我國民生保障支出與居民消費的關系分析

袁國敏，黃穎秋

(南京財經大學 公共管理學院，江蘇 南京 210023)

一、問題的提出與文獻綜述

居民的消費需求不足在我國已經是一個不爭的事實。利用我國1978－2011年的經驗數據來看我國的消費情況可以發現(如圖1所示)，最終消費支出貢獻率從1978年以來，雖然呈現出上下波動的規律，但總體上呈現逐漸下降的趨勢，特別是從2003年以來，最終消費支出貢獻率都在40%左右徘徊，2010年最終消費支出貢獻率更是達到了近幾年的最低點，僅為36．8%，2011年的最終消費支出貢獻率有所回升，在55．5%左右。

我國在“十一五”規劃中就將擴大居民消費需求作為一項重要的經濟工作目標。2008年金融危機之后，中國面臨著出口下滑、外需萎縮和國內實體經濟下行的多重壓力。在這樣一種背景下，如何通過促進居民消費來提高我國經濟發展，以達到可持續的長期經濟發展顯得尤為重要。

為何我國的居民消費需求長期得不到有效擴大?朱國林、范建勇、嚴燕(2002)通過實證分析發現收入分配不均是中國消費萎靡的一個重要因素。臧旭恒、裴春霞(2004)從預防性儲蓄和流動性約束的角度分析對中國居民消費的影響，結果發現市場體制改革加深了居民對未來收入預期的不確定性，而流動性約束的存在進一步使居民增加當期儲蓄而減少即期消費。鄧春寧(2011)利用1986－2008年中國城鎮居民的相關數據，對城鎮居民消費需求的影響進行實證分析，指出城鎮居民對未來的不確定性是抑制其消費需求的關鍵原因。

圖1 最終消費支出貢獻率

更為具體的是，有許多學者都注意到政府支出同居民消費之間存在著某種關系。Barro(1990)基于擴展的內生增長模型，分析了財政政策對生產和效用的影響，結果發現:消費性的政府支出降低儲蓄率和經濟增長率，而生產性的政府支出會使儲蓄率和經濟增長率上升。Paitoon(2010)以泰國為例，研究了政府支出對私人消費和經濟的影響，他將政府支出分為消費性支出和資本性支出，將私人消費分為食物消費、非食物消費和服務性消費，研究發現:政府的資本性支出對私人消費和經濟增長都沒有影響，而政府的消費性支出對經濟增長有負效應。Antonello d＇Alessandro(2010)使用意大利20個地區的面板數據探求政府支出影響私人消費的程度，他將政府支出界定為生產性的支出，采用面板數據協整檢驗方法和誤差修正模型實證分析，最后發現政府支出對私人消費有正的影響。

國內方面，胡書東(2002)將居民消費與政府支出、前期居民消費進行回歸分析，發現政府支出有利于促進居民消費，國家財政支出中的經濟建設費支出有利于促進居民需求，因而得出結論:實施積極的財政政策，擴大財政支出，加強基礎設施建設有利于促進民間消費需求。李廣眾(2005)基于消費者最優消費選擇歐拉方程，對全國、城鎮以及農村的樣本進行分析，發現改革開放以來，政府支出與居民消費之間呈現互補關系，并指出其對居民消費的拉動作用主要表現在啟動城鎮居民的消費。黃賾琳(2005)采用隨機動態一般方法，將政府支出作為外生隨機沖擊變量，構建中國三部門實際經濟周期模型，對改革開放后的中國經濟進行了實證檢驗，證實改革開放后政府支出對居民消費產生了一定的擠出效應。

洪源(2009)基于中國居民消費的視角，構建了符合中國國情的消費函數，從理論和實證兩個角度分析了政府民生消費性支出對居民消費的影響，并且理論和實證分析都表明，政府民生消費性支出與居民消費之間存在著顯著的互補關系。李建強(2010)將政府民生支出引入最優消費行為理論分析框架，并基于我國城鄉二元經濟體制的消費特點，對政府民生支出與我國居民消費的動態關系進行實證檢驗，發現改革開放后，政府民生支出對居民消費產生倒V字形影響。李春琦、唐哲一(2010)建立代表性消費者的跨期迭代理論模型，研究我國政府財政支出結構對私人消費的影響，實證結果表明:政府的行政管理費用支出擠出私人消費，政府的社會文教費用支出、經濟建設支出擠進私人消費。

