居民消費不足的實證分析:基于黃金律消費角度*

陳忠斌 蔡東漢

居民消費不足的實證分析:基于黃金律消費角度*

陳忠斌 蔡東漢

（武漢大學，武漢 430072）

文章利用1978—2010年數據，基于Solow生產函數模型進行回歸，求出經濟達到穩(wěn)態(tài)時的黃金律人均消費水平。然后將城市和農村居民實際年人均消費支出與黃金律人均消費水平進行比較發(fā)現，城市居民年人均消費支出基本達到了黃金律消費水平，農村居民年人均消費支出始終低于黃金律消費水平。文章認為，農村居民消費支出不足是我國居民總消費不足的主要原因，考慮到城鄉(xiāng)收入增長和消費支出的差異，主張加快農村向城市的人口遷移，農村勞動力從農業(yè)向非農業(yè)的職業(yè)轉換。

索洛模型；黃金律消費；消費支出；鄉(xiāng)村人口遷移

一、引 言

1998年前后，我國宏觀經濟運行首次遭遇通貨緊縮和內需不足，學術界開始將目光更多地轉向了對居民消費不足的研究。居民消費不足的主要依據，一是中國實際人均GDP中的消費份額在持續(xù)下降。按2005年不變價計算，實際人均GDP的消費份額，從1952年的63.15%、1980年的43.17%，下降到2010年的35.26%。［1］二是中國人均GDP的消費份額明顯低于同等收入國家組的消費水平。2000—2010年中國實際人均GDP的消費份額平均值為47.73%，不僅低于52個中低收入國家實際人均GDP的消費份額的平均值73.88%，而且低于27個高收入OECD國家和23個其他高收入國家的平均值64.04%和48.7%（1）。

居民消費不足已經成為不爭的事實，但居民消費多少才算充足呢？孫烽和壽偉光采取數值模擬的方法對最優(yōu)消費路徑的變化進行了估算。大體說來，最優(yōu)人均消費水平約為60%～80%，最優(yōu)人均消費增長率約為17%～25%。［2］顧六寶和肖紅葉對1992—2003年的人均消費額和人均消費增長率進行了數值模擬，結果表明，實際人均消費額居于模擬值與最優(yōu)值之間，當θ=4.3、θ=2時模擬的人均最優(yōu)消費增長率分別為 4.55%和9.49%，實際人均消費增長率位于4.55%和9.49%之間。［3］田衛(wèi)民利用1978—2006年的數據，從經濟增長角度估算中國最優(yōu)消費規(guī)模為66.46%。［4］吳忠群和張群群基于黃金律法則得出中國的最優(yōu)消費率為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的效用函數，對最優(yōu)消費額和最優(yōu)消費增長率進行數值模擬。田衛(wèi)民把消費引入柯布－道格拉斯生產函數，該回歸模型本身存在不妥。因為消費本身不會直接進入生產過程，它只是生產的結果，屬于總需求?；谶@樣一個模型得出的最優(yōu)消費規(guī)模66.46%無法令人信服。吳忠群和張群群基于柯布－道格拉斯生產函數，將資本存量和新增投資同時作為自變量和勞動力一起對產出進行回歸，這個回歸模型也是不妥的。因為資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，將高度相關的兩個自變量對同一產出進行回歸，這樣的回歸模型存在明顯的內生性，其估計結果令人質疑。此外，這四篇文章都沒有考慮到中國城市和農村居民消費水平的差異，沒有對城鄉(xiāng)居民實際消費支出與最優(yōu)消費水平進行比較。

本文針對上述研究存在的不足，基于我國城鄉(xiāng)二元經濟結構的特點，以索洛（Solow）模型［6］為基礎，首先估算出我國宏觀經濟的黃金律消費水平。再將城市和農村居民的實際年人均消費支出，與黃金律消費水平進行比較，估算出城市和農村居民年人均消費支出與黃金律消費水平的差距，并以此為基礎提出合理的應對措施和建議。

二、黃金律消費模型

索洛模型把儲蓄、人口增長以及技術進步視為外生變量。只有資本和勞動力兩種投入要素，每種生產要素的報酬都等于其邊際產品。1978—2010年期間中國經濟體的柯布-道格拉斯生產函數方程為：

其中，Y表示產出，K表示物質資本存量，L為勞動力，A為技術水平，它主要反映技術進步。在規(guī)模報酬不變的假定條件下，α+β=1，式（1）可以寫成：

其中，k（t）=K/L為一個有效單位勞動力的資本存量，y（t）=Y/L為一個有效單位勞動力的產出，指數α越大，意味著人均物質資本對人均產出的貢獻越大；技術水平A越高，意味著同樣的人均物質資本投入對人均產出的貢獻越大。

