市场调节、结构失衡与产业结构升级

干春晖 余典范 余红心

摘要：居民消费结构与产业结构之间的失衡（结构失衡）对产业结构升级产生抑制效应。随着市场发育程度的提高，生产会迅速适应消费变化，从而削弱抑制效应。本文运用门槛效应模型实证检验抑制效应的存在以及在不同市场发育程度下抑制效应所表现出的区间差异。结果发现：结构失衡对产业结构升级的抑制效应较为显著;市场发育程度超过某一门槛值时，抑制效应有所削弱，市场调节有效。因此，削弱这种抑制效应应完善和提高市场发育程度，充分发挥市场在资源配置中起的决定性作用。

关键词：市场调节;结构失衡;产业结构升级;门槛效应

文献标识码：A

文章编号：100228482020（01）009810

开放科学（资源服务）标识码（OSID）：

一、问题的提出

产业结构在供给方面处于中枢地位，决定再生产的比例关系、生产要素利用效率、国际产业分工体系中地位和竞争力。推动产业结构优化升级是实现我国经济高质量发展的重要着力点。当投资的不可持续、出口面临的不确定性风险增加后，依托庞大的国内居民消费市场并深入挖掘巨大的消费潜力，是实现我国产业结构升级的可选路径之一。然而，随着我国居民消费快速升级，位于供给端的产业尤其是中高端产业发展不充分，中高质量的国内生产相对供给不足，无法满足居民对中高质量商品和服务的需求，即居民消费结构与产业结构之间存在不平衡性（本文称之为结构失衡，下同），这也是我国社会主要矛盾的表现。

结构失衡既是现阶段社会主要矛盾的表现之一，又是市场经济既有的现象之一。在市场经济过程中，由于信息不对称以及交易成本的存在，生产的调整往往滞后于消费的变化。然而，长期以及严重的结构失衡造成了消费者福利的损失，影响了国内中高端产业的健康发展。消费需求是产业结构变换的主要原因，产业发展要满足已有需求和创造新的需求，以实现产业结构的“适应性升级”，现阶段的供需错位（结构失衡），制约着产业结构“适应性升级” [1]。结构失衡造成了居民消费结构升级背后高端的消费购买力外流，即消费外流 [24]。而大量的消费外流，造成高端购买力的流失，造成“居民消费结构升级—消费外流—产业结构升级缺乏动力”后果，抑制了产业结构升级 [56]。其背后的逻辑是：若消费外流程度较低，居民对中高端需求增加使得各产业尤其是对应中高端需求的产业通过“涓流效应”，引起产业的循环发展，壮大自身;而大量消费外流，则造成了国内实际消费量的不足，不能有效触发“涓流效应”，制约了产业发展，以致经济陷入低水平的均衡。

已有的研究国内结构失衡对产业结构升级的影响研究大多基于一种定性的描述，且较少探讨市场是否能够有效调节，削弱这种抑制效应，即市场调节的有效性。事实上，结构失衡作为一种信号，在市场经济运行中产生，也会被市场主体所捕捉。Stigler [7]较早地分析了信号的价值以及对工资、其他生产要素的影响。在市场经济活动中，信号被广泛运用到银行信贷领域 [8]、劳动力配置领域 [9]、企业之间的竞争合作关系领域 [10]等。就结构失衡这一市场信号而言，若高质量产品供给严重不足，面临是市场的需求以及高质量产品价格的上升，生产要素将流入此类高质量产品的生产、流通、消费环节。由此，结构失衡一定程度上配置着资源要素的流动，反映出市场调节的有效。同时，信号具有成本，此外供需失衡是一种常态经济状态，当供需失衡逐步扩大，超过某一值时，信号的资源要素调节作用逐步凸显。基于此，本文选取我国2005—2014年的30个省市面板数据，利用门槛效应模型，实证分析市场调节在抑制效应中的表现。与以往文献相比，本文尝试在两个方面进行创新：一方面是定量的探讨结构失衡对产业结构升级的影响;另一方面，验证在面临结构失衡，市场调节是否有效，进一步地，在市场调节有效性的基础上，探讨市场发育程度发挥的作用。

