居民消费结构升级对产业结构升级的影响研究——基于供需失衡的调节效应

余红心，赵袁军，李思远

（1.上海商学院 商务经济学院，上海 200235；2.上海立信会计金融学院 工商管理学院，上海 201209；3.西南财经大学 证券与期货学院，成都 610015）

一、引 言

产业结构在供给方面处于中枢地位，其决定了再生产的比例关系、生产要素利用效率、国际产业分工体系中的地位和竞争力；居民消费需求规模和结构则是需求方面至关重要的环节，是生产的落脚点以及社会再生产的重要推动力。产业结构是居民消费结构的基础，居民消费结构升级推动了产业结构的升级。随着居民收入水平的提高，居民对高质量商品和服务需求开始增加，遵循配第·克拉克定律，通过需求收入弹性推动产业结构的升级［1］。

现有文献皆论证了居民消费结构升级对产业结构升级的拉动作用。例如，尹世杰（1998）认为消费需求结构的升级是产业结构升级的主导因素［2］；蒋选（2003）认为随着居民生活水平的提高，居民需求结构必然会发生变化，最终导致产业结构变化［3］；类似的研究也基本认同中国居民消费结构升级对产业结构升级的拉动作用（江小涓，2005；刘世锦，2006；查道中、吉文惠，2011）［4-6］。此外，诸多学者探讨了其他因素在拉动作用中的调节效应，如收入差距、市场封闭等因素（Murphy、Shleifer &Vishny，1989；Matsuyama，2002）［7-8］。

现阶段中国存在供需失衡，即高质量供给相对不足，供需失衡产生了消费外流（刘志彪，2017；孙早、许薛璐，2018）［9-10］。已有关于现阶段中国消费外流对产业结构升级影响的文献，基本认为消费外流不利于产业结构升级，如刘畅（2013）认为大量的消费外流，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［11］；刘胜和冯海波（2016）认为尽管消费外溢成为一种普遍现象，但过度的消费外溢则挤出了国内消费，削弱经济增长动力［12］。然而从逻辑演绎来看，消费外流对产业结构升级的影响具有两面性，消费外流一方面挤出了国内生产此类产品及服务的部门需求，不利于部门规模效应的发挥和产业内生产效率的提升，抑制产业结构升级；另一方面，消费外流使得居民高层次的消费需求得到满足，相比于封闭经济环境，国内价格上升并不能有效发挥对资源要素的引导作用，最终不利于产业结构升级。同时，消费外流也是一种市场信号，当消费外流现象越发突出时，国内生产和提供此类产品及服务，进行替代性生产，有利于产业结构升级（见图1）。已有对供需失衡引起了消费外流，进而不利于产业结构升级的文献，主要是一种定性分析，缺少实证的佐证，基于此并考虑到省级面板数据中消费外流缺失，本文利用2005—2017 年全国省级面板数据，验证供需失衡在居民消费结构升级对产业结构升级影响中的调节效应。

本文的章节安排如下：第二部分本文构建理论模型，考察存在结构失衡情况下，消费结构升级对产业结构升级的影响；第三部分为模型设定与数据说明；第四部分本文实证检验结构失衡的调节效应；第五部分为本文的稳健性检验，通过利用系统GMM 分析方法来进一步验证第四部分的实证结果；第六部分为本文的结论。

二、理论模型构建

物质资本、劳动力和技术是经济增长的三大要素。人力资本的投资和积累不仅体现在生产过程中的“干中学”，而且融于消费过程。居民消费结构按照消费资料的不同阶段来划分，分为生存型消费和发展型消费：生存型消费以食品、衣着等满足温饱需求为主，弥补劳动力正常损耗，实现劳动的简单再生产；发展型消费以文教娱乐、医疗保健等促进人发展为主的消费，主要用于劳动者人力资本的积累，实现劳动的扩大再生产。

