新發展格局下消費升級對產業結構升級的影響研究

潘海嵐，趙培緒，趙 敏

（云南民族大學 經濟學院， 云南 昆明 650500）

一、問題的提出

2019年12月中央經濟工作會議提出：“財政政策、貨幣政策要同消費、投資、就業、產業、區域等政策形成合力促進產業與消費‘雙升級’以推動經濟高質量發展”。2020年5月14日召開的中央政治局常委會會議，基于供給、需求視角首次提出了“雙循環”概念——要深化供給側結構性改革，充分發揮我國超大規模市場優勢和內需潛力，構建國內國際雙循環相互促進的新發展格局。充分發揮內需潛力關鍵在于消費，國家統計局公布的數據顯示，2020年盡管受到新冠肺炎疫情和外部環境不確定性的沖擊，我國的最終消費支出占GDP的比重仍然達到54.3%，由此可見，消費對經濟持續增長的驅動力日益凸顯。同時，消費者更加注重消費產品和服務的品質，體現了更高層次的個性化消費。在這樣的背景下，產業結構需要根據消費結構的變動做出相應的變動，以此來構建穩定的國內經濟大循環。因此，在雙循環新發展格局背景下研究消費升級對產業結構升級的影響具有重要意義。

自政府層面提出“雙循環”以來，國內越來越多的學者圍繞“雙循環”的科學內涵 (徐奇淵，2020；王一鳴，2020)、內在邏輯(楊玲，2021)以及實現路徑(任保平等，2021)等三個方面展開研究，為科學理解和把握“雙循環”的核心要義提供了重要參考。同時，一些學者進一步將“雙循環”新發展格局與消費升級(龍少波、張夢雪，2021)、經濟高質量發展(王維平、牛新星，2021；丁守海等，2021)及需求側改革(賴雄麟等，2021)等熱點問題相結合展開研究，提出了富有啟發的觀點和實證證據。

從以上關于“雙循環”新發展格局的研究文獻來看，加快構建“以國內大循環為主體，國內國際雙循環相互促進的新發展格局”關鍵在于暢通消費端與生產端，消費升級和產業結構升級是經濟高質量發展的一體兩面，暢通供給和需求雙鏈條，有利于構建穩定的國內經濟大循環。目前，學者關于消費升級與產業結構升級的關系研究大致可以分為三類。一些學者探討了消費升級對產業結構升級的影響，得出的結論大體一致，認為消費升級對產業結構升級具有帶動作用。劉慧、王海南(2015)研究發現，居民對服務產品的消費比重逐年提升，消費呈現多樣化趨勢，消費結構變化明顯，消費結構的升級促進了產業結構的升級；楊天宇、陳明玉(2018)的研究則表明居民消費升級不同程度推動了產業結構的優化升級；潘錫泉(2019)認為消費升級引領產業升級正在成為拉動我國經濟增長的核心驅動力。同時，一些學者研究了產業結構升級對消費升級的影響。孫早、許薛璐(2018)基于供給側結構性改革視角指出，產業創新通過產業結構高級化這一中介效應促進消費結構升級；肖必燕(2020)認為應從新需求效應和收入效應來刺激消費升級，且產業結構變遷對居民消費升級具有正向促進作用。此外，還有少數學者(王云航、彭定赟，2019)探析了消費升級與產業結構升級之間存在的互動關系。

通過對上述文獻進行梳理發現，既有研究聚焦于消費升級對產業結構升級關系的探討，主要從消費升級對產業結構升級的影響、產業結構升級對消費升級的影響以及消費升級與產業結構升級互動關系三個方面展開。由于“雙循環”新發展格局提出的時間不長，目前基于“雙循環”新發展格局背景下研究消費升級對產業結構升級影響的成果尚不豐富，尤其是關于城、鄉消費升級對產業結構升級的不同影響的研究并不多見。基于此，本文在“雙循環”新發展格局背景下，利用2005-2019年中國31個省、市、自治區(不包括港、澳、臺地區)的省級面板數據，采用雙向固定效應模型和系統GMM模型從城、鄉兩個方面分析消費升級對產業結構升級的影響，以進一步補充該領域的實證研究文獻。

二、影響機制

關于消費對產業結構的作用關系，就短期而言，產業發展狀況決定了商品或產品(包括服務)生產的種類和數量，從而決定了居民對商品或產品的選擇域。但從長遠來看，對居民消費需求的滿足才是生產的最終目的，產業結構將隨著居民消費需求的變動而發生相應的變動 (臧旭恒，2012)。居民消費升級不僅會誘發新的商業模式和平臺的出現以及新興產業的涌現，同時還會抑制或更迭傳統產業。這將直接引致生產最終商品的企業產出發生相應變動，并間接影響要素市場，從而使生產要素產業結構發生變化。因此，消費需求結構的變動是產業結構變動的根本動力(許永兵，2007)，居民消費升級對產業結構升級具有重要的影響作用。

