馬曉鈺，劉家民，賈文利，李玉超

（1.新疆大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，烏魯木齊 830002；2.新疆財經(jīng)大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院，烏魯木齊 830012）

一、引 言

我國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變攻關(guān)期內(nèi)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在動力，加快現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系發(fā)展，如推動先進制造業(yè)、現(xiàn)代化服務(wù)業(yè)和信息化產(chǎn)業(yè)等深度融合（任保平，2021）[1]，有助于解決不充分不平衡發(fā)展對人民日益增長的美好生活需要的制約，也是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。然而，受國際貿(mào)易保護勢力和新冠肺炎疫情影響，改革開放后實施“兩頭在外、大出大進”促進經(jīng)濟增長的政策已過時，尤其對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化產(chǎn)生較大沖擊（周劍明，2021）[2]。此時，抓住中央部署的“雙循環(huán)”發(fā)展機遇，充分挖掘我國14億多人口的超大市場規(guī)模消費潛力，并通過大口徑外循環(huán)拓展內(nèi)循環(huán)生產(chǎn)邊際，是促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的重要路徑（李曉，2021）[3]。由此，本文基于2005～2019年中國30個省份面板數(shù)據(jù)，結(jié)合理論機制和數(shù)理模型探討二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)影響下，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的異質(zhì)性，為充分發(fā)揮內(nèi)部與外部市場的良性互動機制，破解產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級矛盾提供新思路，助推中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

居民消費需求引導(dǎo)生產(chǎn)發(fā)展方向，是推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要因素之一（陳林，2021）[4]。一方面，隨著居民收入水平的提高，居民支出重心由衣食住行向中高附加值產(chǎn)品和服務(wù)轉(zhuǎn)變，再轉(zhuǎn)向多元化、個性化的高端產(chǎn)品和服務(wù)（楊天宇等，2018）[5]。另一方面，居民消費結(jié)構(gòu)差異通過改變不同附加值商品的相對價格，誘致企業(yè)將更多資源配置到獲利空間大的產(chǎn)業(yè)，并改變舊的運行模式。因而，居民消費需求結(jié)構(gòu)的新特點、新趨勢，促使企業(yè)調(diào)整資源配置方式和運行模式成為促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的時代機遇（梁達，2017）[6]。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是我國經(jīng)濟發(fā)展過程中非常明顯的特征（Xie，2014）[7]，盡管經(jīng)過40多年的快速發(fā)展，但這一鴻溝依然存在（周國富等，2021）[8]，導(dǎo)致消費需求結(jié)構(gòu)存在差異，進而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生異質(zhì)性影響。

就城鎮(zhèn)地區(qū)而言，2000年、2010年和2020年人均可支配收入分別為6 280元、19 109元和43 834元，前十年和后十年年人均收入增長率分別為20.43%、12.94%，且后十年人均收入增長速度較前者下降了7.49%；除衣食住三方面消費外，其他消費增加作為引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級重要的支出，城鎮(zhèn)地區(qū)2000年、2010年和2020年人均總消費支出分別為1 961元、5 890元和10 524元，前十年和后十年年人均消費支出增長率分別為20.04%、7.87%，且后十年年人均消費支出增長速度較前者下降了12.17%①數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。。顯然，相較于2010年之前拉動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面的消費支出，在人均可支配收入增速有所下滑的情況下，城鎮(zhèn)居民近十年在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面的消費支出大幅下滑，伴隨對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用降低。主要原因是，其一，近年來，城鎮(zhèn)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展帶動人口的快速集聚導(dǎo)致生活成本和房價上升（彭俞超等，2018）[9]，使城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄動機增強，對消費產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”；其二，人口規(guī)模上升擠占了公共消費（龍少波等，2021）[10]，促使地方政府加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面支出，相對減少居民轉(zhuǎn)移支付，引起居民收入相對下降而支付能力下滑，從而弱化了城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用。

