區域對外服務能力、要素流動與經濟協調發展

〔摘 要〕 區域對外服務能力提高是否有助于區域間生產要素的相互協調和高效配置， 進而顯著推動了區域經濟協調發展。為回答這一問題， 本文從理論分析和實證檢驗兩方面探究區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響效應和作用機制。研究結果顯示： 區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響呈現倒“Ｕ” 型。影響機制分析發現， 區域對外服務能力通過提高區域間勞動力要素流動和資本要素流動對區域經濟協調發展發揮正向作用。異質性分析發現， 東部、中西部地區對外服務能力對區域經濟協調發展的影響均為倒“Ｕ” 型， 且不存在組間差異； 區域對外供給高端服務要素對區域經濟協調發展的作用效果顯著大于區域對外供給低端服務要素的作用效果。

〔關鍵詞〕 區域對外服務能力 勞動力要素流動 資本要素流動 區域經濟協調發展 產業結構 地理位置 生產性服務業

ＤＯＩ：１０．３９６９ ／ ｊ．ｉｓｓｎ．１００４－９１０Ｘ．２０２５．０３．０１２

〔中圖分類號〕Ｆ１２７； Ｆ４２７ 〔文獻標識碼〕Ａ

引 言

“十四五” 規劃和２０３５ 年遠景目標指出， 要“優化區域經濟布局， 促進區域協調發展”。黨的二十大報告也明確提出， “促進區域協調發展” 是加快構建新發展格局、著力推動高質量發展的重要內容之一。中國政府為實現區域協調發展， 作出了一系列重要決策部署， 包括統籌推進東部率先發展、西部大開發、中部崛起和東北振興區域發展戰略， 以及推出“一帶一路” 建設、京津冀協同發展、長江經濟帶發展三大戰略， 通過引領發揮各地區比較優勢， 區域發展的協調性不斷增強。但不可否認的是， 區域間經濟社會差距過大問題仍存在， 且區域間合作發展機制不完善， 且區域發展出現產業結構趨同現象、產業發展受資源和生態環境制約問題日益突出［１］ 。因此， 如何進一步優化區域結構， 激發各區域發展潛能， 堅持推動區域協調發展， 是未來政府工作和學界研究的重要方向。

隨著區域經濟產業結構發生變化， 各區域經濟增長的主動力逐漸由第二產業轉向第三產業， 尤其是生產性服務業已經成為引領產業向價值鏈高端攀升的重要力量， 對暢通優化經濟循環和實現經濟高質量發展具有重要作用。同時， 現代化產業體系的內涵邏輯和發達經濟體的實踐經驗也表明， 生產性服務業提高規模、優化結構、增加產品和服務多樣性， 對于推動區域經濟協調發展發揮著正向作用。尤其當生產性服務業企業供給的服務要素突破行政邊界線， 提高對周邊區域產業的輻射帶動作用， 形成生產性服務的供銷網絡， 對區域間經濟發展的影響更顯著［２，３］ 。提高區域對外服務能力， 各區域產業發展無需再拘泥于在生產性服務業集聚區選址， 而是在借力于其他區域供給服務要素的基礎上， 依托自身優勢資源稟賦進行產業的協調發展和高效配置， 進而對區域經濟協調發展產生影響。為此， 提高區域對外服務能力能否促進區域經濟協調發展？ 其背后機理是什么？ 本文將探究區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響與內在機制， 并對可能的傳導機制進行討論。