考慮到技術進步這個外生變量，資本存量的變動△k等于儲蓄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部分：為了使k保持不變，δk用來替代折舊了的資本，nk為每個新勞動力提供資本，gk為技術進步產生的有效率的勞動力提供資本。其中，s為儲蓄率，n為勞動力增長率，g為技術進步率，δ為折舊率。需要說明的是，一些文獻把勞動力增長率等同于人口增長率，但實際上勞動力增長率要比人口自然增長率滯后至少20年。人均資本k的均衡解式為：

可見，穩(wěn)態(tài)的人均物質資本存量k與儲蓄率s正相關，與人口增長率n負相關。

一個社會所選擇的儲蓄率s越高，其所能達到的穩(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維持資本-勞動比，而不能用于現期消費。所以一個過高的儲蓄率一方面能夠帶來高收入，另一方面卻造成低消費。

[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”之間的隱秘關系

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

如果技術進步不高，或者說技術進步率g很低接近于零，這時穩(wěn)態(tài)消費可寫成：

增加的邊際資本恰好生產出能彌補增加的必要投資所需要的額外產出時，每個有效勞動力的穩(wěn)態(tài)消費水平達到最大化，也就是說，當式（6）得到滿足時穩(wěn)態(tài)消費最大。

為了判斷中國經濟是高于、低于或恰好等于黃金律的穩(wěn)態(tài)水平，我們需要對比資本的邊際產出MPK和總產出增長率n+g+δ。如式（6）所示，在黃金律穩(wěn)態(tài)水平上，MPK=n+g+δ。如果經濟體在比黃金律穩(wěn)態(tài)水平低的資本水平上運行，那么遞減的資本邊際產量告訴我們MPK＞n+g+δ。在這種情況下，提高投資率將促進產出增長，最終將帶來更高的穩(wěn)態(tài)消費水平。然而，如果經濟在過多的物質資本水平上運營，那么MPK〈n+g+δ，在這種情況下應該降低投資率，擴大消費水平。

三、數據來源及數據說明

本文回歸檢驗數據來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》（2010.1），《中國統(tǒng)計年鑒 2011》（2011.9），國際貨幣基金組織的世界經濟展望數據庫（WEO，2012.4），以及美國賓夕法尼亞大學世界表PWT7.1數據庫（2012.7）。

1.名義GDP、總固定資本形成、城鎮(zhèn)和農村居民年人均消費支出等名義值，全部根據GDP縮減指數（1990=100）調整為實際值。

2.1952—1980年GDP縮減指數是將《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》中的人均GDP現值，除以PWT7.1“China Version 1”中的實際人均 GDP（rgdpl）得到；1980—2010年GDP縮減指數來源于世界經濟展望數據庫。然后將兩組GDP縮減指數統(tǒng)一調整為1990年為基年的GDP縮減指數。需要說明的是，本文沒有采用中國國家統(tǒng)計局公布的城鎮(zhèn)居民消費價格指數和農村居民消費價格指數，而采用IMF的GDP縮減指數，將城鎮(zhèn)和農村居民年人均消費支出調整為實際值，是為了保持回歸檢驗分析中的各項數據的一致性。同時，我們知道，GDP縮減指數比居民消費價格指數反映的物價變動更加全面客觀。

3.根據凱恩斯的儲蓄等于投資理論（S=I），儲蓄率用實際投資率來表示。實際投資率等于實際固定資本形成總額對實際GDP的比例。

4.物質資本存量的計算基于Young的分析思路，把存貨從物質資本存量中進行了剔除，只關注固定資本形成。［7］［8］本文首先將固定資本形成根據GDP縮減指數（1990=100）調整為實際固定資本形成，并假設中國的折舊率為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年實際固定資產投資除以0.1來確定1952年初始的物質資本存量。［8］利用永續(xù)盤存法和一個5%的固定資產折舊率就可以推算出1952年以后各年的物質資本存量K（t）。

四、回歸檢驗結果

本文基于F檢驗法，通過無約束回歸方程（1）和受約束回歸方程（2）來分析1978—2010年的經濟增長。對無約束和受約束回歸方程進行F檢驗的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，這一結論表明改革開放后的中國經濟具有規(guī)模報酬不變的特征，因此采用受約束回歸方程。

在對受約束回歸方程（2）進行最小二乘估計（OLS）前先進行單位根檢驗。ADF單位根檢驗的結果表明：Lny、Lnk這兩個變量分別經過 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協(xié)整回歸，變量之間存在一種均衡關系。