綜上所述，擴大我國居民消費的問題已經得到很多學者的重視。有許多學者也注意到政府支出與居民消費之間存在關系，但究竟政府支出是擠進居民消費還是擠出居民消費尚未達成共識。現階段研究的趨勢是從討論政府支出的總量對居民消費的影響發展到研究政府支出的結構對居民消費的影響。

當前階段，中國的民生問題不斷顯現，政府對民生的重視度不斷增強，但是民生支出究竟對居民消費是否存在影響還是需要研究的課題。因此，本文就民生支出對居民消費影響這一問題進行了探討。關于民生的內涵有不同的定義，本文中所指的民生，特指與居民生活密切相關的教育、醫療衛生、社會保障與就業那部分支出，因此也可稱為是民生保障性支出。許多學者在研究政府支出特別是政府民生支出對居民消費的影響時，大多只是通過構建模型進行經驗分析，而忽視了理論方面的探討。而有的學者在建模分析民生支出對居民消費的影響時，雖然考慮到了我國城鄉二元經濟體制的特征，但是在實證分析時用同一個民生支出變量分別估計城市消費方程和農村消費方程，這是不恰當的。鑒于以上兩個不足，首先，本文試著從理論和實證兩個方面全面分析民生支出對居民消費的影響;其次，由于分別針對農村和城市的民生支出數據不可得，本文將農村和城市的消費方程合并考慮。

二、民生支出對居民消費影響的理論分析

國內許多學者在研究政府支出對居民消費的影響時，大多借鑒了西方的現代消費理論，如生命周期理論或者持久收入假說。但是這些消費理論都是建立在市場機制相對完善的基礎上的。目前我國的實際情況是市場經濟體制還不完善，金融、信貸、證券等資產市場尚處于起步階段，直接借鑒西方的消費理論可能并不符合中國的國情。鑒于此，本文嘗試從中國居民的實際消費情況和中國現行的財政分權體制出發，探討民生支出對居民消費的影響。

一方面，按照洪源(2009)的觀點，我國居民的消費并不是以一生為跨度來達到自身效用的最大化，更多的是呈現出周期性和階段性的特點。也就是說，人們經常會有階段性的“大額剛性支出”，如教育、醫療、住房、養老等，在每一個階段中，人們都會通過儲蓄來應對支出高峰的到來，圖2①形象地刻畫了一個代表性消費者一生的消費情況。橫軸代表一生的時間跨度T，縱軸表示代表性消費者的收入和消費支出。圖中兩條向右上方傾斜的曲線分別代表不同時期的收入(Y曲線)和消費(C曲線)，除了“大額剛性支出階段”，該消費者每一期的消費都小于收入。在T1階段，該代表性消費者面臨“大額剛性需求”S1，他通過前期的儲蓄來應對“大額剛性支出”S1。T2時期，該消費者又重新開始儲蓄以應對T2期的“大額剛性需求”S2，以此類推。在我國，由于信貸市場還不夠完善，銀行貸款手續復雜而門檻又高，所以在急需資金時依靠銀行借貸幾乎是于事無補的。正是這種階段性的“大額剛性支出”的客觀存在，而借貸市場不完善的客觀現實，使得消費者在每一期都盡量減少自己的消費而增加儲蓄，以應對將來的支出高峰。從圖2也可以看到居民儲蓄→大額剛性支出→居民儲蓄→大額剛性支出這一過程。這也是為什么我國的居民消費一直得不到提高。所以政府增加民生支出，有利于促進居民的消費，其作用機理是:政府加大民生支出→人們的教育、醫療、養老、住房等得到保障→人們預期將來的“大額剛性支出”減少→減少儲蓄，增加當期消費→居民消費水平提高。