相較于城鎮(zhèn)地區(qū)而言，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化具有一定的滯后性，其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用不明顯（查道中、吉文惠，2011）[11]。本文查閱城鄉(xiāng)居民收入相關(guān)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民2020年人均可支配收入為17 131元②數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局：2020年居民收入和消費支出情況（stats.gov.cn）。，相當(dāng)于2010年城鎮(zhèn)地區(qū)居民收入水平。由此可見，農(nóng)村整體居民收入位于相對較低的水平，對中高附加值產(chǎn)品和服務(wù)的消費需求隨收入水平的上升持續(xù)提高。一方面，縮減城鄉(xiāng)收入差距，實現(xiàn)共同富裕作為黨和國家人民的共同夙愿，政府不斷加大對農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移支付力度，數(shù)據(jù)顯示，2009年農(nóng)村居民純收入中，轉(zhuǎn)移性收入占7.72%，2012年上升為8.67%，2013年農(nóng)村居民人均可支配收入中，轉(zhuǎn)移凈收入占17.47%，2019年高達20.58%（劉雯，2021）[12]，農(nóng)村居民公共轉(zhuǎn)移支付增加，在提高農(nóng)村家庭人均收入水平的同時，也會優(yōu)化農(nóng)村內(nèi)部居民相互間的收入分配狀況，刺激農(nóng)村消費，進而加強農(nóng)村地區(qū)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用。另一方面，交通、信息及經(jīng)濟的快速發(fā)展，一定程度上縮小了城鄉(xiāng)居民的消費認(rèn)知，加速農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化，從而不斷增強對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用。由此，本文提出如下假說：

假說1：城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用逐漸下降。

假說2：農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用逐漸上升。

（二）擴大開放與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級

堅持“引進來”與“走出去”相結(jié)合的戰(zhàn)略方針，推動我國自由貿(mào)易試驗區(qū)（港）建設(shè)、“一帶一路”倡議和區(qū)域合作，掀起了中國對外開放的第三次浪潮（張瑞等，2021）[13]。對外開放的深化，必然加速要素在國際間的優(yōu)化配置，不僅降低企業(yè)生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)率（徐春華等，2013）[14]，也有助于物質(zhì)資本積累，刺激消費需求（蔡海亞等，2017）[15]，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。同樣，受城鄉(xiāng)居民收入水平、交通便利性及文化環(huán)境等因素影響，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響作用在城鄉(xiāng)地區(qū)存在異質(zhì)性。

就城鎮(zhèn)地區(qū)而言，伴隨對外開放逐步擴大，城鎮(zhèn)地區(qū)憑借天然的地理優(yōu)勢，必然最先受到對外開放的影響。如擴大開放使城鎮(zhèn)居民增加國外高端制造業(yè)、數(shù)字化及智能化等高附加值產(chǎn)品，導(dǎo)致消費外流。同時，對外開放擴大引起國內(nèi)相關(guān)行業(yè)出現(xiàn)“低端鎖定”。因而，受對外開放影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級速度降低。當(dāng)然，自2008金融危機以來，國內(nèi)穩(wěn)定經(jīng)濟的警惕性上升，不斷優(yōu)化對外開放政策時，快速提升城鎮(zhèn)地區(qū)勞動力素質(zhì)。這不僅促進了我國與產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢國家之間的合作交流，引致劣勢產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展。而且也增強了對國外先進技術(shù)、管理和經(jīng)驗的學(xué)習(xí)能力，從而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響作用上升。

相較于城鎮(zhèn)地區(qū)而言，擴大開放產(chǎn)生的經(jīng)濟效益向農(nóng)村地區(qū)溢出，有助于減少鄉(xiāng)村貧困人口、改善民生、提高生活質(zhì)量，也推動了農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，吸引更多外資企業(yè)向農(nóng)村地區(qū)轉(zhuǎn)移。其一，企業(yè)及產(chǎn)業(yè)向農(nóng)村地區(qū)的流入能夠提高農(nóng)村地區(qū)就業(yè)量，使部分外出務(wù)工人員留在本地就業(yè)，產(chǎn)生的競爭效應(yīng)或者模仿學(xué)習(xí)促進農(nóng)村勞動力質(zhì)量上升，進而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。其二，擴大開放產(chǎn)生正的空間溢出效應(yīng)，在推動農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的同時，也能夠提高農(nóng)村居民的收入水平，進一步加強對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。由此，本文提出如下假說：

