我國服務業進口對居民人均消費支出的影響研究

姚戰琪

《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》（以下簡稱《綱要》）為我國開啟全面建設社會主義現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略部署和前瞻謀劃，明確提出穩步提高居民消費水平、培育新型消費，發展信息消費、數字消費、綠色消費和不斷擴大中等收入群體，持續釋放消費潛力等措施，為我國加快培育完整內需體系指明了方向。

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，我們應清醒地看到，我國不同時期各個地區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 省（市）的綜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，促進居民消費結構與產業結構的良性互動將成為我國經濟增長的結構性推動力。實現消費的高質量發展，必須樹立新理念、尋找新思路、探索新路徑，建立內需與外需協調增長機制，逐步形成以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，因此，要通過發揮進口貿易技術溢出效應、強化區域創新力度等措施，不斷提高我國人均消費水平。本文旨在研究服務業進口影響我國居民人均消費支出的內在機制，論證不同地區服務業進口和創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量的政策措施。

一、問題提出及研究貢獻

進出口貿易從多方面影響居民人均消費支出，分析和評價服務業進口技術溢出的激勵效果是檢驗政策是否有效的重要環節，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易的福利效應①GOLDBERG P K，PAVCNIK N.Distribution effects of globalization in developing countries［J］.Journal of economic literature，2007（1）：39-82.，將一國中間品貿易等因素納入國際貿易理論模型之中，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，學術界爭議頗多。當前，我國學術界已經關注進口貿易自由化與消費者福利之間的關聯作用。進口貿易自由化能促進消費者福利不斷提升，東部地區、南部地區、北部沿海地區及長江中游地區的貿易自由化對消費者福利水平的促進作用最顯著②羅秀英.進口貿易自由化、商品質量與消費者福利——來自中國八大區域的經驗證據［J］.華東經濟管理，2019（12）：107-112.，從收入結構來看，隨著收入的增加，貿易自由化帶來的進口商品福利效應逐漸減弱，甚至不顯著。進出口貿易影響居民人均消費支出的相關研究認為，貿易開放度正向促進城鄉居民消費不斷增長③王彥.論貿易開放度對城鄉居民消費的影響［J］.商業時代，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.城鎮化、FDI與中國居民消費波動——基于省級面板數據的實證研究［J］.華東經濟管理，2015（8）：83-88.。已有文獻對進出口貿易與居民消費的影響因素作出了有益探索，但是很少關注服務業進口技術溢出與我國居民人均可支配收入之間的關系。服務業進口技術溢出與我國居民人均可支配收入之間存在什么關系？為什么服務業進口技術溢出會影響我國居民人均可支配收入？服務業開放通過怎樣的路徑和機制對居民人均可支配收入產生影響？服務業開放對居民人均可支配收入的影響是否通過數字經濟發揮作用？這些問題目前都沒有得到解決，值得進一步研究。

本文將主要關注我國服務業進口技術溢出與居民人均消費支出之間的關系，探討服務業進口技術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據，本文深入剖析服務業進口技術溢出與我國居民人均消費支出之間的關系、內在影響機制及服務業進口技術溢出與我國居民人均消費支出之間關系成立的邊界條件。研究貢獻主要表現為：第一，構建一個有調節的中介模型系統，研究服務業進口技術溢出對我國居民人均消費支出的直接效應和間接效應，通過使用調節效應，有效解釋服務業進口技術溢出對我國居民人均消費支出的影響；第二，從區域創新的視角來分析服務業進口技術溢出影響我國居民人均消費支出的內部作用機制，加深我們對于服務業進口技術溢出與我國居民人均消費支出之間關系的理解；第三，進一步探索數字經濟對整個作用機制的調節作用，進一步驗證數字經濟對服務業進口技術溢出與我國居民人均消費支出關系的調節作用；第四，進一步使用門檻變量，研究在何種情形下服務業進口對我國創新效率的邊際影響、創新效率對我國居民人均消費支出的邊際影響以及服務業開放對我國居民人均消費支出的邊際影響會更大。

