陳忠斌 蔡?hào)|漢

居民消費(fèi)不足的實(shí)證分析:基于黃金律消費(fèi)角度*

陳忠斌 蔡?hào)|漢

（武漢大學(xué)，武漢 430072）

文章利用1978—2010年數(shù)據(jù)，基于Solow生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行回歸，求出經(jīng)濟(jì)達(dá)到穩(wěn)態(tài)時(shí)的黃金律人均消費(fèi)水平。然后將城市和農(nóng)村居民實(shí)際年人均消費(fèi)支出與黃金律人均消費(fèi)水平進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，城市居民年人均消費(fèi)支出基本達(dá)到了黃金律消費(fèi)水平，農(nóng)村居民年人均消費(fèi)支出始終低于黃金律消費(fèi)水平。文章認(rèn)為，農(nóng)村居民消費(fèi)支出不足是我國(guó)居民總消費(fèi)不足的主要原因，考慮到城鄉(xiāng)收入增長(zhǎng)和消費(fèi)支出的差異，主張加快農(nóng)村向城市的人口遷移，農(nóng)村勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)的職業(yè)轉(zhuǎn)換。

索洛模型；黃金律消費(fèi)；消費(fèi)支出；鄉(xiāng)村人口遷移

一、引 言

1998年前后，我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行首次遭遇通貨緊縮和內(nèi)需不足，學(xué)術(shù)界開始將目光更多地轉(zhuǎn)向了對(duì)居民消費(fèi)不足的研究。居民消費(fèi)不足的主要依據(jù)，一是中國(guó)實(shí)際人均GDP中的消費(fèi)份額在持續(xù)下降。按2005年不變價(jià)計(jì)算，實(shí)際人均GDP的消費(fèi)份額，從1952年的63.15%、1980年的43.17%，下降到2010年的35.26%。［1］二是中國(guó)人均GDP的消費(fèi)份額明顯低于同等收入國(guó)家組的消費(fèi)水平。2000—2010年中國(guó)實(shí)際人均GDP的消費(fèi)份額平均值為47.73%，不僅低于52個(gè)中低收入國(guó)家實(shí)際人均GDP的消費(fèi)份額的平均值73.88%，而且低于27個(gè)高收入OECD國(guó)家和23個(gè)其他高收入國(guó)家的平均值64.04%和48.7%（1）。

居民消費(fèi)不足已經(jīng)成為不爭(zhēng)的事實(shí)，但居民消費(fèi)多少才算充足呢？孫烽和壽偉光采取數(shù)值模擬的方法對(duì)最優(yōu)消費(fèi)路徑的變化進(jìn)行了估算。大體說(shuō)來(lái)，最優(yōu)人均消費(fèi)水平約為60%～80%，最優(yōu)人均消費(fèi)增長(zhǎng)率約為17%～25%。［2］顧六寶和肖紅葉對(duì)1992—2003年的人均消費(fèi)額和人均消費(fèi)增長(zhǎng)率進(jìn)行了數(shù)值模擬，結(jié)果表明，實(shí)際人均消費(fèi)額居于模擬值與最優(yōu)值之間，當(dāng)θ=4.3、θ=2時(shí)模擬的人均最優(yōu)消費(fèi)增長(zhǎng)率分別為 4.55%和9.49%，實(shí)際人均消費(fèi)增長(zhǎng)率位于4.55%和9.49%之間。［3］田衛(wèi)民利用1978—2006年的數(shù)據(jù)，從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)角度估算中國(guó)最優(yōu)消費(fèi)規(guī)模為66.46%。［4］吳忠群和張群群基于黃金律法則得出中國(guó)的最優(yōu)消費(fèi)率為0.8063。［5］

