消費(fèi)增長(zhǎng)能否提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量
——基于全要素生產(chǎn)率的分析

楚爾鳴，馬永軍

（湘潭大學(xué)商學(xué)院，湖南湘潭411105）

消費(fèi)增長(zhǎng)能否提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量
——基于全要素生產(chǎn)率的分析

楚爾鳴，馬永軍

（湘潭大學(xué)商學(xué)院，湖南湘潭411105）

需求因素可以通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制的作用提高各產(chǎn)業(yè)部門(mén)之間的技術(shù)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系和制度的波及效應(yīng)，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。對(duì)1980～2012年的中國(guó)TFP增長(zhǎng)率進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的作用高于投資增長(zhǎng)率和其它要素增長(zhǎng)率；居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的作用高于政府消費(fèi)增長(zhǎng)率；農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的作用具有趨同趨向。因此，政府應(yīng)出臺(tái)各種相關(guān)政策，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升，真正實(shí)現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。

消費(fèi)增長(zhǎng)率；全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量

一、引言

中國(guó)在改革開(kāi)放后持續(xù)了30多年的高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，不僅經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率一直保持較高水平，而且經(jīng)濟(jì)總量已成為僅次于美國(guó)的世界第二經(jīng)濟(jì)體，被國(guó)內(nèi)外一些學(xué)者稱(chēng)為“中國(guó)奇跡”。但是，在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的背后，也造成了較為嚴(yán)重的資源浪費(fèi)和環(huán)境污染。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2012年我國(guó)每萬(wàn)元GDP能耗是世界平均水平的2.5倍，在45種主要礦產(chǎn)資源中，可供開(kāi)采到2020年的僅有煤、稀土等14種。二氧化硫、二氧化碳年排放量居世界首位，全國(guó)75%的湖泊已出現(xiàn)不同程度的富營(yíng)養(yǎng)化，每年產(chǎn)生工業(yè)固體垃圾10億噸以上。這些數(shù)據(jù)充分說(shuō)明，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量雖得到快速增長(zhǎng)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量并不高。

從理論上說(shuō)，要提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量就必須提高全要素生產(chǎn)率（TFP），這要求：一方面必須找出中國(guó)經(jīng)濟(jì)30多年來(lái)高速增長(zhǎng)背后的動(dòng)力源泉，并充分發(fā)揮這種源泉的力量；另一方面必須了解這種動(dòng)力源泉在增長(zhǎng)過(guò)程中的對(duì)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)路徑，并充分利用這種路徑，來(lái)駕馭好中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期趨勢(shì)。從現(xiàn)有理論研究來(lái)看，目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者將中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的動(dòng)力源泉?dú)w因于供給和需求兩方面因素。

從供給方面來(lái)看，部分學(xué)者認(rèn)為，中國(guó)過(guò)去的高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是依靠要素投入來(lái)實(shí)現(xiàn)的，首先是依賴(lài)于資本要素的投入，并通過(guò)資源的消費(fèi)來(lái)維持經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，是一種典型的粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式（劉金全、于惠春，2002；吳敬鏈，2006）；［1］［2］其次是依賴(lài)勞動(dòng)要素的重新配置，認(rèn)為廉價(jià)勞動(dòng)力對(duì)高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮了顯著的作用（蔡昉，2004）；［3］再次是技術(shù)要素，認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中存在著明顯的體現(xiàn)在設(shè)備資本中的技術(shù)進(jìn)步，物質(zhì)資本積累與技術(shù)進(jìn)步的動(dòng)態(tài)融合是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)典型事實(shí)（趙志耘等，2007）；［4］最后是制度要素，包括產(chǎn)權(quán)制度（劉小玄，2003）［5］、市場(chǎng)制度（樊綱等，2003）［6］和區(qū)域經(jīng)濟(jì)制度（張軍，2007）［7］等，認(rèn)為這些因素都對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要影響。當(dāng)然，也有部分學(xué)者對(duì)此持有不同意見(jiàn)。他們認(rèn)為，中國(guó)過(guò)去的高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是依靠投資規(guī)模的擴(kuò)大和大量的廉價(jià)勞動(dòng)力供應(yīng)來(lái)實(shí)現(xiàn)，真正全要素生產(chǎn)率的提高并不顯著（趙志耘、楊朝峰，2010）。［8］