本文余下部分安排如下：第二部分从理论上分析结构失衡对产业结构升级的影响，并提出相应的假说;第三部分为本文的模型设定与实证分析;第四部分为本文的结论。

二、理论分析与假说提出

在传统的C D模型中，资本要素包含机器设备等投资，劳动要素只反映劳动数量的投入。本文借鉴周文兴等 [11]构建的模型，考虑消费所带来的人力资本投资和积累，从而拓展C D函数。假定技术进步被内化在L中，体现为人力资本的投入，而L是消费的函數Lt=C πt;资本的投入为预期投入，长期来看，实际产出（Yt）与预期产出（Y Et）不断趋近，由此产出函数为：

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

其中，π表示消费所带来的人力资本积累效应。为方便分析本文做如下假定：

假定1：社会存在两个生产部门：Ⅰ部门和Ⅱ部门。Ⅰ部门生产提供居民基本的低层次的消费需求;Ⅱ部门生产提供居民较高层次的消费需求。劳动力消费两部门的产品，但进入本部门的人力资本积累效应只有各自部门的消费。

假定2：Ⅰ部门生产能够满足完全满足居民消费需求，生产函数为

F（Kt）=K αt+1·C π1βt;Ⅱ部门生产不能完全满足居民消费需求，为不失一般性，令生产函数为

F（t）=（ αt+1· π2βt） λ（τ），其中λ（τ）为Ⅱ部门生产（即市场）对结构失衡的反应，0<λ（τ）<1;τ为市场发育程度，当市场发育越良好时，生产可以迅速调整以适应居民消费的变化，从而λ′（τ）>0;若Ⅱ部门生产完全满足居民消费需求，则λ（τ）=1。

假定3：Ⅰ部门和Ⅱ部门皆不存在存货投资。

由此，令f（k）=lnF（Kt），

kt+1=lnKt+1，

ct=lnCt，

f（）=lnF（t），

t+1=lnt+1，

t=lnt可将Ⅰ部门和Ⅱ部门的生产函数转化为：

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）

对式（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）

代表性消费者存续无限期，其效用满足最大化条件，U（ct+t）为消费者效用函数，满足稻田条件;为贴现因子，则代表性消费者效用最大化函数为：

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）

将式（2）（3）中的ct、t代入式（6），而后分别对kt+1和t+1求偏导，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）

从长期均衡的增长路径看，

ct+1=ct=c *;

kt+1=kt=k *;

t+1=t= *;

t+1=t= *;由此，式（7）（8）转化为：

f′（k *）=α/φΔy/Δk=α/φ（9）

f′（ *）=λα/φΔ/Δ=λα/φ（10）

联立式（4）（9），式（5）（10）分别约去Δk、Δ可得：

Δy=[π1β/（1-φ）]Δc（11）

Δ=[λπ2β/（1-φ）]Δ（12）

为更加直观地分析产业结构的变化，可以假定在Ⅰ部门和Ⅱ部门的初始生产为0，则产业结构升级可以以Ⅱ部门的生产增量除以两部门生产增加值之和来表示，进一步求得产业结构升级表达式：

ΔΔy+Δ=

Δ（π1/λπ2）Δc+Δ<

Δ（π1/π2）Δc+Δ（13）

从式（13）可以看出，当Ⅱ部门生产不能完全满足居民消费需求时，所引起的产业结构升级程度要低于不存在失衡状态下的产业结构升级程度，因此结构失衡对产业结构升级产生抑制效应。这也与现实经验相符，当结构失衡存在时，居民消费结构升级所带来的需求，出现了消费外流，不能完全被国内产业所吸收。由此，本文提出假说1：

假说1：结构失衡对产业结构升级产生抑制效应。

在市场调节失效的情况下，结构失衡抑制了产业结构升级，恶化了相关产业的发展，产业发展不充分，又加剧了结构失衡。在市场调节失效的逻辑下，结构失衡与抑制效应处于恶性的循环。我国自改革开放，不断地推进市场化改革，充分发挥市场的调节作用，改革开放的一系列成果也彰显出了我国市场调节的有效性。事实上，结构失衡作为一种市场信号被市场主体，尤其是生产者所捕捉，当结构失衡严重时，市场会自发的调节生产，降低抑制效应。由此，本文提出假说2：

