干春暉 余典范 余紅心

摘要：居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的失衡（結(jié)構(gòu)失衡）對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生抑制效應(yīng)。隨著市場發(fā)育程度的提高，生產(chǎn)會迅速適應(yīng)消費(fèi)變化，從而削弱抑制效應(yīng)。本文運(yùn)用門檻效應(yīng)模型實(shí)證檢驗抑制效應(yīng)的存在以及在不同市場發(fā)育程度下抑制效應(yīng)所表現(xiàn)出的區(qū)間差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制效應(yīng)較為顯著;市場發(fā)育程度超過某一門檻值時，抑制效應(yīng)有所削弱，市場調(diào)節(jié)有效。因此，削弱這種抑制效應(yīng)應(yīng)完善和提高市場發(fā)育程度，充分發(fā)揮市場在資源配置中起的決定性作用。

關(guān)鍵詞：市場調(diào)節(jié);結(jié)構(gòu)失衡;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;門檻效應(yīng)

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：100228482020（01）009810

開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識碼（OSID）：

一、問題的提出

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在供給方面處于中樞地位，決定再生產(chǎn)的比例關(guān)系、生產(chǎn)要素利用效率、國際產(chǎn)業(yè)分工體系中地位和競爭力。推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級是實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要著力點(diǎn)。當(dāng)投資的不可持續(xù)、出口面臨的不確定性風(fēng)險增加后，依托龐大的國內(nèi)居民消費(fèi)市場并深入挖掘巨大的消費(fèi)潛力，是實(shí)現(xiàn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的可選路徑之一。然而，隨著我國居民消費(fèi)快速升級，位于供給端的產(chǎn)業(yè)尤其是中高端產(chǎn)業(yè)發(fā)展不充分，中高質(zhì)量的國內(nèi)生產(chǎn)相對供給不足，無法滿足居民對中高質(zhì)量商品和服務(wù)的需求，即居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間存在不平衡性（本文稱之為結(jié)構(gòu)失衡，下同），這也是我國社會主要矛盾的表現(xiàn)。

結(jié)構(gòu)失衡既是現(xiàn)階段社會主要矛盾的表現(xiàn)之一，又是市場經(jīng)濟(jì)既有的現(xiàn)象之一。在市場經(jīng)濟(jì)過程中，由于信息不對稱以及交易成本的存在，生產(chǎn)的調(diào)整往往滯后于消費(fèi)的變化。然而，長期以及嚴(yán)重的結(jié)構(gòu)失衡造成了消費(fèi)者福利的損失，影響了國內(nèi)中高端產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。消費(fèi)需求是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變換的主要原因，產(chǎn)業(yè)發(fā)展要滿足已有需求和創(chuàng)造新的需求，以實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的“適應(yīng)性升級”，現(xiàn)階段的供需錯位（結(jié)構(gòu)失衡），制約著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“適應(yīng)性升級”?[1]。結(jié)構(gòu)失衡造成了居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級背后高端的消費(fèi)購買力外流，即消費(fèi)外流?[24]。而大量的消費(fèi)外流，造成高端購買力的流失，造成“居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級—消費(fèi)外流—產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級缺乏動力”后果，抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級?[56]。其背后的邏輯是：若消費(fèi)外流程度較低，居民對中高端需求增加使得各產(chǎn)業(yè)尤其是對應(yīng)中高端需求的產(chǎn)業(yè)通過“涓流效應(yīng)”，引起產(chǎn)業(yè)的循環(huán)發(fā)展，壯大自身;而大量消費(fèi)外流，則造成了國內(nèi)實(shí)際消費(fèi)量的不足，不能有效觸發(fā)“涓流效應(yīng)”，制約了產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以致經(jīng)濟(jì)陷入低水平的均衡。

已有的研究國內(nèi)結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響研究大多基于一種定性的描述，且較少探討市場是否能夠有效調(diào)節(jié)，削弱這種抑制效應(yīng)，即市場調(diào)節(jié)的有效性。事實(shí)上，結(jié)構(gòu)失衡作為一種信號，在市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中產(chǎn)生，也會被市場主體所捕捉。Stigler?[7]較早地分析了信號的價值以及對工資、其他生產(chǎn)要素的影響。在市場經(jīng)濟(jì)活動中，信號被廣泛運(yùn)用到銀行信貸領(lǐng)域?[8]、勞動力配置領(lǐng)域?[9]、企業(yè)之間的競爭合作關(guān)系領(lǐng)域?[10]等。就結(jié)構(gòu)失衡這一市場信號而言，若高質(zhì)量產(chǎn)品供給嚴(yán)重不足，面臨是市場的需求以及高質(zhì)量產(chǎn)品價格的上升，生產(chǎn)要素將流入此類高質(zhì)量產(chǎn)品的生產(chǎn)、流通、消費(fèi)環(huán)節(jié)。由此，結(jié)構(gòu)失衡一定程度上配置著資源要素的流動，反映出市場調(diào)節(jié)的有效。同時，信號具有成本，此外供需失衡是一種常態(tài)經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，當(dāng)供需失衡逐步擴(kuò)大，超過某一值時，信號的資源要素調(diào)節(jié)作用逐步凸顯?；诖?，本文選取我國2005—2014年的30個省市面板數(shù)據(jù)，利用門檻效應(yīng)模型，實(shí)證分析市場調(diào)節(jié)在抑制效應(yīng)中的表現(xiàn)。與以往文獻(xiàn)相比，本文嘗試在兩個方面進(jìn)行創(chuàng)新：一方面是定量的探討結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響;另一方面，驗證在面臨結(jié)構(gòu)失衡，市場調(diào)節(jié)是否有效，進(jìn)一步地，在市場調(diào)節(jié)有效性的基礎(chǔ)上，探討市場發(fā)育程度發(fā)揮的作用。