按照馬斯洛需求層次理論，人的需求具有依次遞進性。隨著收入水平的提高，當低層次需求得到滿足后，人們會追求較高層次的需求。反映與人類生理和心理特征有關的需求可分為三個層次：一是生理需求；二是追求便利的需求；三是追求個性化的需求。產業結構將隨著需求層次的變化做出相應的調整(臧旭恒，2012)。如在低收入階段，家庭大部分收入都用于購買食品，食品支出在家庭總支出中占有相當大的比重，此時解決溫飽問題是人們的首要需求，需求結構處于滿足人們生理需求的階段。與之相對應，屬于較低層次的農業和食品加工業在產業結構中占較大比重；在中等收入階段，隨著生活水平的提升，人們開始追求生活質量的提高，于是對出行和居住的需求大幅增加，消費需求進入了追求便利和功能的階段，順應這種變化要求增加耐用商品的生產。生活水平的提升和耐用商品需求的增加不僅促進了耐用商品工業的發展，還推動了相關生產資料工業的發展，使產業結構向重化方向演替；在高收入階段，人們的生活水平達到較富裕的程度，可獲得的物質產品和服務較豐富，并對精神消費的需求與日俱增，消費呈現多樣化的特征，開始進入個性化階段，促使滿足精神消費需求和個性化服務需求的服務業快速發展，服務業在產業結構中的比重逐漸上升。我國自改革開放以來,城鄉居民的生活水平和消費結構都發生了大幅變化。從2005-209年的數據來看，農村居民的人均純收入由2005年的3255元增加到2019年的16021元，增加了接近5倍；城鎮居民的人均可支配收入由2005年的10493元增加到2019年的42359元，增加了4倍多。隨著城鄉人均收入的不斷增加，城鄉居民的消費結構也隨之發生變動：農村居民家庭食品消費支出占家庭消費總支出的比重從2005年的45.5%下降至2019年的30%；城鎮居民家庭食品消費占家庭消費總支出的比重從2005年的36.7%下降至2019年的27.6%。與之相對應，居民消費中居住、交通通信、教育文化娛樂和醫療保健等發展型消費支出占比上升。由于我國人口基數大，居民消費升級必然會對產業結構升級產生重要影響。

三、實證模型和變量說明

(一)實證模型設定

為驗證消費升級對產業結構升級的影響，本文構造如下實證模型：

其中，i表示地區，t表示年份，采用2005-2019年中國31個省區面板數據。S是反映地區產業結構升級的指標，本文分別從產業結構高級化水平S1(S2)和產業結構合理化水平S3兩個維度進行度量。CS是表征消費升級的指標，包括城鎮消費升級(CS1)和農村消費升級(CS2)。X為一組控制變量，包括政府支出水平(G)、創新投入水平(C)、對外開放程度(O)以及金融支持水平(F)。μ為各省份的個體固定效應，λ為時間固定效應，ε表示干擾項。

(二)被解釋變量

本文的被解釋變量為產業結構升級，從產業結構高級化和產業結構合理化兩個維度來測度。產業結構高級化是指產業結構根據經濟發展狀況從低水平向高水平的演進(韓永輝等，2017)。本文借鑒袁航等(2018)的做法，以各產業之間的產出占比和勞動生產率的乘積加權值(S1)來度量產業結構高級化。計算公式如下：

其中，r表示i地區第n產業在t時期占地區生產總值的比重，l表示第i地區第n產業在t時期的勞動生產率，由于r產業占比沒有量綱，而勞動生產率具有量綱，因此，本文采取均值化的方法對勞動生產率進行無量綱化處理。S1值越大，說明產業結構高級化水平越高。

此外，為了確保實證結果的穩健性，本文借鑒徐敏、姜勇(2015)的方法，采用產業結構層次系數(S2)來測度產業結構高級化，替代變量S1做穩健性檢驗。具體計算公式如下：

其中，r同式(2)。S2和S1一樣是正向指標。

產業結構合理化是產業之間協調能力不斷加強和關聯水平不斷提升的過程，是對要素投入結構和產出結構耦合程度的一種衡量(干春暉等，2011)。本文借鑒干春暉等(2011)的做法采用泰爾指數(S3)來測度產業結構合理化。計算公式如下：

其中，r同式 (2)，q表示i地區第n產業在t時期從業人數占總就業人數的比重。產業結構泰爾指數是對中國三大產業的產值結構及人員就業結構的反映，該值越接近于0，說明產業結構越合理，反之，則產業結構越不合理。

