互聯網技術、交易效率與服務業發展
——兼論服務消費對高質量發展的基礎性作用

曾世宏 劉迎娣

一 引言及文獻綜述

中共十九大報告指出，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，正處在轉變發展方式、優化經濟結構、轉換增長動力的攻關期，建設現代化經濟體系是跨越關口的迫切要求和我國發展的戰略目標。深化服務業改革開放，扭轉服務業低附加值和弱競爭力格局，加快服務業發展，是實現高質量發展和建設現代化經濟體系的重要任務。當前，云計算、大數據、移動互聯網等新一代互聯網技術對服務業的影響程度日益加深，為深入探討互聯網時代服務業發展的微觀機制，本文試圖基于新興古典經濟學，從交易效率角度探究互聯網技術對服務業發展的影響機理。

關于互聯網技術對服務業發展的影響，現有研究主要從互聯網催生了分享經濟、平臺經濟等新興服務業態的出現、改變了傳統產業價值鏈、實現了消費需求的長尾效應等方面進行論述(曾世宏和高亞林，2016)[1]。互聯網發展具有很強的外部性，可以給其他產業帶來好處(Androutsos，2011)[2]。基于互聯網技術創新的分享經濟模式可以實現傳統服務供需的即時精準匹配，提升個性化定制的服務供給水平(Pisano，2015)[3]，分享經濟平臺能夠擴展服務消費的范圍和渠道，創新服務供給機制(Wong，2015)[4]。信息技術使提供標準化非貿易服務成為可能，有利于服務業發展(Hsieh和Rossi-Hansberg，2019)[5]。網絡技術的發展改變了傳統服務業的性質，引起了廣泛的資源重組與聚合(江小涓，2017)[6]。

分工和專業化催生了服務業，服務業的發展是社會分工不斷深化的結果(Buera 和 Kaboski，2012)[7]。根據斯密、馬歇爾等古典經濟學家的觀點，技術發明和技術創新都是專業化與分工組織發展的結果。分工組織對于經濟發展和技術創新的作用，在Young(1928)[8]的規模報酬遞增機制、熊彼特(1921)[9]的創新發展是“執行新的組合”等思想中均有描述。新古典經濟學將生產者與消費者絕對分離，并且假定分工與專業化問題已經被解決，因而不能將自給自足與分工模式內生到一個系統，也就不能分析專業化、分工水平變化引起的經濟組織結構演變(Yang和Borland,1991[10]；Yang和Ng，1993[11])，更不能很好地解釋互聯網技術通過促進分工水平提高進而促進服務業發展這一現象。而新興古典經濟學彌補了這一缺陷，Rosen(1983)[12]、Becker(1981)[13]、Yang(1988)[14]等在亞當·斯密(1776)[15]的分工思想上進行了拓展,將專業化與分工組織思想模型化,構建了一個以研究專業化與分工組織為核心的新興古典經濟學框架。以楊小凱(2003)[16]等為代表的新興古典經濟學家在斯密和楊格的理論基礎上，用超邊際分析方法闡述了專業化經濟和交易費用之間的兩難問題，認為分工一般取決于市場規模，交易效率在其中起決定性作用。隨著交易效率改進，迂回經濟程度增加，消費品的相對價格下降，人們的實際收入增加，實際購買力提高，促進了服務消費進一步增加(彭玉婷，2010)[17]。

互聯網技術可以突破交易的時間和空間限制，產生“長尾現象”，提高交易效率，降低交易成本，拓大市場范圍，深化社會分工水平(向國成和李真子，2016)[18]。互聯網技術水平的不斷提升，強化了信息處理和分享能力，推動了人類技術進步(郭家堂和駱品亮，2016)[19]。技術進步則會降低消費者與廠商之間的交易時間損耗，提高交易效率和交易收益(鄭勇軍和李婷，2009)[20]。互聯網技術的廣泛應用降低了搜索成本(Brynjolfsson et al.，2011)[21]。特別是移動搜索和位置服務等互聯網技術的使用可以降低消費者的搜尋成本，服務供給方也可以通過互聯網展示服務信息并自動匹配消費需求，使得供給方的服務成本顯著下降，進一步擴大整個市場對服務的需求，促進服務業的發展(Daurer et al.，2012)[22]。以互聯網為代表的信息技術對促進數字服務消費起到了關鍵的作用(Byrne和Corrado，2019)[23]。現有研究較多關注互聯網技術對服務業發展的影響，但較少注意到互聯網技術通過提高交易效率對服務業發展產生影響。

