基于狀態空間模型的我國政府消費性支出與居民消費關系研究

宋 心 璐

(武漢大學 政治與公共管理學院社會保障研究中心 湖北 武漢　430070)

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基于狀態空間模型的我國政府消費性支出與居民消費關系研究

宋 心 璐

(武漢大學 政治與公共管理學院社會保障研究中心 湖北 武漢430070)

摘要：本文利用我國1978—2013年的財政支出數據和居民消費水平數據，使用狀態空間模型，結合卡爾曼濾波迭代算法，分析了我國政府消費性支出對居民消費支出的長期動態作用。實證結果顯示：我國政府消費性支出對總體居民消費存在長期的引致效應；效果先增大后減弱，在1998年左右達到峰值；政府消費性支出對于城鎮居民消費的引致效應在大多數年份大于農村居民消費的引致效應。最后根據實證結果，對進一步提高居民消費水平提出了相關政策建議。

關鍵詞：政府；消費性支出；居民消費狀態；空間模型

一、引言及文獻回顧

政府消費性支出與轉移性支出都屬于政府的非生產性支出，它與其他類別的政府支出一樣，對于居民消費支出的影響存在互補與替代兩種效應。前者能夠促進居民的消費支出，因而也被稱作“擠入效應”或者是“引致效應”，后者會減少居民的消費開支，故亦稱作“擠出效應”。引致效應的理論源于凱恩斯理論中的乘數效應，理論認為乘數效應使得國民收入增加，增加居民的實際可支配收入，從而提高居民的消費水平。擠出效應則更多著眼于微觀視角，認為當政府支出的增加有可能引起更重的稅負以及更高的價格水平等情況，從而出現居民的消費水平不升反降的結果。

國內外學者對于各個類別的政府支出所產生的對各類領域的“引致”或“擠出”作用都有深入的探討。熊勛勝，余吉祥[1]通過跨省人口遷移對地區差距產生的影響進而提出要將財政支出向欠發達、向農村地區傾斜的結論。劉卓珺，于長革[2]討論了公共投資支出的效應以及其最優規模的測度。茹長云[3]則重點討論了財政支農支出結構優化以及農業科技支出管理創新，從而改善農村居民生活的路徑。在教育，尤其是高等教育支出方面，許多學者都討論了我國財政對教育支出所產生的效率問題，如王耀忠，丁妥[4]就研究了生均經費預算制度下的地方高等教育財政撥款機制，分析了我國高等教育財政撥款體制演變過程，從投入機制、運行體制、分配方式、績效管理、職責界定等方面提出了改進地方高等教育財政撥款機制的建議。具體到研究政府消費性支出與居民消費支出之間的關系，其同樣受到了國內外學者的廣泛關注。但是我國政府消費性支出對于居民消費所產生的作用并未得到一致的觀點。李廣眾[5]在消費者最優消費選擇歐拉方程基礎上推出用以分析政府支出與居民消費之間關系的模型。對全國、城鎮以及農村樣本的估計說明，改革開放以來，政府支出與居民消費之間表現為互補關系。洪源和肖海翔[6]從中國居民消費行為的視角探討了政府民生消費性支出對居民消費的影響，得出政府民生消費性支出與居民消費存在顯著的互補關系, 并且, 政府民生消費性支出是導致居民消費變動的主要影響因素之一的結論。楊智峰[7]亦對政府消費性支出、國有資本與居民消費之間的關系進行了實證研究，通過設定有效消費函數，利用跨期優化理論建立模型進行并以全國30個省1992—2005年的面板數據進行實證檢驗，得出我國政府消費性支出系數達0.86。國外學者Linnemann[8]，Bouakez、Rebei[9]等亦持類似觀點。同時，另有一些學者認為，政府消費性支出對居民消費的影響更多的表現為擠出效應。申琳，馬丹[10]從消費傾斜渠道與資源撤出渠道分析政府支出對于居民消費的影響，結果表明，中國人均政府支出增加通過消費傾斜渠道促使人均居民消費上升，而通過資源撤出渠道導致人均居民消費下降，綜合來看，中國人均政府支出增加通過兩種渠道最終導致人均居民消費下降，即存在替代效應。方福前，孫文凱[11]利用2007—2012年中國省級面板數據進行驗證。結果發現，我國政府消費性支出與居民消費率和總消費率之間存在負向影響關系，說明了政府消費對居民消費和社會總消費有一定的擠出效應。

