居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響研究
——基于供需失衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)

余紅心，趙袁軍，李思遠(yuǎn)

（1.上海商學(xué)院 商務(wù)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200235；2.上海立信會計金融學(xué)院 工商管理學(xué)院，上海 201209；3.西南財經(jīng)大學(xué) 證券與期貨學(xué)院，成都 610015）

一、引 言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在供給方面處于中樞地位，其決定了再生產(chǎn)的比例關(guān)系、生產(chǎn)要素利用效率、國際產(chǎn)業(yè)分工體系中的地位和競爭力；居民消費需求規(guī)模和結(jié)構(gòu)則是需求方面至關(guān)重要的環(huán)節(jié)，是生產(chǎn)的落腳點以及社會再生產(chǎn)的重要推動力。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是居民消費結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)，居民消費結(jié)構(gòu)升級推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。隨著居民收入水平的提高，居民對高質(zhì)量商品和服務(wù)需求開始增加，遵循配第·克拉克定律，通過需求收入彈性推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級［1］。

現(xiàn)有文獻(xiàn)皆論證了居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的拉動作用。例如，尹世杰（1998）認(rèn)為消費需求結(jié)構(gòu)的升級是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的主導(dǎo)因素［2］；蔣選（2003）認(rèn)為隨著居民生活水平的提高，居民需求結(jié)構(gòu)必然會發(fā)生變化，最終導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化［3］；類似的研究也基本認(rèn)同中國居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的拉動作用（江小涓，2005；劉世錦，2006；查道中、吉文惠，2011）［4-6］。此外，諸多學(xué)者探討了其他因素在拉動作用中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，如收入差距、市場封閉等因素（Murphy、Shleifer &Vishny，1989；Matsuyama，2002）［7-8］。

現(xiàn)階段中國存在供需失衡，即高質(zhì)量供給相對不足，供需失衡產(chǎn)生了消費外流（劉志彪，2017；孫早、許薛璐，2018）［9-10］。已有關(guān)于現(xiàn)階段中國消費外流對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的文獻(xiàn)，基本認(rèn)為消費外流不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，如劉暢（2013）認(rèn)為大量的消費外流，造成高端購買力的流失，造成“居民消費結(jié)構(gòu)升級——消費外流——產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級缺乏動力”后果［11］；劉勝和馮海波（2016）認(rèn)為盡管消費外溢成為一種普遍現(xiàn)象，但過度的消費外溢則擠出了國內(nèi)消費，削弱經(jīng)濟(jì)增長動力［12］。然而從邏輯演繹來看，消費外流對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響具有兩面性，消費外流一方面擠出了國內(nèi)生產(chǎn)此類產(chǎn)品及服務(wù)的部門需求，不利于部門規(guī)模效應(yīng)的發(fā)揮和產(chǎn)業(yè)內(nèi)生產(chǎn)效率的提升，抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；另一方面，消費外流使得居民高層次的消費需求得到滿足，相比于封閉經(jīng)濟(jì)環(huán)境，國內(nèi)價格上升并不能有效發(fā)揮對資源要素的引導(dǎo)作用，最終不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。同時，消費外流也是一種市場信號，當(dāng)消費外流現(xiàn)象越發(fā)突出時，國內(nèi)生產(chǎn)和提供此類產(chǎn)品及服務(wù)，進(jìn)行替代性生產(chǎn)，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（見圖1）。已有對供需失衡引起了消費外流，進(jìn)而不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的文獻(xiàn)，主要是一種定性分析，缺少實證的佐證，基于此并考慮到省級面板數(shù)據(jù)中消費外流缺失，本文利用2005—2017 年全國省級面板數(shù)據(jù)，驗證供需失衡在居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文的章節(jié)安排如下：第二部分本文構(gòu)建理論模型，考察存在結(jié)構(gòu)失衡情況下，消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響；第三部分為模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明；第四部分本文實證檢驗結(jié)構(gòu)失衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)；第五部分為本文的穩(wěn)健性檢驗，通過利用系統(tǒng)GMM 分析方法來進(jìn)一步驗證第四部分的實證結(jié)果；第六部分為本文的結(jié)論。

二、理論模型構(gòu)建

物質(zhì)資本、勞動力和技術(shù)是經(jīng)濟(jì)增長的三大要素。人力資本的投資和積累不僅體現(xiàn)在生產(chǎn)過程中的“干中學(xué)”，而且融于消費過程。居民消費結(jié)構(gòu)按照消費資料的不同階段來劃分，分為生存型消費和發(fā)展型消費：生存型消費以食品、衣著等滿足溫飽需求為主，彌補勞動力正常損耗，實現(xiàn)勞動的簡單再生產(chǎn)；發(fā)展型消費以文教娛樂、醫(yī)療保健等促進(jìn)人發(fā)展為主的消費，主要用于勞動者人力資本的積累，實現(xiàn)勞動的擴(kuò)大再生產(chǎn)。

