二元結構下我國政府支出對居民消費的影響

摘要：本文把歐拉方程式和有效消費理論結合起來，利用中國1978—2009年的統計數據分析政府支出對居民消費的影響。分析結果表明：財政支出對居民消費的影響，需考慮城鄉二元結構因素。從長期來看，政府支出對全國居民消費有微弱的促進作用；從對城鄉居民消費的影響來看，政府支出對農村居民消費有微弱的促進作用，而對城鎮居民消費有擠出效應。為了改善二元經濟結構，政府應加大對農村的支出，努力提高農村居民的收入。

關鍵詞：政府支出；居民消費；二元結構

Abstract：This paper combines Euler Equation and Effective Consumption Theory，and analyzes the impact of government expenditure on household consumption using 1978—2009 statistics data of China. The results indicate that the fact of China’s urban-rural“Dual Structure”should to be taken into account when we study the impact of government expenditure on household consumption. In the long run，government expenditure can weakly promote the national household consumption; from the perspective of its impact on urban-rural household consumption，government expenditure can also weakly promote the rural household consumption，but crowding out urban household consumption. In order to improve the dual economic structure，the government should increase spending in rural areas and make effect to raise the income of rural residents.

Key Words：government expenditure，household consumption，dual structure

中圖分類號：F830文獻標識碼：A文章編號：1674-2265（2011）07-0020-05

一、前言

關于政府支出與居民消費的關系問題，國外有關的研究由來已久。傳統的凱恩斯理論認為，雖然政府支出并不直接影響居民消費，但是增加政府支出可以提高產出，因而可以增加居民的可支配收入，所以該理論暗含了政府可以通過調控財政支出從正面來影響居民消費。然而自Bailey 在1971 年首次闡述了政府支出與私人消費可能存在一定程度的替代關系的觀點之后，許多學者開始對這一問題重新審視，并引發了大量研究。Barro（1981）拓展了Bailey的研究，他建立了一個一般均衡宏觀經濟模型，研究政府在消費和服務上的支出對居民消費的影響，將有效消費引入政府支出的產出效應模型。Kormendi （1983）和Aschauer（1985）應用持久收入理論進行研究，發現美國政府支出與私人消費之間存在著顯著的替代關系。Aiyagari 等（1992）與Baxter 和King（1993）在一個部門的新古典增長模型中也發現了類似的結論。然而另外一些學者得出了完全不同的結論，一些學者研究發現政府支出與私人消費也可形成互補關系。典型的如Karras（1994），他通過研究30個國家的政府支出與私人消費的關系，發現兩者存在互補關系，且互補程度與政府規模負相關。Devereux等（1996）則認為政府支出對生產率有一個外生性的推動作用，如果這個推動作用足夠大，將同時導致產出、就業、工資和消費的增加。Fiorito與Kollintzas（2004）考察了12個歐洲國家的公共消費與私人消費的關系，他們把公共消費分成了公共品（包括國防、公共秩序與安全）和優值品（包括保健、教育以及其他可以由私人部門提供的產品），從總體上來說，公共消費與私人消費是互補的。不同于無摩擦的新古典范式，Galí等（2005）使用了具有價格粘性和非競爭性勞動力市場特征的新凱恩斯模型，也論證了政府支出對居民消費具有正向影響。

從國內來看，財政部辦公廳課題組（2001）通過計量分析得出我國政府支出與居民消費之間存在互補關系。胡書東（2002）分析了我國居民消費和政府支出變動之間的關系。他認為從總體上看，政府支出增加對民間消費的作用是擠入的，而不是擠出的。謝建國等（2002）認為，在短期內可以通過增加政府支出的方式來增加總需求，但在長期均衡時政府支出完全擠占了居民消費。而黃賾琳（2005）利用RBC模型來判斷政府支出與居民消費之間的效應關系，認為二者存在一定的替代關系。石柱鮮等（2005）認為，從政府消費支出和投資支出的劃分來看，無論是在長期還是短期政府消費支出對居民消費均是擠出的；政府投資支出則是擠入的。如果從功能性質來劃分政府支出，無論是在長期還是在短期經濟建設支出對居民消費都是擠出的，而教育文化支出、行政管理支出則是擠入的；其他項目支出在長期對居民消費是擠出的，在短期是擠入的。

