政府支出對我國居民消費影響實證分析

■ 張欣蕾 孫小清 關永娟（燕京理工學院 河北廊坊 065201）

政府支出對我國居民消費影響實證分析

■ 張欣蕾 孫小清 關永娟（燕京理工學院 河北廊坊 065201）

政府支出對居民消費的影響，是經濟學者也是各國政府廣泛關注的重要問題。本文利用我國1978-2013年的相關數據，通過OLS回歸分析和格蘭杰因果關系檢驗，對我國政府支出和居民消費之間的關系進行了實證分析。研究結果表明：就全國范圍來看，政府支出對居民消費有擠入效應；而從農村和城鎮單獨分析的結果看，政府支出對農村居民消費有擠入效應，而對城鎮居民消費有擠出效應。最后根據研究結果文章給出了政策建議。

政府支出 居民消費 擠出效應 擠入效應

消費、投資和凈出口被視為推動經濟增長的“三駕馬車”，其中，消費和投資為內需，凈出口為外需。在全球經濟形勢嚴峻，外需不振的今天，擴大內需被公認為是我國經濟增長的最主要動力源泉。然而，自改革開放以來，消費對經濟增長所起到的拉動作用似乎表現地較為有限。在這種情況下，增加政府支出究竟能否刺激消費進而促進經濟增長，這個問題就變得至關重要。

本文從我國宏觀經濟運行的現實出發，利用我國1978-2013年的相關數據，不僅從總量上對我國政府支出和居民消費之間的關系進行了實證分析，而且分別對農村和城鎮進行了分析，以期為政府制定宏觀經濟政策提供借鑒和參考。

變量選取與數據來源

本文采用我國1978-2013年的數據進行分析，數據主要來自相關年份的《中國統計年鑒》和中國統計局網站，并經簡單計算得到。本文要研究的是政府支出與居民消費之間的關系，所以首先選取的兩個變量是人均政府支出（G）與人均居民消費（C），考慮到居民可支配收入是影響居民消費的一個重要變量，所以把人均可支配收入（YD）也引入進來。為了消除物價影響，使數據具有可比性，所有數據均采用名義變量，采用當年的商品價格指數（以1978年為基期）調整后的實際變量。

為避免非平穩變量直接進行回歸可能會出現的偽回歸，本文試圖構建一些平穩變量，于是對數據進行了處理，得出了實際變量增長率。依次為：人均消費水平增長率（CR）、人均政府支出增長率（GR）、人均可支配收入增長率（YDR）。除此之外，本文還要對城鎮和農村分別進行分析，所以用到的變量還有：農村人均消費水平增長率（RCR）、城鎮人均消費水平增長率（UCR）、農村人均可支配收入增長率（RYDR）、城鎮人均可支配收入增長率（UYDR）。

單位根檢驗

為保證結果的可信性，在進行回歸分析之前，需先對這些時間序列做單位根檢驗，判斷序列的平穩性。常用的單位根檢驗方法為ADF檢驗。利用Eviews6.0軟件分別對各變量的水平值進行ADF檢驗，結果見表1。

從表1可以看出，CR在1%的顯著性水平下是平穩的，其他6個變量都在5%的顯著性水平下是平穩的。因此，可以對這些變量進行OLS回歸分析。

基于OLS的回歸分析

先對全國進行分析，把人均消費水平增長率（CR）作為被解釋變量，人均政府支出增長率（GR）和人均可支配收入增長率（YDR）作為解釋變量，建立線性回歸模型。用SPSS進行OLS回歸分析，結果如表2、表3所示。

從表2和表3可以看出，F的概率值和t的概率值均小于0.05，說明在顯著性水平為0.05的前提下，模型本身及其回歸系數的顯著性均通過了檢驗，最終得到的回歸方程為：

從得到的回歸方程（1）來看，人均可支配收入增長率（YDR）每上升1個百分點，人均消費水平增長率（CR）會上升0.719個百分點。這是符合經濟學理論的，因為可支配收入是消費的最主要來源，可支配收入增加，自然會刺激人們增加開支來提高生活水平，從而增加消費支出。

表1 單位根檢驗結果

表2 回歸模型方差分析表（全國）

表3 模型參數的估計和檢驗（全國）

表4 回歸模型方差分析表（農村）

表5 模型參數的估計和檢驗（農村）

表6 回歸模型方差分析表（城鎮）

而人均政府支出增長率（GR）每上升1個百分點，人均消費水平增長率（CR）則會上升0.043個百分點，這說明就全國來看，政府支出與居民消費存在一定的互補關系，政府支出會在一定程度上擠入居民消費。