在傳統(tǒng)的C-D 函數(shù)中，資本要素包含機器設(shè)備等投資，勞動要素只反映勞動數(shù)量的投入。本文借鑒周文興和陳雅男（2006）對傳統(tǒng)C-D 函數(shù)的拓展模型，考慮消費所帶來的人力資本投資和積累［13］。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 是消費的函數(shù)資本的投入為預(yù)期投入。從長期來看，實際產(chǎn)出（Yt）與預(yù)期產(chǎn)出不斷趨近，由此產(chǎn)出函數(shù)為：

圖1 供需失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響機理

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

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)的商品滿足居民基本的低層次的消費需求；Ⅱ部門生產(chǎn)的商品滿足居民較高層次的消費需求。勞動力消費兩部門的產(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。

對公式（2）、公式（3）左右求差分可得：

聯(lián)立公式（4）和公式（9）、公式（5）和公式（10）分別約去可得：

為直觀地分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，假定在Ⅰ部門和Ⅱ部門的初始生產(chǎn)為0，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以Ⅱ部門的生產(chǎn)增量除以兩部門生產(chǎn)增量之和來表示，進(jìn)一步求得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級表達(dá)式：

從公式（13）可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)Ⅱ部門生產(chǎn)的商品無法滿足居民較高層次的消費需求，即供需失衡引發(fā)消費外流時，消費結(jié)構(gòu)升級所帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)要低于供需平衡時的效應(yīng)，見公式（14）：

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

供需失衡造成了消費外流，而消費外流則漏出了高端購買力，制約了居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的拉動作用，詳見公式（14）；同時，供需失衡或消費外流，作為一種市場信號，引導(dǎo)國內(nèi)進(jìn)行替代性生產(chǎn)，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。因此，有必要分析供需失衡在居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響中的調(diào)節(jié)作用（見圖2）。

圖2 供需失衡的調(diào)節(jié)作用

分析供需失衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)中，本文將供需失衡與居民消費結(jié)構(gòu)升級做中心化變換，再進(jìn)行交乘，使得供需失衡與居民消費結(jié)構(gòu)升級這兩個變量的系數(shù)有意義。因此，計量模型設(shè)定如下：

其中，istru表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；cstru表示居民消費結(jié)構(gòu)升級；imba表示供需失衡；μ為其他影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的因素；i、t 分別表示省市和年份。α3衡量了供需失衡調(diào)節(jié)效應(yīng)的方向與大小。若α3＜0，則表明供需失衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)為負(fù)，即供需失衡削弱了居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的拉動作用；若α3＞0，則表明供需失衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)為正，即供需失衡加強了居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的拉動作用。

（二）指標(biāo)說明

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、李軍軍（2009）將第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比值來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級［14］。同時，當(dāng)人均GDP 達(dá)到8000 美元時，居民消費資料從以生存型消費為主向以發(fā)展型消費為主轉(zhuǎn)變，居民消費結(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度降低，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

從狹義上考量居民消費結(jié)構(gòu)升級，按照國家統(tǒng)計局對居民消費支出的劃分，居民消費支出可分為八大類，而隨著居民收入的提高，交通通信、教育文化娛樂以及醫(yī)療保健成為消費的重點［15］，本文借鑒王宇（2014）的方法，將交通通信、教育文化娛樂以及醫(yī)療保健三者支出之和占總消費支出的比重作為居民消費結(jié)構(gòu)升級的替代指標(biāo)，記為cstru。

3.調(diào)節(jié)變量

本文將各省市居民消費支出與三次產(chǎn)業(yè)發(fā)展的供需失衡作為調(diào)節(jié)變量，記為imba。借鑒余紅心等（2019）的測度方法［16］，本文將各省的居民各類消費支出作為輸入（輸出）變量，將全國三次產(chǎn)業(yè)人均增加值作為輸出（輸入）變量，測度出各省市層面的供需失衡。

4.控制變量

（1）固定資本投資及存量

資本深化是經(jīng)濟(jì)增長的一個重要源泉，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型有著重要的影響（Acemoglu、Guerrier，2008；于澤、徐沛東，2014）［17-18］。因此，考慮固定資本投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，在實證回歸中進(jìn)行控制，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。

（2）對外開放程度

對外開放影響要素流動性。隨著開放程度的提高，生產(chǎn)部門不僅可以發(fā)揮自身的要素稟賦，而且可以利用外部的資源和市場，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。已有研究基本認(rèn)同對外開放程度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響（徐春華、劉力，2013；章瀟萌、楊宇菲，2016）［19-20］。因此，本文對對外開放程度進(jìn)行控制，以各省市的進(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）人力資本投資