二、研究假設的提出

（一）服務業開放影響居民人均消費支出

首先，進口貿易是連接生產和消費的交換環節，進口貿易能促進消費產品多樣化發展。擴大進口是促進經濟高質量發展的實現路徑，政府應制定政策，以降低產品消費稅來促進進口增長，從而擴大我國國內需求①戴翔.主動擴大進口：高質量發展的推進機制及實現路徑［J］.宏觀質量研究，2019（1）：60-71.。其次，服務進口能促進經濟高質量發展，服務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，生產性服務進口能通過提高我國人均消費支出來促進經濟高質量發展。最后，貨物進口能促進經濟高質量發展，進口中高端消費品不僅能豐富我國進口地區消費者的消費清單，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.進口推動經濟高質量發展嗎？：一個供給側的視角［J］.世界經濟研究，2020（6）：73-88.。高技術產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品進口影響經濟發展質量的重要路徑，各類產品進口能通過人均消費支出來提升我國經濟發展質量。據此，本文提出以下假設：

H1：服務業開放與居民人均消費支出正相關。

（二）服務業開放通過提升創新效率等方式促進我國居民人均消費支出增長

1.服務業開放提升創新效率。首先，外商直接投資能顯著提升我國創新效率。服務業外商投資不僅能提高創新效率和創新數量，而且能通過溢出效應促進企業創新、打破市場壟斷、競爭逃避效應小于競爭擠出效應、降低下游制造業企業的生產和交易成本，但是服務業外商直接投資的鎖定效應不利于國內企業創新。其次，外資企業進入我國后通過鎖定效應影響內資企業創新行為。進入中國的外資企業能促進創新數量和創新效率增長，但不利于企業創新質量的提升，外商投資的競爭逃避效應大于競爭擠出效應。再次，對外直接投資能促進我國創新效率提升。服務業OFDI 成為我國走出去的主要領域，雖然我國對外直接投資主要流向傳統服務業，從而導致我國對外直接投資逆向技術溢出效應較小，但內陸地區的OFDI 能促進我國創新效率提升③翟艷.“一帶一路”背景下對外開放對內陸地區創新效率的影響研究［J］.經濟論壇，2020（5）：31-39.。最后，進口中間品能提升我國創新效率。雖然消費品進口的技術溢出不利于創新效率提升，但資本品和中間品進口的技術溢出能顯著提升我國創新效率④周榮軍.知識產權保護、進口貿易技術溢出對創新的影響［J］.統計與決策，2019（14）：90-94.。

2.創新效率促進居民人均消費支出增長。首先，科技創新對居民人均消費支出有正向影響。科技創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，即科技創新能通過促進要素資源的優化配置和提高生產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。科技創新對城鎮居民文化消費有正向影響，同時東部地區科技創新對城鎮居民文化消費的促進作用最大⑤顧江，王文姬.科技創新、文化產業集聚對城鎮居民文化消費的影響機制及效應［J］.深圳大學學報（人文社會科學版），2021（4）：47-55.。其次，科技創新是促進居民收入增長的關鍵，而消費結構升級有利于綠色技術開發效率和轉化效率不斷提升。本地和相鄰地區的消費結構升級不僅能促進本地的綠色技術開發效率提升，而且本地的消費結構升級能夠促進該地區綠色技術轉化效率的提升⑥賴永劍，賀祥民，潘素晶.消費結構升級與地區綠色創新效率的空間交互溢出效應——基于空間聯立方程及動態門限面板模型的實證檢驗［J］.生態經濟，2020（9）：78-85.。同時，綠色技術開發效率的提升能夠促進本地消費結構升級，但綠色技術轉化效率對本地的消費結構升級的促進作用較弱，主要是因為專利轉化為新產品在我國受到各種因素的制約，從而導致專利轉化率低。最后，東部、中部、西部三大地區的綠色技術轉化效率能正向促進消費結構升級，但三大地區的綠色技術開發效率對該地區的消費結構升級的促進作用較弱。據此，本文提出以下假設：