回歸模型的最小二乘估計結果見表1。初始模型的DW檢驗值為0.9842，表明回歸估計存在顯著的正自相關。基于殘差的相關圖，自相關AC按幾何規(guī)律下降，偏相關PACF在滯后一階之后忽然截斷。因此對初始模型進行一階自回歸AR（1），得到殘差的DW統(tǒng)計值為1.9585，表明修正后的模型不存在正自相關關系。

表1 受約束回歸方程（2）的估計結果（1978—2010）

本文關注模型回歸檢驗結果中的兩個參數：一是長期人均物質資本存量對實際人均產出的彈性α=0.9844，二是反映技術進步的參數LnA=-0.8146，即A=0.4428。回歸估計參數α表明物質資本對產出的貢獻很大，而估計的A值表明技術進步對產出的貢獻很小 （考慮到LnA為負值，本文假定技術進步率g=0）。技術進步貢獻率很小的回歸結果與王小魯［9］、陳長江和高波［12］的研究結果比較吻合。

已知參數α和A，接下來就可以對穩(wěn)態(tài)水平的各項指標進行估計。根據式（4）可計算出穩(wěn)態(tài)人均資本k*，根據式（5）可計算出每個勞動力的黃金律消費水平c*。為了計算按人口平均的穩(wěn)態(tài)人均消費額，本文假設勞動力人均的穩(wěn)態(tài)消費與產出的比例（c*/y*），等于按人口平均的穩(wěn)態(tài)消費與產出之間的比例，以此為基礎估計出按年底總人口平均的黃金律消費水平，估計結果見表2。

1.中國1978年以來實際固定資產投資占實際國內生產總值的比例，即實際投資率，呈現出波浪式上升的趨勢。實際投資率從 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年實際投資率為25.86%。這與1990年前后我國大量國有企業(yè)因為效益低下而關停破產、轉變生產經營機制有關。2009年和2010年的高投資率，顯然與2008年推出的4萬億投資規(guī)模有關（見表2第2列）。

2.資本邊際報酬（MPK）一直高于必要投資的增長率（n+g+δ）。這表明我國整體物質資本存量低于黃金律的穩(wěn)態(tài)資本水平。如果中國繼續(xù)增加投資，它將帶來更大的產出，并且最終達到具有更高消費水平的穩(wěn)態(tài)。從這個角度看，改革開放以來的投資是動態(tài)有效的。根據MPK>（n+g+δ），物質資本投資還沒有達到穩(wěn)態(tài)水平的最優(yōu)投資率，投資率還可以增加，中國近期還可以通過增加投資來拉動經濟增長。但值得注意的是，資本的邊際產量（MPK）與總產出增長率（n+g+δ）之間的差距已經越來越小，這意味著中國正在逼近穩(wěn)態(tài)的人均資本。從長期看，通過增加物質資本投資來促進經濟增長的方式已經不能持續(xù)，應該向擴大居民消費的經濟增長方式轉變了（見表2第3列）。

表2 1978—2010年投資、消費的黃金律指標

3.1978—2010年黃金律穩(wěn)態(tài)人均消費額（c*）呈現穩(wěn)步上升趨勢。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)人均消費額最低，為622.37元，2010年穩(wěn)態(tài)人均消費額最高 （見表2第4列）。值得注意的是，2008—2010年的穩(wěn)態(tài)人均消費額均超過5000元。

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

5.城鎮(zhèn)居民實際年人均消費支出與黃金律消費水平的比例呈現出波浪式下降的趨勢。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)居民實際年人均消費支出，分別達到黃金律消費水平的118.02%、104.52%、91.73%。這表明城鎮(zhèn)居民實際年人均消費支出整體上是充足的。1997年是一個明顯的拐點，1978—1996年城鎮(zhèn)居民實際年人均消費支出高于黃金律消費水平，1997—2010年城鎮(zhèn)居民實際年人均消費支出低于黃金律消費水平。2005年以后下降更加明顯（見表2第6列）。城鎮(zhèn)居民實際年人均消費支出占黃金律消費水平比例的下降，與1997年以來中國實行的實物分房向貨幣化分房的住房制度改革有一定關系，同時，與1997年以來出現的國內有效需求不足這一宏觀經濟現象相吻合。

