟范式在一定時間內都存在具有以下三個特征的“關鍵要素”:第一,成本較低并較快下降;第二,在長期內具有無限的供應能力;第三,具有廣泛的應用前景[11]。Perez指出,一次技術革命及其范式的傳播過程,不僅在生產、分配、交換和消費方面產生出結構性變化,而且也在社會中產生了深刻的質的變化[12]。當下,以互聯網為代表的信息與通信技術ICT(Information and Communications Technology)帶來新的技術經濟范式,并大規(guī)模向各個產業(yè)和領域滲透。從本質上來說,數字經濟是一種新的技術經濟范式,會重塑整個經濟和社會[13]。基于技術經濟范式研究框架,學者認為數字經濟改變了傳統的生產組織與社會分工模式,通過變更創(chuàng)新模式和優(yōu)化生產要素配置來推動制造業(yè)轉型升級[14]?；谏鲜隼碚?本文認為數字經濟通過改進公共服務供給方式和有效降低成本,提高了公共服務供給能力和供給效率,對公共服務高質量發(fā)展存在正向促進作用,有利于公共服務高質量發(fā)展。一方面,數字互聯技術催生了遠程醫(yī)療、教育公共服務平臺、數字化交通信息平臺和數字旅游服務平臺等新服務方式,提升公共服務數字化水平,加快線上線下融合,使得公共服務資源得到最大化利用;另一方面,新一代數字技術的突破式創(chuàng)新與公共服務治理有機結合,以數據為關鍵要素,數字技術在公共服務領域不斷滲透與普及,促進各部門之間建立數據共享機制,政務服務逐漸實現移動化、智能化、高效化和便捷化,有利于打通“信息孤島”,科學配置和優(yōu)化公共服務資源,提高服務效率?；谏鲜龇治?提出以下假設:

假設1:數字經濟對公共服務高質量發(fā)展具有正向促進作用。

(二)基于梅特卡夫法則的非線性影響機理分析

梅特卡夫法則內容為:一個網絡的價值等于該網絡內的節(jié)點數的平方,而且該網絡的價值與聯網的用戶數的平方成正比。該法則指出,一個網絡的用戶數目越多,那么網絡的節(jié)點數越多,整個網絡的價值也就越大。隨著聯網用戶和設備的增加,網絡效應愈發(fā)凸顯,數字經濟價值呈現指數型增長趨勢[15]?；诨ヂ摼W的“梅特卡夫法則”,李雪等發(fā)現數字經濟對區(qū)域創(chuàng)新績效有非線性特點[16]?；谏鲜隼碚?本文認為數字經濟對公共服務高質量發(fā)展存在非線性影響。數字經濟投入新領域發(fā)展初期,各項基礎設施建設成本較高,但只有小部分企業(yè)得到了數字紅利,低回報高投入的特征使得初期數字經濟的影響并不顯著;到發(fā)展中期時,數字經濟帶來的收益顯現,數字經濟的用戶規(guī)模不斷擴大,網絡化效應凸顯,邊際成本持續(xù)降低,邊際收益大幅提升,低投入高回報的特點使公共服務主體加大對數字經濟的投資,更多的數據、信息等要素運用到公共服務各環(huán)節(jié),推動了公共服務的數字化、智能化和高效化運營,涌現出“掌上辦”“一網通辦”和“云生活”等新模式,推翻了傳統公共服務業(yè)的經營模式,公共服務治理邊界逐漸模糊,公共福利被顯著激發(fā),數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的促進作用顯著;到了發(fā)展后期,數字經濟催生的各項新公共服務方式基本成型,公共服務業(yè)保持可持續(xù)發(fā)展態(tài)勢,數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的影響趨于穩(wěn)定?；谏鲜龇治?提出以下假設:

假設2:數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的影響具有非線性特點。

(三)基于兩部門模型的空間溢出效應分析

兩部門模型是內生增長模型中的一個模型,研究兩部門經濟中一個部門對另一部門的外溢作用[17],由于中國各區(qū)域經濟活動呈現出顯著的空間關聯特征[18],部分學者研究發(fā)現數字經濟對區(qū)域經濟增長、經濟高質量發(fā)展等方面均存在空間溢出效應[19-20]?；谏鲜隼碚?本文認為數字經濟對公共服務高質量發(fā)展存在空間溢出效應。數據要素是數字經濟的核心生產要素,數字平臺是數字經濟的重要載體。數據要素的高流動性和數字平臺的在線協同效應,壓縮了時空距離,增強了地區(qū)間公共服務活動的關聯廣度和公共服務主體的交流深度。從數據要素角度看,數據具有傳播成本低且傳播速度快的特點,這種特點使它不受地理空間的限制四處流動,體現出較強的空間溢出效應。地理位置鄰近的公共服務主體可以共享開放數據,提高數據要素利用率,進而帶動區(qū)域間公共服務效率的協同增長。數字平臺為公共服務主體提供了在線協同辦公和最大化配置資源的機會,例如教育公共服務平臺在疫情封校暫停線下授課時,保證了學生們不管身處何地都能線上學習;大多數患者去大醫(yī)院看病的交通成本和時間成本都比較高,遠程醫(yī)療使醫(yī)患能遠距離線上初步溝通,跨地區(qū)治病,使偏遠地區(qū)的患者也能享受到城市的醫(yī)療資源?；谏鲜龇治?提出以下假設:

假設3:數字經濟對公共服務高質量發(fā)展具有空間溢出效應。

三、研究設計

(一)模型構建

為檢驗假設1,構建動態(tài)面板回歸模型如下:

serviceit=α+βservicei,t-1+λdigitalit+φXit+ui+εit

(1)

其中,i表示地區(qū),t表示時間,serviceit表示第i個地區(qū)第t年的公共服務高質量發(fā)展水平,digitalit表示第i個地區(qū)第t年的數字經濟發(fā)展水平,Xit表示一系列可能影響公共服務高質量發(fā)展水平的控制變量,α表示截距,ui表示i省份不可觀測的個體固定效應,εit為殘差項。在實際中,公共服務發(fā)展水平具有滯后項特征,本期公共服務發(fā)展水平可能會受到上一期公共服務發(fā)展水平的影響,因此將滯后一期的公共服務高質量發(fā)展水平servicei,t-1作為解釋變量引入到模型中,建立動態(tài)面板模型。

為檢驗假設2,構建門檻回歸模型如下:

serviceit=α+βservicei,t-1+λ1digitalit×I(digitalit≤θ1)+λ2digitalit×I(θ1

λn+1digitalit×I(θn

(2)

其中,digitalit既是解釋變量也是門檻變量,I(·)為取值為1或0的示性函數,滿足括號里的條件即為1,否則為0,θ1到θn為待估計門檻值,這些值將樣本劃分成了多個區(qū)間,不同區(qū)間內的數字經濟發(fā)展水平回歸系數λ1到λn+1存在著差別,其他變量的定義同式(1)。

為檢驗假設3,構建空間面板模型如下:

serviceit=λdigitalit+φXit+β1W×serviceit+β2W×digitalit+φW×Xit+ui+εit

(3)

其中,β1,β2,φ表示空間相關系數,W表示空間權重矩陣,其他變量的定義同式(1)。

(二)變量說明

被解釋變量:公共服務高質量發(fā)展水平。由于現有文獻尚缺乏公共服務高質量發(fā)展水平的評價體系,所以本文參考經濟高質量發(fā)展、制造業(yè)高質量發(fā)展、文化產業(yè)高質量發(fā)展等領域的評價體系[21-22],從綠色、共享、協調和開放4個角度選取20個指標構建公共服務高質量發(fā)展評價指標體系,如表1。對比各種評價方法,熵權TOPSIS法既能有效避免指標賦權過程中主觀因素的影響,又具備計算簡單、結果合理的優(yōu)點,因此本文采用熵權TOPSIS法對各省份公共服務高質量發(fā)展水平進行測度評價。

表1 公共服務高質量發(fā)展水平評價體系

解釋變量:數字經濟發(fā)展水平。數字經濟作為新興經濟,評價體系、測度方法都還未統一[23-24]?；诂F有研究,本文從數字基礎設施、數字產業(yè)發(fā)展和數字經濟應用3個維度選取8個指標構建數字經濟發(fā)展水平評價體系如表2,采用主成分分析法得到數字經濟發(fā)展水平綜合值。

表2 數字經濟發(fā)展水平評價體系

控制變量:綜合前面的數字經濟和高質量發(fā)展相關文獻中的控制變量,選取創(chuàng)新投入力度、政府支持力度、經濟發(fā)展水平三個控制變量。創(chuàng)新投入力度,選取規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經費來衡量;政府支持力度,選取地方財政一般公共服務支出來衡量;經濟發(fā)展水平,選取人均地區(qū)生產總值來衡量。