本文余下部分安排如下：第二部分從理論上分析結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，并提出相應(yīng)的假說;第三部分為本文的模型設(shè)定與實(shí)證分析;第四部分為本文的結(jié)論。

二、理論分析與假說提出

在傳統(tǒng)的C?D模型中，資本要素包含機(jī)器設(shè)備等投資，勞動要素只反映勞動數(shù)量的投入。本文借鑒周文興等?[11]構(gòu)建的模型，考慮消費(fèi)所帶來的人力資本投資和積累，從而拓展C?D函數(shù)。假定技術(shù)進(jìn)步被內(nèi)化在L中，體現(xiàn)為人力資本的投入，而L是消費(fèi)的函數(shù)Lt=C?πt;資本的投入為預(yù)期投入，長期來看，實(shí)際產(chǎn)出（Yt）與預(yù)期產(chǎn)出（Y?Et）不斷趨近，由此產(chǎn)出函數(shù)為：

Yt=F（Kt）=Y?Et=K?αt+1L?βtYt=F（Kt）=K?αt+1C?πβt（1）

其中，π表示消費(fèi)所帶來的人力資本積累效應(yīng)。為方便分析本文做如下假定：

假定1：社會存在兩個生產(chǎn)部門：Ⅰ部門和Ⅱ部門。Ⅰ部門生產(chǎn)提供居民基本的低層次的消費(fèi)需求;Ⅱ部門生產(chǎn)提供居民較高層次的消費(fèi)需求。勞動力消費(fèi)兩部門的產(chǎn)品，但進(jìn)入本部門的人力資本積累效應(yīng)只有各自部門的消費(fèi)。

假定2：Ⅰ部門生產(chǎn)能夠滿足完全滿足居民消費(fèi)需求，生產(chǎn)函數(shù)為

F（Kt）=K?αt+1·C?π1βt;Ⅱ部門生產(chǎn)不能完全滿足居民消費(fèi)需求，為不失一般性，令生產(chǎn)函數(shù)為

F（t）=（?αt+1·?π2βt）?λ（τ），其中λ（τ）為Ⅱ部門生產(chǎn)（即市場）對結(jié)構(gòu)失衡的反應(yīng)，0<λ（τ）<1;τ為市場發(fā)育程度，當(dāng)市場發(fā)育越良好時，生產(chǎn)可以迅速調(diào)整以適應(yīng)居民消費(fèi)的變化，從而λ′（τ）>0;若Ⅱ部門生產(chǎn)完全滿足居民消費(fèi)需求，則λ（τ）=1。

假定3：Ⅰ部門和Ⅱ部門皆不存在存貨投資。

由此，令f（k）=lnF（Kt），

kt+1=lnKt+1，

ct=lnCt，

f（）=lnF（t），

t+1=lnt+1，

t=lnt可將Ⅰ部門和Ⅱ部門的生產(chǎn)函數(shù)轉(zhuǎn)化為：

f（kt）=α·kt+1+π1β·ctct=[f（kt）-αkt+1]/π1β（2）

f（t）=λα·t+1+λπ2β·tt=[f（t）-λα·t+1]/λπ2β（3）

對式（2）（3）左右求差分可得：

Δy=α·Δk+π1β·ΔcΔk=（Δy-π1β·Δc）/α（4）

Δ=λα·Δ+λπ2β·ΔΔ=（Δ-λπ2β·Δ）/λα（5）

代表性消費(fèi)者存續(xù)無限期，其效用滿足最大化條件，U（ct+t）為消費(fèi)者效用函數(shù)，滿足稻田條件;為貼現(xiàn)因子，則代表性消費(fèi)者效用最大化函數(shù)為：

maxkt+1，t+1∑∞t=0φ?tU（ct+t）

U=φ?0·u（ct+t）+φ?1·u（ct+1+t+1）+…+φ?n·u（cn+n）（6）

將式（2）（3）中的ct、t代入式（6），而后分別對kt+1和t+1求偏導(dǎo)，可得：

U/kt+1=[u′（ct+t）]·（-α）/π1β+φ[u′（ct+1+t+1）]·f′（kt+1）/π1β=0（7）

U/t+1=[u′（ct+t）]·（-λα）/λβ+φ[u′（ct+1+t+1）]·f′（t+1）/λπ2β=0（8）

從長期均衡的增長路徑看，

ct+1=ct=c?*;