H2：創新效率在服務業開放對居民人均消費支出的影響中存在中介效應。

（三）數字經濟具有調節服務業進口技術溢出與居民人均消費支出之間關系的作用

數字經濟與我國居民人均消費支出緊密關聯。首先，互聯網技術打破了傳統地理空間的界限，大大縮短了時空距離，最大限度地整合了各種資源，網絡信息技術以及網絡經濟新業態的快速發展可能會影響消費。互聯網發展與中國能源消費之間呈現顯著正相關關系，互聯網的發展不但通過經濟增長來推動能源消費規模的擴大，而且互聯網發展通過經濟增長、研發投入、人力資本、金融發展和產業結構等渠道影響能源消費結構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，互聯網技術促進我國居民消費升級。互聯網消費技術通過變革消費主權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。互聯網消費技術能顯著影響我國居民消費結構，并能促進我國消費結構的優化升級，互聯網消費技術會抑制生存性消費支出增長，但能促進發展型消費支出增長②白萍，伊成山.城鄉居民消費升級的內生動力機制——基于互聯網視角的考察［J］.商業經濟研究，2019（8）：40-44.。

服務業進口技術溢出對居民人均消費支出的促進作用依賴于數字經濟，數字經濟推動服務業進口技術溢出對居民人均消費支出的促進作用不斷提升。數字經濟增長越快，服務業進口技術溢出對居民人均消費支出的促進作用就越顯著；數字經濟增長越慢，服務業進口技術溢出對居民人均消費支出的促進作用就越微弱。據此，本文提出以下假設：

H3：數字經濟調整服務業進口技術溢出與居民人均消費支出之間的關系，各地區互聯網技術越先進，數字經濟發展越快，服務業進口技術溢出與居民人均消費支出的正向關系越強。

三、模型構建、變量選取和數據來源

（一）模型構建

通過建立結構方程模型，可以探究服務業進口技術溢出通過提升創新效率和創新產出，從而對我國居民的消費水平產生的影響。首先，設定計量模型如下：

其次，使用中介效應方法來檢驗服務業進口技術溢出對居民人均消費支出的影響作用，可以通過創新效率（Inef）提升來實現，并考慮數字經濟（Dimy）和信息化發展水平（Dinf）的調節作用。

最后，建立結構方程模型來研究服務業進口技術溢出是否通過促進創新產出（Inou）增長來提高我國居民的消費水平，也考慮數字經濟和信息化發展水平的調節作用。

其中，Cons為居民人均消費支出，Inou為創新產出，Inef為創新效率，Seri為服務業進口技術溢出，Dimy為數字經濟，Dine為信息化發展水平，Control 為控制變量，控制變量包括全要素生產率（TFP）、大學生畢業人數（Stu）、城市人口數量（Urpo）。

（二）變量選取

1.核心解釋變量。參考姚戰琪的方法③姚戰琪.中國服務業開放對區域創新的影響［J］.改革，2020（1）：48-58.，計算各省份的服務業進口技術溢出。

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支出之和來計算企業創新效率、采用DEA_Malmquist 來計算創新效率等，本文使用第一種方法計算我國各省份的創新效率，采用專利申請數量來反映創新產出。

4.調節變量。采用數字經濟為調節變量。借鑒姚戰琪的方法①姚戰琪.數字貿易、產業結構升級與出口技術復雜度——基于結構方程模型的多重中介效應［J］.改革，2021（1）：50-64.，從4個維度選取14個二級指標，構建各省份的數字經濟發展綜合評價指標體系，包括采用移動互聯網接入流量累計值、移動App 活躍用戶數、移動互聯網市場規模、網絡購物市場規模來計算中國移動互聯網的城市競爭力指標；采用電子商務規模構成、中小企業B2B市場規模、網絡購物規模構成、在線旅游市場規模來計算企業電子商務指標；采用軟件產業企業個數、軟件產業軟件業務收入、移動寬帶用戶數來計算企業創新能力指標；采用計算機、通信和其他電子設備制造業營業收入，計算機、通信和其他電子設備制造業的企業單位數，電子信息產業制造業主營業務稅金及附加來計算數字化技術指標。首先進行數據化處理，對各變量進行正向化處理或標準化處理，然后使用熵權法計算各評價指標項的權重值，最后以權重值對數據進行加權后（即使用TOPSIS 法）得到各個評價對象的TOPSIS 評價計算結果，即各省份數字經濟發展綜合評價指數，采用國家互聯網信息辦公室、國家統計局、工業和信息化部、CNNIC 等機構公布的信息化發展指數來反映各地區的信息化發展水平。