圖2 中國代表性消費者消費模式圖

另一方面，我國居民的消費需求長期得不到提高，與我國現行的財政分權體制和官員晉升激勵制度有很大的關系。從中國經濟的宏觀背景來看，各級政府對于民生性消費支出的偏好不足，似乎是現有體制的一種“自發行為”，各級政府有少提供民生性服務的內在偏好(王偉同，2009)。自從我國實行分稅制改革之后，地方政府對于財政的使用就有了很大的靈活性。一些學者認為，事責與財權向地方政府轉移，有助于提高經濟運行效率。因為較之于中央政府，地方政府具有更大的信息優勢，地方政府能夠更好地提供公共物品以滿足該地區的需要。但是，更多的學者認為中國式的財政分權雖然促進中國經濟30年的飛速發展(林毅夫、劉志強，2000;王偉同，2009)，但是也正因此有理由懷疑，以官員任免為主要方式的中央政府對地方政府的有力控制和以經濟績效為考核標準的經濟增長激勵，限制了地方民生服務的發展。在以經濟績效為考核標準的前提下，地方官員將其自身的職能長期定位于經濟建設方面，從而忽視了民生服務規模的發展，這造成了地方政府“重投資、輕服務”的財政支出結構。特別是在當前經濟發展面臨下行壓力、國內居民需求長期得不到提高的背景下，地方政府會加大政府投資來促進經濟增長。在財政收入一定的前提下，地方政府加大政府投資，必然會擠壓民生方面的支出。民生方面支出受到擠壓，教育、醫療、社會保障、住房保障無法滿足人們日益增長的需要，在消費者面臨“大額剛性支出”的背景下，消費者必然會減少當期的消費以應對將來的“大額剛性支出”。以此造成的后果是，居民消費率偏低，經濟增長緩慢，地方政府必須用更多的政府投資來促進經濟增長。這樣就形成了一個惡性循環:政府重經濟建設、輕民生服務→民生支出規模不足→居民加大儲蓄，減少當期消費→居民消費不足→政府投資拉動經濟增長→民生支出規模不足→居民加大儲蓄，減少當期消費→居民消費不足→政府投資拉動經濟增長。

基于上述分析發現，居民消費不足與民生支出規模不足之間存在很大聯系。同時，考慮到不管是生命周期理論還是持久性收入假說，都認為收入水平是影響居民消費的一個重要變量，因此，我們考慮建立居民收入、民生支出對居民消費影響的模型。出于數據的可得性和準確性，在建立的模型中用居民可支配收入代替收入水平變量，用居民消費水平表示居民消費變量。民生支出主要包括教育、醫療衛生和社會保障與就業。這樣，建立的方程為:

其中，xft表示居民消費水平，srt表示居民可支配收入，rjmst表示人均民生支出，ut表示隨機誤差項。為了避免數據的劇烈波動以及使得到的系數更具有經濟學意義，上述變量在建模過程中都取了自然對數。

三、民生支出對居民消費影響的實證分析

(一)數據來源與說明

本文選取了1978－2011年的時間序列數據進行分析。居民消費水平的數據來源于《中國統計年鑒2012》;居民可支配收入用城鎮家庭平均每人可支配收入和農村居民人均純收入按照人口權重換算②，城鎮家庭平均每人可支配收入和農村居民家庭人均年純收入數據來源于《中國統計年鑒2012》;民生支出的數據來源于歷年中國統計年鑒中教育、醫療衛生和社會保障與就業三項數據的加總。上述數據均用1978年為基期的定基價格指數進行了調整。

(二)單位根檢驗

在對時間序列數據建模分析之前，首先要檢驗數據的平穩性。因為對于平穩序列和非平穩序列，在建模時需要區別對待。如果數據是平穩的，就能直接運用普通最小二乘法(OLS)對上式方程進行估計，而如果數據是非平穩序列，那么必須用協整理論進行建模分析。