國內外學者在定量研究政府支出與居民消費關系上取得了一定的成果，但很少有學者將其置于中國所具有的“城鄉二元經濟社會結構”特征框架內探討政府支出與居民消費的關系。對于二元經濟結構國家來說，由于存在結構性差異，這些理論并不能很好地解釋居民消費需求問題，如果以此來制定宏觀經濟政策，難以達到預期目標。由于我國現階段尚處于二元經濟結構特征下，農村人口占全國的70%，消費只占全國的40%，而轉軌時期農村消費不足是我國當前內需不振的根本性原因之一。因此，我們在研究政府支出對居民消費的影響作用過程中，應該著重考慮城鄉二元結構的特征因素，特別是城鄉收入差距對居民消費的影響，以此來探討增加居民有效需求并提高居民消費率的途徑。

二、理論模型

本理論模型是建立在Karras （1994）的理論框架基礎上的。假如代表性消費者在期初最大化預期生命周期效用函數為：

式中，為基于0期所有信息對未來預期的數學期望， 即期效用函數u（·）是凹函數，滿足 和， 表示代表性消費者在t期總的有效消費，

為主觀貼現因子。

根據Baily（1971）提出的有效消費函數：

是私人消費和一定比例的政府消費的線性組合，這個方程表明一單位政府消費即期可以產生相當于與單位私人消費的效用（Barro，1981）。如果取正值，表明政府消費與私人消費是替代關系，因為此時政府消費的增加會減少私人消費的邊際效應；反過來，當取負值時，政府消費與私人消費就成為互補關系，因為此時提高政府消費水平可以增加私人消費的邊際效應。如果取負值，那么政府消費的邊際效應也必將為負值。然而，Christiano與Eiehenbaum（1988）及Barro（1989）已經證明，可以把關于g的一個函數加到效用函數上，使政府支出的邊際效用變成正數。這樣，預期效用修改為：

其中， 。由于一般消費者不能控制政府消費，這時就可以不考慮政府消費通過 對效用的貢獻，直接求解代表性消費者的最大化問題。

假定代表性消費者的預算約束是：

其中是期初的金融財富， 是凈一次總稅收，

指勞動收入， 是平均利率（假定不變）。消費者也必須考慮政府的預算約束：

其中為國債。將以上兩式相減可以得到整個經濟的預算約束，并將（2）式代入，可得：

因此，如果 為正，政府支出就不能完全轉變為有效可支配收入；如果 為負，則財政購買支出按大于1的倍數轉變為有效可支配收入。把（6）式寫成現值形式，則為：

該方程表明，如果，永久增加g沒有財富效應；但如果 ，g的增加會減少財富，特別是

為負時對財富的侵蝕更大。

其中， 代表拉格朗日系數。考慮相鄰兩個時期（t和t+1期）的消費選擇問題，得到：

式（9）描述了在最優消費路徑上，兩個相鄰時期消費的邊際效應之間的關系，即在最優路徑上，跨時替代率和跨時轉換率必須相等，在最優點，兩個時期任何其他的消費配置方式，都不能使效用再增加。

根據Hall（1978）提出的單期效用函數：

是自發消費，對t與t+1期分別求導，歐拉方程可變為：

假定，可以很容易得出Hall（1978）關于消費的邊際效用遵循隨機游走的結論。加入理性預期誤差，（11）式可變為：

通過這一方程，我們發現當期消費的最優預期就是前一期的消費。

把 和 以及（2）式的不同時期（t期和t+1期）代入（9） 式，t期方程變為：

（13）式實現了歐拉方程式與僅包含政府消費支出影響在內的有效消費方程式的結合。

另外，根據傳統的凱恩斯理論可知，當期消費受當期可支配收入影響。而且，Graham （1993） 的研究表明，當模型剔除掉可支配收入這一解釋變量時，政府支出與居民消費關系的穩健性會被削弱，因而必須在（13）式右邊加入居民可支配收入（Yt）這一解釋變量，并令 ，， ，