與現有文獻相比，本文的邊際貢獻可能在于：一是基于新興古典經濟學基本分析框架構建互聯網技術對服務業發展影響的微觀機理模型，運用超邊際方法分析互聯網技術、交易效率影響服務業發展的演進機理；二是將互聯網技術作為主要解釋變量、交易效率作為調節變量解釋互聯網技術對服務業發展的影響，并利用2008-2017年中國30個省級面板數據進行實證檢驗。

下文結構安排為：第二部分構建互聯網技術影響服務業發展的微觀機理模型，并提出主要的命題；第三部分運用計量方法對主要命題進行實證檢驗；第四部分為實證結果的進一步討論；第五部分為主要結論與政策啟示。

二 微觀機理模型

按照新興古典經濟學分工發展思想，借鑒楊小凱(2003)[16]的新興古典模型框架，構建一個互聯網技術影響服務業發展的微觀機理模型。模型創新在于構造以傳統技術為主導的農業、制造業和以互聯網技術為主導的制造業、服務業兩種經濟體，通過比較兩種經濟體來得出互聯網技術通過提高交易效率對服務業發展產生影響。

假定有兩種經濟體，均有M個事前相同的消費者-生產者(包括中間商)，決策者集是一個連續統，存在專業化經濟。有一種最終產品z，經濟體A采用傳統技術x加低技能型勞動l1進行生產提供，經濟體B采用互聯網技術y加高技能型勞動l2進行生產提供，互聯網技術需要較高的學習成本。k為最終產品的交易效率，可看作交易服務，t、s分別為傳統技術、互聯網技術的交易效率，互聯網技術的交易效率高于傳統技術，即t

(一)經濟體A：以傳統技術為主導的農業和制造業生產結構

經濟體A的基本模型構建如下：

U=z+kzd

(1)

zp=z+zs=(x+txd)βlzα

(2)

xp=x+xs=lxα

(3)

lx+lz=1

(4)

pxxs+pzzs=pxxd+pzzd

(5)

每種經濟體可以選擇自給自足或者專業化生產模式，為聚焦研究的主題——服務業發展，本文只考慮完全分工結構，即一類就業專業提供傳統技術x，然后出售傳統技術以換取最終產品z。

最終產品專業生產的決策問題為：

maxU=z

(6)

s.t.zp=(txd)β

(7)

pzzs=pxxd

(8)

通過求解最優化問題的一階條件可得：

(9)

(10)

傳統技術專業生產的決策問題為：

maxU=kzd

(11)

zp=0

(12)

xp=x+xs=lxα=1

(13)

pxxs=pzzd

(14)

通過求解最優化問題的一階條件可得：

zd=px

(15)

Ux=kpx

(16)

利用效用均等化原則Uz=Ux、市場出清條件M1xd=M2xs、人口規模等式M=M1+M2，經濟體A角點均衡(1)按照新興古典經濟學與超邊際分析方法和理論，當滿足在給定價格和選擇各種模式的人數時，每個人選擇專業化水平和模式使效用達到最大化，以及相對價格和選擇各模式的人數使供求相等兩個條件時，達到角點均衡。時可得：

(17)

xd=k

(18)

(19)

(20)

(21)

(22)

(二)經濟體B：以互聯網技術為主導的制造業和服務業生產結構(2)關于互聯網普及如何推動產業結構服務化的數理模型推導和實證檢驗可參考曾世宏等(2019)[24]的研究。

經濟體B的基本模型構建如下：

U=z+kzd

(23)

zp=z+zs=(y+syd)βlzα

(24)

yp=y+ys=lyα-c

(25)

ly+lz=1

(26)

pyys+pzzs=pyyd+pzzd

(27)

其中，式(23)和式(24)為最終產品的效用函數和生產函數，式(25)為互聯網技術的生產函數，式(26)為時間約束，式(27)為預算約束。與經濟體A假定不同的是：互聯網技術的提供需要較高的學習成本c，但互聯網技術突破了地域和時間限制，大大節省了買賣雙方之間的交易成本，減少了信息不對稱，交易效率遠高于傳統技術，互聯網普及有利于產業結構服務化(曾世宏等，2019)[24]。設專業生產最終產品和使用互聯網技術的就業人數分別為M3、M4，M3+M4=M。