孫烽和壽偉光、顧六寶和肖紅葉的研究都是基于家庭消費(fèi)的效用函數(shù)，對(duì)最優(yōu)消費(fèi)額和最優(yōu)消費(fèi)增長(zhǎng)率進(jìn)行數(shù)值模擬。田衛(wèi)民把消費(fèi)引入柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，該回歸模型本身存在不妥。因?yàn)橄M(fèi)本身不會(huì)直接進(jìn)入生產(chǎn)過(guò)程，它只是生產(chǎn)的結(jié)果，屬于總需求?；谶@樣一個(gè)模型得出的最優(yōu)消費(fèi)規(guī)模66.46%無(wú)法令人信服。吳忠群和張群群基于柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，將資本存量和新增投資同時(shí)作為自變量和勞動(dòng)力一起對(duì)產(chǎn)出進(jìn)行回歸，這個(gè)回歸模型也是不妥的。因?yàn)橘Y本存量的增量就是新增投資，自變量中既有資本存量，又有新增投資，將高度相關(guān)的兩個(gè)自變量對(duì)同一產(chǎn)出進(jìn)行回歸，這樣的回歸模型存在明顯的內(nèi)生性，其估計(jì)結(jié)果令人質(zhì)疑。此外，這四篇文章都沒有考慮到中國(guó)城市和農(nóng)村居民消費(fèi)水平的差異，沒有對(duì)城鄉(xiāng)居民實(shí)際消費(fèi)支出與最優(yōu)消費(fèi)水平進(jìn)行比較。

本文針對(duì)上述研究存在的不足，基于我國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)，以索洛（Solow）模型［6］為基礎(chǔ)，首先估算出我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的黃金律消費(fèi)水平。再將城市和農(nóng)村居民的實(shí)際年人均消費(fèi)支出，與黃金律消費(fèi)水平進(jìn)行比較，估算出城市和農(nóng)村居民年人均消費(fèi)支出與黃金律消費(fèi)水平的差距，并以此為基礎(chǔ)提出合理的應(yīng)對(duì)措施和建議。

二、黃金律消費(fèi)模型

索洛模型把儲(chǔ)蓄、人口增長(zhǎng)以及技術(shù)進(jìn)步視為外生變量。只有資本和勞動(dòng)力兩種投入要素，每種生產(chǎn)要素的報(bào)酬都等于其邊際產(chǎn)品。1978—2010年期間中國(guó)經(jīng)濟(jì)體的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)方程為：

其中，Y表示產(chǎn)出，K表示物質(zhì)資本存量，L為勞動(dòng)力，A為技術(shù)水平，它主要反映技術(shù)進(jìn)步。在規(guī)模報(bào)酬不變的假定條件下，α+β=1，式（1）可以寫成：

其中，k（t）=K/L為一個(gè)有效單位勞動(dòng)力的資本存量，y（t）=Y/L為一個(gè)有效單位勞動(dòng)力的產(chǎn)出，指數(shù)α越大，意味著人均物質(zhì)資本對(duì)人均產(chǎn)出的貢獻(xiàn)越大；技術(shù)水平A越高，意味著同樣的人均物質(zhì)資本投入對(duì)人均產(chǎn)出的貢獻(xiàn)越大。

考慮到技術(shù)進(jìn)步這個(gè)外生變量，資本存量的變動(dòng)△k等于儲(chǔ)蓄sy（t）減去收支相抵的投資（n+ g+δ）k（t）。收支相抵的投資包括三個(gè)部分：為了使k保持不變，δk用來(lái)替代折舊了的資本，nk為每個(gè)新勞動(dòng)力提供資本，gk為技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的有效率的勞動(dòng)力提供資本。其中，s為儲(chǔ)蓄率，n為勞動(dòng)力增長(zhǎng)率，g為技術(shù)進(jìn)步率，δ為折舊率。需要說(shuō)明的是，一些文獻(xiàn)把勞動(dòng)力增長(zhǎng)率等同于人口增長(zhǎng)率，但實(shí)際上勞動(dòng)力增長(zhǎng)率要比人口自然增長(zhǎng)率滯后至少20年。人均資本k的均衡解式為：

可見，穩(wěn)態(tài)的人均物質(zhì)資本存量k與儲(chǔ)蓄率s正相關(guān)，與人口增長(zhǎng)率n負(fù)相關(guān)。

一個(gè)社會(huì)所選擇的儲(chǔ)蓄率s越高，其所能達(dá)到的穩(wěn)態(tài)資本和穩(wěn)態(tài)收入也越高。但是k越高，就需要更高的投資來(lái)維持資本-勞動(dòng)比，而不能用于現(xiàn)期消費(fèi)。所以一個(gè)過(guò)高的儲(chǔ)蓄率一方面能夠帶來(lái)高收入，另一方面卻造成低消費(fèi)。

[4]李建周.《“懷舊”何以成為“先鋒”——以余華《古典愛情》的考證為例》，《文藝爭(zhēng)鳴》，2014年第8期，該文注意到了余華這三篇傳統(tǒng)文體寫作與“通俗文學(xué)”之間的隱秘關(guān)系

