付志鴻，余 葵

（1.江西財經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院，南昌 330003；2.南昌經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)財政局，南昌 330000）

0 引言

2008全球經(jīng)濟危機席卷全球，世界性的經(jīng)濟動蕩，我國傳統(tǒng)的投資性驅(qū)動的經(jīng)濟增長方式受到挑戰(zhàn)和思考，作為經(jīng)濟增長的三駕馬車的“消費”問題備受關(guān)注。目前我國已有學(xué)者涉及到居民消費與財政政策等相關(guān)領(lǐng)域的研究。張婷婷，郭海燕指出居民消費是拉動經(jīng)濟增長的重要動力，但城鄉(xiāng)收入分配差距過大卻成為制約我國居民消費增長的重要因素。王春娟等認為我國消費需求不足是因為居民消費率偏低。在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下,城鄉(xiāng)居民屬于兩個根本不同的收入群體和消費階層,城鄉(xiāng)居民的消費類型處于不同發(fā)展階段。居民消費需求的主要影響因素在我國城市和農(nóng)村存在明顯差異。改革城鄉(xiāng)分割的二元體制,加強對“三農(nóng)”的政策扶持,降低城鎮(zhèn)居民支出不確定性預(yù)期等,是拉動居民消費需求的關(guān)鍵所在。謝建國，陳漓高研究證明政府支出的增加之所以能夠引致居民消費的增長,是由于政府支出具有乘數(shù)效應(yīng)。胡書東通過分項目財政支出變動和居民消費關(guān)系進行實證分析,認為政府支出對居民消費有擠入作用；同時也對財政支出結(jié)構(gòu)作了相應(yīng)的研究,結(jié)果表明經(jīng)濟建設(shè)和教科文衛(wèi)支出對居民消費是擠入的，相反，國防和行政管理支出則對居民消費具有擠出效應(yīng)。該研究通過支出結(jié)構(gòu)的分類研究政策的擠入和擠出效應(yīng)是一大進步，但是該研究忽略了我國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)問題。苑德宇等基于政府支出與居民消費之間的替代互補關(guān)系，從區(qū)域?qū)用鎸ω斦吆途用裣M之間的關(guān)系進行研究，以往的研究中只考慮地區(qū)差異,沒有考慮城鄉(xiāng)差異。因此，從當(dāng)前的研究看來，彌補當(dāng)區(qū)域和城鄉(xiāng)差異中財政政策效果差異化影響是重大改進。另外根據(jù)以往的研究理論，財政政策通過收入變化影響居民消費的實證研究不足，本文以收入變化作為代理變量研究問題更是研究的改進。

1 模型變量數(shù)據(jù)

1.1 模型設(shè)定

A.Tagkalakis(2008)構(gòu)建財政政策效應(yīng)對居民消費影響關(guān)系的方程式，該模型以往模型相比，突出的創(chuàng)新是把財政政策進行了劃分，一是可預(yù)測的財政政策，一是不可預(yù)測的財政政策，居民消費的跨期平滑是有可預(yù)測的財政政策變化引起的居民收入變化而導(dǎo)致的，對于可預(yù)測政策下引起的居民收入變化，居民是否改變消費策略，進行跨期平滑，主要取決于理想預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期的消費者特征，以及是否存在流動性的約束。因為財政政策效應(yīng)和居民消費關(guān)系的政策影響方程式如下：

式（1）中，β0表示截距項，β1，β2，β3為參數(shù)項，ΔC表示居民消費變化，Rexpenditure表示外生的財政支出政策沖擊，Rincome表示外生的財政收入政策沖擊，Rexpenditure和Rincome也可以用來表示不可預(yù)測的收入變化，ΔYprediction表示可預(yù)測的收入變化，μ表示隨機誤差項。

式（1）轉(zhuǎn)化為面板數(shù)據(jù)模型則為：

其中Year表示年份，Province表示省份，?表示不同年份居民消費增長水平差異，θ表示不同省份居民消費增長水平差異，β1，β2，β3分別表示財政支出政策、財政收入政策和居民預(yù)期收入變化對居民消費的影響狀況。