假說3：對于城鎮(zhèn)地區(qū)，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級可能產(chǎn)生“U型”影響。

假說4：對于農(nóng)村地區(qū)，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生的影響逐漸上升。

最后，改革開放以來，我國實施的對外開放政策，在促進經(jīng)濟高速增長的同時，也創(chuàng)造了數(shù)千萬的就業(yè)崗位，加速了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。然而，自2008年全球金融危機之后，受勞動力成本快速上升，以及外部環(huán)境變化、發(fā)達經(jīng)濟體經(jīng)濟增長低迷的影響，使得開放背景下經(jīng)濟發(fā)展的有利條件逐漸消失（張禮卿，2021）[16]。顯然，在外部環(huán)境惡化、要素成本上升等因素的影響下，以消費為主體的內(nèi)需對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響作用緩慢上升，擴大開放在提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的作用會相對下降。此外，我國產(chǎn)品供給從外需向內(nèi)需轉(zhuǎn)變的過程中，隨著國內(nèi)居民消費率逐漸上升和消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化，外需的重要性下降（江小涓、孟麗君，2021）[17]，所起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)則會減弱。由此，本文提出如下假說：

假說5：居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對擴大開放的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計

（一）變量描述與單位根檢驗

基于數(shù)據(jù)可得性，本文選取2005～2019年中國30個省份為研究對象（香港、澳門、臺灣、西藏等地部分?jǐn)?shù)據(jù)無法獲取，故未納入），數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒及國家統(tǒng)計局統(tǒng)計公報，各變量解釋如下：

被解釋變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（IND），鑒于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化更能體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級的特征，本文使用三產(chǎn)比二產(chǎn)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（干春暉，2011）[18]。

解釋變量：本文的門檻變量包括城鄉(xiāng)人均可支配收入（INC1、INC2）、城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化（CON1、CON2）及擴大開放（FD），其中：城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化，參考陳沖、吳煒聰（2019）[19]方法，將生存型消費、享受型消費、發(fā)展型消費納入測算方程計算城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化①城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)升級測算公式為其中，i=1表示城鎮(zhèn)；i=2表示農(nóng)村；P表示城鄉(xiāng)人口數(shù)；Pt表示總?cè)丝冢籔rt表示城鄉(xiāng)居民生存型消費；Mid表示城鄉(xiāng)享受型消費；Adv表示城鎮(zhèn)或鄉(xiāng)村發(fā)展型消費。其中，生存型消費的權(quán)重為1/6，享受型消費的權(quán)重為2/6，發(fā)展型消費的權(quán)重為3/6。；擴大開放，使用進出口總額與GDP的比值表示（陳斌開，2013）[20]。

控制變量：城鄉(xiāng)居民收入水平，以城鄉(xiāng)人均居民收入表示，取對數(shù)處理；城市化（CITY），以城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诒硎?；人口年齡結(jié)構(gòu)（OY），以65歲以上和0～14歲人口數(shù)的比值表示；基礎(chǔ)設(shè)施（MED），用地方醫(yī)療結(jié)構(gòu)床位數(shù)表示，并取對數(shù)；城鄉(xiāng)收入比（CD），以城鄉(xiāng)人均收入比表示。

根據(jù)表1，單位根檢驗結(jié)果表明，本文實證分析的面板數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列。方差膨脹系數(shù)（VIF）結(jié)果表明，本文使用的面板數(shù)據(jù)不存在多重共線性。其中，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化與農(nóng)村人均居民收入的VIF檢驗值是分別替換城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化與城鎮(zhèn)人均可支配收入變量后檢驗得到。

表1 變量統(tǒng)計與檢驗結(jié)果

（二）模型設(shè)定

首先，考慮到城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間可能存在非線性關(guān)系，本文在基準(zhǔn)模型中引入城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化和擴大開放二次項進行初步研究。同時，模型中也納入城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化和擴大開放交互項，以考察城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化能否調(diào)節(jié)擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。計量模型設(shè)定如下：

