基于VAR模型的“八項規定”對消費者信心指數影響分析

高天翔 王旺

摘要：利用2013年9月-2016年10月中紀委查處違反“八項規定”的問題數和消費者信心指數的月度數據.建立向量自回歸模型。對消費者信心指數與查處違反八項規定問題數的關聯程度進行分析，揭示出二者之間的關系。中央加大反腐力度，全面從嚴治黨在短時間內會影響消費者信心指數，但是從長遠來看，全面從嚴治黨對消費者信心指數的提振作用更大，對中國經濟的持續健康發展具有持久的推動作用。

關鍵詞：“八項規定”；公款消費；消費者信心指數；經濟轉型；從嚴治黨

一、引言

2013年中央為了加強黨風廉政建設提出了“八項規定”。這得到了廣大人民群眾的熱烈支持與擁護。公款消費得到了極大的遏制，黨風廉政建設也取得了極大的成就。但是一些學者提出擔心，他們認為，消費是目前中國經濟穩增長、調結構、轉方式、保穩定最重要、最緊迫的落腳點，是轉變經濟發展方式的動力。現階段遏制公款消費，會影響消費需求，不利于中國經濟的轉型與發展。

二、文獻綜述

自加強黨風廉政建設以來.許多學者就“八項規定”對我國經濟的影響做過大量分析與研究：譚浩俊（2013）提出，就短時間來看，公款消費行為遭到遏制會影響消費市場的需求，對消費拉動經濟造成影響。然而遏制公款消費并不會影響各種剛性消費需求.長遠來看“八項規定”的出臺反而恰恰可以有效激發消費市場需求。余豐慧（2013）認為反對浪費與擴大消費之間并不矛盾。周開文（2014）使用貴州茅臺的財務數據構建ARIMA模型并進行了實證分析.將實際數據與無政策條件影響下2013-2014年的營業收入預測情況進行對比，得出“八項規定”給茅臺公司造成了一定程度消極影響。高玉胭（2015）使用虛擬變量方法對湖北省社會消費品零售總額與住宿餐飲營業額2012年2月至2014年2月間的月度數據進行研究。實證分析“八項規定”的出臺對湖北省消費結構造成的影響。提出“八項規定”的作用效應：一是由于市場競爭的原因.商品價格逐漸趨于合理的同時也更加面向社會大眾；二是使經濟增長質量得到了更大程度的提升，且愈加促進了政府支出結構的優化。不過，關于“八項規定”對消費者信心指數造成的影響的具體實證分析目前尚無人做出。

三、實證分析

（一）現狀分析

違反八項規定查處問題數與消費者信心指數一直呈現出波動的趨勢，2015年上半年查處問題數較少，消費者信心指數保持在較高的水平。

（二）數據處理

首先，選取2013年9月-2016年10月中紀委查處違反“八項規定”的問題數和消費者信心指數的月度數據.分別用y、x表示消費者信心指數、查處違反“八項規定”的問題數。其次，取全部變量原始數據的對數，形成新的數列lny、lnx，從而使數據波動幅度下降且消除可能存在的異方差，以減小對模型估計的影響。

（三）單位根檢驗

依據非經典計量經濟學理論，如果時間序列表現平穩就不會產生偽回歸現象。對于處在高斯一馬爾科夫定理成立條件下的VAR模型來說，變量間的回歸產生偽回歸現象只有使用表現非平穩的時間序列這一種可能。DF檢驗和ADF檢驗在不涉及面板數據的單位根檢驗時，是常用的平穩性檢驗方法。如果采用DF檢驗法來判斷是否存在單位根，則會因為隨即擾動項存在自相關而無法有效檢驗單位根。所以為確保單位根檢驗的有效性.文中使用ADF檢驗法來規避誤差的出現。AIC信息準則在提高數據擬合優良性的同時也可以避免殘差自相關，因此使用其確定最佳滯后期。在進行檢驗之前，對所有變量取自然對數。單位根檢驗結果如表1：觀察表1，臨界值5%大于單位根檢驗得到的所有ADF值。因此各變量原始序列不存在單位根.表現平穩。

（四）VAR模型

不同的滯后期會導致VAR模型估計結果的顯著不同，因為模型對滯后期數的選擇十分敏感。當滯后階數為1時，AIC=-4.726663.當滯后階數為2時.AIC=-4.733242.因此采用AIC信息準則確定模型的最佳滯后階數為2期。對建立的VAR（2）模型進行AR根檢驗，聯立方程組全部解的模的倒數全部包含于單位圓內，如圖2所示檢驗表明VAR（2）具有穩定性。