在传统的C-D 函数中，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。本文借鉴周文兴和陈雅男（2006）对传统C-D 函数的拓展模型，考虑消费所带来的人力资本投资和积累［13］。假定技术进步被内化在L中，体现为人力资本的投入，而L 是消费的函数资本的投入为预期投入。从长期来看，实际产出（Yt）与预期产出不断趋近，由此产出函数为：

图1 供需失衡对产业结构升级的影响机理

其中，π 表示消费所带来的人力资本积累效应。为方便分析本文做出如下假定：

假定1：社会存在两个生产部门：Ⅰ部门和Ⅱ部门。Ⅰ部门生产的商品满足居民基本的低层次的消费需求；Ⅱ部门生产的商品满足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。

对公式（2）、公式（3）左右求差分可得：

联立公式（4）和公式（9）、公式（5）和公式（10）分别约去可得：

为直观地分析产业结构的变化，假定在Ⅰ部门和Ⅱ部门的初始生产为0，产业结构升级以Ⅱ部门的生产增量除以两部门生产增量之和来表示，进一步求得产业结构升级表达式：

从公式（13）可以发现，当Ⅱ部门生产的商品无法满足居民较高层次的消费需求，即供需失衡引发消费外流时，消费结构升级所带来的产业结构升级效应要低于供需平衡时的效应，见公式（14）：

三、模型设定与数据说明

（一）模型设定

供需失衡造成了消费外流，而消费外流则漏出了高端购买力，制约了居民消费结构升级对产业结构升级的拉动作用，详见公式（14）；同时，供需失衡或消费外流，作为一种市场信号，引导国内进行替代性生产，有利于产业结构升级。因此，有必要分析供需失衡在居民消费结构升级对产业结构升级的影响中的调节作用（见图2）。

图2 供需失衡的调节作用

分析供需失衡的调节效应中，本文将供需失衡与居民消费结构升级做中心化变换，再进行交乘，使得供需失衡与居民消费结构升级这两个变量的系数有意义。因此，计量模型设定如下：

其中，istru表示产业结构升级；cstru表示居民消费结构升级；imba表示供需失衡；μ为其他影响产业结构升级的因素；i、t 分别表示省市和年份。α3衡量了供需失衡调节效应的方向与大小。若α3＜0，则表明供需失衡的调节效应为负，即供需失衡削弱了居民消费结构升级对产业结构升级的拉动作用；若α3＞0，则表明供需失衡的调节效应为正，即供需失衡加强了居民消费结构升级对产业结构升级的拉动作用。

（二）指标说明

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、李军军（2009）将第二产业、第三产业增加值占GDP 比值来衡量产业结构升级［14］。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度降低，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

从狭义上考量居民消费结构升级，按照国家统计局对居民消费支出的划分，居民消费支出可分为八大类，而随着居民收入的提高，交通通信、教育文化娱乐以及医疗保健成为消费的重点［15］，本文借鉴王宇（2014）的方法，将交通通信、教育文化娱乐以及医疗保健三者支出之和占总消费支出的比重作为居民消费结构升级的替代指标，记为cstru。

3.调节变量

本文将各省市居民消费支出与三次产业发展的供需失衡作为调节变量，记为imba。借鉴余红心等（2019）的测度方法［16］，本文将各省的居民各类消费支出作为输入（输出）变量，将全国三次产业人均增加值作为输出（输入）变量，测度出各省市层面的供需失衡。

4.控制变量

（1）固定资本投资及存量

资本深化是经济增长的一个重要源泉，对产业结构转型有着重要的影响（Acemoglu、Guerrier，2008；于泽、徐沛东，2014）［17-18］。因此，考虑固定资本投资对产业结构升级的影响，在实证回归中进行控制，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。

（2）对外开放程度

对外开放影响要素流动性。随着开放程度的提高，生产部门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，推动产业结构升级。已有研究基本认同对外开放程度对产业结构调整的影响（徐春华、刘力，2013；章潇萌、杨宇菲，2016）［19-20］。因此，本文对对外开放程度进行控制，以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）人力资本投资