每個(gè)有效勞動(dòng)力的穩(wěn)態(tài)消費(fèi)水平c*等于穩(wěn)態(tài)收入f（k*）減去穩(wěn)態(tài)投資（n+g+δ）k*。

如果技術(shù)進(jìn)步不高，或者說(shuō)技術(shù)進(jìn)步率g很低接近于零，這時(shí)穩(wěn)態(tài)消費(fèi)可寫成：

增加的邊際資本恰好生產(chǎn)出能彌補(bǔ)增加的必要投資所需要的額外產(chǎn)出時(shí)，每個(gè)有效勞動(dòng)力的穩(wěn)態(tài)消費(fèi)水平達(dá)到最大化，也就是說(shuō)，當(dāng)式（6）得到滿足時(shí)穩(wěn)態(tài)消費(fèi)最大。

為了判斷中國(guó)經(jīng)濟(jì)是高于、低于或恰好等于黃金律的穩(wěn)態(tài)水平，我們需要對(duì)比資本的邊際產(chǎn)出MPK和總產(chǎn)出增長(zhǎng)率n+g+δ。如式（6）所示，在黃金律穩(wěn)態(tài)水平上，MPK=n+g+δ。如果經(jīng)濟(jì)體在比黃金律穩(wěn)態(tài)水平低的資本水平上運(yùn)行，那么遞減的資本邊際產(chǎn)量告訴我們MPK＞n+g+δ。在這種情況下，提高投資率將促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)，最終將帶來(lái)更高的穩(wěn)態(tài)消費(fèi)水平。然而，如果經(jīng)濟(jì)在過(guò)多的物質(zhì)資本水平上運(yùn)營(yíng)，那么MPK〈n+g+δ，在這種情況下應(yīng)該降低投資率，擴(kuò)大消費(fèi)水平。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文回歸檢驗(yàn)數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》（2010.1），《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 2011》（2011.9），國(guó)際貨幣基金組織的世界經(jīng)濟(jì)展望數(shù)據(jù)庫(kù)（WEO，2012.4），以及美國(guó)賓夕法尼亞大學(xué)世界表PWT7.1數(shù)據(jù)庫(kù)（2012.7）。

1.名義GDP、總固定資本形成、城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民年人均消費(fèi)支出等名義值，全部根據(jù)GDP縮減指數(shù)（1990=100）調(diào)整為實(shí)際值。

2.1952—1980年GDP縮減指數(shù)是將《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》中的人均GDP現(xiàn)值，除以PWT7.1“China Version 1”中的實(shí)際人均 GDP（rgdpl）得到；1980—2010年GDP縮減指數(shù)來(lái)源于世界經(jīng)濟(jì)展望數(shù)據(jù)庫(kù)。然后將兩組GDP縮減指數(shù)統(tǒng)一調(diào)整為1990年為基年的GDP縮減指數(shù)。需要說(shuō)明的是，本文沒有采用中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，而采用IMF的GDP縮減指數(shù)，將城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民年人均消費(fèi)支出調(diào)整為實(shí)際值，是為了保持回歸檢驗(yàn)分析中的各項(xiàng)數(shù)據(jù)的一致性。同時(shí)，我們知道，GDP縮減指數(shù)比居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)反映的物價(jià)變動(dòng)更加全面客觀。

3.根據(jù)凱恩斯的儲(chǔ)蓄等于投資理論（S=I），儲(chǔ)蓄率用實(shí)際投資率來(lái)表示。實(shí)際投資率等于實(shí)際固定資本形成總額對(duì)實(shí)際GDP的比例。

4.物質(zhì)資本存量的計(jì)算基于Young的分析思路，把存貨從物質(zhì)資本存量中進(jìn)行了剔除，只關(guān)注固定資本形成。［7］［8］本文首先將固定資本形成根據(jù)GDP縮減指數(shù)（1990=100）調(diào)整為實(shí)際固定資本形成，并假設(shè)中國(guó)的折舊率為0.05［9］［10］，這與折舊率為0.04［11］以及0.06［8］略有區(qū)別。再用1952年實(shí)際固定資產(chǎn)投資除以0.1來(lái)確定1952年初始的物質(zhì)資本存量。［8］利用永續(xù)盤存法和一個(gè)5%的固定資產(chǎn)折舊率就可以推算出1952年以后各年的物質(zhì)資本存量K（t）。