綜上所述，有關政府支出(包括消費性支出)對于居民消費影響的研究已較為豐富詳實，但自2007年財政部預算司發布《財政部關于印發政府收支分類改革方案的通知》開始，我國便展開了政府收支分類改革[12]，導致各類財政支出的統計口徑產生變化，因此，很多研究所使用的數據都止步于2006年，缺乏對2007以后政府消費性支出對居民消費的作用探討。因此，本文在根據政府消費性支出定義、各方學者研究以及我國財政數據可得性的情況下，選取了13項財政支出類別及若干財政支出款，作為2007年以后我國公共財政中消費性支出的數據來源，從而獲得了1978—2013年相對完整的政府消費性支出數據，以期考察改革開放以來，我國政府消費性支出對于居民消費的作用。

二、模型構建及數據來源

在本節中，利用狀態空間模型，結合卡爾曼濾波迭代法，對我國公共財政中消費性支出對于居民消費的影響進行可變參數分析。

狀態空間模型最早由Harvey[13]和Hamilton[14]提出的，其本質上是一個以隱含著的時間為自變量的動態時域模型。模型求解的核心在于卡爾曼(Kalman)濾波，它是在時刻t基于所有可得到的信息計算狀態向量的最理想的遞推過程。當擾動項和初始狀態向量服從正態分布時，它能夠通過預測誤差分解計算似然函數，從而可以對模型中的所有未知參數進行估計，并且當新的觀測值一旦得到，就可以利用卡爾曼濾波連續地修正狀態向量的估計。因此，狀態空間模型廣泛應用于動態的經濟時間序列分析，且由于卡爾曼算法的存在，對樣本容量要求并不嚴苛。在本文中，我們將探討政府消費性支出對于居民消費支出的作用，狀態空間模型的特征可以幫助我們較為精準地探求兩者之間的動態作用，同時克服時間序列數據不多的缺陷。其基本方程是：

量測方程：Yt=Xt×βt+Zt×γ+μt

(1)

狀態方程：Yt=Xt×βt+Zt×γ+μt

(2)

βt=δ×β(t-1)+εt

(3)

式(1)中，Xt是存在隨即系數的因變量集合；βt隨時間變化而修正，為不可觀測變量，需要利用Yt和Xt來估計；Zt是存在固定系數的因變量集合，γ為固定參數。式(2)中，βt與β(t-1)存在卡爾濾波迭代關系，并服從AR(1)模型。式(3)中,μt和εt是式(1)和式(2)的隨機擾動項，且相互獨立。

由此，可得出針對政府消費性支出對于居民消費支出的狀態空間模型：

測量方程1：CS=α+β1t×GCS+μt

(4)

狀態方程1：β1t=δ+η×β1(t-1)+εt

(5)

測量方程2：UCS=α+β2t×GCS+μt

(6)

狀態方程2：β2t=δ+η×β2(t-1)+εt

(7)

測量方程3：RCS=α+β3t×GCS+μt

(8)

狀態方程3：β3t=δ+η×β3(t-1)+εt

(9)

式(4)至式(9)是我們所需要的分析的基本模型。其中CS是全體居民消費支出，UCS是城鎮居民消費支出，RCS是農村居民消費支出， GCS是政府消費性支出。βit，(i=1，2，3)和δ則是我們需要估計的參數。(4)、(5)式代表了政府消費性支出對于全體居民消費支出的作用；(6)、(7)式代表了政府消費性支出對于城鎮居民消費支出的作用；(8)、(9)式代表了政府消費性支出對于農村居民消費支出的作用。