(三)解釋變量

消費升級一般包括兩層含義：其一，消費類型的結構升級，即居民的消費結構由生存型向發展型轉變，各類消費品占總消費的占比發生變化(劉震等，2021)；其二是消費品質的升級，即原有消費產品和服務不變，消費者追逐其更高品質的消費和服務(謝小平，2018)。考慮到數據的可獲得性，本文的消費升級主要是指消費結構升級。根據前文消費升級對產業結構升級影響機制的分析將居民消費支出劃分為三個層次，即分別為初級消費、中級消費和高級消費，借鑒王平等(2018)的做法，采用食品消費支出、居住消費支出和交通通信消費支出作為三個層次消費的代表，通過計算其在總消費支出中的比重，并經加權得到消費升級水平(CS)。計算公式如下：

其中，當m=1時，CSi,m,t表示i地區在t時期城鎮消費升級水平(CS1)，food表示i地區在t時期城鎮居民食品消費支出，house表示i地區在t時期城鎮居民居住消費支出，com表示i地區在t時期城鎮居民交通通信消費支出，total表示i地區在t時期城鎮居民總消費支出。當m=2時，CS表示i地區在t時期農村消費升級水平(CS2)，food表示i地區在t時期農村居民食品消費支出，house表示i地區在t時期農村居民居住消費支出，com表示i地區在t時期農村居民交通通信消費支出，total表示i地區在t時期農村居民總消費支出。本文對不同層次消費賦予不同系數，合成計算消費的升級變動情況，CS是一個正向指標，該數值越大表明消費升級越明顯。

(四)控制變量

結合已有文獻的分析和本文的研究對象，影響產業結構升級的控制變量主要包括：一是政府支出水平，通過使用各省地方政府一般公共預算支出占地區生產總值的比重來衡量；二是創新投入水平，采用各省R&D經費投入與地區生產總值的比重來衡量；三是對外開放程度，采用各省進出口總額占地區生產總值的比值來衡量。并對于《中國統計年鑒》中進出口總額以美元為單位計算的相關年份數據，統一使用當年的平均匯率折算為以人民幣為單位計的進出口總額；四是金融支持水平，本文采用各省金融機構貸款余額與地區生產總值的比重來衡量。

(五)數據來源與描述性統計

本文利用2005-2019年我國31個省、市、自治區的面板數據研究消費升級對產業結構升級的影響。所有數據均來自歷年《中國統計年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》，對部分缺失數據通過查閱各省份統計年鑒進行補充。各變量的描述性統計見表1。

表1 變量描述性統計

四、實證結果及分析

本文首先使用面板單位根檢驗方法檢驗數據的平穩性；其次，進行面板數據的協整檢驗，以確定變量之間是否存在長期的協整關系；然后，以變量S1作為被解釋變量，使用雙向固定效應模型檢驗消費升級對產業結構升級的影響；最后，使用系統GMM模型并用變量S2替換變量S1作為被解釋變量進行穩健性檢驗。

(一)面板單位根檢驗

為了避免因面板數據存在單位根而出現面板序列非平穩現象，從而導致出現偽回歸的問題，本文首先對各面板序列相關變量的平穩性進行單位根檢驗。為確保檢驗結果的穩健性，采用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Hadri檢驗四種方法進行檢驗。其中，除Hadri檢驗的原假設為不含有單位根，其他三種檢驗方法的原假設均為含有單位根。表2給出了四種檢驗方法的結果。結果顯示，模型中涉及到的變量幾乎都是非平穩的，但通過對變量進行一階差分后均不存在單位根，滿足一階單整過程。

表2 面板單位根檢驗結果

(二)協整檢驗

由面板單位根檢驗結果可知，各變量序列滿足一階單整過程，在對面板數據進行估計之前分別檢驗S1與CS、X，S2 與 CS、X，S3 與 CS、X 的協整關系，避免出現偽回歸。本文采用應用比較廣泛的Pedroni面板協整檢驗方法進行協整檢驗，檢驗結果見表3。從表3可以看出，面板協整檢驗均通過了顯著性檢驗，在1%的顯著性水平上，拒絕了不存在協整關系的原假設，即表明這些變量之間存在協整關系，模型設定正確，不存在偽回歸問題。

