消費結構升級與高質量增長：機制與評估

楠 玉

(1.中國社會科學院 經濟研究所，北京 100836；2.中國社會科學院大學 經濟學院，北京 102488)

一、問題提出

當前在向高收入增長階段邁進過程中，投資和出口對增長的拉動作用逐漸減弱，消費將成為高質量增長的重要推動力。黨的十九屆五中全會關于《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二○三五年遠景目標的建議》(以下簡稱“建議”)中明確提出，要“全面促進消費”“順應消費升級趨勢，提升傳統消費，培育新型消費”等。2020年5月以來，黨中央一直強調要推動“以國內大循環為主，國內國際循環相互促進”的新發展格局，這種全新發展戰略的確立，既與中國應對結構性減速風險和跨越中等收入陷阱有關，也是為了平穩實現向高收入階段的轉型升級和邁向高質量發展階段的現實需要。2020年，年末中央經濟工作會議中更是強調，要“注重需求側管理”“形成需求牽引供給、供給創造需求的更高水平動態平衡”。其中，消費作為推動“雙循環”的抓手之一，將成為下一階段經濟發展關注的重點。而隨著中國社會零售總額超過美國居于世界首位，進一步的消費規模擴張空間有限，未來擴大消費的重點應聚焦于消費結構升級。

過去四十年，中國依靠資本驅動的規模經濟效率實現了工業化，但是受到資本報酬遞減以及城市化成本提高的抑制，規模效率模式在城市化階段不可持續，工業化階段的消費需求僅通過基本物質品和服務品即可得到滿足。2019年人均國內生產總值(GDP)邁過1萬美元大關，經濟發展階段由高速增長階段逐漸轉變為高質量發展階段，追求高品質的產品和服務是這一階段消費的主要特征。因此，探討消費升級對高質量發展的影響具有重要的理論和現實意義。同時，發達經濟體的增長經驗也表明，要實現增長跨越，在城市化階段需要構建知識、技術創新型生產平臺，通過積累廣義人力資本，帶動和實現以消費為主導的增長路徑。因此，本文將重點關注消費結構升級對人力資本積累和結構升級的影響，這也是進入城市化發展階段，借助消費升級打通國內大循環體系，實現創新驅動和效率模式重塑的核心要點。未來，確立以消費結構升級為主導、以人力資本積累為基礎、以現代服務業發展為支撐的新型效率模式是中國向高質量發展階段邁進的目標取向。

二、文獻述評

較多學者就消費結構升級問題展開研究。石明明等(2019)將食品等生存性占比下降、服務性和符號性消費占比上升來分別反映第Ⅰ類消費升級和第Ⅱ類消費升級，研究指出，新一輪消費升級是中國經濟社會高質量發展的重要支撐[1]。張冀等(2021)基于收入結構視角考察了不同收入來源對家庭消費結構升級和消費結構升級的影響[2]。辛偉和任保平(2021)就中國高品質消費引領高質量供給的作用機制、制約因素及實現路徑展開研究[3]。

圍繞消費結構升級與產業結構升級轉型的研究較多，多數學者指出，消費結構升級是產業結構演進的根本動力[4]。顏色等(2018)探討了消費結構變遷影響產業結構轉型的經濟機制，提出了理解產業結構轉型的需求結構視角，認為消費結構變遷對中國產業結構轉型和生產率提升的影響非常顯著，高于鮑莫爾效應，但低于恩格爾效應[5]。申俊喜等(2021)基于2013—2019年戰略性新興產業上市公司數據，實證研究了消費升級對戰略性新興產業發展的影響及作用機制[6]。消費結構升級有助于產品優化和產業結構升級，進而推動經濟發展從以傳統產業為主導轉變為以現代服務業發展為主導的增長模式，從而實現經濟高質量發展[7]、[8]。

也有一些研究關注其他因素的調節作用[9]。如余紅心等(2020)重點考察了供需失衡在居民消費結構升級對產業結構升級影響中的調節效應，其研究發現，供需失衡會削弱居民消費結構升級對產業結構升級的拉動作用[10]。隨著居民收入水平的提升，伴隨高品質商品和服務需求增加的消費結構升級過程，會遵循配第·克拉克定律，存在對不同產業產品存在的需求收入彈性差異，從而推動產業結構升級。也有一些學者的研究結論略有不同。查道中和吉文惠(2011)研究發現，城市居民消費結構升級對產業結構升級僅有弱的誘導效應，而農村居民消費結構升級對產業結構升級并不存在誘導效應[11]。

