易行健，劉 勝，楊碧云

（廣東外語外貿(mào)大學(xué) 國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510006）

一、典型事實觀察與相關(guān)文獻回顧

（一）典型事實觀察

自改革開放以來，中國經(jīng)濟一直呈現(xiàn)出一種持續(xù)性的高速增長，國內(nèi)生產(chǎn)總值也在2010年趕超了日本躍居世界第二，但伴隨這一現(xiàn)象出現(xiàn)的則是中國居民消費率的下降。圖1描述的是自1991年到2009年中國居民消費率與我國實際人均GDP變化趨勢，從中可以看出，在樣本區(qū)間內(nèi)居民消費率呈現(xiàn)總體下降的趨勢：20世紀90年代初期居民消費率快速下降，1994－2000年保持一種比較平穩(wěn)的態(tài)勢，2000年后進入持續(xù)性下降階段，居民消費率自2000年的46.4%下降至2009年的35.1%，而實際人均GDP則持續(xù)上升。

圖1 居民消費率與人均GDP

對于居民消費率在2000年后持續(xù)下降的原因，楊汝岱和陳斌開（2009）曾指出，2000年前后是我國經(jīng)濟體制改革的重要階段，在這段時期內(nèi)，國有企業(yè)改革、教育體制改革、住房改革、醫(yī)療體制改革、社會保障體系改革等多項改革措施逐步展開，而經(jīng)濟體制的變動增加了居民收入與支出的不確定性，最終導(dǎo)致了居民消費需求的下降。

歐美的社會保障體制是包括中國在內(nèi)的后起工業(yè)國家的主要參照系，其特點主要在于以政府支出作為社會保障支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出的主體，教育支出主要集中在初級和中級教育。我國自20世紀90年代中后期開始實行一種“教育產(chǎn)業(yè)化”的特殊發(fā)展路徑，高等教育迅速擴招的同時也帶動了學(xué)費的上漲，但這段時期內(nèi)初級和中級教育的財政投入不如歐美國家那樣充足。同時，我國社會保障制度和醫(yī)療保障制度雖然也在20世紀90年代后期開始進行改革，但前期主要集中在國企職工與城鎮(zhèn)居民方面。新型農(nóng)村醫(yī)療制度2003年開始實行，而農(nóng)村養(yǎng)老保險制度2009年才開始實行。如果從實際數(shù)據(jù)來看我們會發(fā)現(xiàn)在2000年至2006年這段時期內(nèi)，醫(yī)療衛(wèi)生、教育與社會保障的支出占GDP比重依舊變化不大，直到2009年我國教育、醫(yī)療和社會保障財政支出占GDP比重也只達到3.06%、1.17%和2.23%，遠低于美國、德國和英國等發(fā)達國家。而根據(jù)余芳東（2011）統(tǒng)計，教育、醫(yī)療財政支出占GDP比重的世界平均水平分別為4.6%和5.7%，社會保障性財政支出占GDP 比重的OECD 國家平均水平為20.6%，因此也低于世界平均水平。

民生性財政投入的不足是一方面，另一方面則是社會保障體制上的問題。歐美國家的民生性財政投入主要以政府為主，個人和企業(yè)繳納為輔，但我國居民在醫(yī)療衛(wèi)生等社會保障上的花費上個人和企業(yè)支出還是占主要部分。如根據(jù)鄭秉文（2009）的統(tǒng)計，在全國城鄉(xiāng)醫(yī)藥費支出方面，個人支出比例為60%，而美國居民個人健康支出僅占全部支出的14.3%；企業(yè)成本中的個人“五險”繳費率、住房公積金以及企業(yè)年金支付已經(jīng)接近53%，是全世界企業(yè)福利性繳費率最高的國家之一。從上可以看出，政府民生性財政支出的不足使得個人和企業(yè)為應(yīng)付未來不確定性的保障性支出增加，從而影響了其在消費方面的支出。

基于以上分析我們提出一個假設(shè)：存在不確定性的前提下，民生性財政支出的增長能夠促進居民消費的增加。影響的途徑如下：由于居民存在消費支出的不確定性，因而會進行預(yù)防性儲蓄從而減少消費，民生性財政一方面會降低居民在教育、醫(yī)療、社保等方面的支出從而降低不確定性；另一方面則會對居民收入再分配產(chǎn)生影響，提高居民收入，最終提高消費。