5.控制變量。基于數據的可得性，在模型中使用全要素生產率、大學生畢業人數、城市人口數量作為控制變量，以反映生產率水平對居民人均消費的影響大學生的人力資本、城市人口對居民人均消費水平的影響。

（三）數據來源

表1為各變量的均值、標準差和相關系數，各變量之間的可靠性系數均大于0.7，同時Cronbach’s α系數均大于各變量之間的相關系數，表明內在一致性較強。同時，Cons與Seri顯著正相關，并通過1%的顯著性檢驗，初步支持了假設H1。使用變量的方差膨脹系數（VIF）來檢查變量之間是否存在多重共線性，發現VIF值均大于1 小于5，因此不存在多重共線性（表2）。服務業進口、城市人口數量、大學生畢業人數、研發支出、全國居民人均消費支出、專利申請數量、信息化發展指數來源于2013-2021年《中國統計年鑒》《中國高技術產業統計年鑒》、各省份統計年鑒以及Wind數據庫。

表1 相關性檢驗及各變量之間的可靠性系數

表2 變量的方差膨脹因子

四、模型檢驗及相關結論

（一）有調節的中介模型檢驗

表3 為有調節變量（數字經濟、信息化發展水平）和中介變量（創新產出、創新效率）的中介模型檢驗結果，使用模型1來研究服務業開放是否通過影響創新效率來促進國民消費能力提升，模型2以數字經濟為調節變量，模型3以信息化發展水平為調節變量；使用模型4來研究服務業開放是否通過影響創新產出來促進國民消費能力提升，模型5以數字經濟為調節變量，模型6以信息化發展水平為調節變量。

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

表3 有調節的中介模型檢驗

在控制變量中，城市人口數量對創新效率產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量的不斷增加，一方面刺激了地區增加創新投入，提升創新效率；另一方面城市人口數量與居民人均消費顯著負相關，城市人口數量的增加導致了地區居民人均消費增長緩慢，從而導致城市人口數量不能促進人均消費增長。大學生畢業人數對創新效率產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。大學生畢業人數能促進我國創新產出增長，但并未能促進創新效率提升。我國全要素生產率的增長主要來源于規模效率的提高，而純技術效率和技術進步對全要素生產率增長的作用為負，導致我國全要素生產率既不能促進我國創新效率提升，也不能促進人均消費支出增長。

（續表）

表4為數字經濟、信息化發展水平處于不同水平時服務業開放影響居民人均消費支出的條件效應。首先對數字經濟和信息化發展水平（調節變量）、服務業進口技術溢出（解釋變量）、創新效率和創新產出（中介變量）中心化，然后得到數字經濟處于不同水平時的條件效應。在模型7 中，當數字經濟大于-0.395時，LLCI和ULCI的置信區間均不包含零，因此數字經濟處于不同水平時的調節效應均顯著。可以看到，當中心化后的數字經濟分別為-0.395、0.146、0.700時，服務業進口技術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字經濟大于-0.395 時，服務業開放通過創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，當信息化發展水平大于-1.387 時，服務業開放通過創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，當信息化發展水平大于-1.384 時，服務業開放通過創新產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，當中心化后的數字經濟大于-0.732時，服務業開放通過創新產出對我國居民人均消費支出的促進作用不斷增強。

表4 調節變量處于不同水平時的條件效應

（二）不同地區服務業開放、創新效率對人均消費支出影響的空間效應

將總樣本劃分為東部地區、中部地區和西部地區，表5 為不同地區服務業進口技術溢出對人均消費支出影響的中介效應檢驗結果。中部地區和東部地區的服務業進口技術溢出的回歸系數為正，并通過了1%的顯著性檢驗，而在西部地區，服務業進口技術溢出的回歸系數為負，通過了1%的顯著性檢驗。東部地區和中部地區服務業進口技術溢出能顯著促進人均消費支出不斷提高，但對西部地區人均消費支出沒有顯著影響。雖然西部地區服務業進口技術溢出快速推進，但西部地區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，西部地區各省份普遍處在第三梯隊，其他方面的不足制約了服務業進口技術溢出對西部地區居民人均消費支出的促進作用。從空間效應來看，三大地區人均消費支出的空間項系數顯著為正，說明東部地區、中部地區和西部地區的人均消費支出均存在正向空間外溢性。東部地區服務業進口技術溢出的空間項系數顯著為正，因此東部地區服務業進口技術溢出對居民人均消費支出的外溢效應顯著。西部地區和中部地區的服務業進口技術溢出的空間項系數顯著為負，說明中部地區和西部地區服務業進口技術溢出對居民人均消費支出的外溢效應不顯著。