上述關于消費結構升級影響經濟增長的研究更多是通過消費結構升級對產業結構升級的影響展開論述。這是與中國經濟發展階段和工業化進程相適應的，對工業化前期和中期的發展較為重要。然而，消費結構升級推動高質量增長的理論機制除了通過產業結構升級路徑外，更為重要的是需要通過人力資本結構升級路徑實現效率補償。居民消費結構是需求方面的重要環節，是生產的落腳點，也是社會再生產的重要推動力。但隨著結構服務化進程的加速，內需主導的城市化發展需要服務業和消費提供效率補償，這是高質量增長和創新發展的根本要求。與此相對應，消費結構升級和人力資本結構升級及其互動關聯，成為城市化階段克服 “成本病”的關鍵所在。

本文選取中國省級面板數據作為研究樣本，考察消費結構升級是否能有效實現經濟高質量增長。同時，運用中介效應模型研究消費結構升級對高質量發展的影響機制。本文接下來的內容安排如下：第三部分為機制分析和理論假設；第四部分為實證模型構建與指標說明；第五部分為檢驗結果與分析；最后為研究結論和政策建議。

三、機制分析與理論假設

發達經濟體和成功實現追趕的經濟體的增長經驗均表明，長期增長過程蘊含著兩個并行的增長路徑，即生產模式的兩步跨越和消費模式的兩步跨越過程。生產模式的兩步跨越，第一步是實現貧困陷阱跨越，通過物質資本主導、以標準化技術為特征的規模化生產跨過低收入階段；第二步是跨越中等收入的“增長停滯”陷阱，通過重塑知識和創新驅動的增長模式跨過中等收入階段。消費模式的兩步跨越，首先是通過基于物質資本的大規模、標準化生產過程，滿足基本物質品和服務的消費需求；其次是隨著居民收入水平的提升，推動科教文衛體有益于人力資本積累的消費升級過程，形成以知識消費和人力資本升級為主導的增長路徑，從而實現創新突破和增長跨越[12]。由此可見，實現高質量發展及向高收入階段邁進過程中，伴隨著消費結構升級過程，這一點在發達經濟體和落入陷阱經濟體的對比中得以充分體現(見表1)。

表1 部分國家居民科教文衛消費支出占比

數據來源：根據聯合國數據庫(UNDATA)居民消費支出數據計算而得。

通過對比跨國經濟體的增長經驗發現，發達經濟體居民用于高層次消費的教育和健康支出保持在較高水平，在長期增長過程中表現出明顯的消費結構升級特征，而在中等收入階段增長徘徊不前的經濟體則多表現為忽略教育和健康投入、消費結構升級滯后的特征。中國2010年邁入中等收入階段，當時人均收入大致與日本20世紀70年代中期、韓國20世紀80年代末和新加坡20世紀80年代初的水平相當。然而高層次消費占比與這些國家存在較大差距，中國2010年高層次消費占比為22.3%，而這些國家高層次消費占比均已接近或超過30%。發達經濟體及成功實現增長追趕的經濟體不僅較早表現出明顯的消費結構升級特征，對科教文衛等高層次消費的占比較高，同時還表現出高層次消費的持續穩步上漲特征。美國1980年成為高收入國家時，高層次消費占比為31.02%，美國當前反映消費結構升級的科教文衛消費支出占比(1)根據聯合國數據庫整理而得，其中科教文衛支出反映了廣義的用于教育和健康的支出水平，包括健康、 教育、娛樂文化、雜項商品與服務四項。已接近50%。韓國作為東亞成功實現增長追趕的國家，1996年跨過高收入門檻，其教育和健康支出占比為29.91%，2001年這一比例已突破30%，目前處于接近35%左右的水平。新加坡1991年邁入高收入增長階段，其高層次消費占比為36.15%，目前已超過40%。然而，在中等收入階段長期停滯的拉美國家和東南亞國家，科教文衛支出占比基本在20%上下的水平持續徘徊。其中，泰國和馬來西亞分別于2009年和1996年成功邁入中等收入階段，其教育和健康消費占比在20%左右的水平波動多年；巴西和墨西哥消費占比更是剛剛突破20%，而這兩個國家在20世紀90年代初邁入中等收入階段之后一直陷于增長震蕩，長期未表現出明顯上升的趨勢。由此可見，要順利實現高質量增長和增長跨越過程，需要順應和把握消費升級的大趨勢，增強消費對經濟發展的基礎性作用。據此，本文提出假設1：