假说2：随着结构失衡大小不同，抑制效应可能表现出区间差异，当结构失衡程度超过某一值，会减弱。

若市场调节是有效的，则当市场发育程度τ1<τ2时，有0<λ（τ1）<λ（τ2）<1，可得：

Δ（π1/λ（τ1）π2）Δc+Δ<

Δ（π1/λ（τ2）π2）Δc+Δ（14）

通过式（14）可知，当市场发育程度越完善，尽管结构失衡的存在对产业结构升级产生了抑制效应，然而抑制效应有所减弱。当存在结构失衡时，依托良好的市场发育程度，生产可以有效迅速地进行调整，以适应居民消费的升级，从而降低了抑制效应。由此，本文提出假说3：

假说3：随着市场发育程度的不同，抑制效应可能表现出区间差异，当市场发育程度超过某一值，会减弱。

三、模型设定与实证分析

（一）模型设定与估计方法

根據前文的理论分析，结构失衡对产业结构升级具有抑制效应，而结构失衡作为一种市场信号，影响要素资源的流动，使得抑制效应可能存在区间差异。由此，本文采用门槛面板模型，来研究不同门槛区间内，结构失衡对产业结构升级抑制效应的变化，同时也避免了人为选择门槛值的主观性，计量模型设定如下：

当存在单一门槛时，计量模型设定如下：

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

当存在双重门槛时，计量模型设定如下：

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分别为被解释变量（产业结构升级）和核心解释变量（结构失衡）。xit为一系列的对产业结构升级影响的控制变量，包括居民消费结构升级、固定资本投资及存量、对外开放程度、人力资本、政府公共财政支出以及市场化因素。dit为门槛变量，本文中为结构失衡、市场发育程度。γ为单一门槛模型的门槛值，γ1、γ2为双重门槛模型的门槛值。I（·）为虚拟变量，若括号中的条件满足，则赋值为1，否则为0。μi是反映各省市层面的个体效应。εit～iidN（0，σ 2）为随机干扰项。

（二）指标的选取

本文选取数据为2005—2014年全国30个省市区的面板数据（剔除西藏、台湾、香港、澳门数据），数据主要来源于Wind数据库，相应缺失的资料从各省市的相应年份的统计年鉴进行补充。本文选取的变量主要如下所示，相应的基本统计量描述见表1。

1.被解释变量

产业结构高级化是产业结构升级的一种衡量。诸多文献根据克拉克定律将非农业产值比重作为产业结构升级的衡量指标，例如，黄茂兴等 [12]用第二产业、第三产业增加值占GDP比值衡量产业结构升级。同时，当人均GDP达到8000美元时，居民消费资料从以生存型消费为主向以发展型消费为主转变，居民消费结构开始快速升级。按照国际零售业发展规律，当人均年收入突破7000美元时，居民对商品价格的敏感降低，而更加关注产品或服务的品质。因此，随着居民收入水平上升，居民更注重于高质量的商品与服务，尤其是对服务的需求，而第三产业的发展决定着高质量产品及服务供给能力。本文将第三产业增加值占GDP的比重作为产业结构升级的替代指标，记为istru。

2.解释变量

本文的结构失衡是居民消费结构与产业结构之间的不平衡性。文启湘等 [13]较早地度量居民消费结构与产业结构和谐度，其以1998年全国的为标准估算了2002年河南省居民消费支出结构与产业结构的和谐性，然而仅限于省份的静态考量。余红心等 [14]在其基础上对标准进行改进，进而测度了全国时序层面的结构失衡。本文选取的是面板数据，考虑到我国是地域大国，产业在不同地域发展的要素禀赋不同，三次产业也在地域进行转移和分工，如东中西产业的梯度转移。并且，随着我国网络经济的发展，居民消费逐步打破地域上的有形壁垒。因此，本文在余红心等 [14]研究的基础上，选用省际居民消费支出与全国层面的三次产业数据来度量分省市的结构失衡，记为imba。