kt+1=kt=k?*;

t+1=t=?*;

t+1=t=?*;由此，式（7）（8）轉(zhuǎn)化為：

f′（k?*）=α/φΔy/Δk=α/φ（9）

f′（?*）=λα/φΔ/Δ=λα/φ（10）

聯(lián)立式（4）（9），式（5）（10）分別約去Δk、Δ可得：

Δy=[π1β/（1-φ）]Δc（11）

Δ=[λπ2β/（1-φ）]Δ（12）

為更加直觀地分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，可以假定在Ⅰ部門和Ⅱ部門的初始生產(chǎn)為0，則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級可以以Ⅱ部門的生產(chǎn)增量除以兩部門生產(chǎn)增加值之和來表示，進(jìn)一步求得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級表達(dá)式：

ΔΔy+Δ=

Δ（π1/λπ2）Δc+Δ<

Δ（π1/π2）Δc+Δ（13）

從式（13）可以看出，當(dāng)Ⅱ部門生產(chǎn)不能完全滿足居民消費(fèi)需求時，所引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級程度要低于不存在失衡狀態(tài)下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級程度，因此結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生抑制效應(yīng)。這也與現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗相符，當(dāng)結(jié)構(gòu)失衡存在時，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級所帶來的需求，出現(xiàn)了消費(fèi)外流，不能完全被國內(nèi)產(chǎn)業(yè)所吸收。由此，本文提出假說1：

假說1：結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生抑制效應(yīng)。

在市場調(diào)節(jié)失效的情況下，結(jié)構(gòu)失衡抑制了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，惡化了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)發(fā)展不充分，又加劇了結(jié)構(gòu)失衡。在市場調(diào)節(jié)失效的邏輯下，結(jié)構(gòu)失衡與抑制效應(yīng)處于惡性的循環(huán)。我國自改革開放，不斷地推進(jìn)市場化改革，充分發(fā)揮市場的調(diào)節(jié)作用，改革開放的一系列成果也彰顯出了我國市場調(diào)節(jié)的有效性。事實(shí)上，結(jié)構(gòu)失衡作為一種市場信號被市場主體，尤其是生產(chǎn)者所捕捉，當(dāng)結(jié)構(gòu)失衡嚴(yán)重時，市場會自發(fā)的調(diào)節(jié)生產(chǎn)，降低抑制效應(yīng)。由此，本文提出假說2：

假說2：隨著結(jié)構(gòu)失衡大小不同，抑制效應(yīng)可能表現(xiàn)出區(qū)間差異，當(dāng)結(jié)構(gòu)失衡程度超過某一值，會減弱。

若市場調(diào)節(jié)是有效的，則當(dāng)市場發(fā)育程度τ1<τ2時，有0<λ（τ1）<λ（τ2）<1，可得：

Δ（π1/λ（τ1）π2）Δc+Δ<

Δ（π1/λ（τ2）π2）Δc+Δ（14）

通過式（14）可知，當(dāng)市場發(fā)育程度越完善，盡管結(jié)構(gòu)失衡的存在對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生了抑制效應(yīng)，然而抑制效應(yīng)有所減弱。當(dāng)存在結(jié)構(gòu)失衡時，依托良好的市場發(fā)育程度，生產(chǎn)可以有效迅速地進(jìn)行調(diào)整，以適應(yīng)居民消費(fèi)的升級，從而降低了抑制效應(yīng)。由此，本文提出假說3：

假說3：隨著市場發(fā)育程度的不同，抑制效應(yīng)可能表現(xiàn)出區(qū)間差異，當(dāng)市場發(fā)育程度超過某一值，會減弱。

三、模型設(shè)定與實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定與估計方法

根據(jù)前文的理論分析，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有抑制效應(yīng)，而結(jié)構(gòu)失衡作為一種市場信號，影響要素資源的流動，使得抑制效應(yīng)可能存在區(qū)間差異。由此，本文采用門檻面板模型，來研究不同門檻區(qū)間內(nèi)，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級抑制效應(yīng)的變化，同時也避免了人為選擇門檻值的主觀性，計量模型設(shè)定如下：

當(dāng)存在單一門檻時，計量模型設(shè)定如下：

istruit=μi+θ′xit+β1imbaitI（dit≤γ）+β2imbaitI（dit>γ）+εit（15）

當(dāng)存在雙重門檻時，計量模型設(shè)定如下：

istruit=μi+θ′xit+β1imbaitI（dit≤γ1）+β2imbaitI（γ1γ2）+εit（16）

其中，i表示省市，t表示年份，istruit和imbait分別為被解釋變量（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級）和核心解釋變量（結(jié)構(gòu)失衡）。xit為一系列的對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的控制變量，包括居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級、固定資本投資及存量、對外開放程度、人力資本、政府公共財政支出以及市場化因素。dit為門檻變量，本文中為結(jié)構(gòu)失衡、市場發(fā)育程度。γ為單一門檻模型的門檻值，γ1、γ2為雙重門檻模型的門檻值。I（·）為虛擬變量，若括號中的條件滿足，則賦值為1，否則為0。μi是反映各省市層面的個體效應(yīng)。εit～iidN（0，σ?2）為隨機(jī)干擾項。