１ 文獻評述

與本文主題相關的研究主要集中在區域經濟協調發展的學理分析、定量分析以及影響因素等議題上。

（１） 部分學者對區域經濟協調發展進行了學理分析和定量分析。樊杰和王亞飛（２０１９）［４］ 分析認為， 區域協調發展一定是優勢互補、相互促進、共同繁榮的發展， 但過去４０ 年的中國區域發展不平衡問題更加突出， 區域差距依然很大。李蘭冰（２０２０）［５］ 在識別中國區域協調發展階段、特征事實和異質性條件的基礎上， 以區域一體化為核心，提出地方政府博弈優化的區域協調發展路徑。丁如曦等（２０２０）［６］ 指出， 合理有序的城市空間組織結構是區域資源空間配置優化、經濟高質量協調發展的平臺和載體。蔣和勝和孫明茜（２０２２）［７］ 指出， 推動區域協調發展， 形成“雙循環” 新發展格局， 須發揮中國特色社會主義的制度優勢。孫久文和胡俊彥（２０２２）［８］ 分析認為， 區域協調發展是推進中國式現代化的重要功能， 并探尋了實現社會主義現代化過程中區域協調發展的戰略走向。郝憲印和張念明（２０２３）［９］ 指出， 新征程促進區域協調發展， 應在深化推動各大區域板塊經濟社會協調發展的同時， 深入推動各類區域發展戰略的融通協調。

（２） 學者們對影響區域經濟協調發展的因素展開大量的研究。倪鵬飛等（２０１４）［１０］ 通過構建證券市場資本流動模型， 發現證券市場對區域人均收入差距倒“Ｕ” 型曲線有加快作用。薛暢等（２０２２）［１１］ 認為， 銀行業跨地聯通顯著縮小了兩地經濟增長的差距， 進而促進區域經濟協同發展。常向東和尹迎港（２０２２）［１２］ 將“寬帶中國” 試點作為準自然實驗， 發現網絡基礎設施整體上促進地區經濟的協調發展。劉強和李澤錦（２０２２）［１３］ 分析指出， 產業結構升級通過公共服務水平提升和基礎設施條件改善對經濟協調發展發揮正向作用。蘇婧等（２０２２）［１４］ 分析認為， 數據要素集聚對區域發展差距的影響呈倒“Ｕ” 型， 即數據要素集聚的品牌創新效應和技術進步效應在短期內拉大了區域間的發展差距。林晨等（２０２２）［１５］ 研究指出， 外部產業投資能提高落后地區的資本存量和技術水平， 進而實現區域協調發展。諶仁俊和周雙雙（２０２２）［１６］基于中國制造業企業能源經濟數據， 發現“十一五” 規劃節能目標政策未能促進區域協調發展。陳楠和蔡躍洲（２０２３）［１７］ 研究認為， 人工智能對經濟增長的促進作用難以通過經濟水平相近、產業結構相似、地理位置鄰近等條件傳導至鄰近區域，技術進步也尚未對區域經濟關聯產生顯著影響。

綜上， 相較于現有研究， 本文的研究內容包括以下三方面： （１） 基于２００４～２０２２ 年中國２８５ 個城市的面板數據， 構建區域對外服務能力和區域經濟協調發展指標， 理論分析和實證探究區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響； （２） 探究區域對外服務能力對區域經濟協調發展的作用機制， 揭示背后的影響機理， 包括提高區域對外服務能力引起的勞動力要素流動和資本要素流動的路徑； （３） 由于區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響可能會因地理位置和生產性服務業層級而存在差異， 為此本文從地理位置和生產性服務業層級異質性出發進行深入論證與檢驗， 其研究結論在政策層面更具啟示意義。

