政府消費、物價波動與居民消費棘輪效應分析

郭秀峰

（晉城職業技術學院 山西晉城 048000）

引言及文獻綜述

近年來，隨著我國經濟發展水平不斷提升，城鄉居民收入水平也得到了大幅度提升。收入是消費的基礎，收入水平的提升明顯帶動了城鄉居民的消費水平。但不容忽視的是，由于存在物價波動等因素，城鄉居民消費水平呈現波動趨勢，其導致了我國城鄉居民消費呈現出棘輪效應。孫玉環等（2017）以遼寧省為例，構建VEC 模型探究了物價波動與居民消費水平的關聯性，其結果表明遼寧省物價波動顯著降低了其居民消費水平；徐淑華等（2017）利用我國2005～2015 年的季度數據，構建自回歸分布滯后模型，探究了財政支出與居民消費水平的關聯性，結果表明財政支出水平與居民消費水平呈正相關關系；許能慧（2018）認為財政政策是我國政府調控經濟的主要手段，其利用我國1978-2016 年數據探究了政府財政政策對居民消費水平的影響，結果顯示我國政府擴張性財政政策能夠促進居民消費水平提升。現有研究忽視了居民消費的棘輪效應，文章將重點在此方面進行改進。

我國城鄉居民消費現狀分析

自1978 年改革開放以來，我國經濟發展水平迅速提升。2013～2018 年我國城鄉居民人均消費支出狀況如圖1所示。

如圖1 所示，我國城鄉居民消費水平不斷提升。2013年我國城鎮居民人均居民消費支出為18488 元，農村居民人均消費支出為7485 元，2014 年城鎮居民人均消費支出上升到19968 元，農村居民人均消費支出達到8383 元。

圖1 2013～2018 年我國城鄉居民人均消費支出狀況

表1 ADF 檢驗結果

政府消費、物價波動與居民消費關聯性實證分析

（一）變量選取與數據來源

文章主要探究的是政府消費、物價波動對居民消費棘輪效應的影響，所謂棘輪效應是指居民消費習慣形成之后的不可逆性，即居民消費支出水平易于向上調整，難于向下調整。這種習慣效應，使消費取決于相對收入，即相對于自己過去的高峰收入。鑒于此，文章將城鄉居民人均消費支出作為被解釋變量，使用1990-2018 年我國城鄉居民人均消費支出衡量，用cost 表示；政府消費使用年度政府消費支出衡量，用gov 表示；物價波動率使用消費者物價指數衡量，用cpi 表示。以上數據均來源于國家統計局。

表2 特征根跡檢驗（trace 檢驗）結果

表3 最大特征值檢驗

表4 VAR 模型最佳滯后期

圖2 VAR 模型AR 圖

（二）變量單位根檢驗

時間序列建立模型，首先要對數據的平穩性進行檢驗，非平穩的序列建立模型可能會導致“偽回歸”現象的出現。文章使用VAR 模型探究政府消費、物價波動與居民消費互動關系，VAR 模型是時間序列模型的一種，要求原始序列是平穩序列或者非平穩序列但滿足協整關系。因此，文章首先使用ADF 檢驗對cost、gov、cpi 進行平穩性檢驗，結果如表1 所示。

如表1 所示，cost、gov、cpi 的原始序列在1%-10%的顯著性水平上均不是平穩的時間序列，因此文章對其進行一階差分并進行平穩性檢驗，結果顯示 dcost、dgov、dcpi 均為平穩的時間序列。

（三）協整檢驗

根據單位根檢驗可知cost、gov、cpi 均為單整變量，且具有相同的單階整，三個差分序列是平穩的，所以這三個變量之間可能存在協整關系。文章使用Johansen 協整檢驗的兩種方法通過跡統計量和最大特征值檢驗進行判定，結果如表2 和表3 所示。表2 為特征根跡檢驗（trace 檢驗）結果，表3 為最大特征值檢驗。由表2、表3 可知，在假設0 個協整向量的情況下，跡檢驗值為127.965，高于5%顯著性水平下的臨界值（47.813）。同樣的，最大特征值為74.111，高于5%的顯著性水平下的臨界值（27.434）。說明特征根跡檢驗和最大特征值檢驗均拒絕0 個協整向量的原假設，即cost、gov、cpi 之間為協整關系，即政府消費、物價波動與居民消費之間存在長期均衡關系。

（四）VAR 模型分析

1. VAR 模型最佳滯后期選擇。構建VAR 模型最主要的是要判斷模型的最佳滯后期，不同的滯后期會導致VAR模型結果差異巨大，考慮到信息和自由度，文章使用AIC信息準則和SC 準則判斷最佳滯后期，結果如表4 所示。

如表4 所示：滯后階數為2 階時AIC 和SC 值分別為-11.705、-9.971，二者均達到最小值，根據AIC 準則和SC準則可以判斷2 階為文章構建的VAR 模型最佳滯后階數。