公式（1）中，it表示i地區(qū)t年；IND表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；FD表示擴大開放；CONn表示城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化；CONn*FD表示城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化與擴大開放的交互項，n=1表示城鎮(zhèn)，n=2表示農(nóng)村；X為控制變量；μ為個體效應(yīng)；ε為隨機誤差項。

其次，為進一步檢驗城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的非線性影響，本文借鑒（Bruce，1999）[21]的方法，構(gòu)建的單一門檻模型如下：

公式（2），J（·）表示指示函數(shù)；thr為門檻變量。其中，公式（2）中thrit1分別取城鄉(xiāng)人均居民收入和城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化作為門檻變量；thrit2分別取城鄉(xiāng)人均居民收入和擴大開放作為門檻變量，其余符號含義與公式（1）相同。此外，考慮到實際模型中可能存在多個門檻值，而單一門檻模型估計結(jié)果有限，由此設(shè)定如下雙門檻模型。

四、實證檢驗

（一）基準(zhǔn)回歸

本文使用公式（1）初步探究城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的非線性影響，結(jié)果如表2所示。由第3列回歸結(jié)果可知，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化回歸系數(shù)顯著為正，二次項系數(shù)顯著為負(fù)，說明城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在非線性駝峰型關(guān)系，即在城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度相對較低的階段，能夠有效地促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。反之，產(chǎn)生的影響作用下降。相較于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化的回歸系數(shù)為不顯著的負(fù)值，二次項回歸系數(shù)顯著為正（第6列），說明農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間也存在非線性關(guān)系，即隨著農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化，其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生先下降后上升的“U型”影響。此外，從第4列和第7列可以看出，擴大開放在城鎮(zhèn)層面和農(nóng)村層面的回歸系數(shù)均顯著為正，二次項回歸系數(shù)均為負(fù)，表明擴大開放與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間也存在非線性駝峰型關(guān)系。另外，城鄉(xiāng)居民收入、城鄉(xiāng)收入比、老少比與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級均呈正向關(guān)系；城市化率和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)均與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級呈負(fù)向關(guān)系。

（二）內(nèi)生性問題

進一步地，考慮到城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間可能存在雙向因果關(guān)系，導(dǎo)致實證結(jié)果出現(xiàn)偏差。如居民消費結(jié)構(gòu)升級、擴大開放不僅可能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，也可能是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級滯后性導(dǎo)致的結(jié)果，因為一定的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級需要與一定的居民消費結(jié)構(gòu)及開放程度相適應(yīng)，這意味著居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放的行為內(nèi)生于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，即變量間可能存在內(nèi)生性，而表2中的靜態(tài)模型得不到無偏有效一致的估計結(jié)果。由此，本文借鑒唐未兵等（2014）[22]方法，將模型（1）修正為包含被解釋變量滯后一階的動態(tài)模型（4）。

根據(jù)表3估計結(jié)果，自相關(guān)檢驗中，模型回歸結(jié)果均未拒絕不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)；Sargan檢驗的p值表明，回歸中使用的工具變量不存在過度識別問題，說明選擇的工具變量有效。通過對比靜態(tài)模型（表2）和動態(tài)模型（表3）的估計結(jié)果可知，兩種方法回歸結(jié)果基本一致，表明本文實證結(jié)果穩(wěn)健，可以很好地解釋經(jīng)濟活動變化。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3 Twostep SYS-GMM回歸結(jié)果

（三）城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的門檻效應(yīng)分析

由基準(zhǔn)模型估計結(jié)果可知，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生非線性影響。下文通過公式（2）、（3）的面板門檻模型做進一步分析，門檻估計結(jié)果如表4所示。其中，以城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化為核心解釋變量時，城鄉(xiāng)人均居民收入均存在兩個顯著的門檻值。分別以城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化本身為門檻變量時，均不存在顯著的門檻值。同時，以擴大開放為核心解釋變量時，城鄉(xiāng)人均居民收入均存在兩個顯著的門檻值，而以擴大開放本身為門檻變量，城鄉(xiāng)層面均存在一個顯著的門檻值。此外，本文參考洪源（2017）[23]方法，在我國跨越中等收入陷阱階段，將人均居民收入水平低于第一個門檻值定義為低收入水平，人均居民收入水平位于兩個門檻值之間定義為中等收入水平，人均居民收入水平高于第二個門檻值定義為高收入水平。（3）～（6）面板門檻模型所估計結(jié)果如表5～6所示。下文將依次按照表5-6的回歸結(jié)果進行分析，即先探討以城鄉(xiāng)居民收入為門檻變量，分別以城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化和擴大開放為核心解釋變量的估計結(jié)果，再分析以城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化和擴大開放本身作為門檻變量和核心解釋變量的估計結(jié)果。