（二）相關(guān)文獻綜述

對于財政政策的有效性可以追溯到李嘉圖等價定理。由于李嘉圖等價定理是對凱恩斯需求管理政策的一種否定，因此在財政政策的研究上一般都會驗證李嘉圖等價成立與否。Barro（1974）通過數(shù)理推導(dǎo)解釋了這樣的情況：政府無論用債券還是增加稅收籌資，其效果都是相同的或者說等價的，因為居民預(yù)期政府會在未來通過提高稅收來補償當期支付的債券利息，因此消費者會縮減當期的支出來應(yīng)對未來的稅收。Kormendi（1983）、Kormendi和Meguire（1990）通過對不同國家的數(shù)據(jù)驗證分析也支持了李嘉圖思想。在政府財政預(yù)算平衡的前提下，財政支出對社會總需求影響不顯著。但是，Modigliani和Sterling（1986）通過構(gòu)造總的社會消費方程對美國1952－1984年的數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結(jié)果顯示凈財富影響為正，政府債務(wù)影響為正，政府財政支出影響為負，稅收的影響負擔幾乎為零。但是若根據(jù)李嘉圖等價則凈財富與稅收的影響之和應(yīng)為零，政府債務(wù)影響也應(yīng)為零。因此財政支出對居民消費是存在不同影響的，最終會影響社會總需求。Karras（1994）曾使用30個國家1950－1987年的數(shù)據(jù)，構(gòu)造滯后一期的消費、滯后一期的政府財政支出與具有MA（1）的消費函數(shù)模型進行實證，研究結(jié)果表明，政府財政支出與居民消費之間存在互補關(guān)系，政府支出能增加居民消費水平，且這種關(guān)系隨著政府規(guī)模的增大而減弱。Alessandro（2010）對意大利20 個地區(qū)1980－2003年的數(shù)據(jù)使用ECM 模型分析也得出，財政支出對居民消費是存在正效應(yīng)的，但是與政府財政支出的速度成反比。

國內(nèi)對財政支出有效性的研究起步較晚且多為實證分析，對于李嘉圖等價是否成立也未有統(tǒng)一的意見。如李廣眾（2005）使用中國1952－2002年城鎮(zhèn)、農(nóng)村年度數(shù)據(jù)建立差分模型，研究結(jié)果說明政府稅收與債務(wù)對居民消費存在一定的互補性，但進行F 檢驗統(tǒng)計量、似然率檢驗統(tǒng)計量與聯(lián)合缺省變量檢驗時發(fā)現(xiàn)其拒絕接受二者是影響居民消費的重要解釋變量，因此從長期來說李嘉圖等價在中國近似成立。此外，也存在不少研究成果認為財政支出能顯著影響居民消費。比如李永友和叢樹海（2006）在基于居民最優(yōu)決策行為的基礎(chǔ)上構(gòu)建了可變參數(shù)的中國社會加總消費效用函數(shù)，并利用中國1979－2003年的25個樣本數(shù)據(jù)進行GMM 估計得出政府財政支出對居民消費存在擠入效應(yīng)的結(jié)論，而受限方程的Wald檢驗結(jié)果拒絕了財政政策完全擠出的原假設(shè)，間接證明了李嘉圖等價的不成立。另外還有一些學(xué)者則基于將城鎮(zhèn)農(nóng)村居民消費分離、財政支出分解以及劃分時間區(qū)制來檢驗財政支出對消費的影響。如洪源和肖海翔（2009）使用協(xié)整、VEC 模型以及Granger因果關(guān)系檢驗了我國1985－2006年城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費與政府消費性支出的關(guān)系，結(jié)果顯示均存在互補效應(yīng)。鄭志剛和范廣哲（2002）利用靜態(tài)次優(yōu)方法構(gòu)建消費函數(shù)，參數(shù)模擬顯示民生性財政支出對居民消費存在正效應(yīng)，而投資性財政支出則效用相反。胡書東（2002）構(gòu)建家庭最優(yōu)消費函數(shù)使用1950－2000年的數(shù)據(jù)證明了我國的國防費用、行政管理費用支出對居民消費的影響并不顯著，主要原因是這類支出與居民家庭沒有直接的關(guān)聯(lián)性，而與之聯(lián)系較緊密的社會文教支出則對居民消費存在正效應(yīng)。王立勇和高偉（2009）使用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型檢驗了我國1978－2004年間財政政策對私人消費的非線性效應(yīng)，最后結(jié)果說明在1978－1980年和1984－1997年兩區(qū)制中，政府消費對私人消費產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，而在1981－1983年、1998－2004年兩區(qū)制中，政府消費和稅收都表現(xiàn)出對私人消費顯著的擠入效應(yīng)。以上關(guān)于財政支出對居民消費的影響存在不同觀點，而產(chǎn)生這種不同研究結(jié)果的原因首先在于構(gòu)造的函數(shù)模型是不同的。

