政策效應對居民消費空間差異性影響研究

付志鴻，余 葵

（1.江西財經大學公共管理學院，南昌 330003；2.南昌經濟技術開發區財政局，南昌 330000）

0 引言

2008全球經濟危機席卷全球，世界性的經濟動蕩，我國傳統的投資性驅動的經濟增長方式受到挑戰和思考，作為經濟增長的三駕馬車的“消費”問題備受關注。目前我國已有學者涉及到居民消費與財政政策等相關領域的研究。張婷婷，郭海燕指出居民消費是拉動經濟增長的重要動力，但城鄉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。在二元經濟結構下,城鄉居民屬于兩個根本不同的收入群體和消費階層,城鄉居民的消費類型處于不同發展階段。居民消費需求的主要影響因素在我國城市和農村存在明顯差異。改革城鄉分割的二元體制,加強對“三農”的政策扶持,降低城鎮居民支出不確定性預期等,是拉動居民消費需求的關鍵所在。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效應。胡書東通過分項目財政支出變動和居民消費關系進行實證分析,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構作了相應的研究,結果表明經濟建設和教科文衛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。該研究通過支出結構的分類研究政策的擠入和擠出效應是一大進步，但是該研究忽略了我國二元經濟結構問題。苑德宇等基于政府支出與居民消費之間的替代互補關系，從區域層面對財政政策和居民消費之間的關系進行研究，以往的研究中只考慮地區差異,沒有考慮城鄉差異。因此，從當前的研究看來，彌補當區域和城鄉差異中財政政策效果差異化影響是重大改進。另外根據以往的研究理論，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 模型變量數據

1.1 模型設定

A.Tagkalakis(2008)構建財政政策效應對居民消費影響關系的方程式，該模型以往模型相比，突出的創新是把財政政策進行了劃分，一是可預測的財政政策，一是不可預測的財政政策，居民消費的跨期平滑是有可預測的財政政策變化引起的居民收入變化而導致的，對于可預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，主要取決于理想預期和適應性預期的消費者特征，以及是否存在流動性的約束。因為財政政策效應和居民消費關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測的收入變化，ΔYprediction表示可預測的收入變化，μ表示隨機誤差項。

式（1）轉化為面板數據模型則為：

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，因此本文構建代理變量采用輔助回歸方程如下：

1.2 變量數據

本文所有的數據均是來自各省2010統計年鑒，2010《中國統計年鑒》和中經網統計數據庫。研究區域是除西藏和港澳臺外的中國的30個省市區。東、中、西部的劃分如下：東部地區包括北京、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。時間跨度為1995～2010年。

C是居民消費，分別用“城鎮家庭平均每人全年消費性支出”和“農村家庭每人全年消費性支出”；Y是居民可支配收入，分別用“城鎮居民平均每人全年家庭收入”與“農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；GDP是人均國內生產總值。為了消除通貨的影響，本文中Y、Rexpenditure、Rincome、GDP均用相關指數進行了平減。r采用定期存款年利率減去當年通過膨脹率。

2 實證分析

2.1 基本檢驗

由于面板數據模型實證分析是建立在數據平穩基礎上的，數據不平穩可能導致回歸結果的偏差。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,檢驗結果如表1。

根據表1，對數據系列進行平穩性檢驗。

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，該序列是平穩的，即在5%顯著水平下拒絕“存在單位根現象”，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，數據序列在5%顯著水平下接受“存在單位根現象”。數據是不平穩的。根據Pedroni認為，檢驗結果存在不一致情況時，檢驗結果應更看重ADF-Fisher檢驗，數據序列在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論：數據序列C、Rexpenditure、Rincome和ΔYprediction均沒有拒絕存在單位根的原假設，數據序列存在單位根現象。

表1 單位根檢驗

對數據序列的一階差分進行單位根檢驗發現，除了△Rexpenditure在Breintung檢驗形勢下沒通過10%的顯著性水平外，其他數據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。綜合以上檢驗結果，我們可以得出，C、Rexpenditure、Rincome和ΔYprediction均存在一階單整，數據序列一階差分是平穩序列。