求解方法與經濟體A類似，最終產品生產者的決策問題求解得：

(28)

(29)

互聯網技術生產者的決策問題求解得：

zd=py(1-c)

(30)

Uy=kpy(1-c)

(31)

利用效用均等化原則Uz=Uy、市場出清條件M3yd=M4ys、人口規模等式M=M3+M4，經濟體B角點均衡時可得：

(32)

yd=k(1-c)

(33)

(34)

(35)

(36)

(37)

命題1：當交易效率提高時，勞動就業從生產部門轉到使用互聯網技術的服務部門，經濟增長表現為以互聯網技術進步帶動的服務業發展為導向的增長。

(三)經濟體A和經濟體B完全分工結構的比較分析

命題2：交易效率是影響分工均衡水平的關鍵因素。互聯網技術通過提高交易效率，推動了以服務業發展為導向的高質量發展。

三 互聯網技術、交易效率與服務業發展的實證檢驗

(一)模型設定與變量選擇

1.基本模型設定

根據上文分析，互聯網技術對服務業發展有直接促進作用，也可通過提高交易效率促進服務業發展。下面用面板數據模型進行實證檢驗。實證主要分三個步驟：一是檢驗互聯網技術對服務業發展影響的基準模型；二是檢驗互聯網技術對交易效率的影響；三是檢驗互聯網技術通過交易效率的調節效應對服務業發展的影響。由此，設定面板數據的基本模型如下：

Yit=α0+α1Interit+α2lnpgdpit+α3lnempit+α4invit+α5techit+εit

(38)

Effiit=?0+?1Interit+σit

(39)

Yit=β0+β1Interit+β2Interit×Effiit+β3lnpgdpit+β4lnempit+β5invit+β6techit+δit

(40)

式(38)、式(40)中，Yit為被解釋變量，代表服務業發展水平。Interit為核心解釋變量，代表地區互聯網技術發展水平。Interit×Effiit表示互聯網技術和交易效率的交互項，說明互聯網可以通過交易效率的調節效應影響服務業發展。式(39)中Effiit為被解釋變量。其他變量為一系列可能影響被解釋變量的控制變量，包括服務業投資率、經濟發展水平、技術進步水平、勞動力要素等。i和t分別表示地區和時間，εit、σit和δit均表示隨機誤差項。各變量具體說明如下。

2.主要變量選取

(1)被解釋變量

服務業發展水平(Y)。荊林波和李蕊(2008)[25]指出服務業的增加值、就業能力及勞動生產率是衡量其發展水平重要指標。在GDP中，服務業增加值占比反映了一國經濟的發展水平，一國的服務業增加值占比越高，該國的經濟發展水平越高(范超和劉曉倩，2018)[26]。因此，本文采用服務業增加值占GDP的比重來衡量服務業的發展水平。

(2)核心解釋變量

互聯網普及率(Inter)。互聯網技術與制造業、服務業的融合發展，能夠提升服務業的交易效率和競爭力水平，已成為推動我國服務業發展的重要力量。本文以互聯網普及率衡量互聯網發展水平。

(3)調節變量

交易效率(Effi)。借鑒已有研究(高帆，2007[27]；柳江，2011[28]；顏冬，2017[29]；Benham，1998[30]；Eigen-Zucchi，2001[31])，從基礎設施、通信、市場化程度、政府公共服務、對外開放程度、城市化六個維度來綜合反映交易效率，基礎設施指標由各地區公路里程數(公里)表示，通信指標由電話普及率(%)表示，市場化程度由城鎮個體或私營就業人數占就業總人數的比例(%)表示，政府公共服務指標由經物價指數處理后的政府公共財政支出(億元)表示，對外開放程度指標由進出口額占GDP的比重(%)表示，城市化指標由城市化率即城鎮人口與總人口的比例(%)表示，以上數據均來源于《中國統計年鑒》和各省歷年《統計年鑒》，基于SPSS25統計軟件，采用主成分分析法測算交易效率。

(4)控制變量

經濟發展水平(lnpgdp)。經濟越發達的地區，服務業一般也越發達。地方經濟發展水平的提高，一定程度上能促進個人收入水平的提高，根據凱恩斯消費理論，隨著收入增加，消費也將增加，個人消費需求的增加是服務業發展的重要推動力(曾世宏等，2019)[24]。