四、回歸檢驗(yàn)結(jié)果

本文基于F檢驗(yàn)法，通過(guò)無(wú)約束回歸方程（1）和受約束回歸方程（2）來(lái)分析1978—2010年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。對(duì)無(wú)約束和受約束回歸方程進(jìn)行F檢驗(yàn)的F值為1.3624，不僅小于在1%、5%、10%顯著性水平的F臨界值，而且小于在25%顯著性水平的F-分布的臨界值F（1，30）=1.38，這一結(jié)論表明改革開放后的中國(guó)經(jīng)濟(jì)具有規(guī)模報(bào)酬不變的特征，因此采用受約束回歸方程。

在對(duì)受約束回歸方程（2）進(jìn)行最小二乘估計(jì)（OLS）前先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明：Lny、Lnk這兩個(gè)變量分別經(jīng)過(guò) 2階差分后趨于平穩(wěn)方程的殘差序列?t的平穩(wěn)性為I（0），表明回歸方程是一個(gè)協(xié)整回歸，變量之間存在一種均衡關(guān)系。

回歸模型的最小二乘估計(jì)結(jié)果見表1。初始模型的DW檢驗(yàn)值為0.9842，表明回歸估計(jì)存在顯著的正自相關(guān)?；跉埐畹南嚓P(guān)圖，自相關(guān)AC按幾何規(guī)律下降，偏相關(guān)PACF在滯后一階之后忽然截?cái)?。因此?duì)初始模型進(jìn)行一階自回歸AR（1），得到殘差的DW統(tǒng)計(jì)值為1.9585，表明修正后的模型不存在正自相關(guān)關(guān)系。

表1 受約束回歸方程（2）的估計(jì)結(jié)果（1978—2010）

本文關(guān)注模型回歸檢驗(yàn)結(jié)果中的兩個(gè)參數(shù)：一是長(zhǎng)期人均物質(zhì)資本存量對(duì)實(shí)際人均產(chǎn)出的彈性α=0.9844，二是反映技術(shù)進(jìn)步的參數(shù)LnA=-0.8146，即A=0.4428?；貧w估計(jì)參數(shù)α表明物質(zhì)資本對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)很大，而估計(jì)的A值表明技術(shù)進(jìn)步對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)很小 （考慮到LnA為負(fù)值，本文假定技術(shù)進(jìn)步率g=0）。技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率很小的回歸結(jié)果與王小魯［9］、陳長(zhǎng)江和高波［12］的研究結(jié)果比較吻合。

已知參數(shù)α和A，接下來(lái)就可以對(duì)穩(wěn)態(tài)水平的各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)式（4）可計(jì)算出穩(wěn)態(tài)人均資本k*，根據(jù)式（5）可計(jì)算出每個(gè)勞動(dòng)力的黃金律消費(fèi)水平c*。為了計(jì)算按人口平均的穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)額，本文假設(shè)勞動(dòng)力人均的穩(wěn)態(tài)消費(fèi)與產(chǎn)出的比例（c*/y*），等于按人口平均的穩(wěn)態(tài)消費(fèi)與產(chǎn)出之間的比例，以此為基礎(chǔ)估計(jì)出按年底總?cè)丝谄骄狞S金律消費(fèi)水平，估計(jì)結(jié)果見表2。

1.中國(guó)1978年以來(lái)實(shí)際固定資產(chǎn)投資占實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比例，即實(shí)際投資率，呈現(xiàn)出波浪式上升的趨勢(shì)。實(shí)際投資率從 1978年的29.46%、2000年的 34.11%上升到 2010年的45.45%。1989—1991年為投資的低谷，1990年實(shí)際投資率為25.86%。這與1990年前后我國(guó)大量國(guó)有企業(yè)因?yàn)樾б娴拖露P(guān)停破產(chǎn)、轉(zhuǎn)變生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)機(jī)制有關(guān)。2009年和2010年的高投資率，顯然與2008年推出的4萬(wàn)億投資規(guī)模有關(guān)（見表2第2列）。