表4 F檢驗結(jié)果

首先，表5第2列和第4列估計結(jié)果表明，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響顯著存在于居民收入的雙重門檻效應(yīng)。

一方面，對于城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化（CON1）而言，在城鎮(zhèn)人均居民收入（CON1）＜9.260的低收入階段，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響為正，估計系數(shù)為0.853，而在9.260＜INC1＜9.711的中等收入階段，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響降低，估計系數(shù)下降到0.645，最后在INC1＞9.711的高收入階段，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響進一步下降，估計系數(shù)降為0.468，這與前文假設(shè)1的結(jié)論一致。由此可見，隨著城鎮(zhèn)居民人均收入水平上升，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響降低。城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生正向影響的原因是：伴隨收入水平上升，城鎮(zhèn)居民會逐步增加除衣食住外其他方面的消費，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。這種正向影響呈下降趨勢的原因是：城鎮(zhèn)居民收入水平由低收入向中收入轉(zhuǎn)變階段，城鎮(zhèn)人口快速集聚引起房價上漲和公共消費不足，擠占了城鎮(zhèn)居民對高附加值產(chǎn)品的消費。居民收入水平的進一步上升，我國服務(wù)型、高質(zhì)量國產(chǎn)供給不足，導(dǎo)致高端消費外流（劉勝等，2016）[24]，且地區(qū)間差異也會削弱消費層級需求（張春曉等，2016）[25]。由此，受消費供給結(jié)構(gòu)和環(huán)境因素制約，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響作用呈下降趨勢。

另一方面，對于農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化（CON2）而言，在農(nóng)村人均居民收入水平（INC2）＜9.369的低收入階段，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也產(chǎn)生正向影響，估計系數(shù)為0.913，在9.369＜INC2＜10.046的中等收入階段，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響加強，估計系數(shù)為1.056，最后在INC2＞10.046的高收入階段，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響進一步上升，估計系數(shù)為1.360，這與前文提出假設(shè)2的結(jié)論一致。主要原因是：農(nóng)村居民對食品、家庭設(shè)備用品、文化教育娛樂、醫(yī)療保健及其他等中高端產(chǎn)品和服務(wù)的需求收入彈性高于城鎮(zhèn)（吳薇，2010）[26]，居民收入水平上升之后，會大幅增加多元化、高質(zhì)量食品、服裝及房屋等高附加值的產(chǎn)品需求，從而拉動加工制造業(yè)、建筑業(yè)及服務(wù)業(yè)等第二、三相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。當(dāng)農(nóng)村居民收入達到更高水平時，消費意愿側(cè)向于高端產(chǎn)業(yè)，比如高端化妝品、特色旅游、精密儀器以及高級轎車等，這進一步加大了對第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻率。值得注意的是，通過對比城鄉(xiāng)居民收入水平分別跨越第二個門檻值后，城鎮(zhèn)地區(qū)居民收入水平整體于2012年就跨越第二個門檻值，驗證了現(xiàn)階段城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的主要影響因素是：供需結(jié)構(gòu)失衡。農(nóng)村地區(qū)居民收入的對數(shù)整體分布在8.369＜CON2＜10.046區(qū)間，驗證了消費能力依然是制約農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的主要因素。

表5第3列和第5列的估計結(jié)果表明，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響同樣顯著存在于城鄉(xiāng)居民收入的雙門檻效應(yīng)。