本文準備從民生性財政支出入手，驗證其對我國居民消費的影響。本文與以上研究的不同在于：首先，現(xiàn)有文獻大多研究政府財政支出對居民消費的影響，而本文專注于民生性財政支出對居民消費率的影響；其次，本文準備使用1996－2009年中國省際面板數(shù)據(jù)進行分析，這一樣本區(qū)間歷經(jīng)初步的醫(yī)保、社保與義務(wù)教育改革，更能體現(xiàn)公共支出有效性的穩(wěn)健關(guān)系，也是對我國近年來社會保障體系改革的效用做驗證性分析；最后，鑒于先前大量文獻采用的是時間序列分析，本文采用面板數(shù)據(jù)進行分析，面板數(shù)據(jù)在控制未觀察到的個體或時間偏差，以避免設(shè)定誤差，改善估計效率方面更有優(yōu)勢。

二、實證檢驗

（一）計量模型

本文的計量模型將地區(qū)的居民消費率作為因變量，自變量的選擇按照理論的關(guān)聯(lián)性和數(shù)據(jù)可得性原則進行，模型設(shè)定如下：

其中CGDP為居民消費率，y為實際GDP，X為影響消費的其他控制變量，ε為誤差項。由于本文的考察內(nèi)容為研究存在收入或支出不確定性影響下，財政支出中民生性財政支出對居民消費率的影響，因此在模型（1）中加入民生性財政支出占財政支出比Pubexp與消費不確定性代理變量Unc。再根據(jù)前文文獻綜述中提到的影響居民消費的因素，添加進出口總額占GDP比Iexpratio、收入不平等變量Ineq、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量即第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比Secratio、少兒撫養(yǎng)比Yd、老年撫養(yǎng)比Od以及性別比Sexration作為控制變量。因此將模型（1）擴展如下：

（二）數(shù)據(jù)描述

本文的計量分析數(shù)據(jù)使用的是1996－2009年中國29個省、直轄市、自治區(qū)①的省際面板數(shù)據(jù)，樣本容量為406，居民消費率CGDP 為各省市居民消費除以地區(qū)生產(chǎn)總值計算所得；y為各省市用以1996年為基期的定基比GDP指數(shù)進行削減的實際GDP；民生性財政支出②占比Pubexp為地方財政支出中民生性財政支出除以政府財政支出總值計算所得。根據(jù)上文綜述，民生性財政支出一方面能調(diào)整國民收入分配結(jié)構(gòu)，另一方面通過公共事業(yè)項目改變居民支出預(yù)期，從而最終達到促進消費的目的，因此民生性財政支出占比前的系數(shù)預(yù)期為正。另外由于在2006年之后中國財政統(tǒng)計發(fā)生變化，因此分別如下定義民生性財政支出：1996－2006年民生性財政支出＝文體廣播事業(yè)費＋科學(xué)事業(yè)費＋教育事業(yè)支出＋衛(wèi)生經(jīng)費＋撫恤和社會福利救濟費＋社會保障補助支出，2007－2009年民生性財政支出＝教育＋科學(xué)技術(shù)＋文化體育與傳媒＋社會保障和就業(yè)＋醫(yī)療衛(wèi)生③。根據(jù)預(yù)防性儲蓄理論，消費者為預(yù)防未來收入與支出的不確定性對消費的沖擊而進行額外的儲蓄，在此將實際人均年消費增長率偏離平均增長率的平方Unc作為消費支出不確定性的代理變量，使用以1996年為基期的消費價格定基比指數(shù)進行削減得到實際值，根據(jù)前文綜述，消費支出不確定性前的系數(shù)預(yù)期為負。進出口總額占GDP比Iexporatio為衡量對外開放程度的代理變量，并用名義匯率將進出總額的單位從美元轉(zhuǎn)化為人民幣，預(yù)期其系數(shù)為正。本文參照李文星、徐長生和艾春榮（2008）以及陳春良和易君?。?009）采用城鄉(xiāng)收入之比作為收入不平等Ineq的代理變量，根據(jù)前面的文獻綜述，收入不平等前的系數(shù)預(yù)期為負。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量Secratio為各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重，系數(shù)預(yù)期為負。依據(jù)生命周期理論，少兒撫養(yǎng)比ydr及老年撫養(yǎng)比odr越高，居民平均消費傾向越高，因此它們前面的系數(shù)均預(yù)期為正?；谥袊木唧w實情加入性別比sexratio，以每100位女性所對應(yīng)的男性數(shù)目為計算標準，系數(shù)預(yù)期為正。本文所有數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述如下：