6.農村居民實際年人均消費支出與黃金律消費水平的比例，同樣呈現出下降的趨勢。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年農村居民的實際年人均消費支出達到了黃金律消費水平的60.3%，而2010年農村居民實際年人均消費支出只相當于黃金律消費水平的26.8%（見表2第7列）。1978—1989年、1990—1999年、2000—2010年農村居民實際年人均消費支出分別只相當于黃金律消費水平的52.16%、40.42%、29.26%。這表明改革開放以來農村居民的實際年人均消費支出始終低于黃金律的消費水平，而且呈現加速下降的趨勢。特別是1983年以后，農村居民的實際年人均消費支出越來越低于黃金律消費水平。這暗示，中國經濟增長的福利并沒有滴注到農村。事實上，中國的經濟發(fā)展戰(zhàn)略是以促進大中城市和沿海地區(qū)的發(fā)展為導向的，廣大農村地區(qū)只是近年來才開始有所發(fā)展。農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；農村居民的年人均收入增長率，始終落后于中國GDP的增長率。由此可見，我國居民消費不足主要是農村居民的消費不足，而促進農村居民消費支出增長的關鍵是要提高他們的人均收入。

農民的收入能夠提高嗎？換言之，要使農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，農民的收入要以多快的速度增長？根據復合計算公式（3），在給定城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入增長率、農村和城鎮(zhèn)居民年人均純收入的情況下，農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。事實上，1979—1989年、1990—1999年、2000—2010年農村居民年人均純收入增長率分別為6.52%、6.17%、5.36%。很顯然，要想讓農村居民年人均純收入增長率翻一番是不可能實現的任務。這一結論意味著城鄉(xiāng)居民的年人均純收入差距在未來20年仍將繼續(xù)擴大。農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良好的愿望。

我們知道，由于產業(yè)分工的原因，農業(yè)收入始終低于非農業(yè)收入，農業(yè)收入的增長率滯后于非農業(yè)收入的增長率。因此，要想提高農村居民的人均收入，必須把大量從事農業(yè)生產的勞動力轉移到城市從事非農業(yè)生產和服務，這就需要鼓勵農村人口向城市的遷移。目前急需解決的難點是，要讓農村人口向城市的暫時流動變成永久定居在城市工作和生活，這就需要改革農村進城人口的社會保障，特別是要完善醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和子女上學受教育的機會。

五、結 論

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

基于農業(yè)收入增長滯后于非農業(yè)收入增長，農村居民邊際消費傾向低于城市居民邊際消費傾向的事實。解決我國居民消費不足的舉措之一，是要加快農村人口向城市的遷移，加快農村勞動力的職業(yè)轉換，鼓勵農村勞動力到城市從事非農業(yè)生產和服務。為此，政府需要對農村勞動力進行有針對性的職業(yè)培訓，盡快將義務教育覆蓋到高中階段，這將有利于加快農村人口向城市的流動，通過優(yōu)惠的稅收政策鼓勵農村勞動力到城市地區(qū)就業(yè)。

基于2001—2009年我國中西部地區(qū)城市化率分別只有42.72%和37.31%的事實。在今后相當長的時期，我國面臨著城市化的任務。就政策層面而言，通過消除阻礙城市化進程的戶籍制度、健全完善農村向城市流動人口的養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等社會保障制度（如加快養(yǎng)老、醫(yī)療保險的全國統(tǒng)籌和全國流動，提高個人領得的養(yǎng)老保險金額，提高醫(yī)療報銷比例等），不僅有利于促進農村人口向城市遷移，有利于農村勞動力從農業(yè)向非農業(yè)的轉移，而且能夠促進居民消費支出的較快增長。

注釋：

（1）數據根據2012年7月26日更新的PWT7.1數據庫，按國家和地區(qū)收入分組計算得到 （http：//pwt. econ.upenn.edu/php_site/pwt_index.php）。

（2）采用PWT7.1中1980—2009年158個國家實際人均GDP的消費份額kc與實際人均GDP的對數值Ln（rgdpl）進行面板回歸?；貧w估計結果為kc= 122.3104-6.2499Ln（rgdpl）。表明實際人均GDP的消費份額與實際人均GDP的對數值之間存在顯著的負相關關系。t統(tǒng)計值在1%的條件下顯著。

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（責任編輯 吳曉妹）

F126.1

A

1001-862X（2012）06－0051－006

教育部人文社會科學研究一般項目（09YJA790155）；教育部基地武漢大學經濟發(fā)展研究中心自設項目“中國房地產與汽車產業(yè)發(fā)展趨勢及其對中國經濟發(fā)展的影響研究”；國家自然科學基金資助項目（71271158）

陳忠斌（1968—），男，湖北咸寧人，武漢大學經濟發(fā)展研究中心，武漢大學經濟與管理學院副教授，博士，主要研究方向：經濟增長、消費和人力資源；蔡東漢（1962—），男，湖北武漢人，武漢大學數學與統(tǒng)計學院教授，博士，主要研究方向：數理經濟。