市場調節、結構失衡與產業結構升級

干春暉 余典范 余紅心

摘要：居民消費結構與產業結構之間的失衡（結構失衡）對產業結構升級產生抑制效應。隨著市場發育程度的提高，生產會迅速適應消費變化，從而削弱抑制效應。本文運用門檻效應模型實證檢驗抑制效應的存在以及在不同市場發育程度下抑制效應所表現出的區間差異。結果發現：結構失衡對產業結構升級的抑制效應較為顯著;市場發育程度超過某一門檻值時，抑制效應有所削弱，市場調節有效。因此，削弱這種抑制效應應完善和提高市場發育程度，充分發揮市場在資源配置中起的決定性作用。

關鍵詞：市場調節;結構失衡;產業結構升級;門檻效應

文獻標識碼：A

文章編號：100228482020（01）009810

開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

一、問題的提出

產業結構在供給方面處于中樞地位，決定再生產的比例關系、生產要素利用效率、國際產業分工體系中地位和競爭力。推動產業結構優化升級是實現我國經濟高質量發展的重要著力點。當投資的不可持續、出口面臨的不確定性風險增加后，依托龐大的國內居民消費市場并深入挖掘巨大的消費潛力，是實現我國產業結構升級的可選路徑之一。然而，隨著我國居民消費快速升級，位于供給端的產業尤其是中高端產業發展不充分，中高質量的國內生產相對供給不足，無法滿足居民對中高質量商品和服務的需求，即居民消費結構與產業結構之間存在不平衡性（本文稱之為結構失衡，下同），這也是我國社會主要矛盾的表現。

結構失衡既是現階段社會主要矛盾的表現之一，又是市場經濟既有的現象之一。在市場經濟過程中，由于信息不對稱以及交易成本的存在，生產的調整往往滯后于消費的變化。然而，長期以及嚴重的結構失衡造成了消費者福利的損失，影響了國內中高端產業的健康發展。消費需求是產業結構變換的主要原因，產業發展要滿足已有需求和創造新的需求，以實現產業結構的“適應性升級”，現階段的供需錯位（結構失衡），制約著產業結構“適應性升級”?[1]。結構失衡造成了居民消費結構升級背后高端的消費購買力外流，即消費外流?[24]。而大量的消費外流，造成高端購買力的流失，造成“居民消費結構升級—消費外流—產業結構升級缺乏動力”后果，抑制了產業結構升級?[56]。其背后的邏輯是：若消費外流程度較低，居民對中高端需求增加使得各產業尤其是對應中高端需求的產業通過“涓流效應”，引起產業的循環發展，壯大自身;而大量消費外流，則造成了國內實際消費量的不足，不能有效觸發“涓流效應”，制約了產業發展，以致經濟陷入低水平的均衡。

已有的研究國內結構失衡對產業結構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節，削弱這種抑制效應，即市場調節的有效性。事實上，結構失衡作為一種信號，在市場經濟運行中產生，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、其他生產要素的影響。在市場經濟活動中，信號被廣泛運用到銀行信貸領域?[8]、勞動力配置領域?[9]、企業之間的競爭合作關系領域?[10]等。就結構失衡這一市場信號而言，若高質量產品供給嚴重不足，面臨是市場的需求以及高質量產品價格的上升，生產要素將流入此類高質量產品的生產、流通、消費環節。由此，結構失衡一定程度上配置著資源要素的流動，反映出市場調節的有效。同時，信號具有成本，此外供需失衡是一種常態經濟狀態，當供需失衡逐步擴大，超過某一值時，信號的資源要素調節作用逐步凸顯。基于此，本文選取我國2005—2014年的30個省市面板數據，利用門檻效應模型，實證分析市場調節在抑制效應中的表現。與以往文獻相比，本文嘗試在兩個方面進行創新：一方面是定量的探討結構失衡對產業結構升級的影響;另一方面，驗證在面臨結構失衡，市場調節是否有效，進一步地，在市場調節有效性的基礎上，探討市場發育程度發揮的作用。

本文余下部分安排如下：第二部分從理論上分析結構失衡對產業結構升級的影響，并提出相應的假說;第三部分為本文的模型設定與實證分析;第四部分為本文的結論。

二、理論分析與假說提出

在傳統的C?D模型中，資本要素包含機器設備等投資，勞動要素只反映勞動數量的投入。本文借鑒周文興等?[11]構建的模型，考慮消費所帶來的人力資本投資和積累，從而拓展C?D函數。假定技術進步被內化在L中，體現為人力資本的投入，而L是消費的函數Lt=C?πt;資本的投入為預期投入，長期來看，實際產出（Yt）與預期產出（Y?Et）不斷趨近，由此產出函數為：