本文所使用的1978—2013年數據均來自于《中國統計年鑒》，CS、UCS以及RCS數據可直接獲取。GCS數據則以2007年為界，分為兩個階段考慮。2007年之前我國財政支出統計類目以經濟性質分類為主，大多數學者對于政府消費性支出的涵蓋范圍沒有分歧，即包括行政管理費，國防支出，文教、科學和衛生事業費用以及工業交通商業等部門的事業管理費用四個部分[15]。2007年開始我國對財政收支類目進行了改革，財政支出類目從按經濟性質分類轉化為按收入、支出功能及支出經濟三類分類，GCS數據由此產生了口徑變化。根據《中國非經濟普查年度國內生產總值核算辦法》中對于政府消費性支出的定義：政府部門為全社會提供的公共服務的消費支出和免費或以較低的價格向居民住戶提供的貨物和服務的凈支出，前者等于政府服務的產出價值減去政府單位所獲得的經營收入的價值；后者等于政府部門免費或以較低價格向居民住戶提供的貨物和服務的市場價值減去向居民住戶收取的價值，以及相關學者的觀點，選擇了13個大項財政支出和若干小項財政支出類別作為我國2007—2013年政府消費性支出的數據來源，具體包括：一般公共服務、外交、國防、公共安全、教育、科學技術、文化體育與傳媒、醫療衛生、社會保障和就業(其中有部分屬于轉移支付)、節能環保(環境保護)、城鄉社區事務、工業商業金融等事務、糧油物資管理事務以及若干小項，由于小項占比較少，在此不予以贅述。所有的數據皆以1978年為基期，利用消費價格指數予以了平減。

為保證2007年之前與之后政府消費性支出數據口徑的一致性，在實證分析前，首先對兩個階段的政府消費性支出做基本觀測，結果如圖1所示。

圖1　1978年至2013年我國政府性消費支出變化趨勢圖

注：計算1996—2010年的消費性支出占公共財政支出比重時，分母包括了預算外資金總額，分子則包括以下預算外資金支出項目：1996—2005年預算外資金支出中的“行政事業費用”加入了“行政管理費用”中； 2007—2010年預算外資金支出中的“一般公共服務”和“教育”加入了“一般公共服務”和“教育”中。

由圖1可知，經30多年的發展，我國的公共財政消費性支出絕對水平一直呈現上升趨勢，從1978年的300多億元上升到2013年的70 000多億元，增長倍數達200余倍。尤其是在2000年以來，消費性絕對支出呈快速上升狀況。在占比方面，消費性支出處于“波動明顯，總體上升”的情況之中。1978—1995年從30%平緩上升至45%后，1996—2006年呈現低谷狀態，基本處在30%～40%的水平上，這可能與加入了預算外資金總額，導致分母數有較大的增幅有關。2007年增長至55%左右，隨后又下降至50%，這其中可能存在統計口徑變化的原因，同時，也可能與2008年全球金融危機背景下，我國財政政策從“穩健積極”轉化為“適度寬松“有關。但從總體而言，經過統計口徑的變化，兩個階段的支出比重依然較為正常，未出現異常值。

三、實證結果及分析

在計算模型(4)至(9)之前，對變量進行相關性分析，表1給出了主要變量的特征值和相關系數矩陣，可知變量之間相關性很強，均在1%的置信水平上顯著。由此，可進行后續的模型檢驗。繼而，利用計量軟件，得到式(4)到式(9)的估計方程，如表2所示。

表1　主要變量的統計特征及相關系數

注：***，**，*分別表示在1%、5%和10%的置信水平上顯著。

表2　政府消費性支出對全體、城鎮及農村居民消費的測量方程及狀態方程

注：***，**，*分別表示在1%、5%和10%的置信水平上顯著。

由此可繼續估算出，每一個年份的動態值βit，i=1,2,3，其含義是每1億元政府消費性支出會增加(減少)的居民消費支出。也即，若βt>0，則說明政府消費性支出對居民消費支出存在引致效應；若βt<0，則說明政府消費性支出對居民消費存在擠出效應。表3是根據式(4)至(9)估算了每一年的動態值。圖2給出了1978—2013年政府消費性支出對于居民消費支出動態影響值以及城鄉各占總影響動態值比重的變化趨勢。