生产过程，不仅需要投入物质资本，也需投入人力资本。人力资本通过影响行业的技术进步，推动产业结构的转型升级。随着经济服务化趋势，人力资本在产业结构的转型升级发挥着重要的作用（Acemoglu，2003；张国强、温军、汤向俊，2011）［21-22］。因此，本文也对人力资本投入进行控制，借鉴Li（2009）、吴一平和芮萌（2010）的对人力资本指标选取的方法［23-24］，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于一定的市场环境，对市场化因素进行控制，本文选取wind 数据库中各省市的市场进程总得分作为市场化因素的替代指标，记为mark。

（5）公共财政支出

发展中国家通过制定和实施相应的产业政策，发挥后发优势，实现经济的赶超。在制定和实施产业政策的同时，政府也进行积极投资，如基础设施建设。政府的支出，尤其是公共财政的支出，对产业结构及其转型产生重要的影响（杨晓锋，2016）［25］。因此，本文对政府公共财政支出进行控制，以政府公共财政支出占GDP 比重作为政府公共财政支出的替代指标，记为pfex。

主要指标的描述性统计见表1。

（三）数据来源

本文选取数据为2005—2017 年全国30 个省市的面板数据，选取数据主要来源于wind 数据库，相应缺失的资料从各省市相应年份的统计年鉴中进行补充。对省市级层面供需失衡测度的数据部分来源于历年《中国统计年鉴》《中国住户调查年鉴》以及《中国社会统计年鉴》。

四、实证分析

（一）相关系数检验

在层次回归分析之前，本文对变量进行相关系数检验。从表2 可以发现，居民消费结构升级与产业结构升级呈显著的负相关关系，一定程度上反映了产业结构升级滞后于居民消费结构升级；固定资本投资及存量、人力资本投资、市场化因素以及公共财政支出同产业结构升级呈显著负相关关系，而对外开放程度与产业结构升级的相关关系为负值，但不显著；供需失衡与产业结构升级相关关系为负，但统计不显著；供需失衡与居民消费结构升级呈显著的负相关关系。同时，除了固定资本投资与固定资本存量之间的相关系数达0.777（小于0.8）之外，其余各变量之间的相关系数绝对值均较小，变量之间未存在严重的共线性问题。

表1 变量的描述性统计

表2 变量Pearson 相关系数

（二）实证分析结果

表3 列出了实证回归分析结果。其中，模型（1）显示居民消费结构升级和相关控制变量对产业结构升级的影响，从模型（1）可以发现居民消费结构升级对产业结构升级具有显著拉动作用；模型（2）将供需失衡加入回归模型，回归结果显示居民消费结构升级对产业结构升级的拉动作用依然显著，并且供需失衡同产业结构升级呈显著负相关关系；模型（3）在模型（2）的基础上，将供需失衡和居民消费结构升级去中心化的交互项加入回归分析，以分析供需失衡的调节效应。对比模型（1）—模型（2），可以发现回归模型的R2有所增加，然而模型（3）回归结果显示供需失衡的调节效应为正，但不显著，考虑产业结构升级与居民消费结构升级之间可能的互为因果关系，以及供需失衡测度涉及三次产业而造成与产业结构升级之间的内生性，本文选取供需失衡、居民消费结构升级滞后一期和滞后二期，以及交乘项的滞后一期作为工具变量（工具变量合理性检验见表4）进行 IV 估计，IV 估计结果见模型（4）。从IV估计结果可以看出，供需失衡与居民消费结构升级的交互项系数在5%的显著水平显著为负。

表3 实证回归结果

此外，政府公共财政支出对产业结构升级影响为正；而固定资本投资、对外开放程度、人力资本投资对产业结构升级的影响为负，原因可能在于政府公共财政支出对产业结构的影响挤出了后三者的影响，从系数值的大小以及上文的相关系数检验也可以侧面印证。此外，市场化进程对产业结构升级影响为正。