表1 變量的定義與統(tǒng)計性描述

（三）實證檢驗

1.民生性財政支出對居民消費率影響的實證檢驗

依據(jù)之前的假設(shè)，本部分對民生性財政支出占比對居民消費率的影響進行基本的實證檢驗，依據(jù)模型（2）對1996－2009年的數(shù)據(jù)進行計量分析，分析結(jié)果如表2所示。為了詳細地檢驗政府民生性財政支出占比對居民消費率的影響并驗證其穩(wěn)健性，我們在民生性財政占比、消費不確定性以及GDP的基礎(chǔ)上逐步加入其他控制變量進行回歸，在計量方法上首先直接采用固定效應(yīng)模型④進行實證檢驗，另外加入時間虛擬變量以克服時間趨勢和政策等難以觀測因素對儲蓄率的影響，但它有可能吸收一部分其他解釋變量的效應(yīng)。

表2 居民消費率影響因素的計量檢驗結(jié)果

從表2中可以看出民生性財政支出占比一直保持在10%水平下顯著，且在逐步加入其他控制變量的情況下系數(shù)變動較小且比較穩(wěn)定，表明民生性財政支出占比對居民消費率存在明顯的正效應(yīng)。另外，不確定性變量Unc前的系數(shù)顯著為負，這也間接驗證了我國居民存在預(yù)防性儲蓄動機。結(jié)合這兩項我們對于民生性財政支出占比與居民消費率的關(guān)系作出如下解釋：始于20世紀90年代中后期的住房體制改革、醫(yī)療體制改革與教育體制改革可能增加了居民的預(yù)防性儲蓄動機。比如楊汝岱和陳斌開（2009）指出，高等教育支出對居民消費有顯著的擠出效應(yīng)，它使得有大學(xué)生家庭的居民邊際消費傾向下降12%，居民預(yù)防性儲蓄動機明顯。因此擴大政府民生性財政支出可以有效降低居民未來消費支出的不確定性，從而提高居民消費率。另外，經(jīng)濟開放程度Iexporatio顯著為正，符合預(yù)期。收入不平等Ineq為正且不顯著，可能存在的原因在于城鎮(zhèn)居民的收入增加對居民消費的拉動作用更大，另外的原因可能是城鄉(xiāng)收入比不是最佳的衡量收入不平衡的代理變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)Secratio為負且顯著，可能產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理會引起收入分配不平等⑤進而引起消費不振。人口結(jié)構(gòu)變量ydr、odr均為負，與生命周期理論的結(jié)論不符，但兩者都不顯著；性別比sexratio顯著為正說明男性在生命周期中的消費傾向比女性更大，如婚嫁、購房購車等，但系數(shù)變動較小。