（二）指標(biāo)的選取

本文選取數(shù)據(jù)為2005—2014年全國30個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)（剔除西藏、臺灣、香港、澳門數(shù)據(jù)），數(shù)據(jù)主要來源于Wind數(shù)據(jù)庫，相應(yīng)缺失的資料從各省市的相應(yīng)年份的統(tǒng)計年鑒進(jìn)行補(bǔ)充。本文選取的變量主要如下所示，相應(yīng)的基本統(tǒng)計量描述見表1。

1.被解釋變量

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的一種衡量。諸多文獻(xiàn)根據(jù)克拉克定律將非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的衡量指標(biāo)，例如，黃茂興等?[12]用第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比值衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。同時，當(dāng)人均GDP達(dá)到8000美元時，居民消費(fèi)資料從以生存型消費(fèi)為主向以發(fā)展型消費(fèi)為主轉(zhuǎn)變，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)開始快速升級。按照國際零售業(yè)發(fā)展規(guī)律，當(dāng)人均年收入突破7000美元時，居民對商品價格的敏感降低，而更加關(guān)注產(chǎn)品或服務(wù)的品質(zhì)。因此，隨著居民收入水平上升，居民更注重于高質(zhì)量的商品與服務(wù)，尤其是對服務(wù)的需求，而第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展決定著高質(zhì)量產(chǎn)品及服務(wù)供給能力。本文將第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的替代指標(biāo)，記為istru。

2.解釋變量

本文的結(jié)構(gòu)失衡是居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的不平衡性。文啟湘等?[13]較早地度量居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和諧度，其以1998年全國的為標(biāo)準(zhǔn)估算了2002年河南省居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的和諧性，然而僅限于省份的靜態(tài)考量。余紅心等?[14]在其基礎(chǔ)上對標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行改進(jìn)，進(jìn)而測度了全國時序?qū)用娴慕Y(jié)構(gòu)失衡。本文選取的是面板數(shù)據(jù)，考慮到我國是地域大國，產(chǎn)業(yè)在不同地域發(fā)展的要素稟賦不同，三次產(chǎn)業(yè)也在地域進(jìn)行轉(zhuǎn)移和分工，如東中西產(chǎn)業(yè)的梯度轉(zhuǎn)移。并且，隨著我國網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民消費(fèi)逐步打破地域上的有形壁壘。因此，本文在余紅心等?[14]研究的基礎(chǔ)上，選用省際居民消費(fèi)支出與全國層面的三次產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)來度量分省市的結(jié)構(gòu)失衡，記為imba。

3.門檻變量

本文選取的兩個門檻變量：一是結(jié)構(gòu)失衡，二是市場發(fā)育程度。改革開放以來，以市場為導(dǎo)向的非國有經(jīng)濟(jì)部門的發(fā)展對我國經(jīng)濟(jì)增長以及市場化進(jìn)程的推進(jìn)做出突出的貢獻(xiàn)，非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也成為了市場發(fā)育程度的一個重要體現(xiàn)，同時要素市場的發(fā)育程度也是市場迅速調(diào)節(jié)生產(chǎn)以適應(yīng)消費(fèi)的變化的重要條件。因此，本文選取中國分省市市場化指數(shù)中的非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、要素市場的發(fā)育程度作為市場發(fā)育程度指標(biāo)的替代指標(biāo)，分別記為index_b、index_d。鑒于中國分省市市場化指數(shù)主要有兩份，1997—2008年的數(shù)據(jù)和2008—2014年的數(shù)據(jù)，其基期不同，因此本文按照如下公式對其統(tǒng)一，主要反映各省市之間非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及要素市場發(fā)育程度的相對差距與變化：

it=（vit-vmin，t）/（vmax，t-vmin，t）（17）

其中，it為處理后的各省市的市場化相對得分;vit為原始的市場化相對得分;vmax，t、vmin，t分別為t年各省市之中市場化得分最高和最低的數(shù)值。

4.控制變量

（1）固定資本投資及存量。已有關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響因素的分析中，資本深化是近年來我國經(jīng)濟(jì)增長的一個重要源泉，并且對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型產(chǎn)生重要的影響?[1516]?？紤]固定資本投資和存量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，本文選取各省市的固定資本形成總額，并利用相應(yīng)年份的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)相平減，將平減后的固定資本形成總額占GDP的比重作為固定資本投資的替代指標(biāo)，記為invest;并將固定資產(chǎn)存量占GDP比重作為固定資本存量影響的替代指標(biāo)，記為stock;本文采用張軍等?[17]的做法，采用永續(xù)盤存法按不變價格計算各省級固定資本存量，其中，折舊率為9.6%，基期的固定資本存量為基期的固定資本形成總額除以10%。

