肖六億，胡一鳴

(湖北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理與法學(xué)院，湖北 黃石 435002)

引言

中國經(jīng)濟(jì)40年的快速發(fā)展主要由投資驅(qū)動(dòng)，歷經(jīng)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，經(jīng)濟(jì)增長演變成消費(fèi)驅(qū)動(dòng)。全國平均消費(fèi)率超過60%，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率超過67%，世界經(jīng)濟(jì)對(duì)中國的依存度也因此上升。作為GDP接近4萬億元的經(jīng)濟(jì)大省，湖北省的消費(fèi)率卻不到50%，其消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率僅為40%，仍然是投資驅(qū)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長。如何促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)，提升消費(fèi)水平，使消費(fèi)成為驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生動(dòng)力，將是湖北省需要解決的重大問題。

李占風(fēng)(2005)、張成(2005)發(fā)現(xiàn)湖北省的投資率偏高，投資對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)作用力較弱。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，投資和消費(fèi)對(duì)湖北省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)也在改變。最終消費(fèi)對(duì)GDP的產(chǎn)出彈性大于資本的產(chǎn)出彈性，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用明顯強(qiáng)于投資(吳昱，2012)。通過比較各省的最優(yōu)消費(fèi)率，趙鑫鋮(2018)發(fā)現(xiàn)湖北省消費(fèi)率偏低，湖北省經(jīng)濟(jì)處于動(dòng)態(tài)無效狀態(tài)。本文基于經(jīng)濟(jì)增長“黃金律”理論，利用C-D生產(chǎn)函數(shù)模型測(cè)算出湖北省的最優(yōu)消費(fèi)率，并討論外生變量對(duì)最優(yōu)消費(fèi)率的影響，進(jìn)而分析湖北省經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力機(jī)制。

一、消費(fèi)的貢獻(xiàn)及其變動(dòng)趨勢(shì)

關(guān)于消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，可以依據(jù)按國民經(jīng)濟(jì)核算恒等式進(jìn)行分解：

C+I+NX=GDP

(1)

即GDP為居民消費(fèi)(C)、政府購買(G)、投資(I)以及凈出口(NX)之和。在:

將核算恒等式(1)寫成增量形式有式(2)：

VC+VI+VNX=VGDP

(2)

將式(2)等式兩邊同時(shí)除以△GDP，得最終消費(fèi)支出、資本形成總額、凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)率，表達(dá)式為：

(3)

分析表1可知，三大需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)一定變化規(guī)律。(1)湖北省消費(fèi)貢獻(xiàn)率先下降后上升。2007年-2014年，全省消費(fèi)貢獻(xiàn)率一直下降。主要原因是，盡管出臺(tái)了醫(yī)療、教育、住房等改革措施，但相應(yīng)的保障制度沒有及時(shí)跟進(jìn)落實(shí)，使得消費(fèi)仍然謹(jǐn)慎；2008年世界經(jīng)濟(jì)危機(jī)蔓延至中國，極大地打擊了居民的消費(fèi)信心；2012年底中央出臺(tái)的“八項(xiàng)規(guī)定”，擠掉了不合理的公款消費(fèi)。2015年后經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，湖北省加速調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，采取了系列擴(kuò)大內(nèi)需、刺激消費(fèi)的措施，消費(fèi)支出回升，消費(fèi)貢獻(xiàn)率轉(zhuǎn)向提高。(2)湖北省投資貢獻(xiàn)率穩(wěn)步上升，累計(jì)增加約13個(gè)百分點(diǎn)。新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)革命方興未艾，新興投資領(lǐng)域不斷涌現(xiàn)；加上市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制逐步完善，投資環(huán)境不斷優(yōu)化，企業(yè)投資積極性高漲；為擺脫經(jīng)濟(jì)危機(jī)，實(shí)施擴(kuò)張型財(cái)政政策，加大基礎(chǔ)設(shè)施投資力度，最終使得湖北省投資的貢獻(xiàn)率逐年上升。(3)在湖北省經(jīng)濟(jì)增長中，投資貢獻(xiàn)“一柱擎天”的格局沒有改變。十年來，消費(fèi)的貢獻(xiàn)一直低于投資的貢獻(xiàn)，雖在2015年后有所回升但仍小于50%；凈出口對(duì)湖北省經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)較小，且貢獻(xiàn)率呈逐年下降趨勢(shì)。資本貢獻(xiàn)在2009年后始終高于50%，可見消費(fèi)欲“上位”成為湖北省經(jīng)濟(jì)增長的第一動(dòng)力面臨極大阻力。