假設1：消費結構升級可以顯著提升高質量增長水平。

下面就消費結構升級引致經濟高質量增長的理論機制進行闡釋。

首先，消費結構升級有益于引致產業結構升級，從而有助于實現高質量增長。

消費者需求結構的變動會直接拉動生產結構的轉變，消費者需求結構的變化與經濟總量的變化直接相關。消費結構升級會使服務業作為工業化分工的從屬態勢得以扭轉，強化圍繞以知識生產配置為核心的服務業生產化和要素化趨勢，最終實現服務業轉型升級過程。消費結構升級通過增加對更高層次和技術難度的產品和服務提出需求，從而誘使高技能和高知識密集度的服務業比重不斷上升，而低層次服務業比重不斷下降[13]。也即，多層次的消費需求結構會帶動多層次的產業結構的遞進升級。同時，實現消費結構升級的科教文衛體等服務業部門均具有知識密集型的屬性特征，通過外溢性能帶動整體產業技術水平提升，過濾掉低層次產業，從而促進整體產業結構優化升級。工業化時期，消費主要功能為滿足勞動力簡單再生產，生活必需品等物質品的生產擴張居于主導地位，通過物質資本的快速積累以推動增長過程，也因此消費被壓低在僅僅滿足勞動力再生產水平，便于增加儲蓄和物質資本積累。而到經濟結構服務化時期，勞動力再生產轉變為以人力資本累積為重心開展，滿足更高層次消費需求的消費升級會誘致高層次服務業的發展，消費和服務業主導的增長模式成為效率改進的重要來源。由此，在服務業要素化趨勢下，消費能力提升和消費結構升級能直接促進產業結構升級，這一邏輯主導著城市化時期的增長。

日本和巴西增長經驗的對比能有效說明消費結構升級和產業結構升級構筑的“內循環體系”對實現增長跨越的重要性。20世紀60年代，日本和巴西人均GDP差距不足270美元，擁有相似的產業結構。之后，日本在需求側加速發力，從需求側積極推動收入增長和消費升級。日本于1960年提出“國民收入倍增計劃”并持續實施長達10年，20世紀90年代提出“從生產大國轉向生活大國”戰略，積極培育國內消費市場并不斷提升國民生活水平。日本消費率自1970年起開始表現為持續上升，同時國內供給能力通過有效吸收新技術也獲得大幅提升，由此誘發促進良性的國內大循環體系。而與之相反，20世紀60年代以來，巴西經歷過初期高速增長之后，需求側由于超前城市化、高通脹、貧富分化等影響，國內消費需求不足且升級受阻，進一步抑制了產業結構升級，使得國內大循環體系未能形成和暢通。由此，本文提出假設2：

假設2：消費結構升級影響高質量增長的機制之一是通過引致產業結構升級實現高質量增長。

其次，伴隨醫療、教育等知識密集型產品或服務消費增加的消費升級過程有益于實現人力資本協同升級，從而有助于推動高質量增長。

工業化階段，消費需求僅通過基本物質品和服務品即可得到滿足，而發達經濟體增長經驗顯示，要實現增長跨越，在城市化階段，需要構建知識、技術創新型生產平臺，通過積累廣義人力資本，帶動和實現以消費為主導的增長路徑。普尼奧(Pugno，2006)最早提及有益于人力資本積累的消費的概念，將服務消費分為兩類，即生產者服務和消費者服務[14]。不同于作為其他產品或服務生產的中間投入環節的生產者服務，消費者服務反映了最終消費性服務。消費者服務中的教育、健康、醫療及文化娛樂服務等高層次消費有助于增強個人有效勞動供給和勞動強度，會對消費主體的人力資本形成和積累效率產生影響。雖然有形商品消費也有利于人力資本形成，但對服務的消費才是人力資本積累的最有效途徑[14]。服務消費對人力資本積累和經濟增長的影響可分為“無意識效應”(unintentional effects)和“有意識效應”(intentional effects)兩類：服務消費的無意識效應，即服務消費產生的人力資本積累效應是無意識選擇的結果，對服務消費的選擇未事先包含在消費者決策之中；服務消費的有意識效應即服務消費效應的內生化，意味著消費者對某些服務，如教育服務、醫療服務等的選擇已被慎重納入消費者決策中，對這些有益于人力資本積累的服務的消費也可被看作是人力資本的投資行為[14]。