從需求方面來(lái)看，部分學(xué)者認(rèn)為，作為社會(huì)總需求的投資、消費(fèi)和出口之所以被認(rèn)為是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車(chē)”，是因?yàn)樗鼈兺ㄟ^(guò)市場(chǎng)需求引發(fā)各產(chǎn)業(yè)部門(mén)間的資源重新配置，并產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系和制度波及效應(yīng)，進(jìn)而直接影響整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度和質(zhì)量。沈利生（2009）測(cè)算了投資、消費(fèi)和出口對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用，并認(rèn)為2002年以來(lái)消費(fèi)的拉動(dòng)作用在不斷下降，出口的拉動(dòng)作用在不斷上升，因此必須擴(kuò)大消費(fèi)的拉動(dòng)作用，使經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式向消費(fèi)、投資、出口協(xié)調(diào)拉動(dòng)轉(zhuǎn)變。［9］另有學(xué)者測(cè)算了出口對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率（劉遵義等，2007），并大都認(rèn)為自加入WTO以來(lái)，出口對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)不可忽視。［10］

從上述的文獻(xiàn)分析來(lái)看，中國(guó)要維持長(zhǎng)期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，既要有來(lái)自供給方的動(dòng)力源泉，也要有來(lái)自需求方的拉動(dòng)力量，二者不可偏廢。但遺憾的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要以中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各種影響因素為研究對(duì)象，并沒(méi)有從供給方與需求方的內(nèi)在聯(lián)系與市場(chǎng)機(jī)制的作用等方面，來(lái)深入研究中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度與質(zhì)量。那么，市場(chǎng)機(jī)制的內(nèi)在力量是否真實(shí)地對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生傳導(dǎo)影響呢？需求沖擊是否可以真正通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升呢？這便是本文要討論的核心問(wèn)題。而且，一方面，中國(guó)過(guò)去的投資和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)雖然明顯，但這種驅(qū)動(dòng)效應(yīng)是動(dòng)態(tài)變化的，最終需求的消費(fèi)驅(qū)動(dòng)效應(yīng)才是中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)持久的動(dòng)力源泉；另一方面，從長(zhǎng)期來(lái)看，中國(guó)并不缺乏消費(fèi)的市場(chǎng)需求力量，比如城鎮(zhèn)化所帶來(lái)的消費(fèi)需求就是無(wú)可估量的（陳斌開(kāi)，林毅夫，2010；萬(wàn)廣華，2011）。［11］［12］因此，本文主要討論消費(fèi)需求的變化能否通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制帶來(lái)全要素生產(chǎn)率的提升，從而帶來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提高和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。

二、中國(guó)消費(fèi)特征事實(shí)的描述

消費(fèi)在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中所起的作用確實(shí)具有不同于其他國(guó)家的特征，這可以從下面四個(gè)方面進(jìn)行觀察。

1.消費(fèi)與投資的比例

表1 各收入水平國(guó)家消費(fèi)率和投資率的比較

從表1的各國(guó)消費(fèi)率和投資率對(duì)比可以看出，無(wú)論是與全球平均水平相比，還是與不同收入的國(guó)家比較，我國(guó)的投資率明顯偏高，消費(fèi)率明顯偏低。中國(guó)在1980～2012年的平均消費(fèi)率為0.59，低于全球平均消費(fèi)率（0.772），也低于低收入國(guó)家平均消費(fèi)率（0.902）和中等收入國(guó)家平均消費(fèi)率（0.732）和高收入國(guó)家平均消費(fèi)率（0.784）。但中國(guó)在1980～2012年的平均投資率為0.389，不僅高于全球平均投資率（0.226），而且高于低收入國(guó)家平均投資率（0.21）和中等收入國(guó)家平均投資率（0.27）以及高收入國(guó)家平均投資率（0.215）。