，則（13） 式可變為：

由于中國特殊的二元經濟結構，城鄉收入差距會對我國居民消費產生很大的負面影響，因此在建立模型時，必須考慮城鄉差距對居民消費的影響，在這里用城鄉歷年人均實際收入比（扣除掉物價指數后的實際城鄉人均收入比）代替城鄉差距，用來表示此比率，加入這一解釋變量理論模型變為：

三、實證分析

（一）變量和實證模型

本文以我國1978—2009年間的數據為基礎，利用上述理論模型來分析政府支出與居民消費的關系。數據來源于《中國統計年鑒》、《中國財政年鑒》、《新中國55年統計資料匯編》，變量包括全國居民人均消費水平（pc）及其中的農村居民人均消費水平（cpc）和城鎮居民人均消費水平（upc）、全國人均居民可支配收入（Yd）及其中農村居民人均純收入（cyd）和城鎮居民人均可支配收入（uyd）、政府支出（gc）以及城鄉收入比（urr），對各年的名義變量用當年消費價格指數（以1978年為基期）調整后得到實際變量，然后分別對各變量取對數，用Inpc、Incpc、Inupc、Inyd、Incyd、Inuyd、Ingc和Inurr表示。

根據（15）式，我們可分別得出以全國居民人均消費水平（pc）、農村居民人均消費水平（cpc）和城鎮居民人均消費水平（upc）的對數值為因變量的三個基本模型：

（二）協整分析

很多宏觀時間序列數據為非平穩序列，為了避免偽回歸，首先要檢驗變量的平穩性，這一般通過單位根檢驗來判定，然后再進行協整檢驗。ADF單位根檢驗的結果表明，在5%的顯著水平下，pc、cpc、upc、Yd、cyd、yd、gc、urr均為非平穩序列，所以直接利用最小二乘法進行估計不合適。在5%顯著水平下，各變量的對數Inpc、Incpc、Inupc、Inyd、Incyd、Inuyd、Ingc和Inurr均為I（1）序列。

利用Johansen法來檢驗各變量之間是否存在協整關系，結果如下：

跡特征根統計量和最大特征根統計量的秩檢驗表明r =1，所以Inpc與Ingc、Inyd、Inurr之間存在著協整關系（見表1）。

跡特征根統計量和最大特征根統計量的秩檢驗表明r =1，所以Incpc與Ingc、Incyd、Inurr之間存在著協整關系（見表2）。

跡特征根統計量和最大特征根統計量的秩檢驗表明r =1，所以Inupc與Ingc、Inuyd和Inurr之間存在著協整關系（見表3）。

（三）實證結果

通過OLS法對方程（16）—（18）進行回歸分析，結果如表4所示：

從表4可以看出，估計結果的可信度比較高（可決系數在0.99以上）。政府支出對全國居民人均消費水平及其中的農村和城市居民人均消費水平的系數分別為正、正和負，系數估計值分別為0.0431、0.06和-0.12，滯后1期的政府消費支出也只有對城市居民人均消費水平的影響且十分微弱，在統計上都不顯著。城鄉收入比對全國居民人均消費水平及其中的農村和城市居民人均消費水平的系數分別為-0.1180、-0.13456和-0.020，說明城鄉收入差距擴大對居民消費會造成負面影響。可支配收入對全國居民人均消費水平及其中的農村和城市居民人均消費水平的影響系數分別為1.1852、1.1071和1.3126，說明可支配收入提高1個百分點，居民消費提高的幅度都大于1個百分點。

從方程回歸結果可以看出，從全國水平來看，在經濟系統達到長期均衡后，政府支出對居民消費有一定的擠入效應。政府支出增加1個百分點，則全國人均居民消費上升0.04個百分點。但居民可支配收入的增加卻對居民消費的增加具有巨大的促進作用。在長期中，居民人均可支配收入每增加1個百分點，會帶動農村居民人均消費增加1.18個百分點。這說明從長期來看，全國人均居民消費的增長更加依賴于人均可支配收入的可持續性增加。

