產業結構升級對居民消費水平的作用機制與實證檢驗

王 芳 黃莉芳

（南京財經大學經濟學院，南京 210023）

引 言

居民消費問題一直與國家經濟發展息息相關。隨著居民收入增長，居民的消費水平提高、消費結構優化改善、消費規模擴大，不過制約消費升級的體制機制阻力仍然不容忽視，高品質、多樣化的消費需求還沒有充分釋放。根據 《中國統計年鑒》數據測算，1990～2020年我國居民實際消費水平年平均增長7.89%，而實際國內生產總值GDP年平均增長9.11%，居民消費水平的增長低于經濟增長。我國經濟的高速增長主要依靠快速增長的三次產業，1990年第一產業增加值占GDP比重僅26.6%，第二產業占比為41%，第三產業占比只有32.4%，自2013年后，產業結構出現明顯的變化，第三產業增加值占比躍居第一，遠超二產和一產增加值占比，至2020年第三產業增加值占比上升到54.5%，一產和二產占比分別下降到7.7%和37.8%。

隨著供給側改革和需求側改革的提出，學術界出現了支持 “以產業結構升級促進消費升級”的觀點［1］，居民的消費增長取決于產業升級，產業結構優化有利于居民消費升級［2］。過去擴大消費的需求側管理忽略了消費成長的供給側約束［3］。學者對中國產業結構升級能否縮小城鄉消費差距提出了疑問，實證結果表明回答是肯定的，但存在時期、區域和作用效果的異質性［4］，應該從提升農業現代化、改善工業技術結構、加快現代服務業升級及推動產業轉型等方面來促進居民消費結構升級［5］。然而產業結構升級對居民消費影響的現有研究為數較少，且主要以定性分析為主，從實證分析角度的文獻更是比較缺乏。

產業結構升級是一個動態過程，既是產業結構合理化的過程，也是產業結構高級化的過程，同時在此過程中產業結構合理化與高級化二者相輔相成，相互牽制，對國民經濟、居民消費都會有相應的影響。因此，本文在以產業結構合理化、產業結構高級化以及二者交互作用共同度量產業結構升級的基礎上，系統討論產業結構升級對居民消費的作用機制及理論假設，并采用SYS-GMM動態面板模型，分析考察1990～2020年產業結構升級對居民消費的影響，以及不同區域和城鄉視角下的影響效果差異，以期從產業轉型升級視角，為各級部門制訂促進居民消費的政策提供理論依據和實證參考。

1 文獻回顧與影響機制假設

配第克拉克定理認為，隨著經濟發展和人均國民收入水平的提高，勞動力首先由第一產業向第二產業轉移，然后再向第三產業轉移演進。產業結構的升級主要是三次產業向結構合理化和高級化方向發展的過程［6］。產業結構的合理化主要表現為通過三次產業之間結構的轉型、資源的配置，達到產業之間協調發展和資源的有效利用，能反映各產業間的有機聯系和耦合質量；產業結構的高級化是指要素資源在不同效率的部門間流動，體現為產業結構朝 “服務化”方向發展的趨勢。

學者分別從產業結構合理化和產業結構高級化角度提出指標共同測度產業結構升級，常用的產業結構合理化的統計測度指標有：全要素生產率［7］、結構偏離度、泰爾指數等［8］； 常用的產業結構高級化的統計測度指標有：非農業產值比重［9］、第三產業產值與第二產業產值之比［8］、三次產業的加權平均數［10］。

現有文獻中研究產業結構升級對居民消費水平影響的并不多。產業結構升級對居民消費水平的作用是促進還是抑制，目前存在以下觀點：（1）通過產業的自主創新和技術創新，有效促進供給以及改善供給結構，居民消費需求得到多方面的滿足，從而刺激居民消費水平；（2）受政策、技術創新、要素資源等多方面因素影響，生產能力不足或產能過剩，難以完全滿足居民日趨增長的消費需求，產業發展對消費就會產生制約作用。

產業結構的發展對一國經濟增長非常重要［11，12］。產業結構的升級轉型是我國經濟持續穩定增長的核心驅動力，現有的文獻研究結論大部分都支持產業結構合理化與經濟增長之間具有較強的穩定性［13］，產業結構的優化能縮小地區間的經濟增長差距［14］，產業結構的合理化，有利于經濟增長，會促進居民消費水平。產業結構的高級化對經濟增長的影響不穩定，促進作用不大，甚至可能會抑制經濟發展；數量型產業升級對經濟增長有負向影響的趨勢［15］，對經濟造成 “結構性減速”，從而抑制居民消費水平。