（2）對外開放程度。在開放經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，產(chǎn)業(yè)不僅可以發(fā)揮自身的要素稟賦，而且可以利用外部的資源和市場，實(shí)現(xiàn)自身發(fā)展。對外開放程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可能產(chǎn)生重要影響?[1819]。本文將各省市的進(jìn)出口總額占GDP的比重作為對外開放程度的替代指標(biāo)，記為open。

（3）人力資本。隨著經(jīng)濟(jì)服務(wù)化趨勢不斷增強(qiáng)，人力資本在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，尤其是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級中愈發(fā)重要?[2021]。因此，本文也對人力資本投入進(jìn)行控制，借鑒Li?[22]對人力資本指標(biāo)選取的方法，用各省市的人均教育年限作為衡量人力資本的替代指標(biāo)，記為educ。

（4）市場化因素。現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行存在于相應(yīng)的市場環(huán)境。劉偉等?[2325]認(rèn)為市場化力量是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的重要體現(xiàn)，市場化因素對產(chǎn)業(yè)調(diào)整有著顯著影響。因此，本文考慮市場化因素的影響，借鑒王宇?[26]的方法，將非國有單位職工人數(shù)占總職工人數(shù)比重作為市場化因素的替代指標(biāo)，記為nsemp。

（5）政府公共財政支出。由于市場調(diào)節(jié)存在著失靈，政府進(jìn)行積極調(diào)控，如制定相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)政策、投資基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等等。政府的調(diào)控，尤其是公共財政的支出，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其轉(zhuǎn)型可能產(chǎn)生重要影響?[2729]。因此，本文將政府公共財政支出占GDP比重作為政府調(diào)控因素的替代指標(biāo)，記為pfex。

（6）居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。按照國家統(tǒng)計局對居民消費(fèi)支出的劃分，可分為八大類消費(fèi)支出：食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務(wù)、交通通信、教育文化娛樂、醫(yī)療保健、其他用品及服務(wù)。本文將三類消費(fèi)支出（交通通信、教育文化娛樂、醫(yī)療保健）占總消費(fèi)支出的比值作為居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的替代指標(biāo)，記為cstru。

主要變量的基本統(tǒng)計描述見表1，同時由表2可見，選取的控制變量之間相關(guān)系數(shù)皆小于0.8，平均的方差膨脹因子（VIF）為3.26，說明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（三）門檻值的搜索及檢驗

1.結(jié)構(gòu)失衡門檻值及其檢驗

根據(jù)前文的理論分析與研究假設(shè)，隨著當(dāng)結(jié)構(gòu)失衡程度超過某一門檻值時，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制效應(yīng)可能有所降低，基于此，本文需要搜索和確定結(jié)構(gòu)失衡的門檻值，確定門檻的個數(shù)和模型的形式。同時，為防止產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與結(jié)構(gòu)失衡同期相關(guān)而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，本文將解釋變量以及門檻變量滯后一期后進(jìn)行回歸分析。變量imba、index_b、index_d滯后一期分別表示為limba、limdex_b、lindex_d。

本文估計單一門檻和雙重門檻對情況下相應(yīng)的F統(tǒng)計量以及“自抽樣法”得出的P值見表3?？梢钥闯?，單一門檻和三重門檻效果并不顯著，自抽樣P值分別為0.685、0.130，而雙重門檻效果非常顯著，自抽樣P值為0.000。因此，接下來根據(jù)雙重門檻模型進(jìn)行分析。表4顯示出雙重門檻模型下的估計值以及95%置信區(qū)間。圖1為兩個門檻值的似然比函數(shù)圖，當(dāng)LR為零時，單一門檻模型所得出的門檻值，門檻估計值的95%的置信區(qū)間是LR值小于5%顯著水平下的臨界值7.35（對應(yīng)圖中虛線）所構(gòu)成的區(qū)間。圖1（左側(cè)）是在單一門檻模型門檻值已知情況下，搜索得到的第二個門檻值及其置信區(qū)間;圖1（右側(cè)）是在第二個門檻值確定后反向再次搜索第一個門檻值。通過表4和圖1，以結(jié)構(gòu)失衡作為門檻變量可以得到兩個門檻值0.566和0.741。由此，本文將居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的失衡分為低程度的失衡（limba≤0.566）、中等失衡程度（0.5660.741）三種類型。

2.市場發(fā)育程度門檻值及其檢驗

同以結(jié)構(gòu)失衡作為門檻變量的分析一致，本文估計市場發(fā)育程度在單一門檻和雙重門檻對情況下相應(yīng)的F統(tǒng)計量以及“自抽樣法”得出的P值見表5?？梢钥闯?，以非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為門檻變量時，雙重門檻效果并不顯著，自抽樣P值為0.135，而單一門檻效果非常顯著，自抽樣P值為0.000。以要素市場發(fā)育程度作為門檻變量時，單一門檻效果并不顯著，自抽樣P值為0.150，而雙重門檻效果以及三重門檻效果非常顯著，自抽樣P值分別為0.018和0.002。