3.门槛变量

本文选取的两个门槛变量：一是结构失衡，二是市场发育程度。改革开放以来，以市场为导向的非国有经济部门的发展对我国经济增长以及市场化进程的推进做出突出的贡献，非国有经济的发展也成为了市场发育程度的一个重要体现，同时要素市场的发育程度也是市场迅速调节生产以适应消费的变化的重要条件。因此，本文选取中國分省市市场化指数中的非国有经济的发展、要素市场的发育程度作为市场发育程度指标的替代指标，分别记为index_b、index_d。鉴于中国分省市市场化指数主要有两份，1997—2008年的数据和2008—2014年的数据，其基期不同，因此本文按照如下公式对其统一，主要反映各省市之间非国有经济发展以及要素市场发育程度的相对差距与变化：

it=（vit-vmin，t）/（vmax，t-vmin，t）（17）

其中，it为处理后的各省市的市场化相对得分;vit为原始的市场化相对得分;vmax，t、vmin，t分别为t年各省市之中市场化得分最高和最低的数值。

4.控制变量

（1）固定资本投资及存量。已有关于产业结构影响因素的分析中，资本深化是近年来我国经济增长的一个重要源泉，并且对产业结构产业结构转型产生重要的影响 [1516]。考虑固定资本投资和存量对产业结构升级的影响，本文选取各省市的固定资本形成总额，并利用相应年份的固定资产投资价格指数相平减，将平减后的固定资本形成总额占GDP的比重作为固定资本投资的替代指标，记为invest;并将固定资产存量占GDP比重作为固定资本存量影响的替代指标，记为stock;本文采用张军等 [17]的做法，采用永续盘存法按不变价格计算各省级固定资本存量，其中，折旧率为9.6%，基期的固定资本存量为基期的固定资本形成总额除以10%。

（2）对外开放程度。在开放经济环境下，产业不仅可以发挥自身的要素禀赋，而且可以利用外部的资源和市场，实现自身发展。对外开放程度对产业结构调整可能产生重要影响 [1819]。本文将各省市的进出口总额占GDP的比重作为对外开放程度的替代指标，记为open。

（3）人力资本。随着经济服务化趋势不断增强，人力资本在经济运行，尤其是产业结构的转型升级中愈发重要 [2021]。因此，本文也对人力资本投入进行控制，借鉴Li [22]对人力资本指标选取的方法，用各省市的人均教育年限作为衡量人力资本的替代指标，记为educ。

（4）市场化因素。现代市场经济的运行存在于相应的市场环境。刘伟等 [2325]认为市场化力量是产业结构变迁的重要体现，市场化因素对产业调整有着显著影响。因此，本文考虑市场化因素的影响，借鉴王宇 [26]的方法，将非国有单位职工人数占总职工人数比重作为市场化因素的替代指标，记为nsemp。

（5）政府公共财政支出。由于市场调节存在着失灵，政府进行积极调控，如制定相应的产业政策、投资基础设施建设等等。政府的调控，尤其是公共财政的支出，对产业结构及其转型可能产生重要影响 [2729]。因此，本文将政府公共财政支出占GDP比重作为政府调控因素的替代指标，记为pfex。

（6）居民消费结构升级。按照国家统计局对居民消费支出的划分，可分为八大类消费支出：食品烟酒、衣着、居住、生活用品及服务、交通通信、教育文化娱乐、医疗保健、其他用品及服务。本文将三类消费支出（交通通信、教育文化娱乐、医疗保健）占总消费支出的比值作为居民消费结构升级的替代指标，记为cstru。

主要变量的基本统计描述见表1，同时由表2可见，选取的控制变量之间相关系数皆小于0.8，平均的方差膨胀因子（VIF）为3.26，说明变量之间不存在严重的多重共线性问题。

（三）门槛值的搜索及检验

1.结构失衡门槛值及其检验

根据前文的理论分析与研究假设，随着当结构失衡程度超过某一门槛值时，结构失衡对产业结构升级的抑制效应可能有所降低，基于此，本文需要搜索和确定结构失衡的门槛值，确定门槛的個数和模型的形式。同时，为防止产业结构升级与结构失衡同期相关而产生内生性问题，本文将解释变量以及门槛变量滞后一期后进行回归分析。变量imba、index_b、index_d滞后一期分别表示为limba、limdex_b、lindex_d。

本文估计单一门槛和双重门槛对情况下相应的F统计量以及“自抽样法”得出的P值见表3。可以看出，单一门槛和三重门槛效果并不显著，自抽样P值分别为0.685、0.130，而双重门槛效果非常显著，自抽样P值为0.000。因此，接下来根据双重门槛模型进行分析。表4显示出双重门槛模型下的估计值以及95%置信区间。图1为两个门槛值的似然比函数图，当LR为零时，单一门槛模型所得出的门槛值，门槛估计值的95%的置信区间是LR值小于5%显著水平下的临界值7.35（对应图中虚线）所构成的区间。图1（左侧）是在单一门槛模型门槛值已知情况下，搜索得到的第二个门槛值及其置信区间;图1（右侧）是在第二个门槛值确定后反向再次搜索第一个门槛值。通过表4和图1，以结构失衡作为门槛变量可以得到两个门槛值0.566和0.741。由此，本文将居民消费结构与产业结构之间的失衡分为低程度的失衡（limba≤0.566）、中等失衡程度（0.5660.741）三种类型。