2.民生性財政支出對消費影響的穩(wěn)健性驗證

表3的模型（1）使用隨機效應(yīng)進行對比檢驗，從結(jié)果來看，民生性財政支出占比的系數(shù)變化不大，從0.128變化到0.099，另外對隨機效應(yīng)與固定效應(yīng)做hausman檢驗以確定是否應(yīng)該選用固定效應(yīng)模型，hausman的檢驗結(jié)果（p－value＝0.0013）表明需要拒絕選用隨機效應(yīng)估計。模型（2）為面板數(shù)據(jù)的OLS估計，結(jié)果如表中描述，關(guān)注變量的系數(shù)波動也不大。模型（3）考慮政策實施影響的滯后性，取滯后一期的Pubexp驗證其對居民消費率的影響，發(fā)現(xiàn)系數(shù)變得更大且更加顯著。模型（4）取所有解釋變量的滯后一期，關(guān)注變量的系數(shù)依舊變化不大，因此可以確定表2的回歸結(jié)果基本穩(wěn)健。

表3 民生性財政支出與居民消費的穩(wěn)健性分析

三、結(jié) 論

本文通過對中國實際情況的分析提出假設(shè)在存在不確定性的前提下，民生性財政支出占比的增長能夠促進居民消費率的增加，并利用1996－2009年中國省際面板數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)模型研究地方政府民生性財政支出占比對居民消費率的影響，并通過將解釋變量滯后一期等來考察原方程結(jié)果的穩(wěn)健性，結(jié)果表明政府民生性財政支出確實對居民消費存在顯著的促進作用，證明了前述假定。另外對經(jīng)濟開放程度的考察表明經(jīng)濟開放有利于提高我國居民消費，同時偏重于第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將對提高居民消費率產(chǎn)生阻礙作用。

由于20世紀90年代中后期的住房體制、醫(yī)療體制與教育體制改革所產(chǎn)生的影響仍將持續(xù)較長一段時期，雖然我國自2007年以來快速增加了對教育、醫(yī)療、衛(wèi)生等民生方面的財政支出，且支出增長速度較快，但其占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重依舊過小，仍然遠達不到世界平均水平。依照國家戰(zhàn)略決策，未來較長一段時期內(nèi)擴大內(nèi)需仍是一個中心主題，提高我國居民消費占GDP比重關(guān)系到我國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，其中降低我國居民消費支出的不確定性將是關(guān)鍵。本文認為政府應(yīng)該加大民生性財政投入，大幅增加民生性財政支出占財政支出的比重，這樣可以有效降低居民的預(yù)防性儲蓄動機，提升居民消費率。

本文從民生性財政支出出發(fā)研究其對居民消費的影響，這對國家未來時期財政支出具有一定的經(jīng)驗性借鑒意義與決策參考價值，但本文的不足與需要進一步研究的方向在于：可以將地方政府在民生性財政支出的分項支出引入微觀家庭資源配置模型，以進一步研究具體分項支出在居民消費與收入方面的影響；財政政策在宏觀上的變動對居民的消費以及支出的影響過程是比較復(fù)雜的，因此對于不同民生性財政政策變動的影響效果的探究也是今后可以延伸的一個方向。

注釋：

①西藏因為數(shù)據(jù)統(tǒng)計不全而未包括在內(nèi)，重慶則因為1997年才成為直轄市缺少1996年數(shù)據(jù)而省去。

②基于前文的分析，本文選取教育支出、文體廣播支出、科學(xué)技術(shù)支出、衛(wèi)生醫(yī)療支出以及社會保障與就業(yè)支出作為民生性財政支出的指標。

③對于民生性財政支出的設(shè)定是因為2007年財政收支改革后許多項目發(fā)生了變動。根據(jù)李有志（2006）對改革前后財政支出科目的分解，教育、文體廣播、科學(xué)、衛(wèi)生基本科目不變，只有項目名稱上的差異，2007年后將之前的社會保障補助支出與撫恤及社會福利支出合并為社會保障和就業(yè)一項。

④直接采用固定效應(yīng)模型的原因在于我國各省差異巨大，各省不可觀測的異質(zhì)性會影響估計的一致性。另外，固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)相比更能在一般情況下滿足漸進一致性。

⑤萬廣華（2008）將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)引入不平等分解式函數(shù)，認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也能引起收入的不均等。

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