圖3 lnxf、lnsr和lnrjms的時間趨勢圖

通過觀察lnxf、lnsr和lnrjms這三個時間序列的趨勢圖(圖3)，可以發現這些序列隨著時間的推移都有明顯的上升趨勢，從而可以大致判斷這些數據的水平序列是非平穩的。

接著采用較常用的ADF單位根檢驗對這些序列進行單位根檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗結果

由ADF單位根檢驗結果可知，水平序列lnxf、lnsr和lnrjms在1%、5%和10%的顯著性水平下都不能拒絕原假設，可以認為水平序列lnxf、lnsr和lnrjms存在單位根。而一階差分序列Δlnxf和Δlnsr在1%的顯著性水平下拒絕原假設，一階差分序列Δlnrjms在5%的顯著性水平下拒絕原假設，可以認為一階差分序列Δlnxf、Δlnsr和Δlnrjms在5%的顯著性水平下不存在單位根。因此序列lnxf、lnsr和lnrjms都是一階單整的，滿足協整建模的要求，可以進行下面分析。

(三)Johansen協整檢驗

對于都是一階單整的時間序列，可以采用Johansen協整檢驗來判斷它們之間是否存在協整關系，從而得到序列間的長期協整關系。在進行Johansen協整檢驗之前，必須先就待檢驗的序列組成的無約束的VAR模型確定準確的滯后階數。在AIC、SC準則的標準下，經反復實驗發現，由lnxf、lnshr和lnrjms組成的無約束VAR模型的最優滯后階數為滯后一階。

由于協整檢驗的滯后期為無約束VAR模型的一階差分的滯后階數，因此，這里協整檢驗的滯后期輸入(0 0)。按照鐘志威、雷欽禮(2008)的說法，在協整建模時，比較符合經濟數據特征的應該是“水平形式的數據序列沒有確定性趨勢，協整方程有截距項，沒有趨勢項”這個選項。因此，在實際操作時選擇該選項，最終得到的協整檢驗結果如表2所示。

表2 Johansen協整檢驗

由Johansen協整檢驗的結果可以知道，在1%的顯著性水平下，協整檢驗表明時間序列lnxf、lnsr和lnrjms之間存在一個協整關系。該協整方程為(括號內的為標準誤差):

該協整方程表明，從長期來看，居民可支配收入和人均民生支出對居民消費有正的影響，其中居民可支配收入的系數為0．737，表明居民可支配收入增加1個百分點，可以使居民消費增加0．737個百分點;而人均民生支出的系數為0．253，表明人均民生支出增加1個百分點，可以使居民消費增加0．253個百分點。因此，從長期來看，居民可支配收入仍然是影響居民消費的一個最重要的因素，而民生支出對居民消費的影響也占據著一個重要比重。

(四)向量誤差修正(VEC)模型

Johansen協整檢驗只是給出了居民消費、居民可支配收入和人均民生支出這三者之間的一個長期協整關系。要知道這三者之間的短期動態關系，必須建立向量誤差修正模型。VEC模型是含有協整約束的VAR模型，上面在協整檢驗時已經確定無約束的VAR模型的最優滯后階數為滯后一階，因此，這里VEC模型的滯后階數為0。

表3 VEC模型整體檢驗結果

由表3可以看出，VEC模型的整體檢驗結果中，AIC、SC準則數都較小，可以認為VEC模型擬合較好。

由此得到VEC模型的方程:

由方程(3)可知，人均民生支出誤差修正項的系數為－0．1176，符合短期修正機制，說明當人均民生支出短期波動偏離長期均衡時，將以－0．1176的調整力度將非均衡狀態拉回均衡狀態。

(五)格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗主要是檢驗兩個變量之間是否具有因果關系。有時兩個表現出相關關系的變量并不一定具有因果關系，而且在經濟序列中，特別容易出現兩個沒有因果關系的序列表現出很強的相關關系。因此，為了避免將兩個毫無因果關系的變量序列進行建模分析的“偽回歸”現象，必須對回歸中的變量進行格蘭杰因果關系檢驗，以確定這些變量之間確實是有因果關系的，否則，回歸方程也將是不成立的。由上面建立的無約束VAR模型可知，最優的滯后階數為滯后一階，因此這里的格蘭杰因果關系檢驗也選擇滯后一階。實驗結果由表4給出。