服務業投資率(lninv)。服務業投資的增加刺激了投資品和消費品的需求量，增加了服務總需求，推動了服務行業生產規模的擴大；增加服務業投資也會擴大社會生產力，提供更多服務業產品。因此，服務業投資的增加不僅能夠刺激服務消費需求，還能夠擴大服務消費供給，從而促進服務業產值增長(劉宇，2013)[32]。

勞動力要素(lnemp)。服務業就業人數增加為服務業的發展提供了基礎保障，而服務業的快速發展也能吸納更多的勞動力。

技術進步(Tech)。技術進步能夠提高生產設備的生產效率、改進產品的工藝水平，增加服務的種類和數量，拓寬服務供給和消費渠道，將服務要素帶到生產過程中，引發服務業和制造業的融合，進一步促進服務業發展。

(二)數據來源與描述性統計

為確保數據的連貫性和樣本的典型性，本文選取了我國30個省、市、自治區(港澳臺、西藏除外)2008-2017年的面板數據，研究互聯網技術通過提高交易效率對我國服務業發展的影響。原始數據主要來源于中國經濟信息網、歷年《中國統計年鑒》、《中國第三產業統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》，以及各省歷年《統計年鑒》。被解釋變量、核心解釋變量、調節變量和控制變量等相關指標的計算方法和數據來源詳見表1。

表1 變量的計算方法和數據來源

為進一步深入觀察各變量數據特征，在進行實證分析之前，先對面板數據模型的各變量進行描述性統計。為盡可能消除異方差和確保數據的平穩性，對部分變量做了自然對數處理，描述性統計主要采用的統計軟件是STATA15.0，具體結果見表2。

表2 變量的描述性統計

(續上表)

變量均值標準差最小值最大值東部均值中部均值西部均值Tech1.50441.06630.22276.01362.10491.15881.0491Inter×Effi20.863052.8534-40.2405204.750057.29731.3529-8.2062lnInter2×Effi1.63587.5834-14.407423.96076.8052-1.0385-2.5823

從表2可知：對于服務業發展水平指標來說，2008-2017年間中國服務業發展水平的最小值為28.6，最大值為80.56，全國均值為43.1612，十年間服務業占比增長顯著。同時，中國服務業發展存在明顯的地區異質性，東部地區的服務業發展水平均值為47.6974，西部地區為41.0407，而中部地區僅為39.2333，東部地區明顯高于全國平均值，中部和西部地區明顯低于全國平均值。而且，中部地區的服務業發展略慢于西部地區，可能的原因是：(1)東部地區經濟比較發達，產業結構較完善，以服務業發展為主導，在國家政策引導等因素影響下，主要工業正逐步向中、西部地區轉移，而中部地區作為產業轉移的重要接洽地，承接了大量從東部地區轉移出來的工業企業，這導致中部地區產業結構仍然以工業為主導，服務業發展比較緩慢；(2)雖然西部屬于欠發達地區，但旅游等服務資源比較豐富，帶動了西部地區的服務業發展。對于互聯網技術指標來說，2008-2017年間，我國互聯網發展迅速，互聯網普及率呈上升趨勢，東部地區互聯網技術發展相對較好，發展水平為49.1188，遠遠高于全國平均水平40.0538，中部地區和西部地區互聯網發展水平相當，但遠低于全國平均水平，這說明中國互聯網發展水平地區差異性較大。對于交易效率指標來說，十年間，我國各地區交易效率均呈上漲趨勢，但十分緩慢，且地區間差異大。

為更加清晰直觀地了解我國互聯網技術與服務業發展之間的關系，不妨將二者變量的觀察值描繪在同一直角坐標系中，觀察兩個變量的散點分布情況及散點擬合效果，初步形成對互聯網技術與服務業發展關系的感性認識，具體見圖1。

圖1 服務業發展水平和互聯網發展水平的散點分布圖

圖1為服務業發展水平和互聯網發展水平之間的散點分布圖。由圖可知，互聯網發展水平的兩種衡量指標和服務業發展水平散點分布都主要集中在某條直線的兩側，說明我國互聯網技術和服務業發展水平之間可能存在線性相關關系，互聯網技術水平的提高伴隨著服務業的不斷發展。