（五）Johansen協整

一般存在兩種協整檢驗方法。其中，EG協整檢驗因為不需要數據存在VAR的表示形式而顯得操作簡單.但基于回歸殘差的協整檢驗原理使其不能完整地發現變量之間的協整關系，經常會出現以不同序列作為被解釋變量的檢驗回歸方程的殘差的單整性不一致的問題。因此另一種基于回歸系數完全信息的Johansen協整檢驗更適合本文.上文中依據AIC最小準則得出VAR最佳滯后階數是2.一般情況下協整檢驗的最優滯后期等于VAR最佳滯后階數減1.所以最優滯后期是1。

根據表2，Johansen的跡檢驗值表示在5%的顯著水平下均拒絕不存在，最多存在一個協整關系這兩個原假設。也就意味著以5%的顯著性水平為前提，兩個變量存在一個協整關系.即：

lny=-1.161nx

從建立的方程可以看出，查處違反“八項規定”的問題數會降低消費者信心指數。保持其他條件不變，查處違反八項規定問題數的對數增加1%，則消費者信心指數對數相應地下降1.16%。

（六）脈沖響應函數

在已經建立的VAR模型的基礎上.為進一步分析消費者信心指數和查處違反“八項規定”的問題數之間的短期動態關系，將擬合它們兩者之間的脈沖響應函數。下圖中，時期數、脈沖響應函數大小分別用橫軸、縱軸表示，消費者信心指數受到沖擊后的走勢用實線表示。走勢的兩倍標準誤差用最高和最低兩根虛線表示。

從圖3的脈沖函數可以看出.查處違反“八項規定”的問題數在第一期會對消費者信心指數產生較大的負面影響。并在第二期到達最大值；從第二期開始，負影響開始減弱并在第四期開始產生正影響。

（七）預測方差分解檢驗

利用方差分解法分析查處違反“八項規定”的問題數對消費者信心指數的貢獻度。

消費者信心指數預測方差中由消費者信心指數貢獻的百分比是lny列；消費者信心指數總值預測方差中由查處違反“八項規定”的問題數貢獻的百分比是lnx列。由于一期預測中沒有包含查處違反“八項規定”的問題數的不確定性影響，因此消費者信心指數第二期預測的標準差是0.025，大于第二期的0.023。隨后消費者信心指數預測的標準差逐期增加，到第5期逐漸趨于穩定。

由于lny是預測方差中第一個輸入變量.消費者信心指數在第1期預測中只受其自身擾動的影響。在第2期預測中，查處違反“八項規定”的問題數對消費者信心指數預測方差的貢獻度為0.05%時。才對消費者信心指數有微弱影響。而消費者信心指數對其自身預測方差的貢獻度仍是主體，為99.95%。預測期逐漸增加后，雖然消費者信心指數對預測方差的貢獻度下降，查處違反“八項規定”的問題數對預測方差的貢獻度增加.但是，消費者信心指數預測方差由自身擾動引起的依然為99.94%，查處違反“八項規定”的問題數所引起的只占0.06%。

四、結論

通過實證分析我們發現.“八項規定”的執行在較短的時期內會引起消費者信心指數的下降.中紀委查處的問題數每增加1%，消費者信心指數則下降1.16%。但是通過脈沖函數可以看出，“八項規定”的執行在長期對消費者信心指數會產生明顯的提振作用。方差分析表也顯示出短期內消費者信心指數的下降由自身影響的因素占到了99.94%，“八項規定”所占的因素只占到0.06%。

“八項規定”的執行在很大程度上限制了公款消費.導致公款消費的難度加大.中國市場上的昂貴奢侈品消費明顯下降。這也說明了“八項規定”執行以前。中國的消費在相當大的程度上是依靠公款消費尤其是高檔奢侈品消費。無節制的公款消費不斷推升物價水平的上升，擠壓百姓的正常消費需求。“八項規定”的執行極大地遏制了公款消費，短期內可能對中國的消費市場產生一定的不利影響，會影響消費者信心指數。但是從長遠來看。百姓的剛性消費需求不會受到“八項規定”的影響，隨著執行力度的加大.消費者信心指數未來仍然具有很大的提振空間。