生產(chǎn)過程，不僅需要投入物質(zhì)資本，也需投入人力資本。人力資本通過影響行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。隨著經(jīng)濟(jì)服務(wù)化趨勢，人力資本在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級發(fā)揮著重要的作用（Acemoglu，2003；張國強、溫軍、湯向俊，2011）［21-22］。因此，本文也對人力資本投入進(jìn)行控制，借鑒Li（2009）、吳一平和芮萌（2010）的對人力資本指標(biāo)選取的方法［23-24］，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)的運行于一定的市場環(huán)境，對市場化因素進(jìn)行控制，本文選取wind 數(shù)據(jù)庫中各省市的市場進(jìn)程總得分作為市場化因素的替代指標(biāo)，記為mark。

（5）公共財政支出

發(fā)展中國家通過制定和實施相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)政策，發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的趕超。在制定和實施產(chǎn)業(yè)政策的同時，政府也進(jìn)行積極投資，如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。政府的支出，尤其是公共財政的支出，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其轉(zhuǎn)型產(chǎn)生重要的影響（楊曉鋒，2016）［25］。因此，本文對政府公共財政支出進(jìn)行控制，以政府公共財政支出占GDP 比重作為政府公共財政支出的替代指標(biāo)，記為pfex。

主要指標(biāo)的描述性統(tǒng)計見表1。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選取數(shù)據(jù)為2005—2017 年全國30 個省市的面板數(shù)據(jù)，選取數(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相應(yīng)年份的統(tǒng)計年鑒中進(jìn)行補充。對省市級層面供需失衡測度的數(shù)據(jù)部分來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國住戶調(diào)查年鑒》以及《中國社會統(tǒng)計年鑒》。

四、實證分析

（一）相關(guān)系數(shù)檢驗

在層次回歸分析之前，本文對變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗。從表2 可以發(fā)現(xiàn)，居民消費結(jié)構(gòu)升級與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，一定程度上反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級滯后于居民消費結(jié)構(gòu)升級；固定資本投資及存量、人力資本投資、市場化因素以及公共財政支出同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而對外開放程度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的相關(guān)關(guān)系為負(fù)值，但不顯著；供需失衡與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級相關(guān)關(guān)系為負(fù)，但統(tǒng)計不顯著；供需失衡與居民消費結(jié)構(gòu)升級呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。同時，除了固定資本投資與固定資本存量之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)0.777（小于0.8）之外，其余各變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值均較小，變量之間未存在嚴(yán)重的共線性問題。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2 變量Pearson 相關(guān)系數(shù)

（二）實證分析結(jié)果

表3 列出了實證回歸分析結(jié)果。其中，模型（1）顯示居民消費結(jié)構(gòu)升級和相關(guān)控制變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，從模型（1）可以發(fā)現(xiàn)居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有顯著拉動作用；模型（2）將供需失衡加入回歸模型，回歸結(jié)果顯示居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的拉動作用依然顯著，并且供需失衡同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；模型（3）在模型（2）的基礎(chǔ)上，將供需失衡和居民消費結(jié)構(gòu)升級去中心化的交互項加入回歸分析，以分析供需失衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)。對比模型（1）—模型（2），可以發(fā)現(xiàn)回歸模型的R2有所增加，然而模型（3）回歸結(jié)果顯示供需失衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)為正，但不顯著，考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與居民消費結(jié)構(gòu)升級之間可能的互為因果關(guān)系，以及供需失衡測度涉及三次產(chǎn)業(yè)而造成與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的內(nèi)生性，本文選取供需失衡、居民消費結(jié)構(gòu)升級滯后一期和滯后二期，以及交乘項的滯后一期作為工具變量（工具變量合理性檢驗見表4）進(jìn)行 IV 估計，IV 估計結(jié)果見模型（4）。從IV估計結(jié)果可以看出，供需失衡與居民消費結(jié)構(gòu)升級的交互項系數(shù)在5%的顯著水平顯著為負(fù)。

表3 實證回歸結(jié)果

此外，政府公共財政支出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響為正；而固定資本投資、對外開放程度、人力資本投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響為負(fù)，原因可能在于政府公共財政支出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響擠出了后三者的影響，從系數(shù)值的大小以及上文的相關(guān)系數(shù)檢驗也可以側(cè)面印證。此外，市場化進(jìn)程對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響為正。

表4 工具變量識別檢驗結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）穩(wěn)健性檢驗的指標(biāo)與模型