(三)實證檢驗及結果分析

下面將檢驗互聯網技術對我國服務業發展的影響。Hausman檢驗結果表明，互聯網技術對交易效率的影響及互聯網技術對服務業發展的影響在逐步加入控制變量的過程中，每一步均拒絕隨機擾動項和變量不相關的假設，應采用固定效應模型，加入交易效率作為調節變量時，應采用隨機效應模型。

1.互聯網技術對服務業發展的影響

檢驗互聯網技術對服務業發展的影響時，逐步加入控制變量進行回歸，結果如表3所示。

表3 互聯網技術對服務業發展的回歸結果

注：括號內為t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表3顯示，無論加入何種控制變量，互聯網技術都對我國服務業發展起顯著促進作用，且始終在1%的水平上顯著。其他控制變量方面，勞動力、服務業投資水平和技術進步等要素亦能對我國服務業發展產生正向影響，但技術進步的影響還不夠顯著，說明我國應該加大技術投入，充分發揮技術進步對服務業發展的影響。同時，地區人均生產總值與我國服務業發展呈顯著的負相關關系，說明經濟發展水平未能很好推動服務業發展。據國家統計局數據顯示，2010年我國經濟增長的速率為10.45%，2017年該數值降為6.8%，經濟增長速率逐年降低，這與服務業逐年增長的趨勢背道而馳，較低的經濟增長速率尚未很好地為服務業發展提供基礎支撐。

2.互聯網技術對交易效率的影響

表4為互聯網技術對交易效率的回歸結果。由表4可以看出，在全國范圍內，互聯網技術對交易效率的影響始終在1%的水平上顯著為正，說明互聯網技術的不斷改進可以促進交易效率的提高。

表4 互聯網技術對交易效率影響的回歸結果

注：括號內為t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

3.交易效率與服務業發展的回歸結果

上述回歸結果顯示，互聯網技術對交易效率和服務業發展均起顯著促進作用，那么，互聯網技術是否可以通過影響交易效率進而影響服務業發展呢？下面對此進行檢驗，基本思路為：將交易效率作為調節變量，在模型中引入互聯網技術與交易效率的交叉項，然后逐步加入控制變量進行回歸分析，得到基于交易效率的回歸結果，如表5所示。

表5 基于交易效率的回歸結果

注：括號內為t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表5顯示，將交易效率作為調節變量時，互聯網技術和交易效率的交互項對服務業發展的影響系數為0.0692，在1%的水平上顯著，加入控制變量后，交叉項對我國服務業發展的影響依然十分顯著，說明互聯網技術通過提高交易效率促進了服務業發展，與理論分析相一致。對于其他控制變量，在引入交易效率后，勞動力、服務業投資水平和技術進步都對服務業發展有顯著的促進作用，系數分別為1.008、9.368和2.581，擬合程度較好，在前文未加入交叉項的基準模型結果的基礎上增強了技術進步對服務業發展的促進作用。

(四)穩健性檢驗

前文三個模型的檢驗結果表明互聯網技術對提高交易效率、促進服務業發展以及通過提高交易效率促進服務業發展均具有顯著影響，為有效論證上述結果的穩健性，不妨將互聯網技術的衡量指標替換為互聯網寬帶接入端口數，得到結果如表6所示。

表6是三個模型穩健性檢驗的結果，基本與前述分析結果類似，核心解釋變量和控制變量對服務業發展的影響均符合上述預期。全國范圍來看，互聯網技術對服務業發展影響顯著，綜合影響力系數為4.450，尤其是加入交易效率作為調節變量后，互聯網技術對服務業發展影響更為顯著，綜合影響力系數為7.658；各地區來看，中部地區影響最為顯著，其次是西部地區和東部地區。穩健性檢驗結果從側面充分論證，無論是全國還是各地區，互聯網技術都能夠通過交易效率較好地影響服務業發展，但是不同地區互聯網技術對服務業發展的影響作用不同，互聯網技術對服務業發展影響的地區異質性較大。

表6 穩健性檢驗的結果

注：括號內為t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

(五)內生性檢驗

前文討論了互聯網技術對服務業發展的影響，然而，服務業的發展在一定程度上也會促進互聯網技術水平的提升，也會受其他許多變量的影響，因而可能存在互為因果關系和遺漏變量導致的內生性問題。本文將電話普及率作為互聯網普及率的工具變量，使用廣義矩估計法(GMM)進行內生性檢驗。一方面，電話普及率與互聯網普及率存在相關性，另一方面，電話普及率與服務業發展之間不存在直接的關聯性。因此，該變量符合有效工具變量的相關性和外生性條件。首先檢驗工具變量的有效性，Sargan檢驗結果表明，在5%的顯著性水平上，接受“所有工具變量均有效”的原假設，然后對回歸方程作一階差分，將滯后變量作為工具變量，進行過度識別檢驗，最后進行系統GMM估計，結果如表7所示。