表5 城鄉(xiāng)居民收入作為門檻變量的回歸結(jié)果

一方面，對于城鎮(zhèn)地區(qū)而言，在城鎮(zhèn)人均居民收入（INC1）＜9.200的低收入階段，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生正向影響，估計系數(shù)為3.729，而在9.200＜INC1＜10.845中等收入階段，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響有所下降，估計系數(shù)為1.842，在INC1＞10.845高收入階段，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響加強，估計系數(shù)為2.401，這與前文提出假設(shè)3的結(jié)論一致，即隨著城鎮(zhèn)居民收入水平上升，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響呈現(xiàn)出非線性特征。在城鎮(zhèn)居民收入水平由低收入向中等收入轉(zhuǎn)變階段，從原始數(shù)據(jù)觀察，大部分城鎮(zhèn)地區(qū)居民收入水平于2006年就達到這一水平，此時國內(nèi)部分中高端產(chǎn)品和服務(wù)市場還未成熟（賈根良，2016）[27]，而擴大開放導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費意愿轉(zhuǎn)向國外產(chǎn)品和服務(wù)，減小對國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)品的需求，則對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響降低。在城鎮(zhèn)居民收入水平由中等收入向高收入轉(zhuǎn)變階段，從2019年原始數(shù)據(jù)觀察，城鎮(zhèn)居民收入水平超過第二個門檻值的地區(qū)包括北京、上海、浙江少部分地區(qū)（表8），這些地區(qū)集聚了大量的人才、資金與便利的交通等優(yōu)質(zhì)資源，擴大開放不僅有利于數(shù)字化、智能化、金融業(yè)等相關(guān)高端產(chǎn)品和服務(wù)業(yè)的發(fā)展（孫早，2021）[28]，也能夠吸引海外高端消費回流，進而通過國外產(chǎn)業(yè)升級促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級（張夢霞，2020）[29]，由此，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響在這一階段會逐漸上升。

另一方面，對于農(nóng)村地區(qū)而言，在農(nóng)村人均居民收入（INC2）＜9.323低收入階段，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生正向影響，估計系數(shù)為1.467，在9.323＜INC2＜9.882中等收入階段，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響上升，估計系數(shù)為1.813，最后在INC2＞9.833高收入階段，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響進一步提高，估計系數(shù)為2.467，這與前文提出假設(shè)4的結(jié)論一致。主要原因是相較于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)中高人均居民收入水平實際上更多地相當(dāng)于城鎮(zhèn)地區(qū)的中下收入階段，因而隨著農(nóng)村居民收入水平由低收入階段→中等收入階段→高收入階段轉(zhuǎn)變的過程中，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用仍不斷增強。

其次，通過表6所示的單門檻估計結(jié)果，探討以城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化和擴大開放自身為門檻變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的非線性影響。

一方面，由表4可知，分別以城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化為門檻變量的情況下，盡管城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化分別對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響無顯著的門檻效應(yīng)，但為比較城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的差異，本文也列出兩者的門檻估計結(jié)果，如表6所示。具體來看，城鎮(zhèn)層面，在CON1＜1.818、CON1＞1.818的城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化的兩階段，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響逐漸降低；農(nóng)村層面，在CON2＜1.890、CON2＞1.890的農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化的兩階段，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響逐漸上升，進一步驗證了城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化分別對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響存在差異。

另一方面，根據(jù)表6，以擴大開放為門檻變量的情況下，擴大開放存在顯著的單門檻效應(yīng)。具體來看，城鎮(zhèn)層面，在FD＜1.088、FD＞1.088擴大開放的兩階段，擴大開放對外開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響逐漸下降；農(nóng)村層面，在FD＜1.230、FD＞1.230的兩階段，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響也下降。同時，相較于城鎮(zhèn)地區(qū)，擴大開放在農(nóng)村層面對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響相對較小，這主要是由于城鎮(zhèn)地區(qū)相較農(nóng)村地區(qū)具有資源及地理位置優(yōu)勢，其擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響更大。

表6 居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化和擴大開放作為門檻變量的回歸結(jié)果

最后，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響受到城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化的負(fù)向調(diào)節(jié)（表5～6），主要是城鄉(xiāng)居民對產(chǎn)品和服務(wù)需求存在結(jié)構(gòu)性差異的情況下，隨著國內(nèi)大循環(huán)重要性的逐漸上升，城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化“替代”擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，使擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響作用下降，驗證了假說5。