表1 湖北省三大需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)力

數(shù)據(jù)來源：《2018年湖北省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》《2018年湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

據(jù)《世界發(fā)展報(bào)告》(2009-2012)公布的數(shù)據(jù)，2012年消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的世界平均水平為61.5%，而美國、英國等發(fā)達(dá)國家早在2010年已經(jīng)達(dá)到70%。從全國范圍看，據(jù)2018年國家商務(wù)部官方網(wǎng)站3發(fā)布，2017年全國消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率平均達(dá)到65.39%，比湖北省的消費(fèi)貢獻(xiàn)率高出16.98%。在表2中，2017年湖北省最終消費(fèi)貢獻(xiàn)率不僅遠(yuǎn)低于全國平均水平，且與全國GDP排名前十的省份比較，其消費(fèi)貢獻(xiàn)率和對(duì)經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)力均處于末位。因此，消費(fèi)對(duì)湖北省經(jīng)濟(jì)增長具有巨大潛力。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，要保證經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定協(xié)調(diào)發(fā)展，必須正確處理消費(fèi)與投資的關(guān)系。研究湖北省最優(yōu)居民消費(fèi)率問題，對(duì)于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

表2 2017年全國GDP前十省份的消費(fèi)貢獻(xiàn)率排名表

數(shù)據(jù)來源：《2018年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》

二、資本“黃金律”法則及數(shù)據(jù)來源

(一)資本的“黃金律”法則

索洛模型認(rèn)為產(chǎn)出(Y)取決于資本存量(K)和勞動(dòng)力(L)，其生產(chǎn)函數(shù)方程為：

Y=F(K,L)(0 <α、β< 1)

(4)

(4)式中α、β分別為資本和勞動(dòng)對(duì)產(chǎn)出的邊際貢獻(xiàn)率，由于假設(shè)規(guī)模報(bào)酬保持不變，1987-2017年期間經(jīng)濟(jì)體的柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)方程為：

Y=KαL1-α(0 <α< 1)

(5)

在(5)式中，α為資本在生產(chǎn)總值中所占的份額即資本產(chǎn)出彈性，對(duì)(5)式求一階倒數(shù)可得資本的邊際報(bào)酬(MPK)為：

MPK=αKα-1L1-α

(6)

結(jié)合(6)式可推導(dǎo)資本的實(shí)際邊際報(bào)酬為：

(7)

經(jīng)濟(jì)學(xué)家菲爾普斯(1961)通過探究?jī)?chǔ)蓄率和消費(fèi)的數(shù)量關(guān)系，提出了經(jīng)濟(jì)增長的黃金分割率，即黃金法則。黃金律的主要內(nèi)容是：如果對(duì)能夠選擇一種特定的儲(chǔ)蓄率，使得其邊際產(chǎn)量(MPK)減去折舊率(δ)的結(jié)果等于人口增長率(n)和技術(shù)進(jìn)步率(g)之和，那么，此時(shí)的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)就是穩(wěn)態(tài)，人均消費(fèi)水平作為穩(wěn)態(tài)消費(fèi)就會(huì)達(dá)到最大化。用公式表示就是：MPK-δ=n+g。支持該人均資本存量的儲(chǔ)蓄率，就是實(shí)現(xiàn)人均消費(fèi)最大化的最優(yōu)儲(chǔ)蓄，也就是穩(wěn)態(tài)時(shí)的儲(chǔ)蓄率。

在實(shí)行市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的社會(huì)，人民并不關(guān)心經(jīng)濟(jì)中的特有名詞，如資本存量等，他們關(guān)心的只是自己的消費(fèi)水平(曼昆 1998)[7]。提高一個(gè)國家的人均消費(fèi)水平是提升社會(huì)福利的體現(xiàn)，也是一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本目的，但是經(jīng)濟(jì)并不會(huì)自動(dòng)地趨于穩(wěn)態(tài)，所以需要人為地去調(diào)整儲(chǔ)蓄率來達(dá)到黃金法則所對(duì)應(yīng)的穩(wěn)態(tài)。菲爾普斯揭示的“黃金法則”，給出了判斷一個(gè)經(jīng)濟(jì)是恰好處于、高于還是低于黃金法則狀態(tài)的標(biāo)準(zhǔn)：在黃金規(guī)則穩(wěn)定狀態(tài)時(shí)，MPK*-δ=n+g，這時(shí)經(jīng)濟(jì)正處于穩(wěn)態(tài)，儲(chǔ)蓄率是合意的，每個(gè)勞動(dòng)力的消費(fèi)水平C*為穩(wěn)態(tài)消費(fèi)水平，且達(dá)到最大，即：