經濟追趕的本質就是人力資本追趕，而消費結構升級有利于推動服務業主導階段人力資本門檻的跨越。拉美經濟體陷入中等收入陷阱的實質，就是進入服務業主導發展階段，消費仍以傳統消費為主，無法實現消費升級和人力資本升級過程，從而無法突破邁入高收入階段所需的人力資本門檻。袁富華等(2016)研究指出，轉型時期經濟可能面臨的不確定性和風險，其中之一即作為門檻跨越基石的消費效率補償環節缺失，會使知識生產配置和人力資本結構升級路徑受阻[15]。而圍繞有益于提升人力資本的科教文衛等消費支出的現代服務業的建立，能有效推動知識生產和消費一體化過程，從而促進人力資本提升和創新內生化。由此，本文提出假設3：

假設3：消費結構升級影響高質量增長的另一個機制，是通過引致人力資本結構升級實現高質量增長。

四、模型構建與指標說明

(一)模型構建

1.消費結構升級影響高質量增長的計量模型設計

對計量模型的估計需要不斷放松對隨機干擾項εit的假定，并使其滿足白噪聲的要求，才能得到一致性的估計結果。因此，本文計量模式設定如下：

pgdpit=γ0+α1kconsit+φ1Xit+vi+λt+εit

(1)

其中，下標i代表地區，t代表時間。pgdpit反映高質量增長指標，用人均國內生產總值(GDP)增長率衡量；kconsit反映消費結構升級情況，用居民消費支出中的有益于人力資本積累的教育、健康等消費占比衡量。Xit表示一系列影響增長的控制變量。vit表示個體固定效應，λit表示時間固定效應，εit為服從標準正態分布的隨機干擾項。

2.機制檢驗的計量模型設計

為檢驗前文關于消費結構升級影響高質量增長的兩種機制的假設，本文運用中介效應模型來考察消費結構升級是否可以通過引致產業結構升級和人力資本結構升級來實現高質量增長，具體模型設定如下：

(2)

(3)

其中，mit是中介變量，反映消費結構升級影響高質量增長的傳導渠道，具體包括產業結構升級和人力資本結構升級。式(2)和式(3)的控制變量是一致的，式(2)中的控制變量因中介效應而定。具體檢驗步驟為：首先，在不考慮中介變量的情況下，對式(1)進行估計，如果消費升級變量kconsit的系數α1顯著，則表明消費結構升級對高質量增長具有總效應，則后續分析繼續，否則檢驗終止。其次，對式(2)進行估計，判斷消費結構升級對各個中介變量的影響。然后，對加入中介變量的式(3)進行回歸。如果式(2)估計結果中消費結構升級kconsit的系數β1和式(3)估計出的中介變量的系數δ都顯著時，則表明存在中介效應。此時，如果式(3)中消費結構升級變量的系數α1不顯著，則反映出完全的中介效應；如果α1顯著，則mit僅有部分中介效應。最后，如果式(2)中的參數β1和式(3)中的參數δ僅有一個結果是顯著的，則需要通過索貝爾(Sobel)檢驗中介效應是否存在。

(二)指標說明

消費結構升級(kconsit)。消費結構升級主要反映經濟中有益于人力資本積累和提升的教育、健康等消費占比的提升。本文主要借鑒中國經濟增長前沿課題組(2015)[12]的相關研究，認為有利于廣義人力資本積累的各項消費的總和可以反映出一個國家的消費結構升級情況。中國經濟增長前沿課題組(2015)基于消費的國際分類，指出有利于廣義人力資本積累的消費項具體包括健康、文化娛樂、教育以及雜項。同時結合國內數據的可得性，界定消費結構升級為消費支出中的三項之和的占比，即教育文化娛樂消費、醫療保健消費、其他用品及服務消費[12]。