圖2　1978—2013年政府消費性支出對于居民消費支出的動態影響值及城鄉比重

年份β1t值β2t值β3t值年份β1t值β2t值β3t值19790.9412462860.6202207880.3201406619977.2585266574.9430573382.65654086319801.2238189780.678715490.54382167819987.5239854674.9933936062.524822119811.7188220530.963953070.75274853819997.1262746024.9139085072.20807070719822.3095208911.1760283611.12978257920006.8250672174.8366467011.98517626419832.6082063281.2422533111.36148344320016.6135758614.784214931.82688061919842.9159259271.3041115831.60654394620025.894575444.3126826121.58033087619853.3667431381.4862606871.87436521520035.1869507173.8456572681.34061106919864.1213923951.8932648822.22083879120044.996626163.8173292841.34061106919874.0880327692.001608322.08003188420054.9166853843.7974592651.11957823219884.6776841962.3778697122.29269589920064.7207180813.6135200521.10754544819895.3481322682.9043652472.43632323920074.5152769763.6135200521.03294473419905.0233367122.8651205182.15196140820082.8931604842.2559957330.63889672819915.0015866112.9769214132.01917692920092.7029774882.108670640.59616005619925.1918070283.191139451.99558660120102.5815927032.0402419070.5434123119935.705943293.6148299142.08603712920112.8602756742.275931410.58636380619946.1822483034.1023123832.07527820420122.9688631952.3426294090.62812481219956.3067567374.23206762.07023703820132.8513290982.2572860870.596035412

由上述圖表可以得出以下結論：

首先，我國政府消費性支出對于居民消費支出水平存在引致效應，即財政消費性支出促進了居民消費支出。在實證結果中，無論是得出的測量方程還是在此基礎上計算而得的每年動態影響值，其值皆為正，說明財政消費性支出能夠增加居民的消費水平。

其次，引致效應呈現“先提高，后減緩”的趨勢。以政府消費性支出對于總體居民消費的引致效應看，β1t從1979年的每增加財政消費性支出1億元，即可增加居民消費0.94億元；上升至1998年峰值水平7.52億元，然后又不斷下降，至2013年時僅為2.85億元。說明政府消費性支出對于居民消費支出的引致效應在經歷了大增長以后，目前已逐步趨軟。這個結果與張治覺，吳定玉等學者所得出的結論有一致之處[16]。

再次，城鄉內部的政府消費性支出引致作用有較大差別，且隨時間推移而產生變化。除在1979—1989年間，政府消費性支出對于城鎮及農村居民消費的引致作用基本一致，甚至在個別年份有農村內部引致作用更大的情況出現以外，自1990年開始，政府消費性支出對于城鎮居民消費支出的引致作用就大大超過農村內部。這個結果從UCS與RUS動態值占總影響動態值的比重變化趨勢亦可見一斑，UCS動態值占比從1979年的60%以上降至1985年的最低值不足50%后，繼而再上升至2013年近80%的比重，而RUS比重則相對降到了20%。

四、結束語

由于政府支出對居民消費存在互補作用和替代作用這兩種效應，且在2007年我國財政支出類目統計改革后，財政支出數據缺乏一致性和連貫性，因而在對這兩種效應的觀測中，鮮有最新數據的應用。我們在本文中則根據政府消費性支出的定義和多方學者的觀點，重新統計了2007—2013年的政府消費性支出，并考察了改革開放至今，政府消費性支出對全體居民消費支出、城鎮居民消費支出以及農村居民消費支出的影響。實證結果表明，我國政府消費性支出對居民消費支出存在引致效應。同時，引致效應先增強，在1998年達到峰值以后減弱。城鎮居民消費和農村居民消費對于政府消費性支出的彈性存在差異，前者普遍高于后者，說明我國政府消費性支出對于城鎮居民消費的引致影響更大。

綜上所述，我國公共財政中的消費性支出總體對居民消費支出產生了長期的引致效應，但是隨著人民物質生活的進一步發展，這種引致效應正在逐步減弱。且在分析結果中可見，政府消費性支出對于農村消費的拉動作用大大低于城鎮，而我國的城鄉二元經濟結構勢必會在未來很長一段時間內繼續存在。因此，我們可以將更多政府消費性支出投入農村，通過增加農村人口的實際可支配收入，完善農村社會保障體系，提高農村教育水平，加大農村醫療衛生產品的供給等路徑，激發農村消費市場的活力，進一步提高政府消費性支出的引致效應。

參考文獻：

[1]熊勛勝,余吉祥. 跨省遷移對地區差距的影響——基于灰色關聯度的分析[J]. 石家莊鐵道大學學報(社會科學版),2015(3):24-29.