２ 理論分析與研究假設

２. １ 區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響

生產性服務業和區域經濟（產業）為“供給”與“需求” 的關系。當區域生產性服務業的總量較低和結構較單一時， 產品和服務只能滿足本區域產業的有效需求， 不利于區域間產業協同發展。各區域產業發展只能依賴于本區域的勞動力、資本、信息技術， 無法實現中間投入規模經濟、吸收其他區域的正向知識和技術溢出［１８］ 。因此， 較弱的區域對外服務能力會顯著擴大區域經濟發展差距， 不利于區域經濟協調發展。當區域對外服務能力逐漸提高， 意味著本區域生產性服務業發展具有規模較大、結構優化、產品和服務多樣性特征， 不僅能滿足本區域產業對服務要素的需求，還能發揮輻射帶動作用對其他區域產業發展產生正向的空間溢出效應。因此， 隨著區域對外服務能力提高， 各區域產業發展無需再分布在生產性服務業集聚區， 而是結合自身區位條件、資源稟賦等制約因素， 因地制宜地發展適合本區域的優勢產業［１９］ 。在此基礎上， 根據產業空間布局理論，各區域的資源配置效率提高、產品競爭力提升和產業協同集聚發展， 并可以避免產業重復投資、發展同構化和產業空心化等問題。進一步地， 這說明區域對外服務能力提高有助于促進區域經濟協調發展。為驗證上述分析， 本文提出如下假說：

假說１： 區域對外服務能力在較低水平時會擴大區域經濟發展差距， 但隨著區域對外服務能力加強， 最終會顯著促進區域經濟協調發展。即區域對外服務能力與區域經濟協調發展呈倒“Ｕ” 型關系。

２. ２ 區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響機制分析

依據產業結構理論和空間經濟學理論， 區域對外服務能力提高， 表明該區域供給的服務要素在各區域之間已實現自由和充分的流動。具體表現為以下兩方面： （１） 生產性服務業的從業人員在區域間自由流動進行業務交流與合作； （２） 會引起協同集聚發展的產業（尤其是制造業）資本在區域間進行有效的投資配置。

區域對外服務能力通過提高勞動力要素流動促進區域經濟協調發展。相對于制造業企業的生產要素為資本和簡單重復勞動力， 生產性服務業企業的主要生產要素是高技能和高學歷勞動力， 如金融商務和計算機軟件企業多為高學歷的員工。而且服務業務一般依托于勞動力在區域間往返交流洽談或借助互聯網技術跨越時空距離來完成。即區域對外服務能力提高使得服務要素供給范圍突破行政邊界線， 生產性服務業從業人員會到其他區域進行業務的學習、交流與合作。這表明不同區域間可以相互共享熟練勞動力， 本區域生產性服務業高質量發展會為其他區域產業發展注入高科技和高學歷人才［２０，２１］ ， 即促進了區域間勞動力要素流動。如銀行總部工作人員到地方分行開展業務交流與指導工作； Ａ 區域向Ｂ 區域產業發展提供商務咨詢和發展戰略的業務。進而由于不同區域間勞動力要素流動產生的顯性和緘默知識溢出， 有助于通過推進區域技術創新、專業化分工和降低交易成本等途徑對區域經濟協調發展發揮積極作用。

區域對外服務能力通過提高資本要素流動促進區域經濟協調發展。生產性服務業與制造業之間為合作共生關系， 隨著區域對外服務能力提高，有助于緩解其他區域投資發展對服務要素需求的痛點， 進而改變制造業與生產性服務業的空間集聚特征。這表現為制造業與生產性服務業的協同集聚開始出現部分分離［２２］ ， 即兩者的空間布局逐漸呈現離散態勢。因此， 在服務中間投入品得到充分保障的前提下， 依據企業選址理論， 各區域制造業投資和選址設廠可優先考慮本區域的原材料供應、勞動力條件等比較優勢稟賦。進一步地，制造業企業再從其他區域購置具有質量更優、性價比更高和種類更多樣化的生產性服務， 表現為企業通過合理配置技術、資本、勞動和服務中間投入品， 得以實現利潤最大化。這說明區域對外服務能力提高， 顯著促進資本（尤其是制造業資本）在區域間的高效流動與配置。進而由于資本要素流動， 有效緩解相對落后區域對資本需求的壓力，縮小區域間經濟發展水平的差距， 最終推動區域經濟協調發展。為驗證上述分析， 本文提出如下假說：