表4 格蘭杰因果關系檢驗

從表4結果可知，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設“lnsr不是lnxf的格蘭杰原因”，即認為居民可支配收入是居民消費的格蘭杰原因，這也印證了上面Johansen協整方程得到的結論。在10%的顯著性水平下，拒絕原假設“lnrjms不是lnxf的格蘭杰原因”，即人均公共服務類民生支出是居民消費的格蘭杰原因。從而，在10%的顯著性水平下，可以認為，居民可支配收入和人均民生支出都是居民消費的格蘭杰原因。因此，上述建立的回歸方程是成立的。

四、結論與政策建議

本文從理論和實證兩個方面分析了民生支出對居民消費的影響，并得出了一致性的結論，即民生支出的增加有利于促進居民消費。

從上面的協整方程發現，收入仍然是影響居民消費的一個重要的因素。一方面應注意到，居民消費與居民可支配收入呈正比關系，即，居民可支配收入的增加有利于提高我國居民的消費水平;另一方面應注意的是，居民消費對居民可支配收入的彈性達到了0．737，居民可支配收入的提高，能夠在很大程度上促進居民消費。但是，我國經濟發展的現實情況是，1978－2011年，我國實際GDP以9．91%③的平均增長率快速增長，而我國居民實際可支配收入的平均增長率為8．51%④，低于我國GDP的平均增長率，而且有的勞動者的工資連續幾年都沒有漲。而且在我國當前階段，資本的報酬率明顯高于勞動報酬率，先富的那一部分人憑借積累的資本收入更多的報酬，這使得普通居民收入在緩慢上漲的情況下面臨著收入分配差距進一步擴大的不公。因此，如何提過勞動報酬在國民收入中所占的報酬，增加居民可支配收入，縮小收入分配差距是現階段亟待解決的一個重要問題。

從協整方程還可以發現，民生支出也是促進居民消費的一個重要因素。居民消費與人均民生支出呈正比關系，同時，人均民生支出增加1個百分點，可以使居民消費增加0．253個百分點。改革開放以來，許多在計劃經濟時期由政府負責提供的公共服務，如養老、醫療、教育、住房保障等，都推給了市場與個人。雖然我國民生支出的絕對數在不斷增大，但是比起經濟增長速度來說，其增加的幅度要小的多。從圖4中可以看到，1978年以來，政府民生支出占財政支出的比重在逐年提高，到2011的時候已經達到31．155%;而政府民生支出占GDP的比重雖然歷年有所增長，但一直在較低的水平徘徊，到2011年也僅達到7．20%。因此，現階段民生支出的不足也是造成我國居民消費不足的一個重要原因。

圖4 民生支出占財政總支出及國內生產總值的比重

針對上面提到的導致我國居民消費不足的兩個原因，有下面兩條改進的方法:一是要不斷提高我國居民收入水平。提高勞動報酬率，逐步提高勞動報酬在國民收入分配中所占的比重，進一步縮小居民間的收入分配差距;二是要提高民生支出水平。政府要切實保障居民的教育、醫療以及社會保障等方面的權益。同時，由于上面提到的，我國政府之所以注重經濟建設而忽視民生服務的提供，其本質原因在于我國以經濟績效為考核標準的官員任免方式。因此，探索更好地考核地方政府官員績效的標準，切實以一個地區居民收入水平的提高、公共服務水平的提高、居民幸福指數的提高作為考核地方政府官員的標準，這也更符合當前服務型政府的主旨，也有利于提高居民的消費水平。

［注 釋］

① 參考洪源(2009)并作了改動．

② 居民可支配收入=城鎮家庭平均每人可支配收入×年底城鎮人口占總人口的比重+農村居民家庭人均年純收入×年底鄉村人口占總人口的比重．

③ 數據來源:根據《中國統計年鑒2012》國內生產總值和居民價格指數計算得到．

④ 數據來源:根據上文中提到的實際居民可支配收入換算得到．

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