表7 內生性檢驗的結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號里為P值。

內生性檢驗結果表明，所有工具變量均有效且擾動項不存在自相關，核心解釋變量和加入交易效率作為調節變量后均對服務業發展影響顯著，說明上文實證檢驗得到的互聯網技術通過提高交易效率促進服務業發展的結論是可靠的。

四 對實證結果的進一步解釋

互聯網技術為什么能提升交易效率，從而促進服務業發展。理論模型只是借鑒新興古典經濟學的分工理論做了數學邏輯推理。本部分進一步解釋其內在機理。

互聯網技術的應用可以降低交易費用，提高交易效率，增加服務供給者的供給量和消費者的需求量，從供給側和需求側兩方面同時增強服務業消費，進而促進服務業發展。一方面，互聯網技術提高了服務業企業研發、生產、銷售、售后等各環節的效率，降低了服務提供的成本，改善了服務質量，刺激了服務消費需求，滿足了消費者從傳統的溫飽型消費向享受型消費的過渡(李旭洋等，2019)[33]。另一方面，互聯網技術使生產者與消費者的溝通更加便捷迅速，個性化、定制化服務滿足了消費者的偏好，改進了服務消費體驗。進一步來講，互聯網技術作為一種應用廣泛的通用技術，固定成本巨大而邊際成本趨于零，最重要的經濟特征在于其規模經濟性。互聯網技術不僅產生了最具活力的互聯網產業，而且對其他產業也影響深刻。近年來迅速發展的服務業便離不開互聯網技術的發展。互聯網技術降低了生產、傳播、存儲、運輸、銷售、搜索、消費等各個環節的成本，具有顯著的長尾效應(克里斯·安德森，2006)[34]。隨著互聯網等智能技術在制造業、服務業等領域的應用，分享經濟、平臺經濟等新業態也應運而生，交易效率得到空前提高，服務消費大大增加，大部分服務行業具備了平臺化、智能化、個性化、多樣化、便捷化、規模經濟顯著等特點。

第一，互聯網技術在服務業領域的創新應用，催生了分享經濟新業態新模式，分享經濟利用互聯網技術對社會上大量閑置分散資源進行整合使用，突破了時空限制，打破了信息屏障，使信息傳遞更加便捷迅速，交易效率提升，實現了供需的快速精準匹配，提高了服務供給和消費的效率、質量，為服務業的創新發展提供了新動力。具體來說，一方面，依托互聯網技術而產生的分享經濟利用了大量閑置資源和分散勞動力，不僅傳統的服務供給者可以提供商品和服務，消費者之間也可以基于分享平臺互相提供產品和服務，提升了服務業的供給能力，也符合新興古典經濟學的“每個人事先既是消費者又是生產者”的假設；另一方面，共享服務的新商業模式也促使餐飲、清潔等傳統家庭自給自足式服務轉變為市場化服務，刺激了潛在的生活服務需求，拓寬了服務消費渠道，提升了服務消費效率,從而促進了服務業發展。如美團網推出了美團收銀茶飲版等餐飲管理系統，不僅提高了商家的點單和收銀效率，還實現了智能營銷和管理，提高了交易效率。

第二，依托互聯網、大數據、云計算、人工智能等新技術的平臺經濟為服務業發展提供了新的商業模式。平臺經濟通過雙邊市場效應和平臺的集群效應，使各參與方受益，實現平臺價值、客戶價值和服務價值的最大化。服務供給方通過網絡交易和服務平臺充分展示服務信息，自由供給，拓寬了市場規模，打破了區域和行業壟斷；服務需求方通過平臺獲取需要的服務信息，且可以輕易進行價格、質量等方面的比較，選擇最優的服務消費，在獲取信息環節無需付費，只需在最終的買賣環節付費，降低了搜尋成本，增加了自由的消費選擇，同時物流專業服務平臺、第三方支付平臺、保險等的發展為服務消費提供了切實保障。在智能化供需配置器的支持下，市場隔閡被打通，供求信息在市場之間的傳導變得更為迅速，服務業企業可以更快地感知到消費者需求的變化，并有針對地調整生產和銷售策略，進一步促進服務消費。總之，基于互聯網技術的平臺經濟的發展降低了各參與方的交易成本，大大提高了交易效率，提升了整個社會的資源配置效率，增強了服務消費，促進了服務業的創新發展。