(三)數據來源

基于數據的可得性,本文以2012—2019年中國30個省份的數據為樣本,由于港澳臺地區(qū)和西藏自治區(qū)的數據存在大量缺失,因此去掉了這些地區(qū)。原始數據均來源于《中國統計年鑒》《中國互聯網絡發(fā)展狀況統計報告》、國家統計局以及各省份統計年鑒等資料。先對本文要檢驗的所有變量進行描述性統計,結果如表3所示。

表3 變量的描述性統計

四、實證分析

(一)基于動態(tài)面板模型的實證分析

本文采用GMM估計方法對動態(tài)面板模型進行估計,GMM即廣義矩估計(Generalized method of moments),是基于模型實際參數滿足一定矩條件而形成的一種參數估計方法,是矩估計方法的一般化。為避免差分GMM帶來的部分樣本信息損失和弱工具變量的缺點,本研究采用Blundell和Bond提出的系統GMM估計方法[25]:在差分GMM的基礎上再引入水平方程,引入水平方程的工具變量即被解釋變量的差分滯后變量,能有效彌補差分GMM的不足。

動態(tài)面板模型系統GMM回歸結果如表4模型1列所示,滯后一期的公共服務高質量發(fā)展水平在1%的水平下顯著為正,即前一期的公共服務高質量發(fā)展水平對后一期的公共服務高質量發(fā)展水平存在顯著的正向影響,證實了公共服務高質量發(fā)展具有慣性,回歸系數值為0.738 2,表明前一期的公共服務高質量發(fā)展水平每增加1單位,當期的公共服務高質量發(fā)展水平就增加0.738 2。數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的影響系數在1%的水平下顯著為正,說明數字經濟對公共服務高質量發(fā)展起到正向引導和促進作用,回歸系數值為0.782 4,表明數字經濟發(fā)展水平每增加1單位,公共服務高質量發(fā)展水平就增加0.782 4?？刂谱兞恐袆?chuàng)新投入力度和政府支持力度對公共服務高質量發(fā)展的影響顯著,創(chuàng)新投入力度在10%的水平下顯著,政府支持力度在1%的水平下顯著。

表4 系統GMM回歸結果

為保證回歸結果的可靠性,對內生性和穩(wěn)健性問題進行解釋說明如下:

(1)內生性問題的處理。當動態(tài)面板模型納入被解釋變量的滯后項作為解釋變量,由于被解釋變量的滯后項與誤差項的滯后項相關,在誤差項存在自相關的情況下,誤差項與誤差項的滯后項相關,使被解釋變量的滯后項與誤差項相關,進而導致內生性問題。差分GMM主要是針對差分方程,將被解釋變量的滯后變量設定為工具變量,得到差分GMM估計量,有效解決了解釋變量內生性問題。但是,由于差分GMM方法的缺點在于會損失一部分樣本信息,而且解釋變量的時間連續(xù)性較長會減弱工具變量的有效性,小樣本情況下尤其如此。為了消除解釋變量和誤差項存在相關關系而帶來的內生性影響,借鑒已有文獻對動態(tài)面板內生性問題處理方法[26],本文采用Arellano-Bover與Blundell-Bond提出的系統GMM方法進行解決,將公共服務高質量發(fā)展水平的滯后項作為內生變量,將數字經濟發(fā)展水平、創(chuàng)新投入力度和政府支持力度設為前定變量,經濟發(fā)展水平作為外生變量,對模型設定的合理性以及工具變量的有效性進行了檢驗,結果如表4所示?；貧w結果的AR(1)檢驗的P值小于0.01,拒絕原假設,表明誤差項的一階序列自相關,AR(2)檢驗的P值大于0.1,不拒絕原假設,表明誤差項的二階序列不相關,這說明模型設定是合理的;因為使用穩(wěn)健標準誤,Sargan統計量不再適用,改用Hansen-J統計量進行工具變量的過度識別檢驗,由Hansen過度識別檢驗的P值大于0.1,不拒絕原假設,這說明工具變量不存在過度識別。

(2)穩(wěn)健性分析。為增強回歸結果的可靠性,通過替代自變量和修改自變量評價體系兩種方法來檢驗模型的穩(wěn)定性,前者采用北京大學數字金融研究中心發(fā)布的數字普惠金融指數替代本文的數字經濟發(fā)展水平,后者采取刪除數字經濟發(fā)展水平評價體系中的長途光纜線路長度,系統GMM回歸結果如表4模型2和模型3列所示,可以看到兩種模型中數字經濟和公共服務的影響顯著性與基準檢驗結果一致,表明模型結果穩(wěn)定。

