張峁王青

（遼寧大學經濟學院，沈陽 110036）

一、引言

為調動地方政府理財積極性、擴大地方政府財權、完善地方政府之間的競爭機制，我國于1994年推行了分稅制財政管理體制改革，使地方政府財政支出在財政總支出中所占比重從1981年的45%穩(wěn)步攀升到1996年的近73%，財政制度安排上體現(xiàn)出較明顯的分權化趨勢（沈坤榮和付文林，2005）。而分權式的財政體制也確實提高了省級人均GDP增長率，帶動了我國宏觀經濟快速發(fā)展（林毅夫和劉志強，2000）。與此同時，1996年我國經濟實現(xiàn)“軟著陸”后，宏觀經濟出現(xiàn)了明顯的變化，社會總需求長期表現(xiàn)不足，邊際消費傾向持續(xù)遞減，在這種形勢下，政府運用了擴張性的經濟政策刺激經濟，雖然使社會投資需求得到一定的增長，但社會消費需求依舊低迷不振（陳強和葉阿忠，2009）。由此可見，我國的財政分權和居民消費不足之間具有很強的時間上的先后性和相關性。那么，財政分權程度的不斷提高伴隨著居民消費水平的持續(xù)低迷，其究竟是一種巧合，還是它們之間確實存在著某種必然的聯(lián)系？消費作為宏觀經濟的重要組成部分和拉動經濟增長的“三駕馬車”之一，其重要性無論是在理論上還是在實踐中，都是被普遍公認的，而作為居民消費重要組成部分的農村居民消費水平更是偏低，這不僅影響中國經濟的穩(wěn)定增長和健康發(fā)展，而且也會對我國人民生活水平的改善、城鎮(zhèn)居民收入差距的縮小以及社會的進步帶來諸多不利影響。因此，研究財政分權與農村居民消費間相互作用機制及其影響程度，不僅是提高我國居民消費水平、擴大內需的關鍵措施，同時對縮小我國城鄉(xiāng)居民收入差距、保證我國經濟健康穩(wěn)定增長也具有十分重要的理論意義和現(xiàn)實作用。

文中除一年期存款利率數(shù)據(jù)出自歷年《中國統(tǒng)計月報》外，其它經濟指標均出自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，由于1998年經國家批準，重慶市脫離四川成為直轄市，因此，重慶和四川兩地1998年前的統(tǒng)計數(shù)據(jù)很難獲得，最后整理的數(shù)據(jù)為29個省市自治區(qū)1995年-2008年的面板數(shù)據(jù)，本文的樣本期之所以選擇1995年后，主要基于如下兩個原因：一是我國財政分權的正式形成是從1994年推行分稅制財政管理體制改革后；二是在1996年我國經濟實現(xiàn)“軟著陸”后，農村居民消費水平才開始持續(xù)下降，表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計量。

二、實證模型設立及指標說明

筆者在參考已有文獻，并結合凱恩斯的永久收入假說理論，建立如下面板分析模型：

其中：Yit表示被解釋變量。即我國農村人均居民消費（Consumption，Con）的對數(shù)，這里以 1998 年為基年進行平減，νi表示個體效應，ηt表示時間效應，εit表示殘差項。Zit表示財政分權（Fiscal Decentralization，F(xiàn)D）的解釋變量。對財政分權指標的建立主要有兩種：一種指標是采用下級政府的財政支出份額反映財政分權程度，而另一種是自有收入的邊際或平均增量指標。本文沿用財政分權指標，即FD=人均地方財政支出/（人均地方財政支出+人均中央財政支出）。Xit表示其它控制變量。

由于影響居民消費的因素很多，為了控制其它影響因素，確保財政分權和居民消費水平之間的關系不受外部經濟環(huán)境的影響，我們選取了其它的控制變量。

1.農村人均居民純收入（Income，Inc）。根據(jù)國民經濟恒等式，收入主要用于消費和儲蓄，因此，收入水平是影響居民消費的重要因素，當收入增加時居民消費水平將提高，隨著收入水平的不斷提高，邊際消費傾向降低，但是其消費水平仍處于上升趨勢。數(shù)據(jù)經過平減并取自然對數(shù)處理。預計此項在模型中的系數(shù)為正。

2.通貨膨脹（Inflation，Inf）。用農村居民消費價格指數(shù)來衡量，以1998年為基期進行處理后并取自然對數(shù)。從理論上講，高的通貨膨脹率將使名義利率升高，進而使居民的儲蓄傾向升高，消費傾向下降。因此，預計此項在模型中的系數(shù)為負。