表3 Pedroni面板協整檢驗結果

(三)基準模型檢驗

本文采用雙向固定效應模型檢驗消費升級對產業結構升級的影響，檢驗結果見表4。結果顯示，消費升級對產業結構高級化具有顯著促進作用，對產業結構合理化的影響并不顯著。

表4 基準模型檢驗結果

具體而言，在第1-2列中，被解釋變量為產業結構高級化S1。第1列，核心解釋變量CS1的回歸系數為0.891，在1%的顯著性水平顯著為正。該回歸系數表明，城鎮居民消費升級水平每提高1個單位，則顯著促進產業結構高級化水平提高0.891個單位。第2列，核心解釋變量CS2的回歸系數為0.592，且在5%的顯著性水平顯著為正。這意味著農村居民消費升級每提高1個單位，產業結構高級化將顯著提高0.592個單位。由此可見，無論是城鎮居民的消費升級還是農村居民的消費升級都顯著地推動了產業結構高級化。另外，通過對比可以發現，相較于農村居民消費升級，城鎮居民消費升級對產業結構升級的邊際促進效應更大。這主要是由于我國城鄉分割的戶籍制度，城市居民比農村居民擁有更多的社會福利和制度性保障，并且農村居民的收入水平相較于城鎮居民還存在一定差距。在第3-4列中，被解釋變量為產業結構合理化S3。從中可以看出，無論是城鎮居民的消費升級對產業結構合理化的影響，還是農村居民的消費升級對產業結構合理化的影響，它們的回歸系數都不具有統計顯著性，說明消費升級對產業結構合理化的影響并不顯著。可能是由于消費升級并未明顯促進產業間的關聯程度，導致資源配置效率較低，由此給產業結構合理化帶來的不利影響弱化了消費升級對產業結構合理化的促進作用，導致消費升級對產業結構合理化的帶動作用未能充分顯現。綜合來看，消費升級在一定程度上顯著推動了產業結構升級。

(四)穩健性檢驗

為了保證實證結果的有效性，使用系統GMM模型，并將原來的被解釋變量S1替換成S2，進行穩健性檢驗。表5給出了穩健性檢驗的結果。可以看出：AR(1)和AR(2)檢驗表明，在5%的統計顯著水平下，殘差序列不存在二階自相關；Hansen檢驗結果表明模型通過工具變量過度識別檢驗，說明模型設定合理。從檢驗結果來看，城鎮居民的消費升級和農村居民的消費升級對產業結構高級化的影響都顯著為正，表明消費升級推動了產業結構高級化。而兩者對產業結構合理化的影響則不顯著。說明從三大產業結構的比例份額變化動態來看，消費升級在帶動產業結構從第一產業向第二、三產業的演進過程中發揮了積極作用，這主要得益于改革開放四十多年以來，我國經濟的快速發展使人民的生活水平顯著提升，人們對生活質量和生活環境的要求也隨之提高，人們的消費需求表現出多樣性的特點，精神消費需求日益增長，滿足人們精神消費和個性化服務需求的服務業快速發展，從而率先實現了對當地產業結構高級化水平的提升。與此同時，消費升級未能顯著改善資源的配置效率和提高產業之間的關聯度，弱化了消費升級對產業結構合理化的推動作用。穩健性檢驗得到的結論與前文基本一致。

表5 穩健性檢驗

五、結論與政策含義

本文利用2005-2019年我國31個省、市、自治區的省級面板數據，采用雙向固定效應模型分析了消費升級對產業結構升級的影響，并使用系統GMM模型進行了穩健性檢驗。研究發現：城鎮居民的消費升級和農村居民的消費升級都顯著地推動了產業結構高級化；相較于農村居民的消費升級，城鎮居民的消費升級對產業結構高級化的邊際促進效應更大；消費升級對產業結構合理化的影響并未顯現。綜合來看，消費升級在一定程度上顯著推動了產業結構升級。

與此同時，研究進一步發現：消費升級對產業結構升級的影響具有復雜性，但總體而言，消費升級對產業結構升級的推動作用較為顯著。在當前新發展格局下為了進一步激發消費升級對產業結構升級的推動作用，提出如下對策建議：一是促進消費升級關鍵是要不斷深化收入分配制度改革，進一步完善收入分配制度，實現更加公平的收入和財富分配，為全面促進消費奠定堅實基礎；二是大力發展先進制造業和現代化服務業，提供更高質量和更廣范圍的消費選擇，同時，要滿足居民對高質量服務消費的需求，如在教育、醫療、養老等方面的需求；三是考慮到大多數低收入人群分布在農村，因此要加快戶籍制度改革、推進公共服務均等化以及農村土地流轉來提高農民群體的收入；四是進一步完善農村購物基礎設施建設，暢通農村居民消費渠道，在農村電子商務下鄉配送基礎設施建設方面加大投入力度，完善鄉鎮、村級物流節點的基礎設施網絡建設。同時，要加大力度推進農村信息基礎設施建設，探索建立與農民收入水平相匹配的資費體系，破除因網費高、網速慢等因素對農村居民網上購物的束縛，激發農村居民的消費潛力。五是在消費升級促進產業結構升級的過程中需要政府制定消費政策積極引導，不僅要促進產業結構高級化，同時也要注重資源有效配置和產業之間的關聯度，激發消費升級對產業結構合理化的促進作用，更好地推進產業結構升級。

[注釋]

①數據來源于國家統計局官方網站。

②資料來源于中華人民共和國國民經濟和社會發展統計公報。