表4 工具变量识别检验结果

五、稳健性检验

（一）稳健性检验的指标与模型

1.指标的选取

产业结构升级与居民消费结构升级，皆为动态化的概念。结构的升级可以用不同层次的结构层次系数来表示（靖学青，2005；付凌晖，2010）［26-27］。稳健性检验将居民消费支出分为生产型消费（食品、烟酒、衣着）和发展型消费（其余六大类消费），这样可以将消费支出从低级向高级进行排列，从而能够计算其结构层次系数，以衡量居民消费结构升级，记为cstru_r。同理，通过结构层次系数方法可以度量产业结构升级，记为istru_r。

对比不同方法测算出的居民消费结构升级与产业结构升级，本文发现，利用不同层次的结构层次系数的居民消费结构升级与产业结构升级指标同前文所选择的指标间的相关系数显著正相关，也侧面反映替代指标具有代表性，见表5。

表5 不同测度方法下居民消费结构升级与产业结构升级的相关性

2.模型的设定

本文借鉴Frank（2005）、干春晖等（2011）的处理方法［28-29］，对各个解释变量与产业结构升级的交互项作为控制变量，稳健性回归模型如下：

为上文检验相一致，本文对稳健性选取的变量进行中心化变换。由于公式（16）中含有因变量的交互项，模型存在着内生性。针对这种情况，本文将所有解释变量视为内生性，以滞后性和差分项作为工具变量，进行面板广义矩估计（系统GMM）。一般而言，系统GMM 估计结果是否合理需要进行两种检验：是否存在残差项序列相关、是否存在工具变量过度问题。第一种检验主要是检查残差是否存在二阶（或更高阶）序列相关，第二种检验通常采用Hansen（1982）给出的有效矩估计的J 检验①，从而判定工具变量是否合理。同时，Roodman 和David Malin（2009）也指出，动态面板模型的自变量（内生变量）估计量位于混合OLS 估计量（上偏系统GMM 估计量）和固定效应估计量（下偏系统GMM 估计量）之间［30］。因此本文进行系统GMM 回归分析的同时，也进行混合OLS和固定效应的比较分析。考虑2008 年爆发的全球经济危机所带来的不确定性冲击，也进行分时间段稳健性检验。

（二）稳健性回归结果

从表6 可以看出，二阶自相关p 值大于0.05，实证回归不存在二阶自相关，并且hansen统计量的p 值也大于0.05，从残差序列相关检验、Hansen 检验中皆接受工具变量合理的检验，系统GMM 回归中自变量系数估计值（绝对值）皆位于固定效应回归系数估计值（绝对值）以及混合OLS 回归系数估计值（绝对值）之间，侧面地验证了模型设定和工具变量选取的合理性。从稳健性回归结果来看，β1恒为负，β2恒为正，说明供需失衡对产业结构升级调节效应较为稳定。并且值较大，将Δistru 平均值带入其中来验证供需失衡的调节效应方向与大小，得出供需失衡的调节效应显著为负，可以认为供需失衡削弱了居民消费结构升级对产业结构升级的拉动作用。

本文选取2005—2017 年全国省级面板数据，利用层次回归分析方法实证检验了供需失衡在居民消费结构升级对产业结构升级影响的调节效应。实证分析与稳健性检验皆得出供需失衡的调节效应为负，表明供需失衡削弱了居民消费结构升级对产业结构升级的拉动作用，对产业结构升级有着抑制效应。尽管中国居民消费结构出现快速升级，但受制于供需失衡问题，快速升级的居民消费结构并不能完全有效地推动产业结构升级。从供需角度来看，中国现阶段改革的重点是在于供给端，构建高质量供给体系，不仅可以满足居民高层次消费需求，而且可以有效发挥居民消费快速升级后的庞大的购买力对产业结构升级的推动作用。随着新时代中国居民消费需求换挡和升级，未来市场经济着力推动的供需关系平衡将是更高水平的供需平衡。

表6 稳健性回归结果

注释：

① 对工具变量合理性检验也包含sargan 检验，而hansen 检验较比于sargan 检验结果是稳健的，然而hansen 检验也受工具变量个数的影响，因此本文的稳健性分析附加collapse 加以控制工具变量个数。