鑒于外生變量Rexpenditure、Rincome和ΔYprediction非直接可知性，因此本文構(gòu)建代理變量采用輔助回歸方程如下：

1.2 變量數(shù)據(jù)

本文所有的數(shù)據(jù)均是來自各省2010統(tǒng)計年鑒，2010《中國統(tǒng)計年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。研究區(qū)域是除西藏和港澳臺外的中國的30個省市區(qū)。東、中、西部的劃分如下：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南等省市；西部包括內(nèi)蒙古、四川、重慶、云南、廣西、新疆，貴州、青海、寧夏、陜西等省份，剩下的為中部地區(qū)。時間跨度為1995～2010年。

C是居民消費，分別用“城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費性支出”和“農(nóng)村家庭每人全年消費性支出”；Y是居民可支配收入，分別用“城鎮(zhèn)居民平均每人全年家庭收入”與“農(nóng)村居民家庭人均純收入”表示；Rexpenditure表示人均財政支出水平，Rincome表示人均財政收入水平，分別用財政財政總支出和總收入除以人口數(shù)；GDP是人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。為了消除通貨的影響，本文中Y、Rexpenditure、Rincome、GDP均用相關(guān)指數(shù)進行了平減。r采用定期存款年利率減去當(dāng)年通過膨脹率。

2 實證分析

2.1 基本檢驗

由于面板數(shù)據(jù)模型實證分析是建立在數(shù)據(jù)平穩(wěn)基礎(chǔ)上的，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)可能導(dǎo)致回歸結(jié)果的偏差。本文借鑒適用于相同根下LLC檢驗和Breintung檢驗，適用于不同根下ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗,檢驗結(jié)果如表1。

根據(jù)表1，對數(shù)據(jù)系列進行平穩(wěn)性檢驗。

在LLC檢驗形式下，Rexpenditure和ΔYprediction通過了1%的顯著性水平檢驗，另外，ΔYprediction在PP-Fisher檢驗形式通過5%顯著水平檢驗，這說明，此時，該序列是平穩(wěn)的，即在5%顯著水平下拒絕“存在單位根現(xiàn)象”，然而除此之外，變量在其他四種檢驗方法下均不顯著，這說明，數(shù)據(jù)序列在5%顯著水平下接受“存在單位根現(xiàn)象”。數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的。根據(jù)Pedroni認為，檢驗結(jié)果存在不一致情況時，檢驗結(jié)果應(yīng)更看重ADF-Fisher檢驗，數(shù)據(jù)序列在ADF-Fisher檢驗檢驗下，均沒有通過5%顯著水平檢驗，所以可以得出以下結(jié)論：數(shù)據(jù)序列C、Rexpenditure、Rincome和ΔYprediction均沒有拒絕存在單位根的原假設(shè)，數(shù)據(jù)序列存在單位根現(xiàn)象。

表1 單位根檢驗

對數(shù)據(jù)序列的一階差分進行單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，除了△Rexpenditure在Breintung檢驗形勢下沒通過10%的顯著性水平外，其他數(shù)據(jù)序列的一階差分在四種檢驗形式下均通過了10%顯著性水平檢驗。綜合以上檢驗結(jié)果，我們可以得出，C、Rexpenditure、Rincome和ΔYprediction均存在一階單整，數(shù)據(jù)序列一階差分是平穩(wěn)序列。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

如表2，繼續(xù)做面板協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)，組內(nèi)統(tǒng)計量Panel v、Panel rho、Panel ADF在10%顯著性水平下不支持不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，但是Panel PP在1%顯著性水平下接受不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)檢驗。組間統(tǒng)計量Group rho在10%顯著性水平不支持不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。Pedroni認為每一個統(tǒng)計量都服從標(biāo)準(zhǔn)化的正態(tài)分布，且認為Panel ADF和Group ADF檢驗結(jié)果更重要，檢驗結(jié)果要以這兩個檢驗結(jié)果為主，Residual variance和HAC variance檢驗結(jié)果都通過1%顯著水平下檢驗，Panel PP-Statistic的檢驗結(jié)果。所以Pedroni協(xié)整檢驗判斷政策效應(yīng)和居民消費間存在協(xié)整關(guān)系。Kao協(xié)整檢驗結(jié)果均通過了1%顯著性水平檢驗，意味著政策效應(yīng)和居民消費間存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)以上研究結(jié)果，C和Rexpenditure、Rincome、ΔYprediction之間存在長期且穩(wěn)定的內(nèi)生關(guān)系。