2.資本邊際報(bào)酬（MPK）一直高于必要投資的增長(zhǎng)率（n+g+δ）。這表明我國(guó)整體物質(zhì)資本存量低于黃金律的穩(wěn)態(tài)資本水平。如果中國(guó)繼續(xù)增加投資，它將帶來(lái)更大的產(chǎn)出，并且最終達(dá)到具有更高消費(fèi)水平的穩(wěn)態(tài)。從這個(gè)角度看，改革開放以來(lái)的投資是動(dòng)態(tài)有效的。根據(jù)MPK>（n+g+δ），物質(zhì)資本投資還沒有達(dá)到穩(wěn)態(tài)水平的最優(yōu)投資率，投資率還可以增加，中國(guó)近期還可以通過(guò)增加投資來(lái)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但值得注意的是，資本的邊際產(chǎn)量（MPK）與總產(chǎn)出增長(zhǎng)率（n+g+δ）之間的差距已經(jīng)越來(lái)越小，這意味著中國(guó)正在逼近穩(wěn)態(tài)的人均資本。從長(zhǎng)期看，通過(guò)增加物質(zhì)資本投資來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式已經(jīng)不能持續(xù)，應(yīng)該向擴(kuò)大居民消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變了（見表2第3列）。

表2 1978—2010年投資、消費(fèi)的黃金律指標(biāo)

3.1978—2010年黃金律穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)額（c*）呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢(shì)。從1978年的707.98元、1990年的1210.50元、2000年的2616.47元，上升到2010年的5587.19元。1982年穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)額最低，為622.37元，2010年穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)額最高 （見表2第4列）。值得注意的是，2008—2010年的穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)額均超過(guò)5000元。

4.最優(yōu)消費(fèi)比例（c*/y*），即經(jīng)濟(jì)處于穩(wěn)態(tài)時(shí)人均消費(fèi)占人均GDP比例的波動(dòng)軌跡，與實(shí)際投資率的波動(dòng)軌跡恰好相反。這與模型（5）所表達(dá)的穩(wěn)態(tài)消費(fèi)水平等于穩(wěn)態(tài)收入減去穩(wěn)態(tài)投資的理論分析有關(guān)。最優(yōu)消費(fèi)比例呈現(xiàn)波浪式下降的趨勢(shì)。從1978年的70.54%、1990年的74.14%（最高點(diǎn)）、2000年的 65.89%， 下降到 2010年的54.55%。2009年最優(yōu)消費(fèi)比例最低，只有54.04%（見表 2第 5列）。1978—1989年、1990—1999年、2000—2010年最優(yōu)消費(fèi)比例的平均值分別為70.82%、67.22%、60.27%。這表明，我國(guó)最優(yōu)消費(fèi)比例呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢(shì)。這一下降趨勢(shì)，符合隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展消費(fèi)份額呈下降趨勢(shì)的規(guī)律。（2）

5.城鎮(zhèn)居民實(shí)際年人均消費(fèi)支出與黃金律消費(fèi)水平的比例呈現(xiàn)出波浪式下降的趨勢(shì)。從1978年的1.165、1990年的1.056、2000年的0.969，下降到 2010年的 0.825。1978—1989年、1990—1999年、2000—2010年城鎮(zhèn)居民實(shí)際年人均消費(fèi)支出，分別達(dá)到黃金律消費(fèi)水平的118.02%、104.52%、91.73%。這表明城鎮(zhèn)居民實(shí)際年人均消費(fèi)支出整體上是充足的。1997年是一個(gè)明顯的拐點(diǎn)，1978—1996年城鎮(zhèn)居民實(shí)際年人均消費(fèi)支出高于黃金律消費(fèi)水平，1997—2010年城鎮(zhèn)居民實(shí)際年人均消費(fèi)支出低于黃金律消費(fèi)水平。2005年以后下降更加明顯（見表2第6列）。城鎮(zhèn)居民實(shí)際年人均消費(fèi)支出占黃金律消費(fèi)水平比例的下降，與1997年以來(lái)中國(guó)實(shí)行的實(shí)物分房向貨幣化分房的住房制度改革有一定關(guān)系，同時(shí)，與1997年以來(lái)出現(xiàn)的國(guó)內(nèi)有效需求不足這一宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象相吻合。