高質量增長(pqdgit)。參照張平和劉霞輝(2007)[16]的研究，選用人均實際GDP增長率作為經濟發展質量的衡量指標。人均實際GDP是將人均GDP平減至以1978年為基期的水平。同時，考慮到面臨結構性減速階段，實現高質量增長最重要的是要保持經濟發展的穩定，因此借鑒已有研究[17-19]對增長減緩和增長加速的界定，將經濟穩定增長理解為經濟體在面臨增長減緩時能實現加速回升的能力。同時考慮穩定增長，也是對分析結果穩健性的驗證。經濟穩定增長需要滿足的條件設定如下：

(4)

其中，gt是由2005年不變價格測算的GDP增長率，gt-n，t和gt，t+n分別反映了t時點的前n年間和后n年間的GDP年均增長率的平均值，本文借鑒前人[18-19]的研究，設定n=7，Γ=3.5%，Λ=2%。進一步借鑒已有研究[17]，用二元離散值表示經濟穩定增長，即如果經濟體在減緩時刻能夠加速回升則表明可以實現經濟穩定增長，取值為1，其他情況取值為0。

產業結構升級(indsit)。參照干春暉等(2011)[20]和陶新宇等(2017)[21]的研究，用第三產業產值與第二產業產值之比來反映產業結構升級情況，反映區域產業結構服務化水平。20世紀70年代之后，由于信息技術改革的沖擊，主要工業化國家的產業結構均出現了“經濟服務化”的傾向，因此，經濟結構服務化可以作為產業結構升級的重要表征，用產業結構向“服務化”的發展程度來反映產業結構升級情況。

其他控制變量(controls)。主要包括：資本形成率指標(capi)，用資本形成額占GDP的比重來衡量；勞動年齡人口比重指標(popu)，用15～64歲勞動年齡人口占總人口的比重衡量；原創性技術進步指標(tech)，用每萬人專利申請授權數來衡量；對外開放水平指標(open)，用進出口總額占GDP的比重衡量。本文實證分析的樣本數據為中國各省份的省級面板數據。數據來源于《中國統計年鑒》、各省份統計年鑒、《新中國六十年統計資料匯編》、國家統計局網站以及萬得(Wind)數據庫等，時間跨度為1991—2019年。

五、實證檢驗與機制分析

(一)基準回歸

首先對模型(1)進行估計，檢驗消費結構升級對高質量增長的影響。表2中列(1)—列(3)的被解釋變量為高質量增長，對于檢驗模型的選取，通過豪斯曼檢驗，應選用固定效應(FE)模型；同時，對標準誤在時間和個體上的雙重聚類調整可以克服自相關和異方差等對統計推斷的影響[23]，因此，表2中列(1)—列(3)均用雙重聚類穩健標準誤進行估計，以增強回歸結果的可靠性。表2列(4)也列示了隨機效應(RE)模型的結果，作為一種對基準分析的穩健性檢驗。采用逐步調整控制變量的方式，對模型(1)的估計結果如表2所示。

表2中列(1)—列(4)的回歸結果顯示，消費結構升級的系數α1在1%的置信水平上顯著為正，即消費結構升級能顯著促進高質量增長。因此，假設1得以驗證。控制變量方面，投資增加、技術進步和勞動年齡人口增長均能顯著促進經濟高質量增長，而對外開放對高質量增長的影響是不確定的。對外開放雖然早期能通過貿易進口引進大量國外的先進技術和管理經驗，加快了中國經濟增長的步伐，但隨著與全球經濟的深度融合，外圍經濟的走弱和國際經濟沖擊也會擾動中國經濟增長，可能會產生不利的影響。