2.2 政策消費效應(yīng)東中西部差異

本文采用Hausman檢驗來確定模型效應(yīng)形式的選擇，通過檢驗結(jié)果，利用隨機效應(yīng)模型研究東中西部地區(qū)政策效應(yīng)對居民消費的差異性影響更加準(zhǔn)確，根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型（2），參數(shù)估計結(jié)果見表3。

表3 政策效應(yīng)對東中西城鎮(zhèn)農(nóng)村居民消費影響參數(shù)估計

根據(jù)表3數(shù)據(jù)結(jié)果，模型1-6的AdjR2均大于89%，Rexpenditure、ΔYprediction和常數(shù)項均通過了5%的顯著性水平檢驗，Rincome的參數(shù)估計值只有在模型6中通過5%的顯著性水平檢驗，DW值均在2左右，總體來說，隨機效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果較好。

東中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民財政支出（收入）政策的影響系數(shù)分別為0.57（0.02）、-0.54（0.02）和0.43（0.03），這表明東中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民財政支出（收入）每增加1%，則城鎮(zhèn)居民消費則分別增長0.57%（0.02%）、-0.54%（0.02%）和0.43%（0.03%）；同理，對于東中部地區(qū)農(nóng)村居民財政支出（收入）政策的影響系數(shù)分別為0.67（0.01）、-0.62（0.02）和0.38（0.01），這表明東中部地區(qū)農(nóng)村居民財政支出（收入）每增加1%，則農(nóng)村居民消費則分別增長0.67%（0.01%）、-0.62%（0.02%）和0.38%（0.01%）。數(shù)據(jù)分析顯示，在東部地區(qū)和西部地區(qū)，財政支出政策對城鎮(zhèn)居民的消費影響是大于財政收入對其消費的影響，而在中部情況卻相反。同時，對農(nóng)村居民消費的影響上看，財政支出政策在東部地區(qū)和西部地區(qū)的影響大于財政收入對其消費的影響，而在中部也相反，這種情況是比較符合我國當(dāng)前財政政策現(xiàn)狀的。從城鄉(xiāng)差異來看，財政政策對農(nóng)村居民消費影響的效果較大，對城鎮(zhèn)居民消費影響差異較小，這種特點特別表現(xiàn)在財政支出效果上。

2.3 差異化的政策消費效應(yīng)

我國的財政政策分為兩種，一種是擴張性的財政政策，一種是緊縮性的財政政策，政策的方向性影響財政實施強度和實施效果，為了明確政策的差異性對居民消費影響的差異，本文進一步對財政政策進行區(qū)分，模型（2）變?yōu)椋?/p>

其中，EG用來描述擴張性財政政策對居民消費的影響，CG用來描繪緊縮性性財政政策對居民消費的影響。Rit＜0表示緊縮性財政政策，此時EG=0，CG=1、Rit＞0表示擴張性財政政策，此時CG=0，EG=1。

根據(jù)表4數(shù)據(jù)結(jié)果，模型Ⅰ-Ⅵ的AdjR2均大于83%，EGR、CGR和常數(shù)項均通過了5%的顯著性水平檢驗，DW值均在2左右，總體來說模型估計結(jié)果較好。