2.消費(fèi)與投資的效率

在消費(fèi)與投資的比例失調(diào)時(shí)，進(jìn)一步的分析就需要了解這種比例是否導(dǎo)致了投資效率的降低。而衡量投資效率的方法一般有兩種，即考察投資效果系數(shù)和資本生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率。其中，資本生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率由于可以直接判斷投資與消費(fèi)是否協(xié)調(diào)而被廣泛采用。［13］

本文將資本生產(chǎn)率定義為：P＝Q／K，其中，Q為產(chǎn)出，K表示資本存量。該式變換得到Q＝PK，再進(jìn)行全微分并寫(xiě)成差分形式得：

式中的第一部分即為資本生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率。當(dāng)資本生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率為正值時(shí)，投資與消費(fèi)關(guān)系趨于協(xié)調(diào)，正值越大，兩者協(xié)調(diào)程度越高；當(dāng)資本生產(chǎn)率增長(zhǎng)率為負(fù)值時(shí)，表明投資過(guò)度，消費(fèi)不足，負(fù)值越大，兩者協(xié)調(diào)程度越低。

我國(guó)1980～2012年的資本生產(chǎn)率增長(zhǎng)率測(cè)算結(jié)果如圖1所示，歷年資本生產(chǎn)率增長(zhǎng)率數(shù)值較小，均值僅為 －0.01057，且為負(fù)值的年份多達(dá)22個(gè)，表明不僅投資效率低，而且投資與消費(fèi)的協(xié)調(diào)性差。在這樣的情況下，如果繼續(xù)加大投資，只會(huì)導(dǎo)致低水平的重復(fù)建設(shè)和產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題更加嚴(yán)重，從而使得資源配置效率和經(jīng)濟(jì)規(guī)模效率處于較低水平。

圖1 1980～2012年中國(guó)資本生產(chǎn)率增長(zhǎng)率

3.居民消費(fèi)與政府消費(fèi)的占比

政府消費(fèi)和居民消費(fèi)作為最終消費(fèi)的兩個(gè)組成部分，兩者之間的占比關(guān)系在一定程度上會(huì)影響一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式。一方面，政府消費(fèi)提供的公共產(chǎn)品及服務(wù)支出會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響，甚至形成對(duì)居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)；另一方面，政府消費(fèi)在教育、醫(yī)療以及社會(huì)保障等方面的支出，會(huì)增加居民的隱性收入，有利于平滑居民的收支預(yù)期，從而對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠入效應(yīng)。中國(guó)1980～2012年的政府消費(fèi)占比與其它國(guó)家的比較情況如圖2所示。

圖2 政府消費(fèi)占比與國(guó)際水平的比較

圖3 農(nóng)村居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)占比

從圖2可以看出，1990年之前，中國(guó)政府消費(fèi)占比與全球水平、高收入國(guó)家平均水平大體相當(dāng)，但明顯高于中等收入國(guó)家和低收入國(guó)家的平均水平。但在1990年之后，中國(guó)的政府消費(fèi)占比呈顯著上升趨勢(shì)，數(shù)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于全球平均值和不同收入水平國(guó)家的平均值。顯然，政府消費(fèi)過(guò)多，一方面會(huì)破壞消費(fèi)市場(chǎng)均衡水平，從而造成虛假的社會(huì)需求；另一方面意味著行政效率變低，會(huì)導(dǎo)致更多顯性和隱性腐敗，最終不利于經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

4.農(nóng)村居民消費(fèi)和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的占比

由于我國(guó)存在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，長(zhǎng)期的政策和制度偏差使農(nóng)村居民消費(fèi)與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的占比發(fā)生“剪刀差型”變化。從圖3可以看出，在1990年之前，由于農(nóng)村居民基數(shù)大，所以農(nóng)村居民的消費(fèi)占比高于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)占比，但農(nóng)村居民具有下降趨勢(shì)，城鎮(zhèn)居民具有上升趨勢(shì)。1990年之后，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)占比超過(guò)農(nóng)村居民消費(fèi)點(diǎn)比，且這種“剪刀差”具有無(wú)限擴(kuò)大的趨勢(shì)，至2012年，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)占比已由1980年的0.40上升到0.76，農(nóng)村居民消費(fèi)占比從0.61下降到0.24。而且從消費(fèi)實(shí)物結(jié)構(gòu)來(lái)看，農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的差異顯著，農(nóng)村居民基本上還停留在以空調(diào)、電冰箱、洗衣機(jī)等商品為代表的第二階段，而城鎮(zhèn)居民已上升到以汽車(chē)、住房等高檔商品為代表的第三階段。

