論財政政策對居民消費的非線性影響

【摘要】財政政策在1985-1997年間則具有非凱恩斯效應，其余年份則具有凱恩斯效應，說明政府消費對居民消費的影響存在非線性現象，且1998年以來擴張性的財政政策是積極有效的，而在國民經濟局部過熱時，由“雙松”政策轉而實施“雙穩健”的財政貨幣政策是正確的。初始財政條件和財政調整幅度并不是財政政策非線性效應產生的必然原因，商品市場和勞動力市場的發展程度和特點變化可能導致了財政政策對居民消費產生非對稱性影響。

【關鍵詞】凱恩斯效應非凱恩斯效應馬爾科夫區制

內需不足已經成為保持我國經濟平穩健康增長亟待解決的主要問題之一。1998年我國啟動了積極財政政策，政府財政支出規模也隨著不斷擴大，2008年在全球性次貸危機日趨嚴峻的情況下，中國政府計劃啟動4萬億資金，以強力啟動內需，促進宏觀經濟的穩定增長。然而由此產生的一個擔憂是龐大的財政支出是否會擠占居民消費，從而降低國內實際消費需求，即我國財政政策對居民消費的影響是否可能存在非凱恩斯效應區域。本文運用內生識別方法馬爾科夫轉換MS-VAR模型實證分析改革開放以來，我國財政支出（主要是政府消費）對居民消費的影響是否存在非線性效應，以期評價我國財政支出，特別是1998年以來擴張性的財政支出在宏觀需求管理中的有效性。

一、非線性有效需求跨期替代模型的理論分析

在Karras（1994）、Evan和Karras（1996）以及Ho（2001a,2001b）等人的研究中，他們假定凱恩斯有效需求由居民消費和政府支出的簡單線性（C■■=Ct+■Gt）關系所決定，其中參數■為正（或負）表示政府支出與居民消費存在替代（或互補）關系。由于效用函數是有效需求（C■■）的增函數，參數■為負意味著消費者總效用函數U(C■■)為政府支出（Gt）的減函數，即當政府支出與居民消費呈互補關系時，政府支出性支出增加降低了代表性消費者的效用，這與效用函數的經典假設相矛盾。為了有效克服該問題，與陳創練（2010）和陳創練、陳國進和陳娟（2010）相一致，本文建立了一個政府支出（G■）和居民消費（Ct）具有不完全替代性質的非線性凱恩斯有效需求函數（C■■），即：

C■■=C■■C■■ （1）

其中，α為居民消費對有效需求的彈性系數。黃賾琳（2005）分別對我國居民消費和政府支出的原值比Gt/(Gt+Ct)和增量比ΔGt/(ΔGt+ΔCt)兩組時間序列數據進行單位根檢驗，檢驗結果表明，原值比序列是非平穩的，而增量比序列則是平穩的，這表明使用非線性刻畫中國居民的有效消費行為更為合適。此外，政府公共物品提供不僅僅是居民單純私人品消費的等量替代，而通常具有某種彈性效應關系，直觀上這也比較符合經濟含義。由此可見，使用政府支出與居民消費的非線性關系能夠更加有效地刻畫中國居民的實際有效消費行為。

考慮在一個無窮期限的經濟體中，代表性消費者在0時刻終身效用總和最大化可表示為：

U(C■■,G■)=■ E0■β■[u(C■■)+φ(G■)] （2）

s.t.At=At-1(1+r)+Yt-Ct-Gt （3）

其中，Et是基于t時期信息的期望算子，β為主觀貼現因子，C■■表示代表性消費者的有效消費需求，At表示代表性消費者t期持有的金融資產，Yt表示t期的勞動收入，假定實際利率r為一個不隨時間變化的常量。而有效需求的即時效用函數為u(C■■)=C■■/(1-σ)，在此類相對風險規避系數不變的效用函數中，σ表示曲率參數，特別當σ=1時，C■■/(1-σ)=lnC■■。φ(·）為政府購買的效用函數，必須強調的是由于消費者不能夠對政府購買行為決策產生影響，因此代表性消費者效用最大化問題可忽略考慮效用函數φ(·），而簡單考慮關于有效需求的即時效用函數u(C■■)。那么，以上最大化問題可轉換為確定性條件下的消費者決策模型，其拉格朗日函數為：