接下來對農村和城鎮分別進行分析。分別把農村（城鎮）人均消費水平增長率作為被解釋變量，人均政府支出增長率和農村（城鎮）人均可支配收入增長率作為解釋變量，建立線性回歸模型。回歸分析結果見表4和表5、表6和表7。

從表4和表5、表6和表7可以看出，在顯著性水平為0.05的前提下，不管是農村還是城鎮，模型本身及其回歸系數的顯著性水平均通過了檢驗，說明該回歸結果是可信的。最終得到的回歸方程是：

從方程（2）（3）可以看出，無論農村還是城鎮，人均消費增長率都是隨著人均可支配收入增長率的增加而增加，說明不管農村或是城鎮，人均可支配收入都是決定居民消費的重要因素。相對來說，方程（2）中人均可支配收入增長率的回歸系數是0.891，而方程（3）中該回歸系數是0.590，說明農村居民可支配收入對消費的影響要大于城鎮居民。

同時從這兩個方程中還可以看出，政府支出對農村和城鎮居民消費的作用方向是相反的。方程（2）中GR的系數為0.074，大于0，即政府支出對農村居民消費有著擠入效應，二者是互補關系；而方程（3）中GR的系數為-0.017，小于0，即政府支出對城鎮居民消費有著擠出效應，二者表現為替代關系。從影響程度來看，政府支出對農村居民消費作用更大。

格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系檢驗是用來檢驗一個變量的所有滯后項是否對其他變量的當期值產生影響。若變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。進行格蘭杰因果關系檢驗的一個前提條件是時間序列必須具有平穩性，之前已經做過序列平穩性檢驗，7個變量均通過了單位根檢驗，因此可以進一步對它們做格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果見表8（5%的顯著性水平）。

從表8可以看出，在5%的顯著性水平下，只有“RYDR不是RCR的格蘭杰原因”、“UYDR不是UCR的格蘭杰原因”這三個原假設應該被拒絕，其他原假設都可以接受，即全國（農村、城鎮）人均可支配收入增長率分別是全國（農村、城鎮）人均消費增長率的格蘭杰原因，其他變量之間則不存在格蘭杰因果關系。因此，又一次驗證了可支配收入是影響居民消費的最主要因素，它直接決定了居民的消費水平，而政府支出與居民消費之間則不存在明顯的格蘭杰因果關系。

表7 模型參數的估計和檢驗（城鎮）

表8 格蘭杰因果關系檢驗結果

結論和政策建議

本文通過OLS回歸分析和格蘭杰因果關系檢驗，分析了政府支出對全國居民消費以及城鄉居民消費的影響，通過實證得出如下結論：

第一，OLS回歸分析和格蘭杰因果關系檢驗結果都表明，不管是全國范圍，還是農村或者城鎮，可支配收入都是決定居民消費的重要因素，并且可支配收入是居民消費的格蘭杰原因。

第二，通過OLS回歸分析的結果得知，就全國范圍來看，政府支出對居民消費有擠入效應；而從對農村和城鎮單獨分析的結果看，政府支出對農村居民消費有擠入效應，而對城鎮居民消費有擠出效應。但是格蘭杰因果檢驗發現政府支出與居民消費之間不存在明顯的格蘭杰因果關系。

結合以上分析結果，就此提出以下政策建議：

首先，總體上來說，政府支出對居民消費是有輕微的擠入效應的。所以在內需不足的情況下，我國政府可以通過適當增加政府支出的方式，來刺激居民消費進而提高社會總需求，達到宏觀調控的目的。

其次，從以上的分析可以看出，政府支出對農村居民消費有擠入效應，而對城鎮居民消費有擠出效應。目前我國的財政支出更多地偏向城鎮，對農村、農業、農民的投入不足。所以政府支出應該更多地向農村轉移，加大對農村的投入力度，將會更快更直接地刺激農村居民消費。一方面，應加大農村的基礎設施建設投入；另一方面，完善農業生產的財政補貼政策。

最后，可支配收入是決定居民消費的主要因素，因此要想擴大內需，刺激居民消費，顯然提高居民可支配收入比增加政府支出的效果要好。因此，在長期內，政府應盡力提高居民可支配收入，尤其是提高農村居民的可支配收入。我國城鄉差距較大，農村社會保障水平較低，政府應完善農村的醫療、就業、養老等保障制度，減少農民的后顧之憂，才能有效激勵他們的消費。

1.謝建國，陳漓高.政府支出與居民消費—一個基于跨期替代模型的中國經驗分析[J].當代經濟科學，2002（6）

2.陳太明.中國的政府支出與居民消費：擠出還是擠入[J].東北財經大學學報，2007（5）

3.胡書東.中國財政支出和民間消費需求之間的關系[J].中國社會科學，2002（6）

4.李廣眾.政府支出與居民消費：替代還是互補[J].世界經濟，2005（5）

F014.4

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