（四）不同門檻變量分組下各省份空間分布情況統(tǒng)計

從表7可以看出，以城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化為核心解釋變量的情況顯示，2019年東、中、西三地區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入均達到高收入階段。東部地區(qū)的河北、遼寧、江蘇、福建、山東、廣東、海南農(nóng)村居民收入達到中等收入階段，其他地區(qū)達到高收入階段；中部地區(qū)所有省份農(nóng)村居民收入水平均位于中等收入階段；西部地區(qū)的甘肅、貴州、青海農(nóng)村居民收入水平位于低收入階段，其他農(nóng)村地區(qū)則達到中等收入階段。與此同時，以擴大開放為核心解釋變量的情況顯示（表8），東部城鎮(zhèn)地區(qū)的居民收入水平均位于中高收入階段；中、西部城鎮(zhèn)居民收入水平均位于中等收入階段。東部地區(qū)農(nóng)村居民收入水平均位于中高收入階段；中部地區(qū)農(nóng)村居民收入水平均位于中等收入階段；除貴州和甘肅外，西部農(nóng)村居民收入水平均位于中等收入階段。上述統(tǒng)計結(jié)果表明，現(xiàn)階段我國東、中、西地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入水平仍然不平衡，城鄉(xiāng)消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響存在較為明顯的分階段特征，進一步印證城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在非線性影響。

表7 2019年各省基于城鄉(xiāng)居民收入門檻變量的空間分布（CON1、CON2）

表8 2019年各省基于城鄉(xiāng)居民收入門檻變量的空間分布（FD）

五、結(jié)論與政策建議

本文基于“雙循環(huán)”發(fā)展背景，首先通過理論分析探討城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的非線性影響。其次構(gòu)建城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的基準(zhǔn)回歸模型和面板門檻模型做進一步驗證，所得結(jié)論如下：

第一，隨著城鎮(zhèn)人均居民收入水平上升，城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響呈下降趨勢；擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響呈現(xiàn)出先降后升的“U”型特征。第二，隨著農(nóng)村人均居民收入水平的提高，農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化和擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級正向影響均呈上升趨勢。第三，以城鄉(xiāng)消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化、擴大開放本身為門檻變量時，城鎮(zhèn)層面，居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化和擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響均呈下降趨勢；農(nóng)村層面，居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響呈上升趨勢，而擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向影響呈下降趨勢。此外，擴大開放對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響受到城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化的負(fù)向調(diào)節(jié)。

上述結(jié)論為推動我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展提供了有益的政策啟示。首先，應(yīng)提高城鎮(zhèn)地區(qū)創(chuàng)新性、高技術(shù)產(chǎn)品和服務(wù)的研發(fā)投入，以緩解供需失衡對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的抑制性。同時，結(jié)合城鎮(zhèn)住房需求存在的結(jié)構(gòu)性差異，健全住房政策，釋放因住房問題引起增加的私人儲蓄，使城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進效應(yīng)得以發(fā)揮。此外，應(yīng)完善三次收入分配制度，縮小城鄉(xiāng)收入差距，并加快推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施，為農(nóng)村居民創(chuàng)造更多的收入渠道，提高農(nóng)村地區(qū)居民收入水平，進而增加對高質(zhì)量產(chǎn)品和服務(wù)的需求以提高對中高級產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻率。

其次，改變以往我國鼓勵出口限制進口的政策，有助于獲得出口催生出的規(guī)模經(jīng)濟，也有利于引進先進技術(shù)和資源以優(yōu)化外貿(mào)環(huán)境，并結(jié)合自身優(yōu)勢及角色定位積極參加國際分工，促進知識、技術(shù)創(chuàng)新及人力資源等方面的發(fā)展，提高內(nèi)部市場的消費規(guī)模和消費質(zhì)量，推動內(nèi)循環(huán)的良性發(fā)展，并為外循環(huán)發(fā)展創(chuàng)造條件，使其與內(nèi)循環(huán)相互協(xié)調(diào)發(fā)展，進而促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以推動經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。?