表2 消費結構升級對高質量增長的總效應

供給主導的大規模工業化階段，要實現增長效率的持續改進面臨較大困擾，為培育新的增長潛力，增長模式需要由生產供給主導轉向消費需求主導的根本性轉變。從生產和消費的關聯角度來看，政府和生產主導的增長模式本身蘊含著減速的趨勢。當經濟體從工業化階段向后工業化階段的持續躍遷中，關于傳統消費項目的支出將會減少，若生產者仍局限于滿足現有消費的生產模式而不能發現消費升級蘊含的潛在機會，則會導致生產與消費過程的脫節，從而引發結構性減速過程。從國際增長經驗來看，20世紀70年代以來發達經濟體普遍面臨結構性減速沖擊，在重塑增長效率過程中，這些國家普遍呈現出“高城市化率、高知識消費占比”的特征。這意味著，城市化階段要實現邁向高質量發展，要擺脫大規模工業化階段以產品供給為核心的增長模式，要重視高層次消費推動的消費結構高級化過程，充分發揮城市化階段的消費帶動功能，積極重塑以要素質量高端化為支撐的發展模式，從而實現增長效率持續改進的高質量發展。

(二)機制檢驗

基于前文理論機制的分析可知，消費結構升級會通過產業結構升級和人力資本結構升級等途徑，推動高質量增長。因此，本文分別以產業結構升級和人力資本結構升級為中介變量，對模型(1)、模型(2)、模型(3)進行檢驗，結果如表3和表4所示。

以產業結構升級為中介變量的分析結果如表3所示。模型(1)中消費結構升級的系數均在1%的置信水平上顯著為正，表明存在消費結構升級對高質量增長的總效應；模型(2)中消費結構升級影響產業結構升級的系數β1的估計結果，反映在表3列(2)、列(5)、列(8)中，調整不同控制變量的回歸結果均顯示出在1%的置信水平上顯著為正，這表明消費結構升級能顯著推動產業結構升級；模型(3)中同時納入消費結構升級和產業結構升級對高質量增長的影響，結果如列(3)、列(6)、列(9)所示，消費結構升級對高質量增長的影響系數在1%的置信水平上顯著為正，產業結構升級對高質量增長的影響系數δ的估計結果也表現出在1%的置信水平上顯著為正的結果。這表明，產業結構升級也能顯著促進高質量增長。由于模型(2)中消費結構升級影響產業結構升級的系數β1和模型(3)中產業結構升級影響高質量增長的系數δ的估計值均顯著為正，因此無須進行索貝爾檢驗即可表明存在中介效應。由此可以得出，消費結構升級可以通過產業結構升級的部分中介效應對高質量增長產生正向影響，假設2得以驗證，同時本文測算出產業結構升級的中介效應大小為9.28%～9.46%。

表3 消費結構升級通過產業結構升級影響高質量增長的中介效應

以人力資本結構升級為中介變量的分析結果如表4所示。模型(1)中消費結構升級的系數均在1%的置信水平下顯著為正，表明存在消費結構升級對高質量增長的總效應；模型(2)中消費結構升級能否引致人力資本結構升級的估計結果，反映在表4列(2)、列(5)、列(8)中，調整不同控制變量的回歸結果均顯示出系數β1的估計值在1%的置信水平顯著為正，這表明消費結構升級能顯著提高人力資本積累，推動人力資本結構升級；模型(3)中同時納入消費結構升級和人力資本結構升級對高質量增長的影響，結果如列(3)、列(6)、列(9)所示，估計出的消費結構升級對高質量增長的影響系數δ在10%的置信水平上顯著為正，人力資本結構升級對高質量增長的影響表現出在1%的置信水平上顯著為正的結果，這表明人力資本結構升級對高質量增長的正向影響是顯著的。由于模型(2)中消費結構升級影響人力資本結構升級的系數β1估計值和模型(3)中人力資本結構升級影響高質量增長的系數δ估計值均顯著為正，因此無需索貝爾檢驗既可表明存在中介效應。由此，可以得出，消費結構升級會通過人力資本結構升級的部分中介效應對高質量增長產生正向影響，假設3得以驗證，同時測算出人力資本結構升級中介效應的大小為75.72%～84.46%。

由此可見，科教文衛體等知識消費支出增加的消費結構升級過程，會誘致現代服務業等知識生產部門的發展。知識部門的知識生產和知識消費活動具有較強的外溢屬性，一方面能推進傳統產業和服務業的發展，通過產業結構升級推動高質量增長；另一方面，知識生產和消費過程也是人力資本提升過程，也能通過推動人力資本結構升級實現高質量增長。