假說２： 加強區域對外服務能力有助于通過提高勞動力要素流動和資本要素流動來促進區域經濟協調發展。

３ 模型構建與變量選擇

３. １ 計量模型

本文為探究區域對外服務能力對區域經濟協調發展的非線性影響效應， 構造了如下計量模型：

ＥＣＯｉｔ ＝α０＋α１ＰＲＯＳｉｔ ＋α２ＰＲＯＳ２ｉｔ ＋?Ｗｉｔ ＋βｃｏｎｔｒｏｌｉｔ ＋δｉ ＋φｔ ＋εｉｔ （１）

其中， 下標ｉ 和ｔ 分別表示城市和年份； ＥＣＯｉｔ表示區域經濟協調發展水平； ＰＲＯＳｉｔ 表示區域對外服務能力； ＰＲＯＳ２ｉｔ表示區域對外服務能力的平方項； ｃｏｎｔｒｏｌｉｔ表示控制變量的集合。δｉ 、φｔ 分別表示城市固定效應和年份固定效應； εｉｔ 表示隨機擾動項。

３. ２ 變量度量

３. ２. １ 區域對外服務能力

區域對外服務能力是指本區域對其他區域供給服務要素和服務產出的能力強弱， 反映了該區域的服務對外輻射力度①。本文借鑒柳坤和申玉銘（２０１４）［２３］ 的研究， 采用如下方法測算區域對外服務能力。

ＰＲＯＳｉ ＝Ｎｉ ×Ｅｉ ＝ｇｄｓｉ/ｌａｂｉ ×［ｌａｂｉｊ －ｌａｂｉ（ｌａｂｊ ／ ｌａｂ）］ （２）

其中， ＰＲＯＳｉ 表示區域ｉ 對外服務能力， 由服務的外向功能效率（Ｎｉ ）與服務的外向功能量（Ｅｉ ）的乘積項組成。對于Ｎｉ ， 采用勞動生產率表示，本文以服務業勞動生產率代替生產性服務業勞動生產率， ｇｄｓｉ 表示區域ｉ 服務業增加值， ｌａｂｉ 表示區域ｉ 服務業從業人員數量。對于Ｅｉ ， 以產業集中度（區位熵）判斷區域ｉ 是否具有外向功能量。如果區域ｉ 生產性服務業部門ｊ 的區位熵大于１， 則認為區域ｉ 生產性服務業部門ｊ 存在外向功能， 即區域ｉ 分配給生產性服務業部門ｊ 的比重大于全國的分配比重； 如果區域ｉ 生產性服務業的區位熵小于１， 則認為區域ｉ 生產性服務業部門ｊ 不存在外向功能。ｌａｂｉｊ表示區域ｉ 生產性服務業部門ｊ 的從業人員數量； ｌａｂｉ 表示區域ｉ 所有部門從業人員數量； ｌａｂｊ 表示全國生產性服務業部門ｊ 的從業人員數量； ｌａｂ 表示全國所有從業人員數量。

３. ２. ２ 要素流動

（１） 對于勞動力要素流動， 本文基于修正的引力模型對勞動力要素流動進行度量， 借鑒卞元超等（２０２０）［２４］ 的研究， 影響勞動力在區域間流動的因素主要是工資水平和就業率， 為此選取這兩個因素作為影響勞動力要素流動的吸引力變量。測算公式如下：

其中， ｌａｂｏｒｉ 表示區域ｉ 的生產性服務業勞動力要素流動量。ｌａｂｏｒｉｊ 表示從區域ｉ 流動到區域ｊ的生產性服務業勞動力數量； ｌａｂｉ 表示區域ｉ 的生產性服務業從業人員數量。由于統計年鑒缺乏細分行業從業人員的平均工資和就業率數據， 為此本文以區域的整體工資水平和就業率來代替。ｗａｇｅｊ 和ｗａｇｅｉ 分別表示區域ｊ 和區域ｉ 的在崗職工平均工資； ｅｍｐｊ 、ｅｍｐｉ 分別表示區域ｊ 和區域ｉ 的就業率。