(二)基于門檻回歸模型的實證分析

在進行回歸分析前要先確定存在門檻效應以及得到門檻個數,本文采用Bootstrap自助抽樣方法,從單一門檻開始檢驗,通過顯著性檢驗判斷是否存在門檻效應,確定存在單一門檻后再繼續(xù)檢驗是否存在雙重門檻效應,以此類推,直到得到所有顯著的門檻效應。門檻效應檢驗結果如表5所示。

由表5可知單一門檻效應在1%的置信水平下顯著,雙重門檻效應在5%的置信水平下顯著,而三重門檻效應則不顯著,說明數字經濟對公共服務高質量發(fā)展是非線性影響,兩者之間存在顯著的雙門檻特征。在得到數字經濟與公共服務高質量發(fā)展間是雙門檻效應后,本文對雙重門檻估計值進行了估計,表6給出了門檻的估計值以及相應的置信區(qū)間。

表5 門檻效應檢驗結果

表6 門檻估計結果

對數字經濟作用于公共服務高質量發(fā)展的動態(tài)雙重門檻模型進行回歸分析,回歸結果如表7所示。當數字經濟發(fā)展水平在0.119 5以下時,數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的影響并不顯著,存在顯著影響的是前一期的公共服務高質量發(fā)展水平、創(chuàng)新投入力度和地區(qū)發(fā)展水平;當數字經濟發(fā)展水平在0.119 5到0.858 0時,數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的影響顯著為正,影響系數為0.788 9;當數字經濟發(fā)展水平在0.858 0以上時,數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的影響也顯著為正,但影響系數下降為0.580 0。

表7 門檻回歸結果

(三)基于空間面板模型的實證分析

在建立空間面板模型前需要先構建鄰接矩陣來表示地區(qū)間的相鄰關系,常用的有Rook和Queen兩種鄰接矩陣構建形式,前者是將有公共邊界的兩個省市視為相鄰,后者在前者的基礎上還將擁有公共點的兩個省市視為相鄰,本文選用Queen鄰接矩陣構建空間面板權重矩陣,用W表示,如果省市間相鄰,則W取值為1;如果省市間不相鄰,則W取值為0。

在進行空間計量分析前,需先檢驗數字經濟和公共服務高質量發(fā)展是否存在空間相關性。本文采用Moran’sI指數對數字經濟和公共服務高質量發(fā)展水平進行全局空間自相關檢驗。結果如表8所示,可以看到數字經濟和公共服務高質量發(fā)展的全局Moran’sI指數檢驗的P值都小于0.01,表明數字經濟和公共服務高質量發(fā)展都通過了檢驗,存在空間相關性。

表8 全局Moran’s I指數

為進一步分析數字經濟和公共服務高質量發(fā)展的空間聚集特征,繪制了局部Moran’sI散點圖,如圖1和圖2所示。從圖1可以看出,大部分省份分布在一、三象限,表明數字經濟存在正向空間相關性,數字經濟較高的省份被高值省份包圍,數字經濟較低的省區(qū)被低值省份包圍。從圖2可以看出,絕大多數省份位于一、三象限,公共服務高質量發(fā)展存在高高集聚和低低集聚的特征。這表明數字經濟和公共服務高質量發(fā)展均呈現顯著的空間聚集特征。

圖1 數字經濟的局部Moran’s I散點圖

圖2 公共服務高質量發(fā)展的局部Moran’s I散點圖

面板數據在進行建模時應先確定其適合建立隨機效應模型還是固定效應模型,本文采用現有研究中常用的Hausman檢驗進行檢驗,檢驗結果顯示建立隨機效應模型更加合適。然后又檢驗空間杜賓模型是否需要退化為空間誤差模型或空間滯后模型,通過Wald和LR檢驗表明建立空間杜賓模型最合適。因此本文建立帶有隨機效應的空間杜賓模型進行分析,結果如表9所示。