下面實證檢驗互聯網技術、交易效率與服務業消費的關系。以城鎮居民人均服務消費支出(包括交通、通信、教育、文化、娛樂、醫療保健等支出)作為被解釋變量，互聯網普及率為核心解釋變量，交易效率為調節變量，以上數據均來源于《中國統計年鑒》。設定面板數據的基本模型為：Conit=χ0+χ1Interit+χ2Interit×Effiit+τit，其中，Conit為被解釋變量，代表服務業消費水平。Interit×Effiit表示互聯網技術和交易效率的交互項，說明互聯網技術可以通過交易效率的調節效應影響服務業消費。i和t分別表示地區和時間，τit表示隨機誤差項。檢驗結果如下：

表8 互聯網技術、交易效率對服務消費影響的回歸結果

注：括號內為t值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

由表8可知，全國范圍內，互聯網技術與交易效率的交叉項對服務消費的影響系數為0.0259，在1%的水平上顯著，對服務業消費有明顯的正向作用。表4回歸結果顯示互聯網技術對交易效率有顯著的促進作用。因此，互聯網技術能夠提升交易效率，增強服務業消費需求，從而促進服務業發展，與理論分析相一致。

五 主要結論及政策建議

本文根據新興古典經濟學的分工理論，運用超邊際分析方法，構建了互聯網技術、交易效率與服務業發展的一般分析框架，并利用2008-2017年我國30個省、市、自治區的面板數據對互聯網技術、交易效率與服務業發展之間的關系進行了實證檢驗。結論是：第一，互聯網技術通過提升交易效率，從而帶動服務消費來促進服務業發展；第二，不同地區互聯網技術對服務業發展的影響作用不同，互聯網技術對服務業發展影響的地區異質性較大。

因此，發揮服務消費對高質量發展的基礎性作用，關鍵在于降低互聯網技術的研發和使用成本，提升互聯網與傳統產業的融合度，從而進一步降低交易成本，提升交易效率。具體政策建議為：

第一，通過加大中西部地區的互聯網基礎設施建設實現高質量發展。創新、綠色、協調、開放與共享是高質量發展的應有之義。服務消費升級能夠實現綠色發展，加快推進中西部地區的信息網絡設施建設，提高中西部地區的互聯網技術水平，降低互聯網技術的研發和使用成本，縮小與東部發達地區的差距，有利于實現創新、協調與共享發展。

第二，進一步降低交易費用，提高服務消費交易效率。運用互聯網技術創新服務方式，擴大服務消費需求。從基礎設施、通信、市場化程度、政府公共服務、對外開放程度、城市化等多角度著手，綜合提高交易效率。政府應深化改革，加強制度保障，加大公共服務支出，完善公路、鐵路等交通網絡體系和充電樁、移動互聯網、5G等新基礎設施建設，擴大對外開放水平，改進交易技術和交易方式，持續降低外生交易成本和內生交易成本，強化互聯網等新技術創新對交易效率的促進作用，進一步促進服務業高質量發展。

第三，加快推進互聯網技術與現代服務業深度融合。深化以移動互聯網、大數據、云計算、物聯網等為代表的信息技術在服務業的廣泛應用，以培育網絡化、智能化、協同化的服務新業態為抓手，積極開發個性化的服務產品，開展體驗式、共享式消費服務，發展綜合性、特色型服務平臺，提升服務能力和用戶體驗，建立現代服務的互聯網消費平臺，進一步促進分享經濟、平臺經濟發展，優化現代服務業結構。服務業發展較好的東部地區應充分發揮互聯網開放創新優勢，提高自主創新能力，促進服務業智能化、高端化發展；服務業發展相對較弱的中西部地區應盡快解決“互聯網+”新業態發展面臨的體制機制障礙和人才匱乏問題，逐步推廣互聯網技術的應用，并做好區域間的配套與銜接，帶動服務業創新發展和經濟高質量發展。