（２） 對于資本要素流動。生產性服務業作為制造業重要的中間投入品， 對制造業技術進步和生產率提高等影響較大， 為此本文只考慮區域對外服務能力對制造業資本要素流動的影響。借鑒白俊紅等（２０１７）［２５］ 的研究， 利潤總額、金融市場發育水平是影響資本在區域間流動的主要因素， 為此選取其作為吸引力變量構造引力模型， 用以測度資本的流動數量。

其中， ｃａｐｉｔａｌｉ 表示區域ｉ 的制造業資本要素流動量。ｃａｐｉｔａｌｉｊ表示從區域ｉ 流動到區域ｊ 的制造業資本數量； ｃａｐｉ 表示區域ｉ 的制造業資本存量，本文基于各城市規模以上工業企業的流動資產數據， 采用永續盤存法測算。ｒｅｕｊ 、ｒｅｕｉ 分別表示區域ｊ 和區域ｉ 的規模以上工業企業利潤總額； ｆｉｎｊ 、ｆｉｎｉ 分別表示區域ｊ 和區域ｉ 的年末金融機構貸款余額。

３. ２. ３ 區域經濟協調發展

本文借鑒倪鵬飛等（２０１４）［１０］ 的方法， 基于城市層面的人均國內生產總值的離差刻畫區域經濟協調發展。離差是通過計算得到樣本數據與樣本平均值的差的絕對值， 反映了該區域在人均國內生產總值上與全國之間的差異。數值越小， 表明區域間經濟發展差異越小， 區域間經濟趨于協調發展； 反之， 則說明區域間經濟發展的差距擴大。測算公式為：

ＥＣＯｉｔ ＝ |ｙｉｔ －-ｙｔ|（５）

其中， ｙｉｔ表示年份ｔ 區域ｉ 的人均國內生產總值； ｙｔ 表示年份ｔ 所有區域的人均國內生產總值的平均值。

３. ２. ４ 控制變量

本文加入如下控制變量： （１） 科技創新（ｔｅｃ），以地方一般公共預算支出中科學技術支出的自然對數刻畫； （２） 投資規模（ｉｎｖ）， 以各地區固定資產投資占國內生產總值的比重度量； （３） 人力資本水平（ｈｕｍ）， 以各地區普通高等學校在校學生數的自然對數衡量； （４） 產業結構水平（ｉｎｄ）， 以第三產業與第二產業的比值度量； （５） 對外開放程度（ｏｐｅ）， 以外商直接投資合同項目數的自然對數刻畫。無特別說明， 本文研究數據均來自《中國城市統計年鑒》。

４ 實證結果分析

４. １ 基準回歸結果

表１ 報告了區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響結果。（１） 由列（１）、（２）， 發現在加入固定效應的基礎上， 無論是否加入控制變量， 區域對外服務能力的系數均顯著為正， 表明區域對外服務能力提高會顯著擴大區域經濟發展差距； （２） 由列（３）、（４）， 進一步加入區域對外服務能力的平方項來考察區域對外服務能力與經濟協調發展間的非線性關系。結果發現， 區域對外服務能力的系數均顯著為正， 而區域對外服務能力平方項的系數均顯著為負。這說明區域對外服務能力較低時， 將顯著擴大區域經濟發展差距； 但隨著區域對外服務能力的加強， 反而將有助于明顯縮小區域經濟發展差距。即區域對外服務能力對區域經濟發展差距的影響呈現倒“Ｕ” 型，假說１ 得到驗證。這可能是因為在區域對外服務能力較弱時， 區域的服務要素和服務產出只能用于滿足本區域的產業發展需求， 尚不能突破行政邊界線為其他區域產業發展提供服務要素， 因此會不利于區域經濟協調發展。但隨著區域對外服務能力提高， 各區域間可以構筑服務營銷網絡， 共享優勢服務要素和服務產出， 有效滿足各區域產業發展對服務要素的需求， 進而有助于區域經濟協調發展。