2.VAR 模型穩健性檢驗。以2 階為滯后階數，檢驗結果如圖2 所示。

如圖2 所示，文章構建的VAR（-2）模型的AR 根均小于1，AR 根均落于單位圓內，說明文章構建的VAR（-2）模型是穩健的。

3.格蘭杰因果關系檢驗。上述研究結果已經對各變量之間的長期均衡關系進行了檢驗，但因果關系是否存在還未得到驗證，即政府消費、物價波動與居民消費棘輪效應之間是否存在因果關聯性，格蘭杰因果關系檢驗結果如表5 所示。

如表5 所示，假設1：dcost 不是dgov 的格蘭杰原因，P 值為0.001，說明應該拒絕原假設，即城鄉居民消費水平提升是政府消費水平的格蘭杰原因；假設2：dgov 不是dcost 的格蘭杰原因，P 值為0.000，說明政府消費水平提升是城鄉居民消費水平提升的格蘭杰原因。綜合假設1 和假設2 可知，政府消費與居民消費之間互為格蘭杰原因；假設3：dcost 不是dcpi 的格蘭杰原因，P 值為0.281，說明應該接受原假設，即城鄉居民消費水平提升不是物價波動的格蘭杰原因；假設4：dcpi 不是dcost 的格蘭杰原因，P 值為0.005，說明物價波動提升是城鄉居民消費水平提升的格蘭杰原因。綜合假設3 和假設4 可知，物價波動是居民消費水平的單向格蘭杰原因。

4.脈沖分析。VAR 模型最終重要的是進行脈沖響應分析，探究變量之間的沖擊和響應關系，文章進行脈沖響應分析，結果如圖3 所示。

如圖3 所示，左圖表示城鄉居民消費水平對政府消費沖擊的脈沖響應圖，右圖表示城鄉居民消費水平對物價波動沖擊的脈沖響應圖。對城鄉居民消費水平施加一個政府消費的沖擊后，城鄉居民消費水平響應程度在1～3 期呈迅速上升態勢，3 期達到頂點，3 期之后城鄉居民消費水平響應程度有所下降，但是下降幅度較小。這說明政府消費水平對城鄉居民消費水平提升具有一定程度的正向促進作用，政府消費規模擴大能夠避免居民消費棘輪效應的出現，其促進了城鄉居民消費水平的上升。主要原因在于，政府消費的規模擴大，能夠完善社會保障體系，降低城鄉居民消費壓力，同時能夠完善社會主義市場經濟，提升市場化水平，進而促進了城鄉居民消費水平的提升；對城鄉居民消費水平施加一個物價波動的沖擊后，1～2 期城鄉居民消費水平快速下降，2 期之后城鄉居民消費水平呈現波動下降趨勢，7 期以后呈平穩狀態，趨向于0。這說明物價波動對城鄉居民消費水平具有一定程度的抑制作用，物價波動狀況的出現能夠加劇居民消費棘輪效應的出現。居民收入水平不變的條件下，物價上升，意味著居民收入的實際購買力下降，由于棘輪效應的出現，居民消費水平易于向上，難以向下，所以物價波動加劇了城鄉居民消費棘輪效應的出現。

5.方差分解。方差分解可以說明政府消費、物價變量對我國城鄉居民消費水平變動的貢獻率，結果如表6 所示。

如表6 所示，1 期時城鄉居民消費水平變動依靠于自身，2 期時政府消費對城鄉居民消費水平變動的貢獻率為3.631%，物價波動的貢獻率為5.548，說明此階段物價波動對居民消費變動的貢獻度高于政府消費，但是4 期時政府消費對城鄉居民消費水平變動的貢獻率為15.801%，物價波動的貢獻率為9.800%，4～10 期政府消費對城鄉居民消費水平變動的貢獻率迅速提升，而物價波動的貢獻率雖然有所上升，但幅度相對較低。說明政府消費對城鄉居民消費水平變動的影響較大，物價波動對城鄉居民消費水平變動的影響相對較小，政府消費能夠增加居民消費水平，避免棘輪效應的出現，而物價波動降低了居民消費水平，加劇了棘輪效應的出現。

表5 格蘭杰因果關系檢驗結果

圖3 脈沖響應結果

表6 方差分解結果

對策建議

綜上所述，本文提出以下建議：第一，擴大政府財政支出，完善社會保障體系。文章實證分析表明政府消費對城鄉居民消費水平具有正向促進作用，能夠避免居民消費棘輪效應的出現。為此，我國政府應該進一步擴大財政支出，完善教育、醫療、衛生等社會保障體系，降低居民消費負擔，增加居民消費水平；第二，加強物價宏觀調控，穩定物價水平。物價波動不利于提升城鄉居民消費水平，其加劇了棘輪效應的出現。為此，我國政府應該加強對物價水平的宏觀調控，保障物價平穩，降低物價波動對居民消費的負向影響；第三，促進經濟發展，增加居民收入。收入是消費的基礎，隨著收入水平的提升，城鄉居民消費水平會不斷提升。因此，我國應該繼續大力發展經濟，提升落后地區的經濟發展水平，增加居民收入，進而增加居民消費支出水平。