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

其中，π表示消費所帶來的人力資本積累效應。為方便分析本文做如下假定：

假定1：社會存在兩個生產部門：Ⅰ部門和Ⅱ部門。Ⅰ部門生產提供居民基本的低層次的消費需求;Ⅱ部門生產提供居民較高層次的消費需求。勞動力消費兩部門的產品，但進入本部門的人力資本積累效應只有各自部門的消費。

假定2：Ⅰ部門生產能夠滿足完全滿足居民消費需求，生產函數為

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

F（t）=（?αt+1·?π2βt）?λ（τ），其中λ（τ）為Ⅱ部門生產（即市場）對結構失衡的反應，0<λ（τ）<1;τ為市場發育程度，當市場發育越良好時，生產可以迅速調整以適應居民消費的變化，從而λ′（τ）>0;若Ⅱ部門生產完全滿足居民消費需求，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部門的生產函數轉化為：

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）

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

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，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）轉化為：

f′（k?*）=α/φΔy/Δk=α/φ（9）

f′（?*）=λα/φΔ/Δ=λα/φ（10）

聯立式（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業結構的變化，可以假定在Ⅰ部門和Ⅱ部門的初始生產為0，則產業結構升級可以以Ⅱ部門的生產增量除以兩部門生產增加值之和來表示，進一步求得產業結構升級表達式：

ΔΔy+Δ=

Δ（π1/λπ2）Δc+Δ<

Δ（π1/π2）Δc+Δ（13）

從式（13）可以看出，當Ⅱ部門生產不能完全滿足居民消費需求時，所引起的產業結構升級程度要低于不存在失衡狀態下的產業結構升級程度，因此結構失衡對產業結構升級產生抑制效應。這也與現實經驗相符，當結構失衡存在時，居民消費結構升級所帶來的需求，出現了消費外流，不能完全被國內產業所吸收。由此，本文提出假說1：

假說1：結構失衡對產業結構升級產生抑制效應。

在市場調節失效的情況下，結構失衡抑制了產業結構升級，惡化了相關產業的發展，產業發展不充分，又加劇了結構失衡。在市場調節失效的邏輯下，結構失衡與抑制效應處于惡性的循環。我國自改革開放，不斷地推進市場化改革，充分發揮市場的調節作用，改革開放的一系列成果也彰顯出了我國市場調節的有效性。事實上，結構失衡作為一種市場信號被市場主體，尤其是生產者所捕捉，當結構失衡嚴重時，市場會自發的調節生產，降低抑制效應。由此，本文提出假說2：

假說2：隨著結構失衡大小不同，抑制效應可能表現出區間差異，當結構失衡程度超過某一值，會減弱。

若市場調節是有效的，則當市場發育程度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，當市場發育程度越完善，盡管結構失衡的存在對產業結構升級產生了抑制效應，然而抑制效應有所減弱。當存在結構失衡時，依托良好的市場發育程度，生產可以有效迅速地進行調整，以適應居民消費的升級，從而降低了抑制效應。由此，本文提出假說3：

假說3：隨著市場發育程度的不同，抑制效應可能表現出區間差異，當市場發育程度超過某一值，會減弱。

三、模型設定與實證分析

（一）模型設定與估計方法

根據前文的理論分析，結構失衡對產業結構升級具有抑制效應，而結構失衡作為一種市場信號，影響要素資源的流動，使得抑制效應可能存在區間差異。由此，本文采用門檻面板模型，來研究不同門檻區間內，結構失衡對產業結構升級抑制效應的變化，同時也避免了人為選擇門檻值的主觀性，計量模型設定如下：

當存在單一門檻時，計量模型設定如下：

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

當存在雙重門檻時，計量模型設定如下：

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（產業結構升級）和核心解釋變量（結構失衡）。xit為一系列的對產業結構升級影響的控制變量，包括居民消費結構升級、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，本文中為結構失衡、市場發育程度。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。εit～iidN（0，σ?2）為隨機干擾項。