城鎮和農村居民收入增長是消費增長的主要影響因素。實證結果表明，無論城鎮居民收入增長率還是農村居民收入增長率，對其消費增長率都是顯著的正向影響，但農村居民消費的增長速度低于城鎮居民消費的增長速度，這顯然與我國二元經濟結構有關?？傮w來講，居民收入仍是居民消費的主要影響因素，故要想提高居民消費就要增加居民的可支配收入，特別是要增加農民的可支配收入、改善農民的消費處境。從城鎮和農村居民消費增長率與可支配收入增長率的趨勢來看，兩者基本上保持了相同的趨勢，但無論收入增長率還是消費增長率都低于國內生產總值的增長率，這說明居民消費不旺的主要原因，除了收入分配差距問題外，主要是收入增長緩慢。因此，對未來的政策建議是提高居民的收入，增強居民的購買力。

對于農村居民而言，政府支出對居民消費有一定的促進作用。政府支出增加1個百分點，則農村人均居民消費水平上升0.06個百分點。這是因為政府支出可以通過如下兩個途徑影響農村居民消費：其一，增加農村居民的收入帶動其消費；其二，改善和優化農村居民的消費環境、健全農村社會保障體系和發展農村消費信貸。

從長期來看，政府支出對城鎮人均消費存在擠出效應，即政府支出增加1個百分點，城鎮居民人均消費減少0.12個百分點。這是由于我國政府支出基本上都是投向城鎮的一些基本建設和公共部門，而這些項目一般建設周期比較長，且所提供的產品或服務一般都是公共物品或半公共物品，大量公共物品的供給會使社會的相對價格下降，雖然居民消費的公共物品數量相對上升，但是對于市場提供的私人物品的消費數量會相對下降，從而民間投資萎縮。

最后，從我國城鄉差距對居民消費的影響來看，回歸結果表明，城鄉收入差距對農村居民消費影響尤為明顯，這與理論預期十分吻合。從全國水平來看，城鄉收入差距提高1個百分點，居民消費下降0.11個百分點，相對來講，居民消費對城鄉收入差距比較敏感，說明二元經濟結構對我國的居民消費影響較大，因此，改善二元經濟結構成為當務之急。

四、結論及對策建議

第一，從長期來看，政府支出對全國居民消費有微弱的促進作用（雖然從回歸結果看，政府支出對城鎮居民有一定的擠出效應），從一定意義上來講，可以通過增加政府支出來帶動居民消費，但效果不會很明顯。所以，政府支出一定要用之有度，在經濟蕭條時，可以考慮適當增加政府支出來刺激經濟。

第二，從長期來看，不管是對城鎮居民還是對農村居民，對其消費水平影響最大的因素均為可支配收入。只有增加我國居民的可支配收入，或者提高居民對未來收入的預期才能有效提高其消費傾向，從而增加其消費支出。政府應著力提高低收入人群的收入水平，擴大社會保障制度的覆蓋面，提高其平均消費傾向。這是解決目前我國消費不暢、內需不足的根本手段。

第三，從政府支出對城鄉居民消費影響來看，政府支出對農村居民有微弱的促進作用，而對城鎮居民消費有擠出效應。所以政府應重點考慮加大對農村的支出比重。從二元經濟結構來看，農村的各方面條件遠不如城鎮，加大對農村的投入可以在一定程度上改善這種狀況，縮小城鄉差距。

第四，從長期來看，城鄉收入差距對我國居民消費影響較大，尤其對農村居民消費。我國城鄉居民消費比已從1978年的2.88上升到2009年的3.79，造成消費差距懸殊的根本原因還是由于城鄉收入差距，而且從全國水平來看，城鄉收入差距提高1個百分點，居民消費下降0.11個百分點。從現階段經濟發展情況來看，收入差距還有擴大的趨勢。因此，除了政府支出在比重上應偏向農村外，政府還必須積極采取各種措施提高農民純收入，大力增加對農村的基礎設施建設投入，政府應特別加大對農村貧困人口和低收入人口的轉移支付力度。

根據上述結論，提高居民消費水平，特別是提高農村居民消費水平，可通過以下途徑：（1）調整財政支出結構，增加有助于擴大消費的財政支出。（2）加大農村教育和醫療投入，提高農村勞動生產率。（3）增加對農村公共產品的投資力度，改善農村生產生活條件，活躍農村市場。（4）完善農村社會保障體系，逐步提高保障標準。

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（責任編輯 孫 軍）

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