由表9可知,公共服務高質量發(fā)展水平的空間回歸系數即變量W×service的系數為0.657 7,且在1%的水平下通過了顯著性檢驗,表明公共服務高質量發(fā)展存在顯著的空間溢出效應,地區(qū)間公共服務業(yè)的高質量發(fā)展相互影響,空間相鄰地區(qū)公共服務高質量發(fā)展水平的提高能夠顯著促進本地區(qū)公共服務高質量發(fā)展。表明為推動區(qū)域間公共服務協同高質量發(fā)展,各地區(qū)應加強互聯互通,掃除公共服務惠及全民過程中的體制機制障礙。數字經濟發(fā)展水平的空間回歸系數即變量W×digital的系數為0.345 6,且在1%的水平下通過了顯著性檢驗,表明數字經濟存在顯著的空間溢出效應,空間相鄰地區(qū)數字經濟發(fā)展水平的提高能夠顯著促進本地區(qū)公共服務高質量發(fā)展。表明應助力相鄰地區(qū)發(fā)展數字經濟,形成數字經濟發(fā)展共同體,為公共服務高質量發(fā)展提供區(qū)域動力。控制變量中創(chuàng)新投入力度的空間溢出效應顯著。

表9 空間杜賓模型的回歸結果

根據空間杜賓模型的特點,簡單的回歸系數并不能很好地反映數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的影響,僅能做粗略判斷。Lesage和Pace使用偏微分法將解釋變量對被解釋變量的影響具體分解為直接效應、間接效應以及總效應[27],直接效應為本地區(qū)數字經濟對本地區(qū)公共服務高質量發(fā)展的影響,間接效應即空間溢出效應,指本地區(qū)數字經濟對相鄰地區(qū)公共服務高質量發(fā)展的影響,總效應為直接效應和間接效應加總。本文借鑒該方法分析了數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的空間溢出效應,效應分解結果如表10所示。

表10 空間杜賓模型的效應分解結果

從表10可以看到數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的間接效應(0.877 4)和總效應(0.900 9)在1%的水平下顯著,說明本地區(qū)數字經濟發(fā)展水平的提高能提高鄰近地區(qū)的公共服務高質量發(fā)展水平,存在顯著正向空間溢出效應?？刂谱兞恐袆?chuàng)新投入力度對公共服務高質量發(fā)展的直接效應、間接效應和總效應均在1%的水平下顯著。

五、結論和政策建議

本文以2012—2019年中國30個省份的面板數據為樣本,運用系統GMM動態(tài)回歸模型、門檻回歸模型和空間杜賓模型,實證檢驗了數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的促進作用、非線性作用特點和空間溢出效應。研究發(fā)現:第一,數字經濟對公共服務高質量發(fā)展有正向促進作用,采取替代自變量和修改自變量評價體系兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗,結論一致。第二,數字經濟對公共服務高質量發(fā)展的促進作用具有非線性特點,初期基礎建設階段,影響并不顯著;中期快速發(fā)展階段,影響顯著且影響系數較大;后期穩(wěn)步發(fā)展階段,影響顯著但影響系數相對于中期略微下降。第三,數字經濟對公共服務高質量發(fā)展具有正向的空間溢出效應,數字經濟不僅對本地區(qū)公共服務高質量發(fā)展有正向影響,同時也對相鄰地區(qū)公共服務高質量發(fā)展有正向影響。

基于以上結論,提出以下政策建議:第一,完善數字基礎設施建設,優(yōu)化數字經濟發(fā)展環(huán)境。數字基礎設施是數字經濟發(fā)展的基礎,政府應該在資金和政策方面對數字經濟基礎設施建設給與足夠的資助和支持,加大對無線光纜、寬帶網絡、5G基站等信息通信基礎設施的投資,加強人工智能、云計算、大數據等智慧平臺建設,提升數字經濟軟硬件基礎設施水平。第二,加深數字經濟與公共服務業(yè)的深度融合,激發(fā)數字經濟的網絡放大器效應。政府應鼓勵傳統公共服務業(yè)積極融入數字經濟催生的新模式中,根據發(fā)展的非線性特點,在初期夯實數字經濟在公共服務業(yè)的基礎建設,在中期大力發(fā)展各種數字化公共服務產品,在后期保持數字經濟在公共服務業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。第三,采取差異化發(fā)展策略,推動區(qū)域間公共服務業(yè)協同聯動發(fā)展。中國數字經濟和公共服務高質量發(fā)展在區(qū)域間的發(fā)展呈現不同特點,政府應充分考慮各地區(qū)經濟發(fā)展水平、創(chuàng)新投入力度等因素,實施滿足本地區(qū)發(fā)展需要的政策。政府應加強區(qū)域間的合作與交流,公共服務高質量發(fā)展水平較高地區(qū)應充分發(fā)揮輻射帶動作用和示范帶頭作用,以實現公共服務業(yè)的區(qū)域協調均衡,從而實現高質量發(fā)展。