C*=f(k*)-(n+g+δ)×k*

(8)

如果經(jīng)濟(jì)是在資本小于黃金律穩(wěn)態(tài)下運(yùn)行，MPK*-δ>n+g，表明儲(chǔ)蓄率偏低，減少消費(fèi)增加儲(chǔ)蓄有利于達(dá)到黃金律狀態(tài)。另一方面，如果經(jīng)濟(jì)以過多的資本運(yùn)行，由于邊際產(chǎn)量遞減規(guī)則，那么MPK*-δ

(二)數(shù)據(jù)來源及說明

本文實(shí)證分析的相關(guān)數(shù)據(jù)來自1987年-2017年的《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。湖北省名義GDP、資本形成總額、總消費(fèi)額等名義值，均按照GDP縮減指數(shù)(1987=100)調(diào)整為實(shí)際值。1987-2017年GDP縮減指數(shù)是以1987年為基期，將《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》中的GDP現(xiàn)值除以實(shí)際GDP得到。為了確保數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，將第t年資本形成總額與總消費(fèi)額取自然對(duì)數(shù)，記為lnit與ln1t。資本形成率、總消費(fèi)率分別為平減后資本形成總額、總消費(fèi)額占當(dāng)年實(shí)際GDP的比例。

三、實(shí)證分析

本文基于VAR模型分析湖北省資本形成總額(lni)、總消費(fèi)額(lnc)、資本實(shí)際邊際報(bào)酬與資本穩(wěn)態(tài)邊際報(bào)酬差值(mpk)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，通過如下五個(gè)步驟進(jìn)行VAR模型的構(gòu)建及檢驗(yàn)：(1)變量的單位根檢驗(yàn)；(2)滯后階數(shù)的確定；(3)外生性檢驗(yàn)；(4)VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)；(5)經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)；(6)脈沖響應(yīng)分析。

(一)單位根檢驗(yàn)和滯后階數(shù)的確定

為了避免VAR模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，需要對(duì)各時(shí)間序列變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，并對(duì)不平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行變量間協(xié)整分析。本文采用KPSS檢驗(yàn)法，各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果(表3)表明：湖北省資本形成總額(lni)、總消費(fèi)額(lnc)、資本實(shí)際邊際報(bào)酬與資本穩(wěn)態(tài)邊際報(bào)酬差值(mpk)的KPSS檢驗(yàn)值均大于臨界值，即變量均存在單位根，呈現(xiàn)出不平穩(wěn)性；經(jīng)過一階差分后呈現(xiàn)出平穩(wěn)性，即各時(shí)間序列為一階單整序列I(1)。

表3 變量的KPSS檢驗(yàn)結(jié)果

“Δ”表示一階差分，檢驗(yàn)類型(C,T,K)中C、T、K參數(shù)值分別表示單位根檢驗(yàn)方程包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)。

VAR模型采用多方程聯(lián)立形式，在模型的每一個(gè)方程中，內(nèi)生變量對(duì)模型的變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系[5]。本文采用Johansen“跡”檢驗(yàn)來確定各水平變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系。從VAR(n)模型的HQIC、SBIC、LL、LR、AIC和FPE指標(biāo)中，有5個(gè)指標(biāo)顯示滯后階數(shù)為1，因此可以構(gòu)建mpk、lnc和lni的三維向量VAR(1)模型，模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果如下：

(二)外生性檢驗(yàn)和穩(wěn)定性檢驗(yàn)