表4 消費結構升級通過人力資本結構升級影響高質量增長的中介效應

(三)穩健性檢驗

1.內生性處理

考慮可能存在的內生性問題，選取滯后1期的消費結構升級水平(L.kcons)為解釋變量。表5中估計結果顯示，當控制其他變量后，滯后1期的消費結構升級對高質量增長的影響系數仍呈現出在1%的置信水平上顯著為正的結果。表5中列(1)—列(3)為消費結構升級通過產業結構升級影響高質量增長的中介效應檢驗結果；表5中列(4)—列(6)為消費結構升級通過人力資本結構升級影響高質量增長的中介效應檢驗結果。

表5中列(1)—列(3)是消費結構升級通過產業結構升級影響穩定增長的檢驗結果。列(1)中消費結構升級對高質量增長的影響系數估計結果顯著為正，且在1%的置信水平上顯著；列(2)反映消費結構升級影響產業結構升級的系數β1估計值也在1%的置信水平上顯著為正；列(3)中產業結構升級影響高質量增長的系數估計值并沒有表現出顯著特征。在中介效應檢驗中，系數β1估計值顯著，而系數δ估計值不顯著，則需要通過索貝爾檢驗來看中介效應是否存在。通過測算，索貝爾檢驗的Z統計值為1.349 9>0.97，因此中介效應存在。表5中列(4)—列(6)是消費結構升級通過人力資本結構升級影響穩定增長的檢驗結果。結果顯示，消費結構升級對高質量增長的正向影響在1%置信水平上顯著，消費結構升級影響人力資本結構升級的系數β1估計值和人力資本結構升級影響高質量增長的系數δ估計值均在1%的置信水平上顯著為正，無需索貝爾檢驗即可表明存在中介效應。

因此，在排除內生性的情況下，消費結構升級能顯著促進高質量增長，以及消費結構升級會通過產業結構升級和人力資本結構升級影響高質量增長的結論均是穩健的。

表5 穩健性檢驗(一)

2.更換被解釋變量

進一步，將被解釋變量調整為穩定增長(stgw)，作為對基準模型結果的穩健性檢驗。由于被解釋變量穩定增長為虛擬變量，因此選擇面板二值選擇模型進行估計，又由于面板Probit模型無固定效應模型，因此選用面板Logit模型進行估計。通過豪斯曼檢驗，選用混合回歸Logit模型，同時也列示了面板Logit隨機效應模型的結果。檢驗結果為表6列(1)和列(4)所示。回歸結果顯示，消費結構升級影響穩定增長的系數估計值在1%的置信水平上顯著為正，也即消費結構升級能顯著促進經濟穩定增長，表明假設1的結論是穩健的。

進一步，對消費結構升級影響穩定增長的機制進行檢驗。消費結構升級不僅自身能直接推動經濟穩定增長，還可以通過促進產業結構升級和人力資本結構升級的途徑，實現經濟穩增長。表6中列(1)—列(3)是消費結構升級通過產業結構升級影響穩定增長的檢驗結果。列(1)反映消費結構升級對穩定增長的影響系數估計結果顯著為正，且在1%的置信水平上顯著；列(2)反映消費結構升級影響產業結構升級的系數β1估計值也在1%的置信水平上顯著為正；而列(3)中產業結構升級影響穩定增長的系數估計值并不顯著。在中介效應檢驗中，系數β1估計值顯著為正，而系數δ估計值不顯著，則需要通過索貝爾檢驗來看中介效應是否存在。通過測算，索貝爾檢驗的Z統計值為1.022 7>0.97，因此中介效應存在，假設2進一步得以驗證。表6中列(4)—列(6)列為消費結構升級通過人力資本結構升級影響穩定增長的檢驗結果。結果表明，消費結構升級對穩定增長的影響系數估計結果顯著為正，且在1%的置信水平上顯著；消費結構升級影響人力資本結構升級的系數β1估計值也在1%的置信水平上顯著為正；人力資本結構升級對穩定增長的影響系數δ的估計值不顯著。因此，通過測算索貝爾檢驗的Z統計值為1.407 0>0.97，表明存在人力資本結構升級的中介效應，假設3的結論是穩健的。

表6 穩健性檢驗(二)