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、中部地區和西部地區，臨近區域居民人均消費支出每增長1%，會帶動本區域居民人均消費支出分別提升0.431%、0.417%、0.382%，臨近區域居民人均消費支出都會帶動本區域居民人均消費支出提高（表5）。與前文一致，東部地區和中部地區的城市人口數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，西部地區的城市人口數量對人均消費支出有促進作用，西部地區和中部地區全要素生產率能顯著促進該地區人均消費支出增長。

表5 不同地區服務業進口技術溢出對人均消費支出的影響

（續表）

（三）服務業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，以各地區居民人均可支配收入中位數為標準，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模型檢驗服務業進口技術溢出對不同收入群體居民人均消費支出的影響。表6 為異質性檢驗回歸結果，以人均收入分層來看，可看到高收入組的服務業進口技術溢出的回歸系數為0.197，通過了1%的顯著性檢驗，低收入組的服務業進口技術溢出的回歸系數為0.088,中間收入組的服務業進口技術溢出回歸系數為0.069，均通過了1%的顯著性檢驗，高收入組的服務業進口技術溢出的回歸系數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，服務業進口技術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，在高收入組，服務業開放對居民人均消費支出的促進作用更明顯。

表6 服務業進口技術溢出對不同收入群體人均消費支出的影響

（四）內生性檢驗

服務業進口、數字經濟與我國居民人均消費支出可能存在雙向因果關系，服務業開放和數字經濟會促進居民人均消費不斷增加，居民人均消費支出會導致服務業進口和數字經濟逐漸增長，因此，本文借鑒黃群慧等的做法①黃群慧，余泳澤，張松林.互聯網發展與制造業生產率提升：內在機制與中國經驗［J］.中國工業經濟，2019（8）：5-23.，使用郵政局數、固定電話用戶數作為數字經濟發展綜合評價指數的工具變量。一方面，選擇郵政局數、固定電話用戶數作為工具變量與數字經濟高度關聯；另一方面，郵政局數、固定電話用戶數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為內生性檢驗結果。第一，一階段檢驗結果發現，工具變量與解釋變量具有顯著的相關關系，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、固定電話用戶數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生變量有較強的相關性。第三，模型17、模型18 和模型19 的Kleibergen-Paap rk Wald F 統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。第四，模型17、模型18 和模型19 的Hansen J statistic 檢驗結果的P 值分別為0.379、0.363 和0.488，因此接受“過度擬合”的原假設。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，解釋變量具有內生性（表7）。

表7 內生性檢驗結果

五、服務業開放、創新效率對居民人均消費支出影響的門檻效應

（一）專利申請授權數門檻效應分析

企業專利申請授權數增長表明企業技術創新能力的提升，企業專利申請授權數增長越快，服務業進口技術溢出對創新效率的促進作用就越大；企業專利申請授權數增長越慢，服務業進口技術溢出對創新效率的促進作用就越弱。當企業專利申請授權數較少從而創新能力較弱時，企業通過進口獲得技術溢出規模就較小，企業就迫切需要通過進口及技術溢出來提升創新效率；當企業專利申請授權數較多從而創新能力較強時，企業通過進口獲得的技術溢出效應就能顯著促進技術進步和提高技術效率，從而顯著提升創新效率。因此，當企業專利申請授權數較少從而創新能力較弱時，服務業開放程度與創新效率的關系就薄弱。隨著企業專利申請授權數的不斷增長，服務業開放程度與我國創新效率就呈現互相促進的關系。基于此，提出以下假設：