2.市场发育程度门槛值及其检验

同以结构失衡作为门槛变量的分析一致，本文估计市场发育程度在单一门槛和双重门槛对情况下相应的F统计量以及“自抽样法”得出的P值见表5。可以看出，以非国有经济发展作为门槛变量时，双重门槛效果并不显著，自抽样P值为0.135，而单一门槛效果非常显著，自抽样P值为0.000。以要素市场发育程度作为门槛变量时，单一门槛效果并不显著，自抽样P值为0.150，而双重门槛效果以及三重门槛效果非常显著，自抽样P值分别为0.018和0.002。

接下来，需要搜索不同门槛模型下的门槛值以及相应置信区间，详见表6。以非国有经济发展作为门槛变量时，门槛回归应选择单一门槛模型，其门槛值为0.039，95%置信区间为[0.376，0.409];为直观的判断，图2（左侧）清晰的列出了相应门槛值的似然比函数图。通过表6和图2，本文可将市场发育程度分为较低的市场发育程度（lindex_b≤0.390）和较高的市场发育程度（lindex_b>0.390）两种类型。

以要素市场发育程度作为门槛变量时，门槛回归可以选择双重门槛模型以及三重门槛模型，由于双重门槛下γ1的估计值同样也在三重门槛下的95%置信区间内，因此三重门槛模型可以退化到双重门槛模型，这

样也可以增加自由度，提高模型的解释能力。在双重门槛模型下，存在着两个门槛值0.430、0.553，其相应的95%置信区间分别为[0.144，1.000]、[0.528，0.590]。图2（右侧）列出了双重门槛模型下第一门槛值的似然比函数图。同理，本文将市场发育程度分为较低的市场发育程度（lindex_d≤0.430）、中等的市场发育程度（0.4300.553）三种类型。

（四）实证分析及稳健性检验

1.实证分析结果

在门槛值以及相应的门槛模型确定后，本文基于我国2005—2014年省级面板数据进行门槛回归分析，实证结果见表7。模型（1）—（3）中，结构失衡的系数值显著为负，这表明结构失衡对产业结构升级具有显著的抑制效应。

模型（1）是以结构失衡为门槛变量所得到的双重门槛模型下的回归结果，结果显示：

当limba≤0.556时，结构失衡对产业结构升级的影响系数为-0.122，在5%的显著性水平下显著;

当0.556

当limba>0.741时，结构升级对产业结构升级的影响系数为-0.071，在1%的显著性水平下显著。

模型（2）是以市场发育程度——非国有经济发展为门槛变量所得到的单一门槛模型下的回归结果，结果显示：

当lindex_b≤0.390时，结构失衡对产业结构升级的影响系数为-0.153，在5%的显著性水平下显著;

当lindex_b>0.390时，结构失衡对产业结构升级的影响系数为-0.083，在5%的显著性水平下显著。

模型（3）是以市场发育程度——要素市场发育程度为门槛变量所得到的双重门槛模型下的回归结果，结果显示：

当lindex_d≤0.430时，结构失衡对产业结构升级的影响系数为-0.088，在5%的显著性水平下显著;

当0.430

当lindex_d>0.553时，结构失衡对产业结构升级的影响系数为-0.073，在5%的显著性水平下显著。

从实证分析结果来看，无论是选取何种门槛变量做出的门槛模型回归，结构失衡对产业结构升级的影响显著为负，即结构失衡对产业结构升级产生抑制效应，验证了本文的假说1。以结构失衡作为门槛变量的实证分析结果发现，当结构失衡程度越大，超过某一门槛值时，抑制效应也相应地降低，同时，我们也发现，当结构失衡程度高于0.556低于0.741时，尽管结构失衡对产业结构升级的抑制效应有所降低，但下降幅度并不是很大;而当结构失衡程度超过0.741时，抑制效应显著降低，这也与现实情况相符合，结构失衡作为一种市场信号，当结构失衡程度越大时市场信号越明显。以结构失衡作为门槛变量的面板门槛回归结果表明，在我国市场经济运行中，当面临结构失衡时，市场能够有效的自我调节进行应对，削弱这种抑制效应，验证了本文的假说2。