外生性檢驗(yàn)可判斷VAR模型中一些變量(lnc、lni)的滯后值對(duì)解釋變量是否對(duì)被解釋變量(mpk)是否存在顯著性影響，以及變量之間是否存在相互影響。因此，本文基于VAR(1)模型運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)行模型的外生性檢驗(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%顯著性水平下，資本形成總額(lni)與總消費(fèi)額(lnc)對(duì)資本實(shí)際邊際報(bào)酬與穩(wěn)態(tài)時(shí)資本的邊際報(bào)酬的差值(mpk)的格蘭杰檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)，而mpk對(duì)lni和lnc的格蘭杰檢驗(yàn)不能拒絕原假設(shè)。說明資本形成總額(lni)和總消費(fèi)額(lnc)是資本實(shí)際邊際報(bào)酬與穩(wěn)態(tài)時(shí)資本的邊際報(bào)酬的差值(mpk)的單向格蘭杰原因，而變量之間并無雙向格蘭杰原因。

穩(wěn)定的VAR(1)模型是進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析的前提，本文利用Stata軟件對(duì)構(gòu)建的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，AR根圖表檢驗(yàn)顯示所有的特征根的倒數(shù)值均在單位圓內(nèi)，即VAR(1)模型呈現(xiàn)出穩(wěn)定性。此外模型整體統(tǒng)計(jì)量的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值(53.348)較大，而AIC值(-4.135)和SBIC(-3.537)值均較小，進(jìn)一步說明三個(gè)變量存在穩(wěn)定的關(guān)系，表明VAR(1)模型的解釋力較強(qiáng)，能夠繼續(xù)對(duì)模型進(jìn)行預(yù)測(cè)與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

(三)經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)和脈沖響應(yīng)分析

取資本形成總額(lni)、總消費(fèi)額(lnc)的一階差分序列與資本實(shí)際邊際報(bào)酬與穩(wěn)態(tài)時(shí)邊際報(bào)酬差值(mpk)一階差分序列進(jìn)行VAR模型預(yù)測(cè)，模型的R2為0.943，各階系數(shù)顯著且系統(tǒng)殘差無自相關(guān)，擬合效果較好(如圖2)。圖中陰影表示標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間，左上方“Forecast for ”顯示當(dāng)經(jīng)濟(jì)達(dá)到“黃金律”穩(wěn)態(tài)，即=0時(shí)，湖北省總消費(fèi)率即平減后總消費(fèi)額占當(dāng)年實(shí)際GDP的比例為51.465%。當(dāng)消費(fèi)率達(dá)到最優(yōu)值時(shí)，根據(jù)國民經(jīng)濟(jì)核算恒等式中最終消費(fèi)支出、資本形成總額、凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)率，表達(dá)式：

可求得此時(shí)消費(fèi)消對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為52.447%，即湖北省消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的最大貢獻(xiàn)率為52.447%。

圖1 VAR(1)模型擬合效果圖

脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)考察某內(nèi)生變量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)模型中所有內(nèi)生變量的影響，包括其當(dāng)前值和未來值。本文采用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)構(gòu)建的AR(1)模型進(jìn)行分析，如圖2所示，橫軸表示滯后階數(shù)，縱軸表示響應(yīng)程度，陰影部分代表標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間，實(shí)線代表1單位脈沖沖擊的響應(yīng)函數(shù)的時(shí)間路徑。圖2中“iuf lncmpk”表示總消費(fèi)(lnc)對(duì)資本的實(shí)際與穩(wěn)態(tài)邊際報(bào)酬差值(mpk)實(shí)施的沖擊，即lnc對(duì)lmpk的沖擊具有正向波動(dòng)效應(yīng)，但在第一期并未產(chǎn)生顯著影響，沖擊隨后上升至第四期達(dá)到峰值0.251，之后各期呈持續(xù)下降趨勢(shì)，第10期開始基本穩(wěn)定并趨向于正向較低水平0.1，說明總消費(fèi)對(duì)資本實(shí)際與穩(wěn)態(tài)邊際產(chǎn)出的差值有滯后的正向影響效應(yīng)，且于第四期達(dá)到最大。

圖2 正交化脈沖響應(yīng)圖

圖3 中“iuf lnimpk”表示資本形成總額(lni)對(duì)資本的實(shí)際與穩(wěn)態(tài)邊際報(bào)酬差值(mpk)實(shí)施的沖擊，即lni對(duì)mpk的沖擊具有負(fù)向波動(dòng)效應(yīng)，同樣在第一期的影響幾乎為0，隨后負(fù)向沖擊加大并在第四期達(dá)到峰值-0.302，之后各期影響沖擊減弱，第10期后穩(wěn)定在負(fù)向較低水平 -0.151。由此表明資本形成總額(lni)對(duì)資本實(shí)際與穩(wěn)態(tài)邊際產(chǎn)出的差值(mpk)具有滯后的負(fù)向影響效應(yīng)，同樣于第四期達(dá)到最大。