三、消費(fèi)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的理論模型

為了解消費(fèi)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量之間的理論關(guān)系，本文將從全要素生產(chǎn)率（TFP）增長(zhǎng)率的角度構(gòu)建以下數(shù)理模型來(lái)說(shuō)明。

（2）、（3）、（4）式分別表示C－D生產(chǎn)函數(shù)、國(guó)民生產(chǎn)總值等式（支出法）和永續(xù)盤(pán)存法的資本存量公式。其中，At表示全要素生產(chǎn)率（TFP），Kt表示資本存量，Lt表示勞動(dòng)力人數(shù)，It表示投資，Ct表示消費(fèi)，NXt表示凈出口，I0表示基期投資，δt表示第t年的折舊率，g表示投資的年平均增長(zhǎng)率。（4）式的永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算的資本存量可表示為：

將（2）式變形，然后兩邊取對(duì)數(shù)可得：

對(duì)（6）式兩邊對(duì)t求導(dǎo)可得：

將（3）式、（5）式帶入（7）式可得：

（8）式中，tfp代表TFP增長(zhǎng)率，C＇t表示消費(fèi)增長(zhǎng)率，從（8）式中第一部分可以看出C＇t與tfp為正相關(guān)。I＇t表示投資增長(zhǎng)率，其與tfp的關(guān)系取決于Kt－αYt值的大小，當(dāng)Kt－αYt〈0時(shí)，I＇t與tfp為負(fù)相關(guān)；當(dāng)Kt－αYt＝0時(shí)，I＇t與tfp不具有顯著關(guān)系；當(dāng)Kt－αYt〉0時(shí)，I＇t與tfp為正相關(guān)。NXt表示凈出口增長(zhǎng)率，與tfp為正相關(guān)。L＇t表示勞動(dòng)力人數(shù)增長(zhǎng)率，與tfp為負(fù)相關(guān)。

四、消費(fèi)增長(zhǎng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的實(shí)證分析

1.實(shí)證模型的設(shè)定

本文的實(shí)證分析模型在（8）式的基礎(chǔ)上建立起時(shí)變參數(shù)模型來(lái)考察一般消費(fèi)增長(zhǎng)率（C＇t）對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響，模型的具體形式如下：

模型1： tfpt＝α0t＋α1tC＇t＋α2tI＇t＋a3tNX＇t＋α4tL＇t＋εt（9）

狀態(tài)方程： αit＝αit－1＋vit，i＝1，2，3，4 （10）

在（9）式分析的基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步了解消費(fèi)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響，本文再將消費(fèi)分解為兩個(gè)不同的層次結(jié)構(gòu)，一是居民消費(fèi)增長(zhǎng)率（C＇rt）和政府消費(fèi)增長(zhǎng)率（C＇gt）；二是農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)率（C＇rrt）和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率（C＇crt）。并分別建立模型如下：

模型2： tfpt＝β0t＋β1tC＇rt＋β2tC＇gt＋εt（11）

狀態(tài)方程： βit＝βit－1＋vit，i＝1，2 （12）

模型3： tfpt＝γ0t＋γ1tC＇rrt＋γ2tC＇crt＋εt（13）

狀態(tài)方程： γit＝γit－1＋vit，i＝1，2 （14）

其α0t、β0t、γ0t為變截距項(xiàng)，αit、βit、γit為狀態(tài)變量，εt、vit分別為服從獨(dú)立同分布的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

2．樣本和數(shù)據(jù)