E0■β■u(C■■)+λ■(Y■+(1+r)A■-C■-G■-A■ （4）

其中，拉格朗日乘子λ■度量了財富的邊際效用，對上式進行一階條件求解，可得：

αC■■G■■=(1+r)βE■(1-α)C■■G■■ （5）

在最優化條件下，居民消費和政府支出給居民帶來的邊際效用相等，則有Gt=(1-α)Ct/α①，將其代入（5）式做進一步分析，兩邊同時取對數并整理可得實證方程：

ΔlnCt=μ+θ1ΔlnGt+et （6）

其中，μ=ln[β(1+r)]/[1-α(1-σ)]，θ1=[(1-α)(1-σ)]/[1-α(1-σ)]，et是均值為零的隨機擾動項。由于在計量實證分析中如果模型設定遺漏了重要解釋變量，則估計結果將會是有偏的。Graham（1993）、Evan與Karras（1996）以及Ho（2001a,b）研究表明，由于個人可支配收入是影響居民消費的重要因素之一，因此在實證模型中綜合考慮居民的個人可支配收入（y■■）對消費的影響，將會弱化政府支出與居民消費之間的關系。與此同時，我們考慮兩狀態下政府支出與居民消費的關系，從而，待估模型可進一步完善為：

ΔlnCt=μ+θ1(st)ΔlnGt+θ2(st)Δlny■■+et （7）

其中，st表示狀態變量。在本文的理論框架中，由相關數學證明可知：當θ1(st)>0時，表示政府支出增加擠入（促進）居民消費，則政府支出具有“凱恩斯效應”；反之，當θ2(st)<0時，表示政府支出增加將擠出（替代）居民消費，則政府支出具有“非凱恩斯效應”。

二、政府支出對居民消費非線性影響的經驗研究

（一）馬爾科夫區制轉換模型

本文采用兩狀態下的馬爾科夫區制轉移模型對式（7）進行估計，兩狀態即St=1和St=2。模型中θ1(st)和θ1(st)都具有區制轉移特征，且隨狀態St變化估計系數數值也發生變化。假定St為不可觀測的狀態變量，并且采用經驗數據對內生狀態的轉變過程進行估計，首先考慮yt和St的聯合分布：

f(yt,st|?漬t-1)=f(yt|?漬t-1,st)f(st|?漬t-1) （8）

其中，f(y■|?漬t-1,s■)=■exp(■) （9）

在正態分布的條件函數中，?漬t表示直到t期的信息集（Kim和Nelson,1999），具體算法由Hamilton濾波實現。因此模型參數可由以下極大似然估計（即最大化下面的對數似然函數）得到：

lnL=■ln■f(y■|?漬■,s■)Pr[s■=i|?漬■] （10）

本文采用迭代極大似然函數的方法對模型進行估計。Pr[s■=i|?漬■]表示在t時時刻狀態為1或2的概率。假定不可觀測的狀態變量s■服從遍歷不可約的一階馬爾科夫過程，其轉移概率為Prt[s■=j|S■=i]=pij，且對于所有的時間t，i，j=1,2滿足■■■p■=j=1。在本文中：

p=Pr[s■=2|s■=2]1-p=Pr[s■=1|s■=2]q=Pr[s■=1|s■=1]1-q=Pr[s■=2|s■=1] （11）

從t時刻開始的概率計算公式為：Pr[s■=i|?漬■]=■Pr[s■=i|s■=j]Pr[s■=j|?漬■]。其中，Pr[s■=i|s■=j是由（11）式定義。在每一時期的末尾，用以下迭代濾波對起初計算的概率進行修正（Kim and Nelson,1999）：

Pr[s■=i|?漬■]=Pr[s■=i|?漬■,yt]=■ （12）

其中，f(y■|?漬■,st)是由（9）式定義，然后再通過采用迭代極大似然函數的方法即可獲取模型收斂的各個估計值。

（二）經驗研究結果及分析

本文采用年度頻率數據，考慮到制度變遷因素，選取樣本的時間跨度為1978～2008年②，并且所有序列均采用商品零售價格指數（基期為1978年）進行調整為實際變量。與此同時，為了對理論模型進行估計，分別使用人均實際居民消費、人均實際政府消費和人均實際國民收入對數的差分序列③。三個序列變量的平穩性檢驗結果列于表1中，檢驗結果表明ΔlnCt、ΔlnGt和Δlny■■序列都為平穩序列，從而可使用MSIAH模型對（7）式進行估計。

說明：（1）ADF單位根檢驗形式（C,T,K），其中C表示常數項，T表示時間趨勢項，K表示根據SC準則選擇的滯后階數；PP單位根檢驗形式（C,T,B），其中C表示常數項，T表示時間趨勢項，B表示采用Newey-West（1994）選擇的帶寬；（2）變量前加“Δ”表示對變量做一階差分；（3）**和***分別表示在5%和1%的顯著水平上拒絕有單位根的零假設，其中檢驗臨界值根據MacKinnon（1996）確定，并由Stata10.0給出。