接下來，需要搜索不同門檻模型下的門檻值以及相應(yīng)置信區(qū)間，詳見表6。以非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為門檻變量時，門檻回歸應(yīng)選擇單一門檻模型，其門檻值為0.039，95%置信區(qū)間為[0.376，0.409];為直觀的判斷，圖2（左側(cè)）清晰的列出了相應(yīng)門檻值的似然比函數(shù)圖。通過表6和圖2，本文可將市場發(fā)育程度分為較低的市場發(fā)育程度（lindex_b≤0.390）和較高的市場發(fā)育程度（lindex_b>0.390）兩種類型。

以要素市場發(fā)育程度作為門檻變量時，門檻回歸可以選擇雙重門檻模型以及三重門檻模型，由于雙重門檻下γ1的估計值同樣也在三重門檻下的95%置信區(qū)間內(nèi)，因此三重門檻模型可以退化到雙重門檻模型，這

樣也可以增加自由度，提高模型的解釋能力。在雙重門檻模型下，存在著兩個門檻值0.430、0.553，其相應(yīng)的95%置信區(qū)間分別為[0.144，1.000]、[0.528，0.590]。圖2（右側(cè)）列出了雙重門檻模型下第一門檻值的似然比函數(shù)圖。同理，本文將市場發(fā)育程度分為較低的市場發(fā)育程度（lindex_d≤0.430）、中等的市場發(fā)育程度（0.4300.553）三種類型。

（四）實(shí)證分析及穩(wěn)健性檢驗

1.實(shí)證分析結(jié)果

在門檻值以及相應(yīng)的門檻模型確定后，本文基于我國2005—2014年省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行門檻回歸分析，實(shí)證結(jié)果見表7。模型（1）—（3）中，結(jié)構(gòu)失衡的系數(shù)值顯著為負(fù)，這表明結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著的抑制效應(yīng)。

模型（1）是以結(jié)構(gòu)失衡為門檻變量所得到的雙重門檻模型下的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示：

當(dāng)limba≤0.556時，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響系數(shù)為-0.122，在5%的顯著性水平下顯著;

當(dāng)0.556

當(dāng)limba>0.741時，結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響系數(shù)為-0.071，在1%的顯著性水平下顯著。

模型（2）是以市場發(fā)育程度——非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展為門檻變量所得到的單一門檻模型下的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示：

當(dāng)lindex_b≤0.390時，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響系數(shù)為-0.153，在5%的顯著性水平下顯著;

當(dāng)lindex_b>0.390時，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響系數(shù)為-0.083，在5%的顯著性水平下顯著。

模型（3）是以市場發(fā)育程度——要素市場發(fā)育程度為門檻變量所得到的雙重門檻模型下的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示：

當(dāng)lindex_d≤0.430時，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響系數(shù)為-0.088，在5%的顯著性水平下顯著;

當(dāng)0.430

當(dāng)lindex_d>0.553時，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響系數(shù)為-0.073，在5%的顯著性水平下顯著。

從實(shí)證分析結(jié)果來看，無論是選取何種門檻變量做出的門檻模型回歸，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響顯著為負(fù)，即結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生抑制效應(yīng)，驗證了本文的假說1。以結(jié)構(gòu)失衡作為門檻變量的實(shí)證分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)結(jié)構(gòu)失衡程度越大，超過某一門檻值時，抑制效應(yīng)也相應(yīng)地降低，同時，我們也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)結(jié)構(gòu)失衡程度高于0.556低于0.741時，盡管結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制效應(yīng)有所降低，但下降幅度并不是很大;而當(dāng)結(jié)構(gòu)失衡程度超過0.741時，抑制效應(yīng)顯著降低，這也與現(xiàn)實(shí)情況相符合，結(jié)構(gòu)失衡作為一種市場信號，當(dāng)結(jié)構(gòu)失衡程度越大時市場信號越明顯。以結(jié)構(gòu)失衡作為門檻變量的面板門檻回歸結(jié)果表明，在我國市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，當(dāng)面臨結(jié)構(gòu)失衡時，市場能夠有效的自我調(diào)節(jié)進(jìn)行應(yīng)對，削弱這種抑制效應(yīng)，驗證了本文的假說2。

以市場發(fā)育程度作為門檻變量的實(shí)證分析結(jié)構(gòu)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)市場發(fā)育程度（非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、要素市場發(fā)育程度）超過某一門檻，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制效應(yīng)皆有所降低，這驗證了本文的假說3。同時，對比二者作為門檻變量時結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制效應(yīng)減弱效果的強(qiáng)弱，我們可以清晰地發(fā)現(xiàn)，較比于要素市場發(fā)育程度，非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展對抑制效應(yīng)的削弱作用更為明顯。對此可以從兩方面進(jìn)行理解：第一，針對結(jié)構(gòu)失衡的不利影響，非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮著重要作用;第二，要素市場發(fā)育程度盡管對抑制效應(yīng)有著削弱作用，然而其主要影響生產(chǎn)上游的環(huán)節(jié)，主要起到的是一種間接的影響，通過對生產(chǎn)主體（國有企業(yè)、非國有企業(yè)等）影響進(jìn)而作用于結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制效應(yīng)大小。