從模型可知，本文的被解釋變量為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（tfp）；解釋變量中的消費(fèi)變量包括消費(fèi)增長(zhǎng)率、居民消費(fèi)增長(zhǎng)率、政府消費(fèi)增長(zhǎng)率、農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)率、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率；其它解釋變量包括投資增長(zhǎng)率、出口增長(zhǎng)率①、勞動(dòng)力人數(shù)增長(zhǎng)率。解釋變量的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本區(qū)間為1980～2012年。全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（tfp）采用DEA方法進(jìn)行測(cè)算，其中GDP數(shù)據(jù)按GDP平減指數(shù)折算成1952年的價(jià)格水平，勞動(dòng)力人數(shù)直接用當(dāng)年勞動(dòng)力人數(shù)計(jì)算，資本形成按固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行折算，然后將折算后的數(shù)據(jù)按式（4）永續(xù)盤(pán)存法再對(duì)資本存量進(jìn)行估算（參考周曉艷的做法，δt取定值6%）。［14］GDP和勞動(dòng)力人數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，資本形成原始數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.單位根檢驗(yàn)

為了避免偽回歸，本文先對(duì)各變量進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，所有變量均至少通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)。因此，可以認(rèn)定這七個(gè)變量均是平穩(wěn)的。

表2 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

4.計(jì)量結(jié)果

利用上述數(shù)據(jù)，采用卡爾曼濾波算法，分別得到了三個(gè)時(shí)變參數(shù)模型的估計(jì)值，并生成各變量對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響系數(shù)。

（1）消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響。從模型1的計(jì)量結(jié)果的圖4可以看出，消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的時(shí)變影響系數(shù)基本上均為正值（1982年除外），但具有明顯階段性特征。其中，1980～1986年間呈波動(dòng)上升趨勢(shì)；而在1987～1989年間明顯下降；1990年以后，影響系數(shù)呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，表明消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的傳導(dǎo)影響隨時(shí)間的推移而逐漸增強(qiáng)。而投資增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響則具有不同特征。1980～1985年間，波動(dòng)上升；1986～1989年間急劇下降；1990～1992年間緩慢上升；1993年以后又重歸下降趨勢(shì)，至2012年影響系數(shù)已變?yōu)樨?fù)值。出口增長(zhǎng)率對(duì)對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響呈現(xiàn)出階段波動(dòng)的特征，1980～1989年間是上升的，1989～2003年間趨于下降，而在2003－2008年間又趨于上升，2008年后又重歸下降。而勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)TFP的影響整體為負(fù)，這主要是由于勞動(dòng)要素供給的增長(zhǎng)率大于產(chǎn)出增長(zhǎng)率所導(dǎo)致的，但整體上呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，說(shuō)明我國(guó)勞動(dòng)要素的單位貢獻(xiàn)率正在不斷改善。總體來(lái)看，消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響系數(shù)要高于投資增長(zhǎng)率和其它要素增長(zhǎng)率的影響系數(shù)，這表明擴(kuò)大消費(fèi)更有利于提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，并將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。

（2）居民消費(fèi)增長(zhǎng)率和政府消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)于TFP增長(zhǎng)率的影響。從模型2的估計(jì)結(jié)果圖的5可以看出，除個(gè)別年份外，居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響系數(shù)均為正值，但波動(dòng)幅度較大。分階段來(lái)看，1980～1992年間，影響系數(shù)呈波動(dòng)上升趨勢(shì)；1993～2002年間，影響系數(shù)呈波動(dòng)下降趨勢(shì)；200～2008年間，影響系數(shù)又急劇上升，2009年下降后又有穩(wěn)步上升趨勢(shì)。而政府消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響系數(shù)較小，且波動(dòng)幅度小。整體來(lái)看，居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率影響作用明顯，而政府消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響作用非常有限。