已有文獻中，產業結構合理化和高級化為產業結構升級提供了很好的視角，然而，需要注意的是產業結構在升級過程中，產業結構的合理化與高級化并不是獨立發展的兩個方面，一個合理的產業結構，不應該是僅僅通過行政手段調動資源要素的流向，而是在工業和服務業間形成良性互動的基礎上，在不同產業部門之間自然合理地分配資源要素。工業和服務業間的良好互動，是產業結構高級化的一個必要途徑，產業結構要實現高級化，離不開產業結構合理化過程中流動的資源要素，工業發展充分的同時，市場成本優勢逐漸喪失，部分資源要素和技術創新會流向服務業，為服務業的發展服務，在產業結構的合理化進程中實現高級化［16］。同時，也要注意到產業結構轉型升級過程中，地方政府在一味追求產業結構高級化時，很可能會導致結構性問題的出現，資源要素、創新科技的流出致使工業部門要素流失，從而導致產業結構不合理?？梢姰a業結構的合理化與高級化并不是獨立的兩個升級過程，而是交織在一起的。因此產業結構升級不僅要體現在產業結構的合理化和高級化，也應該體現在產業結構合理化與高級化的交互影響上。

基于此，提出假設H1：產業結構合理化對居民消費水平有促進作用；產業結構高級化對居民消費水平有抑制作用；二者的交互作用對居民消費有顯著影響。

另外，由于不同地區經濟發展、資源稟賦存在差異，以及城鄉之間存在典型的二元經濟結構特征，使得產業升級對居民消費水平的影響力有所不同，導致了時間和空間存在異質性。于是提出本文的假設H2：產業結構升級對居民消費水平的影響會因為地域、城鄉等異質性因素而產生差異。

2 模型構建與數據來源

2.1 計量模型的構建

本文采用系統廣義矩估計（SYS-GMM）法構建動態面板模型開展研究。以居民消費水平的對數值作為因變量，用產業結構合理化、產業結構高級化及二者的交互項作為核心自變量，基本模型設定如下：

其中，d代表省級地區，t代表年份，lnconsd，t為?。▍^、市）d在t年居民消費水平（對數值）。hld，t代表d?。▍^、市）t年的產業結構合理化程度，gjd，t代表d省（區、市）t年的產業結構高級化程度，jhd，t代表d省（區、市）t年的產業結構合理化高級化的交互效應，CVd，t是為了得到準確估計結果而添加的省級層面控制變量，主要包括：地區開放程度（open），采用進出口總額占GDP的比重衡量；地區政府行為（gov），采用地方政府財政支出占GDP的比重衡量；城鎮化率（csh），采用城鎮人口數占總人口的比例衡量；城鄉差距（cxb），采用城鎮人均可支配收入與農村人均可支配收入比衡量；地區金融發展水平（loan），采用貸款與存款比衡量。μd代表地區固定效應，φt為時間固定效應，εd，t是擾動項。β、γ、δ分別表示產業結構合理化、產業結構高級化及兩者交互效應對居民消費水平的影響彈性。

產業結構升級促進了資源要素的流動、技術創新的發展，為經濟增長做出貢獻，從而對居民消費產生影響；同時，居民消費升級、資源要素的流動和技術創新進步等也會促進產業結構的變動，從而導致模型 （1）中的因變量和自變量之間產生雙向因果關系，這就是內生性之一；而且本文研究的變量均為宏觀經濟變量，自變量與擾動項相關的可能性非常大，也會產生內生性。相比傳統的計量模型估計方法，SYS-GMM估計通過引入因變量的滯后項，作為遺漏變量的代理變量，并將方程的差分系統與水平系統作為一個系統進行估計，提高了估計的有效性，能較好地處理動態面板數據中出現的內生性問題。

2.2 數據來源

本文以全國31個?。ㄗ灾螀^、直轄市）（考慮到數據的可獲得性，不包含港、澳、臺地區）為研究樣本，構造了1990～2020年的面板數據，每個樣本觀測值個數為961個。新冠肺炎疫情的影響并未使我國產業轉型升級和居民消費相關數據出現極端變化，故本文保留2020年樣本數據。數據來源于中經網省級統計數據庫、1991～2021年《中國統計年鑒》、1991～2021年部分省級統計年鑒。本文對數據做了以下處理：（1）文中數據以1990年價格為不變價格，國內生產總值采用國內生產總值指數平減，居民消費水平使用居民消費價格指數進行平減；（2）有少量缺失數據利用插值法補齊。各個變量的描述性統計見表1。