表2 協整檢驗結果

如表2，繼續做面板協整檢驗，發現，組內統計量Panel v、Panel rho、Panel ADF在10%顯著性水平下不支持不存在協整關系的原假設，但是Panel PP在1%顯著性水平下接受不存在協整關系的原假設檢驗。組間統計量Group rho在10%顯著性水平不支持不存在協整關系的原假設。Pedroni認為每一個統計量都服從標準化的正態分布，且認為Panel ADF和Group ADF檢驗結果更重要，檢驗結果要以這兩個檢驗結果為主，Residual variance和HAC variance檢驗結果都通過1%顯著水平下檢驗，Panel PP-Statistic的檢驗結果。所以Pedroni協整檢驗判斷政策效應和居民消費間存在協整關系。Kao協整檢驗結果均通過了1%顯著性水平檢驗，意味著政策效應和居民消費間存在協整關系。根據以上研究結果，C和Rexpenditure、Rincome、ΔYprediction之間存在長期且穩定的內生關系。

2.2 政策消費效應東中西部差異

本文采用Hausman檢驗來確定模型效應形式的選擇，通過檢驗結果，利用隨機效應模型研究東中西部地區政策效應對居民消費的差異性影響更加準確，根據面板數據模型（2），參數估計結果見表3。

表3 政策效應對東中西城鎮農村居民消費影響參數估計

根據表3數據結果，模型1-6的AdjR2均大于89%，Rexpenditure、ΔYprediction和常數項均通過了5%的顯著性水平檢驗，Rincome的參數估計值只有在模型6中通過5%的顯著性水平檢驗，DW值均在2左右，總體來說，隨機效應面板數據模型估計結果較好。

東中部地區城鎮居民財政支出（收入）政策的影響系數分別為0.57（0.02）、-0.54（0.02）和0.43（0.03），這表明東中部地區城鎮居民財政支出（收入）每增加1%，則城鎮居民消費則分別增長0.57%（0.02%）、-0.54%（0.02%）和0.43%（0.03%）；同理，對于東中部地區農村居民財政支出（收入）政策的影響系數分別為0.67（0.01）、-0.62（0.02）和0.38（0.01），這表明東中部地區農村居民財政支出（收入）每增加1%，則農村居民消費則分別增長0.67%（0.01%）、-0.62%（0.02%）和0.38%（0.01%）。數據分析顯示，在東部地區和西部地區，財政支出政策對城鎮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，對農村居民消費的影響上看，財政支出政策在東部地區和西部地區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前財政政策現狀的。從城鄉差異來看，財政政策對農村居民消費影響的效果較大，對城鎮居民消費影響差異較小，這種特點特別表現在財政支出效果上。

2.3 差異化的政策消費效應

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分，模型（2）變為：

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。

根據表4數據結果，模型Ⅰ-Ⅵ的AdjR2均大于83%，EGR、CGR和常數項均通過了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果較好。

表4 差異化財政政策對居民消費影響結果

根據結果顯示，城鄉居民間差異化政策效果的非對稱性比較明顯，在東部地區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確實十分顯著。對于中部地區，擴張性的財政政策對農村居民消費具有抑制效果，抑制系數達到0.32，而對城鎮居民消費則有促進效果，促進系數達到0.34.而緊縮性的財政政策正好相反，當緊縮性財政支出沒變化1個單位時,農村居民消費增長率會同向變化0.46個單位，城鎮居民消費則會反向變化0.22個單位。可見當前中部地區的擴張性財政政策不利于我國農村居民消費水平的提高。對于西部地區，政策的效果差異性很大，擴張性的財政政策對農村和城鎮居民消費均有明顯的擠出效應，財政支出增長率每增加1%，則農村和城鎮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農村居民消費有擠入效應，財政支出增長率降低1個單位,將使農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城鎮居民消費，卻增加了農村居民消費水平。

3 結論和政策建議

目前我國需擴大內需拉動經濟增長，但當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域化、差異化作用，能最大程度的發揮當前財政政策效應差異性效果。研究結果表明，當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，在不同區域要根據當地的實際情況采取相適應的政策來促進當地居民的消費。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居民消費的影響較大，這可能和我國經濟長期發展存在明顯的地域差異化有關。由于東部地區現代化發展較為完善，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。而西部地區由于經濟發展較落后財政支出的重點可以考慮增加社會保障和基礎建設的財政投入，同時提高農村居民的收入，增加其消費的預期。第三，財政支出對農村居民消費的彈性大于城鎮居民。因此，政府應該進一步擴大對農村基礎建設和各種保障制度的投入力度，加強農民消費的穩定預期。

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