6.農(nóng)村居民實(shí)際年人均消費(fèi)支出與黃金律消費(fèi)水平的比例，同樣呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)。從1978年的0.434、1990年的0.483、2000年的0.324，下降到2010年的0.268。1983年農(nóng)村居民的實(shí)際年人均消費(fèi)支出達(dá)到了黃金律消費(fèi)水平的60.3%，而2010年農(nóng)村居民實(shí)際年人均消費(fèi)支出只相當(dāng)于黃金律消費(fèi)水平的26.8%（見表2第7列）。1978—1989年、1990—1999年、2000—2010年農(nóng)村居民實(shí)際年人均消費(fèi)支出分別只相當(dāng)于黃金律消費(fèi)水平的52.16%、40.42%、29.26%。這表明改革開放以來(lái)農(nóng)村居民的實(shí)際年人均消費(fèi)支出始終低于黃金律的消費(fèi)水平，而且呈現(xiàn)加速下降的趨勢(shì)。特別是1983年以后，農(nóng)村居民的實(shí)際年人均消費(fèi)支出越來(lái)越低于黃金律消費(fèi)水平。這暗示，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的福利并沒有滴注到農(nóng)村。事實(shí)上，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略是以促進(jìn)大中城市和沿海地區(qū)的發(fā)展為導(dǎo)向的，廣大農(nóng)村地區(qū)只是近年來(lái)才開始有所發(fā)展。農(nóng)村居民的年人均純收入，低于城市居民的年人均可支配收入；農(nóng)村居民的年人均收入增長(zhǎng)率，始終落后于中國(guó)GDP的增長(zhǎng)率。由此可見，我國(guó)居民消費(fèi)不足主要是農(nóng)村居民的消費(fèi)不足，而促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)的關(guān)鍵是要提高他們的人均收入。

農(nóng)民的收入能夠提高嗎？換言之，要使農(nóng)村居民的年人均純收入，追趕上城鎮(zhèn)居民的年人均可支配收入，農(nóng)民的收入要以多快的速度增長(zhǎng)？根據(jù)復(fù)合計(jì)算公式（3），在給定城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入增長(zhǎng)率、農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民年人均純收入的情況下，農(nóng)村居民年人均純收入到2030年追趕上城鎮(zhèn)居民的年人均可支配收入，必須保持13.74%的速度增長(zhǎng)。事實(shí)上，1979—1989年、1990—1999年、2000—2010年農(nóng)村居民年人均純收入增長(zhǎng)率分別為6.52%、6.17%、5.36%。很顯然，要想讓農(nóng)村居民年人均純收入增長(zhǎng)率翻一番是不可能實(shí)現(xiàn)的任務(wù)。這一結(jié)論意味著城鄉(xiāng)居民的年人均純收入差距在未來(lái)20年仍將繼續(xù)擴(kuò)大。農(nóng)村居民的年人均純收入追趕上城鎮(zhèn)居民的年人均可支配收入只能是一個(gè)良好的愿望。

我們知道，由于產(chǎn)業(yè)分工的原因，農(nóng)業(yè)收入始終低于非農(nóng)業(yè)收入，農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)率滯后于非農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)率。因此，要想提高農(nóng)村居民的人均收入，必須把大量從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到城市從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和服務(wù)，這就需要鼓勵(lì)農(nóng)村人口向城市的遷移。目前急需解決的難點(diǎn)是，要讓農(nóng)村人口向城市的暫時(shí)流動(dòng)變成永久定居在城市工作和生活，這就需要改革農(nóng)村進(jìn)城人口的社會(huì)保障，特別是要完善醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)和子女上學(xué)受教育的機(jī)會(huì)。

五、結(jié) 論

通過(guò)城鎮(zhèn)和農(nóng)村實(shí)際年人均消費(fèi)支出與黃金律消費(fèi)水平的比較發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)居民的實(shí)際年人均消費(fèi)支出，整體上達(dá)到了黃金律消費(fèi)水平，1997年以后逐漸低于黃金律消費(fèi)水平；農(nóng)村居民的實(shí)際年人均消費(fèi)支出始終沒有達(dá)到黃金律消費(fèi)水平，表明農(nóng)村居民的消費(fèi)支出一直是不足的。

基于農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)滯后于非農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)，農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向低于城市居民邊際消費(fèi)傾向的事實(shí)。解決我國(guó)居民消費(fèi)不足的舉措之一，是要加快農(nóng)村人口向城市的遷移，加快農(nóng)村勞動(dòng)力的職業(yè)轉(zhuǎn)換，鼓勵(lì)農(nóng)村勞動(dòng)力到城市從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和服務(wù)。為此，政府需要對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)行有針對(duì)性的職業(yè)培訓(xùn)，盡快將義務(wù)教育覆蓋到高中階段，這將有利于加快農(nóng)村人口向城市的流動(dòng)，通過(guò)優(yōu)惠的稅收政策鼓勵(lì)農(nóng)村勞動(dòng)力到城市地區(qū)就業(yè)。