3.居民收入差距（Income Gap，IG）。居民收入差距的拉大降低了居民邊際消費傾向，進而減少了居民的消費。世界銀行（WorldBank，1997）和林毅夫1998年的相關研究均指出城鄉(xiāng)收入差距能解釋中國收入不平等的大半部分。因此，本文使用城鄉(xiāng)收入差距度量居民收入差距水平，即IG=城鎮(zhèn)居民人均收入/鄉(xiāng)村居民人均收入，預計此項在模型中的系數(shù)為負。

4.國內生產總值增長率（G）。根據(jù)生命周期假說，高的經濟增長率由于可以提高居民的總收入水平，因此將提高我國居民的儲蓄率，降低居民的消費水平。因此，預期此項系數(shù)為負。

5.人口結構（Demographic，Dem）。它表示我國各年齡段人口所占的份額。本文采用各地區(qū)人口撫養(yǎng)比來表征人口結構，人口撫養(yǎng)比=（14歲以下兒童+65歲以上老人）/14-65歲人口數(shù)。兒童和老年人是純粹的消費者，因此其占勞動人數(shù)的比例越大，家庭承受的負擔越大，整體消費水平將越低，相反越高。因此，預計此項系數(shù)為負。

6.利息率（Interest Rate，IR）。利率對居民消費具有兩方面作用，即正的收入效應和負的替代效應，如果替代效應大于收入效應，居民消費將下降，相反，居民消費將上升。本文采用一年期儲蓄存款利率作為指標。由于利率對消費的影響方向不確定。因此，此項在模型中的系數(shù)很難確定。

三、模型處理結果及分析

為了對前面提到的模型進行面板模型估計，本文采用GMM估計，相比于傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)估計方法，GMM估計方法的優(yōu)勢在于：傳統(tǒng)的計量經濟模型估計方法，如普通最小二乘法、極大似然法等，都有其局限性，其參數(shù)估計量必須在模型滿足某些假設時才具有良好的性質，而廣義矩估計（GMM）是一個穩(wěn)健估計量，因為它不要求擾動項的準確分布信息，允許隨機誤差項存在異方差和序列相關，所得到的參數(shù)估計量比其它參數(shù)估計方法更合乎實際（高鐵梅，2006）。

由于各地區(qū)的經濟發(fā)展水平不同，財政分權對各地區(qū)農村居民消費的影響也不同，筆者為了捕捉財政分權對各地農村居民消費的影響差異，在對財政分權對我國農村居民整體消費水平進行分析的基礎上，也對各地區(qū)進行了分析，筆者參考相關文獻，按照經濟帶劃分，將我國劃分為3個部分，即東部、中部和西部。東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括內蒙古、廣西、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。

表2給出了所有估計結果，其中，模型1給出了以全國29個?。ㄗ灾螀^(qū)）作為樣本的財政分權對農村居民消費的影響，模型2、3、4分別給出了以東、中、西三部為樣本的財政分權對農村居民消費的影響，以表征財政分權對不同經濟發(fā)展水平地區(qū)的影響。所有回歸均為two-waySYS-GMM兩步估計結果，Z估計值則根據(jù)有限樣本標準差進行了調整，因而是穩(wěn)健的（Windemijer，2000）。且從各方程的 R2上看，模型解釋消費變異程度較大，擬合效果較好。

1.全國整體分析。財政分權與居民消費成正相關關系，并且在5%水平上顯著，從影響程度上看，財政分權每增加1%，將使居民消費水平提高0.01個百分點，說明目前我國的財政分權程度有利于我國農村居民消費水平的提高，但影響程度相對較小。從其它影響農村居民消費的控制變量來看，我國農村居民收入每增加1%，農村居民消費水平將上升1.0888個百分點；而居民收入差距每增加1%，將使農村居民消費下降0.2314個百分點；人口結構每增加1個百分點，將使農村居民消費下降0.1899個百分點，而國內生產總值增長率每增加1%，將使居民消費增加0.2314個百分點，利息率對居民消費的影響雖然為負，但并不顯著。這也說明了貨幣政策對我國農村居民消費水平的調節(jié)作用并不明顯，要提高農村居民消費水平只能靠財政政策的調節(jié)和農民自身消費觀念的改變。而通貨膨脹對居民消費的影響不顯著。從以上分析我們可以看出：財政分權對我國農村居民消費的影響相對較小，我國農村居民消費的長期不足可能是由于其它原因所致。