[2]劉卓珺,于長革. 公共投資的經濟效應及其最優規模分析[J]. 經濟科學,2006 (1): 31-42.

[3]茹長云. 基于財政支農支出結構優化的農業科技支出管理創新研究[J]. 石家莊鐵道大學學報(社會科學版),2012(2):5-8.

[4]王耀忠,丁妥. 基于生均經費預算制度下的地方高等教育財政撥款機制改進對策[J]. 石家莊鐵道大學學報(社會科學版),2014(1):36-39.

[5]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):38-45.

[6]洪源,肖海翔.政府民生消費性支出對居民消費的影響——基于中國居民消費行為的視角[J]. 財貿研究,2009(4):69-76.

[7]楊智峰. 政府消費性支出、國有資本與居民消費關系的實證[J]. 統計與決策,2008(17):139-141.

[8]Linnemann L. The Effect of Government Spending on Private Consumption: A puzzle?[J]．Journal of Money，Credit，and Banking，2006，38(7):1715-1735．

[9]Bouakez H， Rebei N. Why does Private Consumption Rise after Government Spending Shock?[J]．Canadian Journal of Economics，2007，40(3):954-979．

[10]申琳,馬丹. 政府支出與居民消費:消費傾斜渠道與資源撤出渠道[J]. 世界經濟, 2007 (11): 73-79.

[11]方福前,孫文凱. 政府支出結構、居民消費與社會總消費——基于中國2007—2012年省級面板數據分析[J]. 經濟學家,2014(10):35-44.

[12]財政部預算司：財政部關于印發政府收支分類改革方案的通知[EB/OL] . (2008-05-22).http://yss.mof.gov.cn/zhengwuxinxi/zhengceguizhang/200805/t20080522_33690.html.

[13]Hamilton，J.D.Time Series Analysis [M].Princeton NJ：Princeon University Press，1994:1-12.

[14]Harvey，Andrew，C.Forecasting，Structural Time Series Models and the Kalman Filter [M].Cambridge：Cambridge University Press，1989：17-21.

[15]牛永有,李互武,富永年.財政學[M].上海：復旦大學出版社,2013：63.

[16]張治覺,吳定玉. 我國政府支出對居民消費產生引致還是擠出效應——基于可變參數模型的分析[J]. 數量經濟技術經濟研究,2007(5):53-61.

Research on the Relationship Between Government Consumption Expenditure and Residents Consumption in China Based on State Space Model

Song Xinlu

(College of Politics and Public Administration Social Security Research Center, Wuhan University, Wuhan, 430070, China)

Abstract:This paper, using the data of fiscal expenditure and resident consumption from 1978 to 2013, analyzes the long term dynamic effects of government consumption expenditure on household consumption in China through the state space mode and Kalman filtering. Empirical results show that: the Chinese government consumption expenditure has a crowd-in effect on the household consumption. The effect first enhanced and then weakened, arriving at the peak in 1998; at the same time, the crowd-in effect in urban areas was greater than that of the rural areas. Finally, based on the empirical results, the relevant policy recommendations are proposed to further improve the consumption level of residents.

Key words:government; consumption expenditure; household consumption, state space mode

文章編號：2095-0365(2016)02-0070-06

收稿日期：2016-03-05

作者簡介：宋心璐(1992-)，女，碩士研究生，研究方向：公共經濟、社會保障。

中圖分類號：C913.3

文獻標識碼：A

DOI:10.13319/j.cnki.sjztddxxbskb.2016.02.13

本文信息:宋心璐.基于狀態空間模型的我國政府消費性支出與居民消費關系研究[J].石家莊鐵道大學學報：社會科學版，2016，10(2)：70-75.