H4：當專利申請授權數達到門檻值時，服務業進口對我國創新效率的邊際影響會增大。

（二）高技術產業銷售收入門檻效應的分析

創新效率對我國居民人均消費支出的影響應考慮高技術產業銷售收入。當高技術產業銷售收入低于門檻值時，創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產業銷售收入高于門檻值時創新效率的促進作用。當高技術產業銷售收入高于門檻值時，創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產業銷售收入低于門檻值時創新效率的促進作用。孫早、許薛璐也認為，高技術產業自主創新是推動我國消費增長的關鍵因素①孫早，許薛璐.產業創新與消費升級：基于供給側結構性改革視角的經驗研究［J］.中國工業經濟，2018（7）：98-116.，但是低技術產業技術吸收效應不能促進消費增長，因此提高創新效率能顯著提升居民人均消費支出，只有當高技術產業自主創新能力較強時，創新效率才能明顯促進消費結構高級化，而低技術產業不但不能提升整體消費水平，而且不能促進消費結構高級化。基于此，本文提出以下假設：

H5：當高技術產業銷售收入達到門檻值時，創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性，因此考察服務業開放對我國居民人均消費支出的影響時應充分考慮居民人均可支配收入。居民人均可支配收入越多，服務業進口技術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，服務業進口技術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致國內交通消費價格指數的上升，進口家庭設備價格的提升也會導致國內家庭設備消費價格的上升，但進口電子產品價格上升會導致國內家庭設備進口價格的下降①羅知，郭熙保.進口商品價格波動對城鎮居民消費支出的影響［J］.經濟研究，2010（12）：111-124.。基于此，本文提出以下假設：

H6：服務業進口技術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，當居民人均可支配收入達到門檻值時，服務業開放對我國居民人均消費支出的邊際影響會增大。

（四）門檻效應的模型設計和檢驗

1.模型設定及變量選取。首先，設立以專利申請授權數（Zhsh）為門檻變量的單門檻模型（可根據門檻效應檢驗結果來選擇雙門檻或多門檻模型，下同）：

其次，設立以高技術產業銷售收入（Gaox）為門檻變量的單門檻模型：

最后，設立以居民人均可支配收入（Rs）為門檻變量的單門檻模型：

2.門檻效應檢驗。表8為被解釋變量為創新效率和居民人均消費支出，門檻依賴變量為服務業進口技術溢出、創新效率，并使用專利申請授權數、高技術產業銷售收入、居民人均可支配收入門檻變量情形下的門檻效應檢驗結果。

表8 門檻效應檢驗結果

（續表）

在創新效率為因變量、服務業進口技術溢出為門檻依賴變量、專利申請授權數為門檻變量時，臨界值通過了單一門檻效應的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，專利申請授權數存在單一門檻效應，專利申請授權數的單一門檻值為98101。在居民人均消費支出為因變量、創新效率為門檻依賴變量、高技術產業銷售收入為門檻變量時，臨界值通過了單一門檻效應的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，高技術產業銷售收入存在單一門檻效應，高技術產業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、服務業進口技術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和雙重門檻效應的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，且居民人均可支配收入的雙重門檻值為40626.719和42930.660。

表9 門檻值及置信區間

3.門檻效應估計結果。當專利申請授權數小于門檻值98101時，服務業進口技術溢出對我國創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；當專利申請授權數跨越門檻值98101 時，服務業進口技術溢出能顯著促進我國創新效率增長，并通過了1%的顯著性檢驗，因此，針對服務業進口技術溢出對我國創新效率影響的估計結果，存在專利申請授權數的門檻效應，支持假設H4。

當高技術產業銷售收入小于門檻值24.801 時，創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新效率增大而減小；當高技術產業銷售收入跨越門檻值24.801 時，創新效率對居民人均消費支出的促進作用快速增長，回歸系數增長為0.069，也通過了1%的顯著性檢驗，因此，針對創新效率對居民人均消費支出影響的估計結果，存在高技術產業銷售收入的門檻效應，當高技術產業銷售收入達到門檻值時，創新效率對居民人均消費支出的邊際影響會增長，支持假設H5。

當全體居民人均可支配收入小于門檻值40626.719 時，服務業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，服務業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，服務業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，服務業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，針對服務業進口對我國居民人均消費支出影響的估計結果，存在全體居民人均可支配收入的門檻效應。當全體居民人均可支配收入低于門檻值40626.719 時，服務業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，服務業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，服務業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，針對服務業進口對我國居民人均消費支出影響的估計結果，存在全體居民人均可支配收入的門檻效應（見表10），支持假設H6。