（二）指標的選取

本文選取數據為2005—2014年全國30個省市區的面板數據（剔除西藏、臺灣、香港、澳門數據），數據主要來源于Wind數據庫，相應缺失的資料從各省市的相應年份的統計年鑒進行補充。本文選取的變量主要如下所示，相應的基本統計量描述見表1。

1.被解釋變量

產業結構高級化是產業結構升級的一種衡量。諸多文獻根據克拉克定律將非農業產值比重作為產業結構升級的衡量指標，例如，黃茂興等?[12]用第二產業、第三產業增加值占GDP比值衡量產業結構升級。同時，當人均GDP達到8000美元時，居民消費資料從以生存型消費為主向以發展型消費為主轉變，居民消費結構開始快速升級。按照國際零售業發展規律，當人均年收入突破7000美元時，居民對商品價格的敏感降低，而更加關注產品或服務的品質。因此，隨著居民收入水平上升，居民更注重于高質量的商品與服務，尤其是對服務的需求，而第三產業的發展決定著高質量產品及服務供給能力。本文將第三產業增加值占GDP的比重作為產業結構升級的替代指標，記為istru。

2.解釋變量

本文的結構失衡是居民消費結構與產業結構之間的不平衡性。文啟湘等?[13]較早地度量居民消費結構與產業結構和諧度，其以1998年全國的為標準估算了2002年河南省居民消費支出結構與產業結構的和諧性，然而僅限于省份的靜態考量。余紅心等?[14]在其基礎上對標準進行改進，進而測度了全國時序層面的結構失衡。本文選取的是面板數據，考慮到我國是地域大國，產業在不同地域發展的要素稟賦不同，三次產業也在地域進行轉移和分工，如東中西產業的梯度轉移。并且，隨著我國網絡經濟的發展，居民消費逐步打破地域上的有形壁壘。因此，本文在余紅心等?[14]研究的基礎上，選用省際居民消費支出與全國層面的三次產業數據來度量分省市的結構失衡，記為imba。

3.門檻變量

本文選取的兩個門檻變量：一是結構失衡，二是市場發育程度。改革開放以來，以市場為導向的非國有經濟部門的發展對我國經濟增長以及市場化進程的推進做出突出的貢獻，非國有經濟的發展也成為了市場發育程度的一個重要體現，同時要素市場的發育程度也是市場迅速調節生產以適應消費的變化的重要條件。因此，本文選取中國分省市市場化指數中的非國有經濟的發展、要素市場的發育程度作為市場發育程度指標的替代指標，分別記為index_b、index_d。鑒于中國分省市市場化指數主要有兩份，1997—2008年的數據和2008—2014年的數據，其基期不同，因此本文按照如下公式對其統一，主要反映各省市之間非國有經濟發展以及要素市場發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值。

4.控制變量

（1）固定資本投資及存量。已有關于產業結構影響因素的分析中，資本深化是近年來我國經濟增長的一個重要源泉，并且對產業結構產業結構轉型產生重要的影響?[1516]。考慮固定資本投資和存量對產業結構升級的影響，本文選取各省市的固定資本形成總額，并利用相應年份的固定資產投資價格指數相平減，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，記為invest;并將固定資產存量占GDP比重作為固定資本存量影響的替代指標，記為stock;本文采用張軍等?[17]的做法，采用永續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。在開放經濟環境下，產業不僅可以發揮自身的要素稟賦，而且可以利用外部的資源和市場，實現自身發展。對外開放程度對產業結構調整可能產生重要影響?[1819]。本文將各省市的進出口總額占GDP的比重作為對外開放程度的替代指標，記為open。

（3）人力資本。隨著經濟服務化趨勢不斷增強，人力資本在經濟運行，尤其是產業結構的轉型升級中愈發重要?[2021]。因此，本文也對人力資本投入進行控制，借鑒Li?[22]對人力資本指標選取的方法，用各省市的人均教育年限作為衡量人力資本的替代指標，記為educ。

（4）市場化因素。現代市場經濟的運行存在于相應的市場環境。劉偉等?[2325]認為市場化力量是產業結構變遷的重要體現，市場化因素對產業調整有著顯著影響。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占總職工人數比重作為市場化因素的替代指標，記為nsemp。

（5）政府公共財政支出。由于市場調節存在著失靈，政府進行積極調控，如制定相應的產業政策、投資基礎設施建設等等。政府的調控，尤其是公共財政的支出，對產業結構及其轉型可能產生重要影響?[2729]。因此，本文將政府公共財政支出占GDP比重作為政府調控因素的替代指標，記為pfex。