表1 各變量的統計描述

2.3 對產業轉型升級的度量

產業結構合理化參照干春暉等 （2011）［8］的做法，將產業結構和就業結構納入泰爾指數的測度中。其計算公式如下：

根據克拉克定律，非農產業產值的比重增加是產業升級的一個重要標志，所以在測度時賦予一、二、三次產業結構的權重分別為1、2、3，從而綜合度量產業結構的高級化，具體公式為：

式中，cyi表示第i次產業產值占比，gj表示產業結構高級化水平。表明產業結構中第三產業產值占比越高，gj值越大，產業結構向非農產業轉化的傾向越明顯，產業結構在向高級化發展。

產業結構合理化與高級化的交互作用jh由hl和gj二指標值相乘得到。

各年產業結構的合理化指數和高級化指數測算結果見圖1?？傮w來看，產業結構高級化指數在逐年快速上升，波動比較平衡，產業結構合理化指數在2002年前波動較大，2003年之后下降速度較快，并已有逐漸向作為合理化標準的0值靠近的趨勢。

圖1 各年產業結構高級化和合理化指數變化

3 實證結果

3.1 基準回歸結果

基準模型 （1）以前一期消費水平作為工具變量，采用SYS-GMM法進行估計，其回歸結果見表2。表2中，模型 （1）僅控制地區固定效應，模型 （2）控制了地區固定效應和時間固定效應，模型 （3）在模型 （2）的基礎上加入控制變量。表2顯示，無論是否加入控制變量和地區固定效應、時間固定效應，產業結構合理化的系數始終為正且顯著，高級化、二者交互作用對居民消費的影響彈性始終為負，系數符號和顯著性均沒有出現實質性變化，具有良好的穩定性。

表2 SYS-GMM基準回歸結果

基準回歸結果顯示，產業結構高級化的估計量系數顯著為負，說明產業結構高級化抑制了居民消費的提升。產業結構合理化的估計量系數顯著為正，說明產業結構合理化刺激了居民消費，二者的交互作用系數顯著為負，表明產業結構升級過程中的交互影響對居民消費起到了負向作用，產業結構升級的乘數效應并沒有顯現出來。假設H1成立。

產生該結論的內在邏輯性是：（1）產業結構的合理化過程，是產業資源要素配置由低生產率部門向高生產率部門流動的過程。作為消費主體的居民，是參與到這個過程中的人力資源要素，產業結構越合理，就業結構的分布越合理，人力資本發揮的作用越大，收入分配也會更加優化，提高了居民消費的基礎，所以會導致居民消費水平的提高； （2）雖然改革開放40年來，產業結構升級促進了經濟增長，但產業結構高級化過程，是第三產業占比高于第一、二產業的過程，我國現在第三產業占比較高，產業結構高級化指標表現較好，但基于仍然有很多勞動密集型產業，服務行業的門檻較低，產業結構越高級，第三產業的競爭越大，在這個過程中收入降低的風險較大，消費不確定性因素增加，所以會抑制居民消費；（3）產業結構高級化與合理化在產業升級過程中相互交織，牽動著宏觀經濟中的方方面面，只有產業結構合理化了，才有高級化發展的需要，也只有產業結構向高級化發展，產業結構才有動態合理化的可能，因此在產業結構升級的動態發展過程中，產業結構合理化是在一定高級化程度上的合理化，而產業結構高級化則要求動態趨勢的合理化。實證研究表明二者的交互作用對居民消費起到的是略微抑制的作用。不過綜合來看，產業結構合理化的影響彈性最大，對居民消費水平的促進影響大于由產業結構高級化和互動影響帶來的抑制作用。當產業結構合理化的影響貢獻相對較強時，二者的交互作用對居民消費的影響則取決于產業結構高級化的影響。

3.2 不同地域的影響效果

依照國家統計局對我國地區的分類，將31個省（區、市）分別歸入東、中、西部地區類別。3個地域的產業結構升級對居民消費影響的SYSGMM估計結果報告見表3。

表3 東、中、西部地區SYS-GMM估計結果

表3結果表明，不論是東、中部還是西部地區，產業結構的合理化均能提升居民消費水平，而產業結構的高級化和交互作用均抑制居民消費，其中東部地區產業結構高級化對居民消費水平的影響不顯著。從影響系數值來看，產業結構轉型升級對居民消費的影響作用在西部地區最大，中部地區其次，東部地區最小?？梢?，經濟越不發達的地區，產業結構的升級對居民消費的影響越大。與經濟發展較好的東部地區相比，中、西部地區有很多老工業城市和資源型城市，產業結構升級的空間更大，產業結構向合理化更進一步后，就業結構與產業結構會更協調均衡，從而帶動居民收入的提高，對居民消費起到促進作用。同時，由于中、西部地區第三產業的發展不及東部地區，導致產業結構的高級化程度低于東部，而且對消費的抑制作用明顯高于東部。