根據AIC、HQ和SIC等信息準則，本文選取q=0，p=0。與此同時，利用極大似然法得到本文選取MSIAH(2)估計模型中方程截距項和各系數的估計結果，如表2所示。

說明：（1）估計模型MSIAH(2)允許截距項、自回歸參數和異方差性轉變。

（2）*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平拒絕零假設。

模型非線性檢驗統計量LR為17.28，其伴隨概率χ2(6)= [0.0083***]，④在1%的顯著水平拒絕了原假設H0：μ1=μ2；θ1=θ2；γ1=γ2，這說明在1978~2008年間我國政府消費對居民消費的影響存在顯著的區制轉移非線性效應，各區制轉移概率矩陣的估計結果列于表3。從表3估計結果中，我們可以看出我國政府消費對居民消費的影響明顯存在兩個區制。在非凱恩斯效應區制1中，政府消費增加將降低居民消費，從而減弱了我國財政政策在刺激消費和擴大內需上的乘數效應，即為政府支出對居民消費存在非凱恩斯效應；在凱恩斯效應區制2中，政府支出具有顯著擠入的凱恩斯效應，即政府消費增加刺激了居民消費，這進一步為中國政府通過擴張性財政政策帶動內需提供了理論依據。就表3中的估計結果而言，兩個區制都相對穩定，其轉移概率分別為P11=0.79，P22=0.85。

與此同時，表4給出了各區制的樣本數、區制出現的頻率以及平均持續期，其中在同一區制的持續時間為D（St)=1(1-pii)。估計結果顯示，在1978～2008年間政府消費對居民消費的非凱恩斯效應區發生制頻率為41.47%，而政府消費對居民消費的凱恩斯效應區制發生頻率為58.53%，這說明凱恩斯效應發生的年份多于非凱恩斯效應。

表5給出了政府消費對居民消費凱恩斯效應和非凱恩斯效應的區制劃分，從表中可以看出，非凱恩斯效應區制主要發生在1985~1997年間，隨著1985年中央銀行體系的建立，貨幣政策作為一項調控宏觀經濟的政策工具開始走向歷史舞臺，與此同時，為了預防改革初期和經濟轉軌過程中的過熱現象，在此期間我國政府實施了適度“雙緊”的財政政策與貨幣政策，成功推動國民經濟實現了“軟著落”。而從緊的財政貨幣政策降低了經濟的活力，減少了居民能夠獲取的可支配資源，這直接導致政府消費增加擠占了居民消費。凱恩斯效應區制主要發生在1979～1984年間和1998年以后，在這兩個階段，我國主要實施了“雙緊”的財政貨幣政策或雙“穩健”的財政貨幣政策，從而刺激了國民經濟整體的活力，使得政府支出在某種程度上擠入了居民消費。

從表5以及圖1和圖2中還可以看出，1979～1984年和1998～2008年等區制里，發生政府消費發生凱恩斯效應的概率接近于0.9（如圖1所示），而1985～1997年區制里發生非凱恩斯效應的概率接近于0.9（如圖2所示），這說明我國政府消費對居民消費的影響存在非線性現象，這為合理評價我國財政政策有效性以及后續財政貨幣政策安排提

說明：方括號里的數值表示政府支出發生非凱恩斯效應的概率，如[0.9042]表示發生非凱恩斯效應的概率為90.42%。

在非凱恩斯效應區制內，政府不能夠一味依靠增加政府支出來刺激經濟和擴大內需，這樣不但不能達到帶動內需的目的，而且還有可能造成不可持續的財政赤字或國債規模。政府為了刺激消費，應該采取配套的貨幣政策，實施結構性減稅，增加轉移性支付、完善社會保障體系、提高地區居民的可支配收入，以從根本上刺激居民的實際消費需求。在凱恩斯效應區制里，政府則可通過增加政府支出來刺激消費或經濟總需求。此外如圖1所示，1998年以來我國擴張性的政府支出對居民消費的影響一直位于凱恩斯效應區制內，這充分說明近年來我國的財政政策是積極有效的，而在國民經濟出現局部過熱現象的情況下，由于“雙松”政策轉而實施“雙穩健”的財政貨幣政策是正確的。