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

主要變量的基本統計描述見表1，同時由表2可見，選取的控制變量之間相關系數皆小于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重的多重共線性問題。

（三）門檻值的搜索及檢驗

1.結構失衡門檻值及其檢驗

根據前文的理論分析與研究假設，隨著當結構失衡程度超過某一門檻值時，結構失衡對產業結構升級的抑制效應可能有所降低，基于此，本文需要搜索和確定結構失衡的門檻值，確定門檻的個數和模型的形式。同時，為防止產業結構升級與結構失衡同期相關而產生內生性問題，本文將解釋變量以及門檻變量滯后一期后進行回歸分析。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的F統計量以及“自抽樣法”得出的P值見表3。可以看出，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，接下來根據雙重門檻模型進行分析。表4顯示出雙重門檻模型下的估計值以及95%置信區間。圖1為兩個門檻值的似然比函數圖，當LR為零時，單一門檻模型所得出的門檻值，門檻估計值的95%的置信區間是LR值小于5%顯著水平下的臨界值7.35（對應圖中虛線）所構成的區間。圖1（左側）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間;圖1（右側）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，以結構失衡作為門檻變量可以得到兩個門檻值0.566和0.741。由此，本文將居民消費結構與產業結構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.市場發育程度門檻值及其檢驗

同以結構失衡作為門檻變量的分析一致，本文估計市場發育程度在單一門檻和雙重門檻對情況下相應的F統計量以及“自抽樣法”得出的P值見表5。可以看出，以非國有經濟發展作為門檻變量時，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置信區間，詳見表6。以非國有經濟發展作為門檻變量時，門檻回歸應選擇單一門檻模型，其門檻值為0.039，95%置信區間為[0.376，0.409];為直觀的判斷，圖2（左側）清晰的列出了相應門檻值的似然比函數圖。通過表6和圖2，本文可將市場發育程度分為較低的市場發育程度（lindex_b≤0.390）和較高的市場發育程度（lindex_b>0.390）兩種類型。

以要素市場發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%置信區間內，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，其相應的95%置信區間分別為[0.144，1.000]、[0.528，0.590]。圖2（右側）列出了雙重門檻模型下第一門檻值的似然比函數圖。同理，本文將市場發育程度分為較低的市場發育程度（lindex_d≤0.430）、中等的市場發育程度（0.4300.553）三種類型。

（四）實證分析及穩健性檢驗

1.實證分析結果

在門檻值以及相應的門檻模型確定后，本文基于我國2005—2014年省級面板數據進行門檻回歸分析，實證結果見表7。模型（1）—（3）中，結構失衡的系數值顯著為負，這表明結構失衡對產業結構升級具有顯著的抑制效應。

模型（1）是以結構失衡為門檻變量所得到的雙重門檻模型下的回歸結果，結果顯示：

當limba≤0.556時，結構失衡對產業結構升級的影響系數為-0.122，在5%的顯著性水平下顯著;

當0.556

當limba>0.741時，結構升級對產業結構升級的影響系數為-0.071，在1%的顯著性水平下顯著。

模型（2）是以市場發育程度——非國有經濟發展為門檻變量所得到的單一門檻模型下的回歸結果，結果顯示：

當lindex_b≤0.390時，結構失衡對產業結構升級的影響系數為-0.153，在5%的顯著性水平下顯著;

當lindex_b>0.390時，結構失衡對產業結構升級的影響系數為-0.083，在5%的顯著性水平下顯著。

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

當lindex_d≤0.430時，結構失衡對產業結構升級的影響系數為-0.088，在5%的顯著性水平下顯著;

當0.430

當lindex_d>0.553時，結構失衡對產業結構升級的影響系數為-0.073，在5%的顯著性水平下顯著。

從實證分析結果來看，無論是選取何種門檻變量做出的門檻模型回歸，結構失衡對產業結構升級的影響顯著為負，即結構失衡對產業結構升級產生抑制效應，驗證了本文的假說1。以結構失衡作為門檻變量的實證分析結果發現，當結構失衡程度越大，超過某一門檻值時，抑制效應也相應地降低，同時，我們也發現，當結構失衡程度高于0.556低于0.741時，盡管結構失衡對產業結構升級的抑制效應有所降低，但下降幅度并不是很大;而當結構失衡程度超過0.741時，抑制效應顯著降低，這也與現實情況相符合，結構失衡作為一種市場信號，當結構失衡程度越大時市場信號越明顯。以結構失衡作為門檻變量的面板門檻回歸結果表明，在我國市場經濟運行中，當面臨結構失衡時，市場能夠有效的自我調節進行應對，削弱這種抑制效應，驗證了本文的假說2。