（3）農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)率和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)于TFP增長(zhǎng)率的影響。從模型3的估計(jì)結(jié)果圖6可以看出，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響較大。分階段來(lái)看，1980～1990年間上升較快，而1990年后雖然有微弱的下降趨勢(shì)，但整體影響程度較高。而農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響系數(shù)小于城鎮(zhèn)居民，分階段來(lái)看，1980～1984年間是上升的，1985～1990年間出現(xiàn)快速下降，而1991年以后穩(wěn)步上升，其影響系數(shù)已大體上與城市居民接近。總體來(lái)看，雖然過(guò)去城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響系數(shù)要高于農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響系數(shù)，但前者具有一定的下降趨勢(shì)，后者上升趨勢(shì)明顯，兩者之間的差距越來(lái)越小，具有明顯的同趨勢(shì)發(fā)展勢(shì)頭。

圖4 消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響

圖5 居民消費(fèi)增長(zhǎng)率和政府消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響

圖6 農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)TFP增長(zhǎng)率的影響

五、結(jié)論與政策建議

本文通過(guò)構(gòu)建3個(gè)時(shí)變參數(shù)模型，研究了消費(fèi)增長(zhǎng)率及內(nèi)部構(gòu)成與TFP增長(zhǎng)率之間的影響關(guān)系。結(jié)果表明：（1）消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)于TFP增長(zhǎng)率的影響作用要明顯高于投資增長(zhǎng)率和其它要素增長(zhǎng)率；（2）居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)于TFP增長(zhǎng)率的影響作用要明顯高于政府消費(fèi)增長(zhǎng)率的影響作用；（3）農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)于TFP增長(zhǎng)率的影響作用具有趨同的發(fā)展趨勢(shì)。

之所以存在這種結(jié)論，我們認(rèn)為主要是市場(chǎng)機(jī)制的作用效果，由于政府直接投資和投資項(xiàng)目的政府審批與干預(yù)，使投資需求的市場(chǎng)機(jī)制作用不充分；出口需求存在政府補(bǔ)貼和中央銀行的匯率干預(yù)，也使出口需求的市場(chǎng)作用機(jī)制不充分；政府消費(fèi)需求存在典型的政府操縱，使市場(chǎng)機(jī)制更難以發(fā)揮作用，只有居民消費(fèi)需求的市場(chǎng)機(jī)制作用效果最好，因而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升效果最明顯。

鑒于以上結(jié)論和分析，本文建議：（1）高度重視消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升作用，出臺(tái)各種拉動(dòng)居民消費(fèi)的政策，使消費(fèi)增長(zhǎng)真正成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量提高和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的主要推動(dòng)力量；（2）控制投資的規(guī)模，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，淘汰落后產(chǎn)能，加大對(duì)科技進(jìn)步與創(chuàng)新投資的市場(chǎng)引導(dǎo)，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到進(jìn)一步的優(yōu)化和升級(jí)；（3）縮減政府消費(fèi)支出，控制行政管理支出所造成的過(guò)高行政運(yùn)行成本，盡量降低政府消費(fèi)對(duì)于居民消費(fèi)的擠出作用；（4）進(jìn)一步提高農(nóng)村居民收入，特別是提高農(nóng)村中低收入者的收入，加快推進(jìn)覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會(huì)保障體系建設(shè)，釋放農(nóng)村居民的消費(fèi)潛力。只有這樣才能擴(kuò)大內(nèi)需，建立起消費(fèi)增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制，保證我國(guó)在消費(fèi)增長(zhǎng)的同時(shí)，不斷促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提高和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，真正實(shí)現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康穩(wěn)定的發(fā)展。

注 釋

①由于負(fù)數(shù)不能對(duì)數(shù)化，這里暫用出口增長(zhǎng)率代替凈出口增長(zhǎng)率，由于這兩者有較強(qiáng)的相關(guān)性，因而不會(huì)影響分析結(jié)果。

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責(zé)任編輯：黎貴才

F061.2

A

1005－2674（2014）04－053－07

2013－12－30

定稿日期：2014－02－25

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71073133）；湖南省研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目（CX2013B240）

楚爾鳴（1965—），男，湖南湘潭人，湘潭大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師；馬永軍（1984—），男，河北邯鄲人，湘潭大學(xué)商學(xué)院博士研究生，主要從事宏觀經(jīng)濟(jì)研究。