基于2001—2009年我國(guó)中西部地區(qū)城市化率分別只有42.72%和37.31%的事實(shí)。在今后相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期，我國(guó)面臨著城市化的任務(wù)。就政策層面而言，通過(guò)消除阻礙城市化進(jìn)程的戶籍制度、健全完善農(nóng)村向城市流動(dòng)人口的養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等社會(huì)保障制度（如加快養(yǎng)老、醫(yī)療保險(xiǎn)的全國(guó)統(tǒng)籌和全國(guó)流動(dòng)，提高個(gè)人領(lǐng)得的養(yǎng)老保險(xiǎn)金額，提高醫(yī)療報(bào)銷比例等），不僅有利于促進(jìn)農(nóng)村人口向城市遷移，有利于農(nóng)村勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)移，而且能夠促進(jìn)居民消費(fèi)支出的較快增長(zhǎng)。

注釋：

（1）數(shù)據(jù)根據(jù)2012年7月26日更新的PWT7.1數(shù)據(jù)庫(kù)，按國(guó)家和地區(qū)收入分組計(jì)算得到 （http：//pwt. econ.upenn.edu/php_site/pwt_index.php）。

（2）采用PWT7.1中1980—2009年158個(gè)國(guó)家實(shí)際人均GDP的消費(fèi)份額kc與實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)值Ln（rgdpl）進(jìn)行面板回歸?；貧w估計(jì)結(jié)果為kc= 122.3104-6.2499Ln（rgdpl）。表明實(shí)際人均GDP的消費(fèi)份額與實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)值之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。t統(tǒng)計(jì)值在1%的條件下顯著。

［1］劉東皇，沈坤榮.收入分配、居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2010，（1）：31－35.

［2］孫烽，壽偉光.最優(yōu)消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與經(jīng)常賬戶動(dòng)態(tài)——從跨期角度對(duì)中國(guó)開放經(jīng)濟(jì)的思考［J］.財(cái)經(jīng)研究，2001，（5）：3-10.

［3］顧六寶，肖紅葉.基于消費(fèi)者跨期選擇的中國(guó)最優(yōu)消費(fèi)路徑分析［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2005，（11）：39-42.

［4］田衛(wèi)民.基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中國(guó)最優(yōu)消費(fèi)規(guī)模；1978-2006［J］.財(cái)貿(mào)研究，2008，（6）：1-7.

［5］吳忠群，張群群.中國(guó)的最優(yōu)消費(fèi)率及其政策含義［J］.財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2011，（3）：9-13.

［6］綦校海，馬念.我國(guó)東部發(fā)達(dá)地區(qū)全要素生產(chǎn)率探析——基于北京、上海1978—2008年的數(shù)據(jù)［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2010，（8）：51－55.

［7］Young， Alwyn.The Tyranny of Numbers；Confronting the Statistical Realities of the East Asian Growth Experience［J］.Quarterly Journal of Economics，1995，110（3）：641-680.

［8］Young，Alwyn.Gold into Base Metals；Productivity Growth in the People’s Republic of China during the Reform Period［J］.NBRE working paper 7856，2000.

［9］王小魯.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性與制度變革［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2000，（7）：3-15.

［10］白重恩，錢震杰.國(guó)民收入的要素分配：統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)背后的故事［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，（3）：27-41.

［11］Chow，Gregory C.，Kui-Wai Li.China’s Economic Growth：1952—2010［M］.The University of Chicago Press，2002：247-256.

［12］陳長(zhǎng)江，高波.新興發(fā)展中國(guó)家中TFP指標(biāo)的適用性分析——基于模型的證明［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2010，（2）：3-13.

（責(zé)任編輯 吳曉妹）

F126.1

A

1001-862X（2012）06－0051－006

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究一般項(xiàng)目（09YJA790155）；教育部基地武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心自設(shè)項(xiàng)目“中國(guó)房地產(chǎn)與汽車產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢(shì)及其對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響研究”；國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目（71271158）

陳忠斌（1968—），男，湖北咸寧人，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，博士，主要研究方向：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)和人力資源；蔡?hào)|漢（1962—），男，湖北武漢人，武漢大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院教授，博士，主要研究方向：數(shù)理經(jīng)濟(jì)。