2.穩(wěn)健性檢驗

上述門檻模型回歸中，對門檻值采用了嚴(yán)格的篩選，為保證上述結(jié)論的穩(wěn)健。本文接下來對雙重門檻模型，選取門檻變量的25%的分位值和75%的分位值作為門檻值;對單一門檻模型，選取門檻變量的50%的分位值作為門檻值，回歸結(jié)果見表8。以結(jié)構(gòu)失衡、要素市場發(fā)育程度為門檻變量的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)門檻變量大于第一個門檻值時，抑制效應(yīng)顯著的降低，而超過第二個門檻值時，抑制效應(yīng)盡管略微提高，但統(tǒng)計不顯著，其余控制變量的回歸系數(shù)同表7大致相同。以非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展為門檻變量的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)門檻變量大于門檻值時，抑制效應(yīng)顯著降低。由此，穩(wěn)健性檢驗驗證了本文實(shí)證分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

四、結(jié)論

結(jié)構(gòu)失衡不僅是市場經(jīng)濟(jì)既有現(xiàn)象之一，也是產(chǎn)業(yè)發(fā)展不充分的表現(xiàn)之一。居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的失衡造成大量的消費(fèi)外流，使得居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級所帶來的需求不能充分的轉(zhuǎn)換為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的動力，因此結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生抑制效應(yīng)。然而，在不同門檻效應(yīng)下，這種抑制影響存在著區(qū)間差異。本文利用2005—2014年我國30省市面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，重點(diǎn)探討在結(jié)構(gòu)失衡以及市場發(fā)育程度門檻下抑制影響所表現(xiàn)的區(qū)間差異。實(shí)證分析結(jié)果得到以下基本結(jié)論：第一，結(jié)構(gòu)失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制效應(yīng)在統(tǒng)計上十分顯著;第二，結(jié)構(gòu)失衡程度超過某一門檻值時，抑制效應(yīng)皆呈現(xiàn)明顯的下降，并且在統(tǒng)計上也較為顯著，這說明我國市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，面臨結(jié)構(gòu)失衡，市場調(diào)節(jié)是有效的;第三，市場發(fā)育程度越完善，當(dāng)超過某一門檻值時，抑制效應(yīng)有所降低，并且在統(tǒng)計上顯著。同時，較比于要素市場發(fā)育程度，非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對結(jié)構(gòu)失衡產(chǎn)生的抑制效應(yīng)的削弱作用也更為明顯。

中國實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，需要依托產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。針對本文的研究，擬提出以下建議：首先，深入推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，建立健全高質(zhì)量的供給體系，尤其是針對居民對高質(zhì)量消費(fèi)需求的供給體系，這涉及生產(chǎn)的安全、質(zhì)量的保障、流通鏈的高效便捷以及后續(xù)服務(wù)的提升等等;其次，供需失衡作為一種市場信號被市場生產(chǎn)主體所捕捉，然而信號的處理和篩選具有一定成本和時滯。隨著中國物聯(lián)網(wǎng)、互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展，政府應(yīng)利用大數(shù)據(jù)，對居民消費(fèi)需求同供給的不匹配進(jìn)行及時的收集、分析、發(fā)布，使得市場生產(chǎn)及時辨析結(jié)構(gòu)失衡狀態(tài)，通過政府調(diào)節(jié)的有形之手，引導(dǎo)生產(chǎn)資源要素的流向，以提供滿足高質(zhì)量消費(fèi)需求的供給;最后，針對當(dāng)下我國要素市場的不完善以及非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不充分，亟需解決以非國有經(jīng)濟(jì)為主的中小企業(yè)融資難問題，以負(fù)面清單管理模式，激發(fā)非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力?？傊?，面對著結(jié)構(gòu)失衡，一方面要重視和發(fā)揮市場的力量，另一方面要注重對市場的培育，以使得市場主體，尤其是生產(chǎn)者，面對結(jié)構(gòu)失衡這一市場信號，對生產(chǎn)做出及時有效的調(diào)整，進(jìn)而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]?臧旭恒. 如何實(shí)現(xiàn)供求關(guān)系新的動態(tài)均衡[J]. 人民論壇·學(xué)術(shù)前沿， 2018（2）： 5257.

[2]?劉志彪. 深化經(jīng)濟(jì)改革的一個邏輯框架——以“政府改革”推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革[J]. 探索與爭鳴， 2017（6）： 99104.

[3]?孫早， 許薛璐. 產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與消費(fèi)升級： 基于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革視角的經(jīng)驗研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2018（7）： 98116.

[4]?余紅心， 趙袁軍， 陳青祝. 消費(fèi)外流、結(jié)構(gòu)失衡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展[J]. 消費(fèi)經(jīng)濟(jì)， 2019（1）： 3440.

[5]?劉暢. 高端消費(fèi)外流芻議： 動因、影響及破解[J]. 中國流通經(jīng)濟(jì)， 2013（11）： 96100.

[6]?劉勝， 馮海波. 稅制結(jié)構(gòu)與消費(fèi)外溢： 跨國證據(jù)[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2016（6）： 2238.