表10 各變量對居民人均消費支出的門檻效應估計結果

六、相關結論及政策建議

（一）相關結論

實證結果表明，服務業進口技術溢出對我國居民人均消費支出具有顯著的正向促進作用，驗證了當今服務業開放促進我國不斷提升居民消費水平的有效性，說明服務業開放是促進居民人均消費支出增長的重要因素。我國服務業開放通過創新效率來促進我國居民人均消費支出不斷增長，創新效率在服務業開放與我國居民人均消費支出之間起到中介作用。數字經濟調節了服務業進口技術溢出與居民人均消費支出之間的關系，數字經濟在促進我國服務業技術溢出和居民人均消費支出增長方面發揮更大作用。通過空間層面的分析發現，在專利申請授權數低于門檻值的省份，服務業進口技術溢出能促進我國創新效率的增長，但與跨越門檻值相比，顯著性并不明顯；在專利申請授權數高于門檻值的省份，服務業進口技術溢出能顯著促進我國創新效率的增長；在高技術企業銷售收入低于門檻值的省份，創新效率不能促進我國人均消費支出增長，在高技術企業銷售收入高于門檻值的省份，創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，服務業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，服務業進口能顯著促進我國居民人均消費支出增長。

（二）相關政策建議

1.加快發展數字經濟。我國數字經濟發展水平會顯著增強服務業開放對我國居民人均消費支出的促進作用，要加強和規范數字經濟的監管。高度重視數字經濟與生物、能源等技術的融合，加快數字化轉型，加大新型數字基礎設施投資力度，既要依托數字經濟與第一產業、第二產業和第三產業的融合發展，促進產業數字化轉型，也要加強數字經濟基礎設施建設，大力培養數字化人才，加快5G網絡、數據中心等相關基礎設施建設。與此同時，在推進數字經濟高質量發展的進程中，加強營商環境、公共服務平臺等領域軟實力建設。此外，引導數字經濟向欠發達地區滲透，通過數字經濟帶動和發展數字化農業、農村數字普惠金融，推動產業數字化升級；加快農村數字化人才培養，推動鄉村人才振興，培養造就大批結構合理的農村信息化人才隊伍。

2.從深層次提高高技術產業創新效率。當前我國部分地區高新技術產業創新效率仍不高，部分地區的創新效率仍不能促進人均消費支出增長，各地在高新技術產業銷售收入增長的同時，不僅要提高創新效率，而且要確保高技術產業的創新質量和創新效率的有機協調①俞立平，邱棟，彭長生，等.高技術產業創新效率對創新質量作用機制研究［J］.宏觀質量研究，2021（2）：29-42.。企業短期能提高創新效率，但對創新質量提高不利，而要提高創新質量，短期對創新效率提高不利。因此，高技術產業必須從深層次提高創新效率，要大力推動高附加值、高技術含量的高技術產業對外開放，更好地提高企業技術創新能力，大力發揮國民素質、金融市場化及外資占比和法律約束力對我國服務貿易進口與創新能力之間關系的調節效應。

3.促進全體居民人均可支配收入穩步增長。當全體居民人均可支配收入較高時，服務業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，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，提供各種就業機會，增強消費對經濟發展的基礎性作用，要不斷促進居民人均消費支出增長，加快促進我國消費復蘇。與此同時，通過發展數字經濟來帶動城市和農村地區的消費，優化城市和農村消費環境，刺激消費潛力，提升消費者的滿意度。

4.西部地區應加快推進數字貿易發展。西部地區進口技術溢出不能促進人均消費支出增長，因此要加快推進數字產業發展，在“一帶一路”倡議下，西部地區（如新疆、陜西、廣西等省區）應建立數字貿易中心，大力發展數字經濟，提高信息化發展水平，通過提高信息化發展水平和提升數字經濟競爭力來促進人均消費支出增長。信息技術革命、數字化技術能顯著促進服務業國際化，技術變遷能降低服務業標準的國際化的成本，技術變遷也使得服務業國際化的規模報酬遞增。因此，西部地區要加快發展與信息技術相關的數字經濟，培育服務業龍頭企業，大力發展與貨物貿易相關的服務貿易，加快服務貿易企業的數字化轉型，不斷提升企業的國際競爭力。