四、結(jié)論及政策建議

本文以菲爾普斯資本“黃金律”為理論基礎(chǔ)，結(jié)合C-D生產(chǎn)函數(shù)估算出資本的實(shí)際邊際產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)處于“黃金律”穩(wěn)態(tài)時(shí)的資本邊際報(bào)酬，將經(jīng)濟(jì)達(dá)到黃金律穩(wěn)態(tài)時(shí)的消費(fèi)率界定為最優(yōu)消費(fèi)率，并通過構(gòu)建VAR模型實(shí)證預(yù)測(cè)出湖北省的最優(yōu)消費(fèi)率為51.465%，理論與實(shí)證均表明湖北省目前總消費(fèi)偏低。根據(jù)脈沖響應(yīng)分析顯示總消費(fèi)(lnc)對(duì)資本實(shí)際與穩(wěn)態(tài)邊際產(chǎn)出的差值(mpk)有滯后的顯著正向沖擊效應(yīng)，而投資形成總額(lni)對(duì)mpk有滯后的顯著負(fù)向沖擊效應(yīng)。結(jié)合邊際產(chǎn)出遞減效應(yīng)，增加投資額不利于資本邊際產(chǎn)出的提高，而總消費(fèi)額對(duì)資本邊際產(chǎn)出水平則具有可持續(xù)增長的正向影響。

基于以上研究結(jié)果，為實(shí)現(xiàn)湖北省經(jīng)濟(jì)的黃金律穩(wěn)態(tài)水平，本文提出如下對(duì)策與建議：

(一)湖北省長期消費(fèi)不足，目前消費(fèi)率遠(yuǎn)低于“黃金律”水平，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用尚不如資本。其原因是，大多數(shù)居民特別是農(nóng)村人口的消費(fèi)觀念依然較為保守，消費(fèi)信心不足，這應(yīng)該歸結(jié)于住房、教育、醫(yī)療等各項(xiàng)福利制度不完善，以及居民收入較低等原因。政府應(yīng)鼓勵(lì)居民改變傳統(tǒng)消費(fèi)觀念，將居民的福利保障措施落實(shí)到位，消除影響消費(fèi)的體制障礙。同時(shí)，鼓勵(lì)居民學(xué)習(xí)金融信貸相關(guān)知識(shí)，培養(yǎng)現(xiàn)代消費(fèi)理念；采取鼓勵(lì)夜市、發(fā)展步行街、發(fā)展農(nóng)家樂和鄉(xiāng)村游等新舉措，進(jìn)一步挖掘消費(fèi)潛力。

(二)目前投資仍然是拉動(dòng)湖北省經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力，穩(wěn)投資是宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)中向好的前提條件。湖北省歷年來居民儲(chǔ)蓄率高達(dá)約60%，居高不下的儲(chǔ)蓄額是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛在保障，在穩(wěn)投資的同時(shí)使投資綜合回報(bào)水平大于儲(chǔ)蓄的收益，營造良好的投資環(huán)境，是促進(jìn)民間資本投資的前提。

(三)通過調(diào)整外生參數(shù)使全省消費(fèi)率向最優(yōu)消費(fèi)率靠攏。根據(jù)資本“黃金律”理論與資本邊際產(chǎn)出遞減規(guī)律，人口增長率(n)、技術(shù)進(jìn)步率(g)與折舊率(δ)影響穩(wěn)態(tài)時(shí)的資本邊際產(chǎn)出水平。因此政府應(yīng)鼓勵(lì)人口增長、積極落實(shí)國家“二胎”政策，進(jìn)一步釋放城鎮(zhèn)居民消費(fèi)潛力；由于技術(shù)引進(jìn)方式的效果遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及自主研發(fā)(趙鑫鋮2019)，政府應(yīng)重視技術(shù)進(jìn)步、加大研發(fā)投入，推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，充分利用省內(nèi)科技研發(fā)中心，如武漢光谷等；最后加快固定資產(chǎn)折舊能在一定程度上減少淘汰舊技術(shù)時(shí)發(fā)生的損失、提高生產(chǎn)原有固定資產(chǎn)的效率，固定資產(chǎn)應(yīng)采用快速折舊法，以此提高資本的邊際產(chǎn)出水平來推動(dòng)最終消費(fèi)率上升。