以市场发育程度作为门槛变量的实证分析结构发现，当市场发育程度（非国有经济发展、要素市场发育程度）超过某一门槛，结构失衡对产业结构升级的抑制效应皆有所降低，这验证了本文的假说3。同时，对比二者作为门槛变量时结构失衡对产业结构升级的抑制效应减弱效果的强弱，我们可以清晰地发现，较比于要素市场发育程度，非国有经济发展对抑制效应的削弱作用更为明显。对此可以从两方面进行理解：第一，针对结构失衡的不利影响，非国有经济发展发挥着重要作用;第二，要素市场发育程度尽管对抑制效应有着削弱作用，然而其主要影响生产上游的环节，主要起到的是一种间接的影响，通过对生产主体（国有企业、非国有企业等）影响进而作用于结构失衡对产业结构升级的抑制效应大小。

2.稳健性检验

上述门槛模型回归中，对门槛值采用了严格的筛选，为保证上述结论的稳健。本文接下来对双重门槛模型，选取门槛变量的25%的分位值和75%的分位值作为门槛值;对单一门槛模型，选取门槛变量的50%的分位值作为门槛值，回归结果见表8。以结构失衡、要素市场发育程度为门槛变量的回归结果可以发现，当门槛变量大于第一个门槛值时，抑制效应显著的降低，而超过第二個门槛值时，抑制效应尽管略微提高，但统计不显著，其余控制变量的回归系数同表7大致相同。以非国有经济发展为门槛变量的回归结果显示，当门槛变量大于门槛值时，抑制效应显著降低。由此，稳健性检验验证了本文实证分析结果的稳健性。

四、结论

结构失衡不仅是市场经济既有现象之一，也是产业发展不充分的表现之一。居民消费结构与产业结构之间的失衡造成大量的消费外流，使得居民消费结构升级所带来的需求不能充分的转换为产业结构升级的动力，因此结构失衡对产业结构升级产生抑制效应。然而，在不同门槛效应下，这种抑制影响存在着区间差异。本文利用2005—2014年我国30省市面板数据实证分析结构失衡对产业结构升级的影响，重点探讨在结构失衡以及市场发育程度门槛下抑制影响所表现的区间差异。实证分析结果得到以下基本结论：第一，结构失衡对产业结构升级的抑制效应在统计上十分显著;第二，结构失衡程度超过某一门槛值时，抑制效应皆呈现明显的下降，并且在统计上也较为显著，这说明我国市场经济运行中，面临结构失衡，市场调节是有效的;第三，市场发育程度越完善，当超过某一门槛值时，抑制效应有所降低，并且在统计上显著。同时，较比于要素市场发育程度，非国有经济的发展对结构失衡产生的抑制效应的削弱作用也更为明显。

中国实现经济高质量发展，需要依托产业结构的升级。针对本文的研究，拟提出以下建议：首先，深入推进供给侧结构性改革，建立健全高质量的供给体系，尤其是针对居民对高质量消费需求的供给体系，这涉及生产的安全、质量的保障、流通链的高效便捷以及后续服务的提升等等;其次，供需失衡作为一种市场信号被市场生产主体所捕捉，然而信号的处理和筛选具有一定成本和时滞。随着中国物联网、互联网的快速发展，政府应利用大数据，对居民消费需求同供给的不匹配进行及时的收集、分析、发布，使得市场生产及时辨析结构失衡状态，通过政府调节的有形之手，引导生产资源要素的流向，以提供满足高质量消费需求的供给;最后，针对当下我国要素市场的不完善以及非国有经济发展的不充分，亟需解决以非国有经济为主的中小企业融资难问题，以负面清单管理模式，激发非国有经济发展活力。总之，面对着结构失衡，一方面要重视和发挥市场的力量，另一方面要注重对市场的培育，以使得市场主体，尤其是生产者，面对结构失衡这一市场信号，对生产做出及时有效的调整，进而推动产业结构升级，实现经济的高质量发展。

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责任编辑、校对： 李再扬

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