以市場發育程度作為門檻變量的實證分析結構發現，當市場發育程度（非國有經濟發展、要素市場發育程度）超過某一門檻，結構失衡對產業結構升級的抑制效應皆有所降低，這驗證了本文的假說3。同時，對比二者作為門檻變量時結構失衡對產業結構升級的抑制效應減弱效果的強弱，我們可以清晰地發現，較比于要素市場發育程度，非國有經濟發展對抑制效應的削弱作用更為明顯。對此可以從兩方面進行理解：第一，針對結構失衡的不利影響，非國有經濟發展發揮著重要作用;第二，要素市場發育程度盡管對抑制效應有著削弱作用，然而其主要影響生產上游的環節，主要起到的是一種間接的影響，通過對生產主體（國有企業、非國有企業等）影響進而作用于結構失衡對產業結構升級的抑制效應大小。

2.穩健性檢驗

上述門檻模型回歸中，對門檻值采用了嚴格的篩選，為保證上述結論的穩健。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，回歸結果見表8。以結構失衡、要素市場發育程度為門檻變量的回歸結果可以發現，當門檻變量大于第一個門檻值時，抑制效應顯著的降低，而超過第二個門檻值時，抑制效應盡管略微提高，但統計不顯著，其余控制變量的回歸系數同表7大致相同。以非國有經濟發展為門檻變量的回歸結果顯示，當門檻變量大于門檻值時，抑制效應顯著降低。由此，穩健性檢驗驗證了本文實證分析結果的穩健性。

四、結論

結構失衡不僅是市場經濟既有現象之一，也是產業發展不充分的表現之一。居民消費結構與產業結構之間的失衡造成大量的消費外流，使得居民消費結構升級所帶來的需求不能充分的轉換為產業結構升級的動力，因此結構失衡對產業結構升級產生抑制效應。然而，在不同門檻效應下，這種抑制影響存在著區間差異。本文利用2005—2014年我國30省市面板數據實證分析結構失衡對產業結構升級的影響，重點探討在結構失衡以及市場發育程度門檻下抑制影響所表現的區間差異。實證分析結果得到以下基本結論：第一，結構失衡對產業結構升級的抑制效應在統計上十分顯著;第二，結構失衡程度超過某一門檻值時，抑制效應皆呈現明顯的下降，并且在統計上也較為顯著，這說明我國市場經濟運行中，面臨結構失衡，市場調節是有效的;第三，市場發育程度越完善，當超過某一門檻值時，抑制效應有所降低，并且在統計上顯著。同時，較比于要素市場發育程度，非國有經濟的發展對結構失衡產生的抑制效應的削弱作用也更為明顯。

中國實現經濟高質量發展，需要依托產業結構的升級。針對本文的研究，擬提出以下建議：首先，深入推進供給側結構性改革，建立健全高質量的供給體系，尤其是針對居民對高質量消費需求的供給體系，這涉及生產的安全、質量的保障、流通鏈的高效便捷以及后續服務的提升等等;其次，供需失衡作為一種市場信號被市場生產主體所捕捉，然而信號的處理和篩選具有一定成本和時滯。隨著中國物聯網、互聯網的快速發展，政府應利用大數據，對居民消費需求同供給的不匹配進行及時的收集、分析、發布，使得市場生產及時辨析結構失衡狀態，通過政府調節的有形之手，引導生產資源要素的流向，以提供滿足高質量消費需求的供給;最后，針對當下我國要素市場的不完善以及非國有經濟發展的不充分，亟需解決以非國有經濟為主的中小企業融資難問題，以負面清單管理模式，激發非國有經濟發展活力。總之，面對著結構失衡，一方面要重視和發揮市場的力量，另一方面要注重對市場的培育，以使得市場主體，尤其是生產者，面對結構失衡這一市場信號，對生產做出及時有效的調整，進而推動產業結構升級，實現經濟的高質量發展。

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責任編輯、校對： 李再揚

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