４. ２ 區域對外服務能力影響經濟協調發展的機制檢驗

進一步驗證加強區域對外服務能力通過提高勞動力要素流動和資本要素流動的途徑來有效促進區域經濟協調發展， 表２ 報告了相關實證結果。（１） 對于勞動力要素流動效應。由列（１）、（２），發現區域對外服務能力的一次項和平方項對勞動力要素流動的影響系數均在１％的水平上顯著， 說明存在間接效應； 且區域對外服務能力和區域對外服務能力平方項對區域經濟協調發展的系數也均顯著， 說明區域對外服務能力對經濟協調發展的直接效應存在。同時， 依據直接效應不為０， 說明區域對外服務能力與經濟協調發展的倒“Ｕ” 型關系存在部分中介效應； （２） 對于資本要素流動效應。由于區域對外服務能力平方項對資本要素流動的影響系數存在不顯著情形， 為此需要進行Ｓｏｂｅｌ 檢驗。結果顯示， Ｓｏｂｅｌ 檢驗的Ｚ 值大于５％顯著性水平上的０ ９７， 說明存在中介效應。由列（３）、（４）， 同樣通過依次檢驗區域對外服務能力對資本要素流動的影響， 以及資本要素流動對區域經濟協調發展的影響， 發現區域對外服務能力對區域經濟協調發展存在以資本要素流動為中介變量的中介效應。綜上， 假說２ 得到證實。這說明區域對外服務能力提高， 是通過加強區域間勞動力要素流動和資本要素流動， 有效整合和協調各區域的優勢稟賦， 進而積極促進區域經濟協調發展。

４. ３ 穩健性檢驗

４. ３. １ 重新度量被解釋變量

本文基于各城市人均國內生產總值、所有城市人均國內生產總值的均值， 對區域經濟協調發展變量重新度量， 測算公式為： ＥＣＯｉｔ ＝ ｙｉｔ ／ ｙｔ －１ ， 變量含義同式（５）。數值越大， 說明區域間經濟發展越不平衡， 即區域經濟在空間上處于失衡狀態； 反之則說明區域間經濟發展趨于協調。實證發現區域對外服務能力與區域經濟協調發展呈倒“Ｕ” 型關系， 這說明了本文估計結果的穩健性②。

４. ３. ２ 分位數回歸

為進一步驗證區域對外服務能力對經濟協調發展的影響， 本文選取５０％分位點對回歸模型進行分位數回歸， 發現在５０％分位點上， 在加入控制變量和固定效應之后， 區域對外服務能力的系數顯著為正， 而區域對外服務能力平方項的系數顯著為負。這進一步證實了區域對外服務能力對區域經濟協調發展的倒“Ｕ” 型影響。

４. ３. ３ 子樣本檢驗

本文基于兩個方面進行子樣本檢驗， （１） 由于２００８ 年全球金融危機波及中國各產業發展， 造成經濟嚴重下滑， 可能會干擾區域對外服務能力對經濟協調發展的影響效應。因此剔除２００８ 年研究樣本， 研究發現區域對外服務能力系數為０ ２１５９，在１％的水平上顯著； 區域對外服務能力平方項的系數為－０ ００４２，同樣在１％的水平上顯著； （２） 由于省會城市和直轄市的經濟較為發達， 生產性服務業的從業人員和增加值占比相對較高， 進而這些區域對外供給服務要素能力較強， 并與其他區域經濟的發展差距相對較大， 可能會高估區域對外服務能力對經濟協調發展的作用效果。為此，剔除省會城市和直轄市樣本， 實證發現區域對外服務能力對區域經濟協調發展仍呈現倒“Ｕ” 型影響。以上說明本文實證結果具有較強的穩健性。