[7]?Stigler G J. The economics of information[J]. Journal of Political Economy， 1961， 69（3）： 213225.

[8]?Elayan F A， Meyer T O， Li T O J. Creditworthiness or management signal？ An empirical investigation of loan commitments obtained by non?taxable firms[J]. The Journal of Real Estate Finance and Economics， 2004， 28（1）： 5979.

[9]?Albert C. Higher education demand in Spain： The influence of labour market signals and family background[J]. Higher Education， 2000， 40（2）： 147162.

[10]Gintis H. Reviews： Status signals： A sociological study of market competition， by Joel M. Podolny[J]. Economic Record， 2010， 86（273）： 301303.

[11]周文興， 陳雅男. 將消費(fèi)看成是人力資本積累的一個來源及其意義——一個動態(tài)經(jīng)濟(jì)增長模型和基于中國數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗[J]. 財經(jīng)科學(xué)， 2006（7）： 4856.

[12]黃茂興， 李軍軍. 技術(shù)選擇、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與經(jīng)濟(jì)增長[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2009（7）： 143151.

[13]文啟湘， 冉凈斐. 消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的和諧： 和諧性及其測度[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2005（8）： 1419.

[14]余紅心， 趙袁軍， 陳青祝. 中國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的和諧性研究[J]. 區(qū)域經(jīng)濟(jì)評論， 2019（1）： 101106.

[15]Acemoglu D， Guerrieri V. Capital deepening and nonbalanced economic growth[J]. Journal of Political Economy， 2008， 116（3）： 467498.

[16]于澤， 徐沛東. 資本深化與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型——基于中國1987—2009年29省數(shù)據(jù)的研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家， 2014（3）： 3745.

[17]張軍， 吳桂英， 張吉鵬. 中國省際物質(zhì)資本存量估算： 1952—2000[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2004（10）： 3544.

[18]Matsuyama K. Structural change in an interdependent world： a global view of manufacturing decline[J]. Journal of the European Economic Association， 2009， 7（23）： 478486.

[19]章瀟萌， 楊宇菲. 對外開放與我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的新路徑[J]. 管理世界， 2016（3）： 2535.

[20]Acemoglu D. Patterns of skill premia[J]. Review of Economic Studies， 2003， 70（2）： 199230.

[21]張國強(qiáng)， 溫軍， 湯向俊. 中國人力資本、人力資本結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2011（10）： 138146.

[22]Li K W. Chinas total factor productivity estimates by region， investment sources and ownership[J]. Economic Systems， 2009， 33（3）： 213230.

[23]劉偉， 張輝. 中國經(jīng)濟(jì)增長中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和技術(shù)進(jìn)步[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2008（11）： 415.

[24]江小涓. 體制轉(zhuǎn)軌與產(chǎn)業(yè)發(fā)展： 相關(guān)性， 合意性以及對轉(zhuǎn)軌理論的意義——對若干行業(yè)的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 1999（1）： 3544.

[25]周勤， 余暉. 轉(zhuǎn)型時期中國產(chǎn)業(yè)組織的演化： 產(chǎn)業(yè)績效與產(chǎn)業(yè)安全[J]. 管理世界， 2006（10）： 6881.

[26]王宇. 居民消費(fèi)對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響研究[M]. 上海： 上海人民出版社， 2014： 123124.

[27]郭曄， 賴章福. 政策調(diào)控下的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2011（4）： 7483.

[28]宋凌云， 王賢彬， 徐現(xiàn)祥. 地方官員引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）， 2012（4）： 7192.

[29]楊曉鋒. 地方財政支出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的動態(tài)關(guān)聯(lián)研究——基于1999—2013年中國省際面板數(shù)據(jù)模型的分析[J]. 財貿(mào)研究， 2016（2）： 112119.

責(zé)任編輯、校對： 李再揚(yáng)

Market Regulation， Structural Imbalance and Industrial Structure Upgrading

GAN Chunhui?1， YU Dianfan?2， YU Hongxin?3

（1. Shanghai Academy of Social Sciences， Shanghai 200020， China;

2. College of Business， Shanghai University of Finance and Economics， Shanghai 200433， China;

3. Business Economics College， Shanghai Business School， Shanghai 200235， China）

Abstract：The imbalance between residential consumption structure and industrial structure， called structural imbalance， has an inhibitory effect on the upgrading of industrial structure. With the increase in the degree of market development， production will quickly adapt to changes in consumption， thereby weakening the inhibitory effect. This paper uses the threshold effect model to empirically test the existence of inhibitory effects and its interval differences under different market development levels. The empirical analysis finds that structural imbalances have a significant inhibitory effect on the upgrading of industrial structure; when the market growth exceeds a certain threshold， the inhibitory effect weakens， validating the effectiveness of market regulation. Therefore， to weaken this suppression effect， we should improve the degree of market development， and give full play to the decisive role of the market in resource allocation.

Keywords：Market regulation; Structural imbalance; Industrial structure upgrading; Threshold effect