表4 差異化財政政策對居民消費影響結(jié)果

根據(jù)結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)居民間差異化政策效果的非對稱性比較明顯，在東部地區(qū)擴張性的財政政策和緊縮性的財政政策的非對稱效果相對不明顯，而在中部和西部地區(qū)確實十分顯著。對于中部地區(qū)，擴張性的財政政策對農(nóng)村居民消費具有抑制效果，抑制系數(shù)達到0.32，而對城鎮(zhèn)居民消費則有促進效果，促進系數(shù)達到0.34.而緊縮性的財政政策正好相反，當(dāng)緊縮性財政支出沒變化1個單位時,農(nóng)村居民消費增長率會同向變化0.46個單位，城鎮(zhèn)居民消費則會反向變化0.22個單位?？梢姰?dāng)前中部地區(qū)的擴張性財政政策不利于我國農(nóng)村居民消費水平的提高。對于西部地區(qū)，政策的效果差異性很大，擴張性的財政政策對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費均有明顯的擠出效應(yīng)，財政支出增長率每增加1%，則農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費增長率被擠出0.45%和0.32%，但是緊縮性的財政支出政策對西部地區(qū)農(nóng)村居民消費有擠入效應(yīng)，財政支出增長率降低1個單位,將使農(nóng)村居民消費增長率提高約0.60個單位。緊縮性的財政支出政策雖然降低了西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費，卻增加了農(nóng)村居民消費水平。

3 結(jié)論和政策建議

目前我國需擴大內(nèi)需拉動經(jīng)濟增長，但當(dāng)前又面臨物價飛漲的困惑，研究財政政策對居民消費刺激和促進的區(qū)域化、差異化作用，能最大程度的發(fā)揮當(dāng)前財政政策效應(yīng)差異性效果。研究結(jié)果表明，當(dāng)前財政政策政策具有空間差異和政策非對稱性差異，因此需要從一下幾個方面利用財政政策，促進東中西部居民消費增長水平。第一，由于財政支出政策和財政收入政策對居民消費的影響因為地域的差異而存在不同。因此，在不同區(qū)域要根據(jù)當(dāng)?shù)氐膶嶋H情況采取相適應(yīng)的政策來促進當(dāng)?shù)鼐用竦南M。第二，從財政政策支出對居民消費影響的效果來看，財政支出對東西部地區(qū)居民消費的影響較大，這可能和我國經(jīng)濟長期發(fā)展存在明顯的地域差異化有關(guān)。由于東部地區(qū)現(xiàn)代化發(fā)展較為完善，居民的整體收入水平較高，財政支出的投向可以更偏重于向居民提供中高端的公共品，促進消費。而西部地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展較落后財政支出的重點可以考慮增加社會保障和基礎(chǔ)建設(shè)的財政投入，同時提高農(nóng)村居民的收入，增加其消費的預(yù)期。第三，財政支出對農(nóng)村居民消費的彈性大于城鎮(zhèn)居民。因此，政府應(yīng)該進一步擴大對農(nóng)村基礎(chǔ)建設(shè)和各種保障制度的投入力度，加強農(nóng)民消費的穩(wěn)定預(yù)期。

[1]Tagkalakis A1,The Effects of Fiscal Policy on Consumption in Reces?sions and Expansions[J].Journal of Public Economics,2008,92.

[2]李曉芳等.稅收和政府支出政策對產(chǎn)出動態(tài)沖擊效應(yīng)的計量分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2005,(2).

[3]張婷婷,郭海燕.我國城鄉(xiāng)收入分配差距對居民總消費的影響——以凱恩斯消費函數(shù)的擴展模型為基礎(chǔ)[J].黑龍江對外經(jīng)貿(mào),2011,(6).

[4]王春娟,黃昊.二元結(jié)構(gòu)下城鄉(xiāng)居民消費需求的差異性研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟研究,2010,(7).

[5]黃威,叢樹海.我國財政政策對居民消費的影響：基于省級城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)的考察[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2011,(5).

[6]謝建國,陳漓高.政府支出與居民消費——一個基于跨期替代模型的中國經(jīng)驗分析[J].經(jīng)濟科學(xué),2010,(6).

[7]胡書東.中國財政支出和民間消費需求之間的關(guān)系[J].中國社會科學(xué),2010,(6).

[8]苑德宇,張靜靜,韓俊霞.居民消費、財政支出與區(qū)域效應(yīng)差異——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的經(jīng)驗分析[J].統(tǒng)計研究,2010,(2).