４. ３. ４ 工具變量法

需要克服計量模型中可能存在的反向因果和遺漏變量等內生性問題， 這些問題會導致估計結果產生偏誤。為此本文借鑒陳麗嫻和陽揚（２０２３）［３］的方法， 采用份額移動法構造區域對外服務能力的Ｂａｒｔｉｋ 工具變量檢驗。工具變量測算公式為：ｉｖｉｔ ＝Σｃ∈ｉ ｐｒｏｓｃ，ｔ０ ×（１＋Ｇｃｔ ）。其中， ｔ０ 表示初始年份， 具體指２００４ 年。ｃ 表示生產性服務業子行業，ｉ 表示子行業的集合。ｐｒｏｓｃ，ｔ０表示子行業ｃ 在初始年份的區域對外服務能力， Ｇｃｔ 表示子行業ｃ 在ｔ年的全國區域對外服務能力相對于初始年份ｔ０ 的增長率。當期區域對外服務能力是基于前期區域對外服務能力進行測算得到的， 滿足了相關性條件； 同時， 該變量與當期區域經濟協調發展之間沒有直接關系， 滿足了外生性條件。因此， Ｂａｒｔｉｋ工具變量是有效的。表３ 報告Ｂａｒｔｉｋ 工具變量的實證結果。在第一階段， 可以發現工具變量（ＰＲＯＳ＿ＩＶ、ＰＲＯＳ２＿ＩＶ）的系數均顯著， 說明滿足了工具變量的相關性條件。在第二階段， （１） Ｋｌｅｉｂｅｒｇｅｎ－Ｐａａｐ ｒｋ ＬＭ 統計量的Ｐ 值小于１％， 拒絕“工具變量識別不足” 原假設； Ｋｌｅｉｂｅｒｇｅｎ－Ｐａａｐ ｒｋ Ｗａｌｄ Ｆ統計量大于Ｓｔｏｃｋ－Ｙｏｇｏ 弱識別檢驗的１０％臨界值，拒絕“工具變量弱識別” 原假設。綜上， 說明該工具變量具有合理性； （２） 在考慮內生性問題后，區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響顯著為正， 區域對外服務能力平方項對區域經濟協調發展的影響顯著為負。即區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響呈倒“Ｕ” 型， 與前文研究結論一致， 表明了本文估計結果穩健。

４. ４ 異質性檢驗

（１） 地理位置異質性

中國幅員遼闊， 不同區域的產業結構和經濟發展水平的差距較大， 區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響是否存在地理位置異質性， 表４ 列（１）、（２） 報告了實證結果。發現在加入控制變量、固定效應后， 對于東部和中西部地區經濟協調發展， 區域對外服務能力的系數均在１％的統計水平上顯著為正； 區域對外服務能力平方項的系數也在１％的統計水平上顯著為負。即東部和中西部地區對外服務能力對區域經濟協調發展的影響均呈倒“Ｕ” 型。同時， 根據組間差異檢驗結果， 發現區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響不存在地理位置的差異性。為此各區域生產性服務業發展擴大規模和優化結構， 提高對外供給服務要素的能力， 均有助于促進各區域經濟的協調發展。這可能是因為生產性服務業作為各產業發展的重要中間投入品［３］ ， 在提高各區域對外服務能力時， 各區域可依據自身的優勢資源稟賦進行產業協同發展， 而無需再拘泥于在生產性服務業集聚區發展產業。因此， 各區域在提高對外服務能力的基礎上， 進一步通過依托產業、區位和資源等優勢來促進區域經濟協調發展。