2.區(qū)域分析。從東、中、西三個地區(qū)來看，中部地區(qū)的財政分權程度每上升1個百分點，將使其農村居民消費水平上升0.124個百分點，相比之下，西部地區(qū)財政分權每上升1個百分點，將使其農村居民消費上升0.0224個百分點，并且在1%水平上顯著。而財政分權對東部地區(qū)影響為負，但統(tǒng)計上不顯著。從以上分析我們可以得出，財政分權對各地區(qū)居民消費的影響程度不同，方向也不同。其中可能的原因是，我國東部地區(qū)經濟比較發(fā)達，人民生活水平相對較高，增加基礎設施建設及政府部門的支出，只能提高當?shù)氐慕洕鲩L和社會福利的進步，但卻擠出了農村居民的消費支出；而中部地區(qū)生活水平相對差些，增加政府的財政支出，不僅使當?shù)亟洕玫介L足的發(fā)展，而且也使當?shù)鼐用竦慕逃⑨t(yī)療和社會保障等方面得到很大的改善，從而降低了當?shù)鼐用竦念A防性消費傾向，增加了居民的消費支出。而我國西部地區(qū)經濟欠發(fā)達，農村居民生活水平相對落后，財政分權程度的提高，不僅可以提高當?shù)氐幕A設施水平，從而促進農村居民的消費，而且財政分權的提高對地區(qū)的經濟發(fā)展、社會保障水平的提高也有很大的促進作用，這對農村居民消費更是產生正向影響作用。

在其它控制變量中，除利率水平和人口結構外，其它變量對東、中、西部居民消費的影響方向一致。而東部和中部地區(qū)人口結構的增加，將使農村居民消費水平上升，而對西部地區(qū)農村距今消費水平卻產生負的影響。其中的原因可能是，東部、中部地區(qū)的經濟、社會發(fā)展都相對完善，社會福利也相對較高，而西部地區(qū)人口的撫養(yǎng)壓力相對較大，地區(qū)的社會保障水平也相對較低，從而導致了人口結構對居民消費影響方向上的不同。從以上的結果可以看出，各地區(qū)居民收入對居民消費的影響都顯著，而且影響程度也較大，表明各地區(qū)影響農村居民消費的主要因素還是農村居民收入，因此，提高居民收入水平是當前提高農村居民消費的首要任務。

四、簡要結論與相關對策建議

本文基于1995年-2008年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用GMM分析方法，從全國及東部、中部和西部四個角度對財政分權對我國農村居民消費的影響進行了實證研究。結果顯示：在全國方面，財政分權對農村居民消費的影響系數(shù)為正，這表明財政分權提高了我國農村居民消費水平；在各地區(qū)方面，由于各地生活水平、自然條件以及居民消費偏好的不同，財政分權對各地農村居民消費的影響不同，其與中部、西部地區(qū)居民消費水平都呈正相關，但對中部地區(qū)的影響較大，對西部地區(qū)的影響相對較小，而對東部地區(qū)的影響為負。

針對以上分析結論，我們提出如下建議：

1.繼續(xù)加大財政分權力度、完善政府競爭機制以及優(yōu)化政府支出結構。財政分權雖然帶動了我國宏觀經濟的快速發(fā)展，但也扭曲了各地區(qū)的財政支出結構，這不僅不利于國民經濟的長期發(fā)展，還有可能帶來很多不利因素。因此，我國政府應在繼續(xù)推動財政分權、提高地方政府競爭機制的同時，引導地方政府向民生性財政支出傾斜。

2.不斷完善教育、醫(yī)療、社會保障等制度。要進一步推動醫(yī)療、衛(wèi)生教育改革，完善九年義務教育，解決看病難、看病貴等一系列問題。這些不僅有利于減輕農村居民生活負擔，提高農村居民消費水平，而且對社會穩(wěn)定、居民安居樂業(yè)也會產生積極作用。

3.不斷深化和推進財政體制改革。盡快讓“省管縣”的財政政策得到落實，讓經濟、人口、社會達到一定規(guī)模的縣（鎮(zhèn)）變?yōu)槭?，進一步推進城市化進程，逐步實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化。

〔1〕沈坤榮，付文林.中國的財政分權制度與地區(qū)經濟增長[J].管理世界，2005（1）.

〔2〕林毅夫，劉志強.中國的財政分權與經濟增長[J].北京大學學報（哲學社會科學版），2000.

〔3〕陳強，葉阿忠.股市收益、收益波動與中國城鎮(zhèn)居民消費行為[J].經濟學（季刊），2009（3）.

〔4〕Zhang Tao，Heng-fu Zou“.Fiscal Decentralization，Public Spending and Economic Growth in China”，Journalof Public Economics，67.

〔5〕World Bank.sharing Risking Incomes：Dispartties in China[M].Washington D.C，1997.