1.指標(biāo)的選取

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與居民消費結(jié)構(gòu)升級，皆為動態(tài)化的概念。結(jié)構(gòu)的升級可以用不同層次的結(jié)構(gòu)層次系數(shù)來表示（靖學(xué)青，2005；付凌暉，2010）［26-27］。穩(wěn)健性檢驗將居民消費支出分為生產(chǎn)型消費（食品、煙酒、衣著）和發(fā)展型消費（其余六大類消費），這樣可以將消費支出從低級向高級進(jìn)行排列，從而能夠計算其結(jié)構(gòu)層次系數(shù)，以衡量居民消費結(jié)構(gòu)升級，記為cstru_r。同理，通過結(jié)構(gòu)層次系數(shù)方法可以度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，記為istru_r。

對比不同方法測算出的居民消費結(jié)構(gòu)升級與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，本文發(fā)現(xiàn)，利用不同層次的結(jié)構(gòu)層次系數(shù)的居民消費結(jié)構(gòu)升級與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)同前文所選擇的指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)顯著正相關(guān)，也側(cè)面反映替代指標(biāo)具有代表性，見表5。

表5 不同測度方法下居民消費結(jié)構(gòu)升級與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的相關(guān)性

2.模型的設(shè)定

本文借鑒Frank（2005）、干春暉等（2011）的處理方法［28-29］，對各個解釋變量與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的交互項作為控制變量，穩(wěn)健性回歸模型如下：

為上文檢驗相一致，本文對穩(wěn)健性選取的變量進(jìn)行中心化變換。由于公式（16）中含有因變量的交互項，模型存在著內(nèi)生性。針對這種情況，本文將所有解釋變量視為內(nèi)生性，以滯后性和差分項作為工具變量，進(jìn)行面板廣義矩估計（系統(tǒng)GMM）。一般而言，系統(tǒng)GMM 估計結(jié)果是否合理需要進(jìn)行兩種檢驗：是否存在殘差項序列相關(guān)、是否存在工具變量過度問題。第一種檢驗主要是檢查殘差是否存在二階（或更高階）序列相關(guān)，第二種檢驗通常采用Hansen（1982）給出的有效矩估計的J 檢驗①，從而判定工具變量是否合理。同時，Roodman 和David Malin（2009）也指出，動態(tài)面板模型的自變量（內(nèi)生變量）估計量位于混合OLS 估計量（上偏系統(tǒng)GMM 估計量）和固定效應(yīng)估計量（下偏系統(tǒng)GMM 估計量）之間［30］。因此本文進(jìn)行系統(tǒng)GMM 回歸分析的同時，也進(jìn)行混合OLS和固定效應(yīng)的比較分析?？紤]2008 年爆發(fā)的全球經(jīng)濟(jì)危機所帶來的不確定性沖擊，也進(jìn)行分時間段穩(wěn)健性檢驗。

（二）穩(wěn)健性回歸結(jié)果

從表6 可以看出，二階自相關(guān)p 值大于0.05，實證回歸不存在二階自相關(guān)，并且hansen統(tǒng)計量的p 值也大于0.05，從殘差序列相關(guān)檢驗、Hansen 檢驗中皆接受工具變量合理的檢驗，系統(tǒng)GMM 回歸中自變量系數(shù)估計值（絕對值）皆位于固定效應(yīng)回歸系數(shù)估計值（絕對值）以及混合OLS 回歸系數(shù)估計值（絕對值）之間，側(cè)面地驗證了模型設(shè)定和工具變量選取的合理性。從穩(wěn)健性回歸結(jié)果來看，β1恒為負(fù)，β2恒為正，說明供需失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級調(diào)節(jié)效應(yīng)較為穩(wěn)定。并且值較大，將Δistru 平均值帶入其中來驗證供需失衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)方向與大小，得出供需失衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著為負(fù)，可以認(rèn)為供需失衡削弱了居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的拉動作用。

本文選取2005—2017 年全國省級面板數(shù)據(jù)，利用層次回歸分析方法實證檢驗了供需失衡在居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)。實證分析與穩(wěn)健性檢驗皆得出供需失衡的調(diào)節(jié)效應(yīng)為負(fù)，表明供需失衡削弱了居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的拉動作用，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有著抑制效應(yīng)。盡管中國居民消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)快速升級，但受制于供需失衡問題，快速升級的居民消費結(jié)構(gòu)并不能完全有效地推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。從供需角度來看，中國現(xiàn)階段改革的重點是在于供給端，構(gòu)建高質(zhì)量供給體系，不僅可以滿足居民高層次消費需求，而且可以有效發(fā)揮居民消費快速升級后的龐大的購買力對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的推動作用。隨著新時代中國居民消費需求換擋和升級，未來市場經(jīng)濟(jì)著力推動的供需關(guān)系平衡將是更高水平的供需平衡。

表6 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

注釋：

① 對工具變量合理性檢驗也包含sargan 檢驗，而hansen 檢驗較比于sargan 檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的，然而hansen 檢驗也受工具變量個數(shù)的影響，因此本文的穩(wěn)健性分析附加collapse 加以控制工具變量個數(shù)。