（２） 生產性服務業層級異質性

由于生產性服務業門類較多， 受限于不同生產性服務業行業的表現特征和作用方式存在顯著差異， 其對外服務能力可能存在不同， 進而可能對區域經濟協調發展的影響存在明顯異質性。為此， 本文借鑒宣燁和余泳澤（２０１７）［２６］ 的研究， 將“交通運輸、倉儲和郵政業”、“租賃和商務服務業” 劃分為低端生產性服務業， 將“信息傳輸、計算機服務和軟件業”、“金融業”、“科學研究、技術服務和地質勘查業” 劃分為高端生產性服務業。進一步地， 重新采用式（２） 測算區域對外供給高端和低端服務要素能力， 估計結果見表４ 列（３）、（４）。發現區域對外供給高端服務能力和區域對外供給低端服務能力對區域經濟協調發展的影響均呈現倒“Ｕ” 型關系。依據組間差異檢驗結果， 發現區域對外供給高端服務能力對區域經濟協調發展的作用效果顯著大于區域對外供給低端服務能力的作用效果。這說明提高區域高端生產性服務業的對外輻射范圍和影響效應， 對促進區域經濟協調發展的正向作用會更大。這可能是因為計算機軟件、金融科技等高端生產性服務業可以實現遠距離的合作與交流， 知識和信息溢出效應也更加明顯， 對區域經濟協調發展發揮的正向作用也就更大。

５ 研究結論與政策啟示

本文從理論分析和實證檢驗兩方面探討區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響效應和作用機制。研究結論顯示： （１） 區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響呈現倒“Ｕ” 型。即在區域對外服務能力較弱時， 區域對外服務能力顯著擴大區域經濟發展差距； 在區域對外服務能力提高時， 區域對外服務能力顯著縮小區域經濟發展差距； （２） 從影響機制來看， 區域對外服務能力通過提高區域間勞動力要素流動和資本要素流動的途徑來顯著促進區域經濟協調發展； （３）基于地理位置的異質性分析， 發現東部和中西部地區的對外服務能力提高均顯著促進區域經濟協調發展， 且不存在組間差異； （４） 基于生產性服務業層級的異質性分析， 發現區域對外供給高端服務能力明顯推動區域經濟協調發展， 但區域對外供給低端服務能力對區域經濟協調發展的作用效應相對較弱。

基于上述研究結論， 本文具有如下啟示： （１）提高區域對外服務能力是實現區域經濟協調發展的重要舉措之一。在人力資本和信息技術密集適宜的區域， 打造高水平、廣覆蓋的生產性服務業發展載體， 集聚現代服務要素， 建成與各產業（尤其是制造業）相配套的功能性生產性服務業中心。在此基礎上， 各區域依托自身優勢資源稟賦， 因地制宜地發展優勢產業， 同時通過借助其他區域供給的高端服務要素， 有助于形成區域經濟協調發展的局面； （２） 依據區域對外服務能力對區域經濟協調發展的影響機制， 應充分提高區域對外服務能力， 發揮區域間勞動力要素流動和資本要素流動的正向作用。這將有利于促進生產要素在區域間的相互協調和高效配置， 進而實現推動區域經濟協調發展； （３） 鑒于東部、中西部地區提高對外服務能力均顯著促進區域經濟協調發展。因此， 可在東部、中西部地區， 選擇以省會城市或經濟實力雄厚城市為主打造一批生產性服務業發展高地， 并積極發揮其對周邊區域服務要素的輻射帶動作用， 進而帶動周邊區域產業升級； （４） 政府和市場應相互配合發揮各自的職能， 優化高端生產性服務業發展環境， 推動高端生產性服務業向專業化和價值鏈高端攀升。以此來提高區域對外供給高端服務能力， 并積極促進各產業與高端生產性服務業的緊密合作和信息對接。

注釋：

①由于服務業門類眾多， 不同服務業行業具有不同的屬性特征。其中， 生產性服務業作為中間投入品， 貫穿于其他產業的整個價值鏈環節， 對其他產業發展有提供“智力支持” 和“后勤保障”作用。因此， 本文區域對外服務能力， 特指區域對外供給生產性服務能力。

②限于文章篇幅， 穩健性檢驗結果留存備索。

參考文獻

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（責任編輯： 張舒逸）

基金項目： 廣州市科技局項目“數字技術對制造業空間布局的影響研究” （項目編號： ２０２５Ａ０４Ｊ２７７６）； 國家自然科學基金青年項目“生產性服務業空間布局對制造業價值鏈升級的影響研究” （項目編號： ７２００３０４８）。