3.對連續減緩時間段樣本的考察

本文通過更換檢驗樣本來對結論的穩健性進一步進行檢驗，選擇連續減緩時間段的數據作為分析樣本對結論進行檢驗。依據已有研究[14-15]關于增長減緩的界定，對各省份表現出增長減緩特征的時間點進行篩選，從而選定各省份連續減速時間段樣本進行檢驗，結果如表7所示。

表7 穩健性檢驗(三)

估計結果顯示，消費結構升級在連續減緩增長階段也可以促進人均收入水平提升，引致經濟增長質量提升，這表明消費結構升級引致高質量增長的結論是穩健的。同時，消費結構升級通過產業結構升級和人力資本升級作為中間渠道影響高質量增長的中介效應也是顯著的。上述穩健性檢驗的結果與前文的實證檢驗結論是基本一致的，表明本文的實證結果是穩健的。

六、研究結論與政策建議

強韌的“內循環”依賴于消費結構升級，是經濟行穩致遠的重要保證。當前在向高質量增長階段邁進過程中，投資和出口對增長的拉動作用逐漸減弱，在“以國內大循環為主，雙循環相互促進”的新發展格局中，消費作為推動“雙循環”的抓手之一，將成為高質量增長的重要推動力。本文首先就消費結構升級引致經濟高質量增長的理論機制進行探索，并提出假設：消費結構升級可以顯著提升高質量增長水平(假設1)、消費結構升級會通過產業結構升級引致經濟高質量增長(假設2)、消費結構升級會通過人力資本結構升級引致經濟高質量增長(假設3)。然后，運用中國1991—2019年省級面板數據對上述假設進行實證檢驗。結果表明，消費結構升級引致高質量增長的結論是顯著且穩健的。進一步，分別將產業結構升級和人力資本結構升級變量作為中介變量，運用中介效應模型對消費結構升級引致高質量增長的理論機制進行檢驗。結果表明，消費結構升級通過產業結構升級和人力資本結構升級實現高質量增長的中介效應是顯著有效的；并測算出具體中介效應的范圍，即消費結構升級通過產業結構升級影響高質量增長的中介效應在9.28%～9.46%，而消費結構升級通過人力資本結構升級引致高質量增長的中介效應在75.72%～84.46%。后面一系列穩健性檢驗結果表明結論均是穩健的。

確立以消費結構升級為主導、以現代服務業發展為支撐、以人力資本積累為基礎的新型效率模式是當前中國向高質量發展階段邁進的目標取向。從政策層面而言，本文的研究具有如下啟示意義：第一，需要采取對應措施貫徹落實2020年末中央經濟工作會議強調的“注重需求側管理”“需求牽引供給、供給創造需求的更高水平動態平衡”以及相關決策部署，進一步完善消費體制機制，激活居民消費潛力。優化收入分配結構，擴大中等收入群體比重。中等收入群體是社會中較穩定的階層，中等收入群體的擴大對擴大內需和誘導消費結構升級具有重要意義。第二，政府引導居民實現消費結構升級的政策舉措需要協同產業結構升級等供給因素，從而能更好地發揮政策效果。擴大內需戰略是“十四五”時期面對復雜多變的國內外形勢下實現高質量發展要求的必然選擇，擴大內需的重點不僅在于需求側，更在于供給側，通過對供給側的轉型升級調整才能從更深層次解決當前面臨的供需不匹配的問題。加快服務業供給側改革，推動與教育、醫療、健康有關行業的發展和供給效率。通過擴大高端供給和有效供給，才能滿足人民日益增長的物質文化需要以及消費結構升級帶來的新興需求和潛在需求，從而實現供需動態匹配和均衡。第三，增強政府政策支持，加大關于教育、醫療等高層次消費的公共支出比重。教育、醫療、健康等居于消費項高端的項目支出具有準公共品的屬性特征，這些消費支出以人力資本積累和未來風險防范為主，收益具有長期性和不確定性等特征，僅僅依賴家庭部門難以達到最優，需要政府公共投入予以支持[24]。因此，應加快政府和事業單位社會保障制度改革，加大醫療、教育等公共福利支出，積極推進公共福利均等化，緩解個人用于教育、醫療健康支出的壓力，推進整個社會消費結構升級進程。