三、財政支出非線性效應的宏觀決定因素分析

縱觀現有文獻，主要是從預期觀點和勞動力市場觀點對財政政策的凱恩斯非線性效應進行解釋。能夠影響個體對未來政策預期變化的因素，主要包括初始財政水平（國債、赤字）或財政政策的調整力度（政府支出調整、赤字調整）兩個方面上。本文試圖從這兩個方面上給出改革開放以來到全球金融危機爆發之前，我國財政發生非線性效應的宏觀決定因素。

（一）初始財政水平

國外研究文獻表明，初始財政條件可能改變人們對未來政策的預期，從而產生財政政策非線性效應(Blanchard，1990；Felcdstein，1982；Sutherland，1997)。下面將利用中國國債、赤字數據對初始財政條件在引起財政政策非線性效應方面的作用進行檢驗。圖3表示中國國債比例(國債余額/GDP)和赤字比例(赤字總額/GDP)波動路徑。

圖中陰影區域表示檢驗出的財政政策產生非線性效應的區制(下同)。從圖3可以看出，中國國債比例連年升高，財政政策非線性效應都產生在國債比例較低的時間段。而國債比例較高的近兒年財政政策具有顯著凱恩斯效應。圖3中的赤字比例具有同樣的現象，即在赤字較高的近兒年單財政政策對私人消費并未產生非凱恩斯效應。可見，初始財政條件在中國并不是財政政策對私人消費產生非線性效應的必然原因。

（二）財政政策調整

現有文獻中將財政擴張或調整的幅度作為財政政策非線性效應產生的原因，即大幅度財政擴張或調整會影響人們對未來政策的預期，從而產生非線性效應。我們在此采用中國赤字比例的變化幅度作為對財政擴張或調整幅度的衡量。圖4表示赤字比例變化額的波動路徑。

從圖4可以看出，1978～1980年中國財政赤字比例波動較大，似乎印證了大幅度的財政變化是產生財政政策非線性效應的原因，然而，在財政政策非凱恩斯效應的1984～1997年的區制中，赤字比例變化極小。同時，1998～2004年的赤字比例變化比1984～1997年大很多，但財政政策在該區制內卻具有顯著的凱恩斯效應。可見，財政調整幅度與非凱恩斯效應并不存在必然的對應關系。據此，本文認為在中國，初始財政條件和財政調整幅度并不是財政政策非線性效應產生的必然原因。

事實上，正如王立勇和劉文革（2010）指出，我國財政政策非線性效應是由我國商品市場和勞動力市場的發展程度和特點決定。這表明政府要識別財政政策效應類型，則應密切關注商品市場和勞動力市場的特征變化。

四、結論

財政政策對居民消費的影響研究是宏觀經濟學長期討論的重要話題之一。90年中后期以來，我國經濟在轉軌過程中出現了以有效需求不足為主要特征的運行態勢，居民消費率一直處于低位并且逐年下降。1998年以來國家一直出臺相關的政策措施刺激內需和居民消費增長。本文采用MSVAR模型，對改革開放以來，我國財政政策的有效性進行識別。研究表明，在1979～1984年和1998～2008年份，財政政策具有凱恩斯效應，而1985～1997年份則具有非凱恩斯效應，說明政府消費對居民消費的影響存在非線性現象，同時也表明1998年以來擴張性的財政政策是積極有效的，而在國民經濟出現局部過熱現象的情況下，由“雙松”政策轉而實施“雙穩健”的財政貨幣政策是正確的。最后，指出初始財政條件和財政調整幅度并不是財政政策非線性效應產生的必然原因，而商品市場和勞動力市場的發展程度和特點變化可能導致了我國財政政策對居民消費產生非對稱性影響。

注釋

①對上述最優化問題，分別求出居民消費邊際效用和政府消費邊際效用，令兩者相等可獲得該等式。

②本部分所用數據均來自于中經網數據庫（www.cei.gov.cn）及《中國統計年鑒》（1978年~2009年）各卷整理獲得。

③人均實際國民收入、人均實際政府支出和人均實際居民消費分別使用各變量除以總人口獲得。

④檢驗統計量LR=-2(LR-LU)~χ2(q)，LR和LU分別是有約束和無約束模型的極大似然函數值，其中，q為約束個數。根據LR統計量可算出其對應的P值，當P值較小時則拒絕原假設，選擇無約束制估計模型；反之，當P值較大而無法拒絕原假設時，則選擇有約束估計模型。

參考文獻

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基金項目: 2010年廣州市屬高校科研項目“廣州外貿企業國際貿易結算多元化戰略研究”(10B071)。

作者簡介: 張宏博（1965-），女，滿族，副研究員、高級經濟師，西方經濟學碩士，研究方向：公司治理、學校經營。