3.3 城鄉影響效果

表4報告的是產業結構升級對城鄉居民消費水平的SYS-GMM動態影響，模型 （7）和模型（8）顯示，產業結構的升級對農村居民消費水平的影響更大一些。受經濟發展的影響，當產業結構更加合理化時，農村居民外出就業的渠道和機會相對越多，拉動了農村剩余勞動力的轉移，從而可以明顯提高可支配收入，刺激消費水平。但當產業結構更高級化時，第三產業服務業是農村居民的主要就業行業，該行業技術要求低，收入也相對較低，然而農村居民外出就業的生活成本相對上升，因而產業結構的高級化會抑制農村居民的消費水平。產業結構的合理化和高級化交互作用對居民消費水平也起到抑制作用。綜上，假設H2成立。

表4 城鄉SYS-GMM法估計結果

3.4 穩健性分析

SYS-GMM估計動態面析模型可以獲得模型參數的無偏估計量，但也有文獻認為采用糾偏虛擬變量最小二乘法（LSDVC），得到的參數估計值的方差更?。?7］，于是本文采用LSDVC進行穩健性分析。檢驗時，估計方差-協方差矩陣采用了50次Bootstrap抽樣法，并以差分GMM法的Arellano-Bond估計量作為初始值，精度采用O（1／NT2）。表5中模型 （9）和模型 （10）分別為不引入控制變量和引入控制變量的LSDVC估計結果。

表5 SYS-GMM基準回歸結果

表6匯報結果顯示，在5%的顯著性水平上產業結構合理化對居民消費水平影響彈性均為正；產業結構高級化對居民消費水平有負向影響；合理化與高級化交互作用對居民消費有負向影響。LSDVC法估計結果與SYS-GMM估計結果（表3）中所有核心解釋變量的影響彈性方向一致，數值變化不大，驗證了本文研究結論的穩健性。

4 結論與建議

本文利用SYS-GMM動態面板模型，細致分析了產業結構合理化、產業結構高級化及二者交互作用對居民消費水平的影響，得到以下結論：（1）在經濟高質量發展的背景下，產業結構升級不僅體現為產業結構的合理化、產業結構的高級化，還體現為在經濟發展過程中產業結構高級化與合理化產生的交互影響，實證模型顯示二者交互作用的影響顯著，并對居民消費產生負向作用；（2）產業結構升級對居民消費的影響表現在不同方面：產業結構合理化對居民消費水平有正向顯著影響，而產業結構高級化、二者交互作用對居民消費水平的影響有抑制傾向。不過產業結構合理化的影響彈性系數顯示，其對居民消費產生的積極影響大于由產業結構高級化、二者交互作用產生的負向影響，所以在產業結構升級中對居民消費有拉動作用的主要是產業結構的合理化；（3）產業結構升級對居民消費的影響存在著地區、城鄉差異。產業結構升級對西部地區居民消費水平的影響最大，其次為中部地區；對農村居民消費水平的影響大于城鎮。與上一條結論相似，無論是按東、中、西部劃分還是城鄉劃分，產業結構升級對居民消費水平的影響仍然表現為：產業結構合理化的影響為正，產業結構高級化、二者交互作用的影響為負。

在經濟高質量發展背景下，產業結構的轉型升級是必然的過程，在升級中我國經濟進入了人口紅利逐漸消失和技術進步減緩的新常態，根據本文的研究結論，提出以下政策建議：（1）政府部門在制定產業結構升級政策時，要以產業結構合理化為先，作為促進經濟發展和刺激居民消費的重要手段，通過調整產業結構的合理性，為我國經濟增長提供新動力，為居民消費從供給側提供適應市場需求的產品以及更高級的服務；（2）應積極推動生產要素的地區流動、城鄉流動，推動第一、二產業由產業結構水平高的地區向產業結構水平低的地區轉移，以達到地區間的產業結構平衡，從而引導就業結構的合理化，促進收入增長，刺激居民消費；（3）產業結構高級化對居民消費的積極作用不明顯，政府部門在制訂政策時不能急迫追求第三產業產值占比，要處理好產業結構合理化與產業結構高級化的關系，讓產業結構高級化成為產業結構合理化前提下自然產生的協調現象。