論財政政策對居民消費(fèi)的非線性影響

【摘要】財政政策在1985-1997年間則具有非凱恩斯效應(yīng)，其余年份則具有凱恩斯效應(yīng)，說明政府消費(fèi)對居民消費(fèi)的影響存在非線性現(xiàn)象，且1998年以來擴(kuò)張性的財政政策是積極有效的，而在國民經(jīng)濟(jì)局部過熱時，由“雙松”政策轉(zhuǎn)而實(shí)施“雙穩(wěn)健”的財政貨幣政策是正確的。初始財政條件和財政調(diào)整幅度并不是財政政策非線性效應(yīng)產(chǎn)生的必然原因，商品市場和勞動力市場的發(fā)展程度和特點(diǎn)變化可能導(dǎo)致了財政政策對居民消費(fèi)產(chǎn)生非對稱性影響。

【關(guān)鍵詞】凱恩斯效應(yīng)非凱恩斯效應(yīng)馬爾科夫區(qū)制

內(nèi)需不足已經(jīng)成為保持我國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康增長亟待解決的主要問題之一。1998年我國啟動了積極財政政策，政府財政支出規(guī)模也隨著不斷擴(kuò)大，2008年在全球性次貸危機(jī)日趨嚴(yán)峻的情況下，中國政府計劃啟動4萬億資金，以強(qiáng)力啟動內(nèi)需，促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長。然而由此產(chǎn)生的一個擔(dān)憂是龐大的財政支出是否會擠占居民消費(fèi)，從而降低國內(nèi)實(shí)際消費(fèi)需求，即我國財政政策對居民消費(fèi)的影響是否可能存在非凱恩斯效應(yīng)區(qū)域。本文運(yùn)用內(nèi)生識別方法馬爾科夫轉(zhuǎn)換MS-VAR模型實(shí)證分析改革開放以來，我國財政支出（主要是政府消費(fèi)）對居民消費(fèi)的影響是否存在非線性效應(yīng)，以期評價我國財政支出，特別是1998年以來擴(kuò)張性的財政支出在宏觀需求管理中的有效性。

一、非線性有效需求跨期替代模型的理論分析

在Karras（1994）、Evan和Karras（1996）以及Ho（2001a,2001b）等人的研究中，他們假定凱恩斯有效需求由居民消費(fèi)和政府支出的簡單線性（C■■=Ct+■Gt）關(guān)系所決定，其中參數(shù)■為正（或負(fù)）表示政府支出與居民消費(fèi)存在替代（或互補(bǔ)）關(guān)系。由于效用函數(shù)是有效需求（C■■）的增函數(shù)，參數(shù)■為負(fù)意味著消費(fèi)者總效用函數(shù)U(C■■)為政府支出（Gt）的減函數(shù)，即當(dāng)政府支出與居民消費(fèi)呈互補(bǔ)關(guān)系時，政府支出性支出增加降低了代表性消費(fèi)者的效用，這與效用函數(shù)的經(jīng)典假設(shè)相矛盾。為了有效克服該問題，與陳創(chuàng)練（2010）和陳創(chuàng)練、陳國進(jìn)和陳娟（2010）相一致，本文建立了一個政府支出（G■）和居民消費(fèi)（Ct）具有不完全替代性質(zhì)的非線性凱恩斯有效需求函數(shù)（C■■），即：

C■■=C■■C■■ （1）

其中，α為居民消費(fèi)對有效需求的彈性系數(shù)。黃賾琳（2005）分別對我國居民消費(fèi)和政府支出的原值比Gt/(Gt+Ct)和增量比ΔGt/(ΔGt+ΔCt)兩組時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果表明，原值比序列是非平穩(wěn)的，而增量比序列則是平穩(wěn)的，這表明使用非線性刻畫中國居民的有效消費(fèi)行為更為合適。此外，政府公共物品提供不僅僅是居民單純私人品消費(fèi)的等量替代，而通常具有某種彈性效應(yīng)關(guān)系，直觀上這也比較符合經(jīng)濟(jì)含義。由此可見，使用政府支出與居民消費(fèi)的非線性關(guān)系能夠更加有效地刻畫中國居民的實(shí)際有效消費(fèi)行為。

考慮在一個無窮期限的經(jīng)濟(jì)體中，代表性消費(fèi)者在0時刻終身效用總和最大化可表示為：

U(C■■,G■)=■ E0■β■[u(C■■)+φ(G■)] （2）

s.t.At=At-1(1+r)+Yt-Ct-Gt （3）

其中，Et是基于t時期信息的期望算子，β為主觀貼現(xiàn)因子，C■■表示代表性消費(fèi)者的有效消費(fèi)需求，At表示代表性消費(fèi)者t期持有的金融資產(chǎn)，Yt表示t期的勞動收入，假定實(shí)際利率r為一個不隨時間變化的常量。而有效需求的即時效用函數(shù)為u(C■■)=C■■/(1-σ)，在此類相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)不變的效用函數(shù)中，σ表示曲率參數(shù)，特別當(dāng)σ=1時，C■■/(1-σ)=lnC■■。φ(·）為政府購買的效用函數(shù)，必須強(qiáng)調(diào)的是由于消費(fèi)者不能夠?qū)φ徺I行為決策產(chǎn)生影響，因此代表性消費(fèi)者效用最大化問題可忽略考慮效用函數(shù)φ(·），而簡單考慮關(guān)于有效需求的即時效用函數(shù)u(C■■)。那么，以上最大化問題可轉(zhuǎn)換為確定性條件下的消費(fèi)者決策模型，其拉格朗日函數(shù)為：

E0■β■u(C■■)+λ■(Y■+(1+r)A■-C■-G■-A■ （4）

其中，拉格朗日乘子λ■度量了財富的邊際效用，對上式進(jìn)行一階條件求解，可得：

αC■■G■■=(1+r)βE■(1-α)C■■G■■ （5）

在最優(yōu)化條件下，居民消費(fèi)和政府支出給居民帶來的邊際效用相等，則有Gt=(1-α)Ct/α①，將其代入（5）式做進(jìn)一步分析，兩邊同時取對數(shù)并整理可得實(shí)證方程：

ΔlnCt=μ+θ1ΔlnGt+et （6）

其中，μ=ln[β(1+r)]/[1-α(1-σ)]，θ1=[(1-α)(1-σ)]/[1-α(1-σ)]，et是均值為零的隨機(jī)擾動項。由于在計量實(shí)證分析中如果模型設(shè)定遺漏了重要解釋變量，則估計結(jié)果將會是有偏的。Graham（1993）、Evan與Karras（1996）以及Ho（2001a,b）研究表明，由于個人可支配收入是影響居民消費(fèi)的重要因素之一，因此在實(shí)證模型中綜合考慮居民的個人可支配收入（y■■）對消費(fèi)的影響，將會弱化政府支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系。與此同時，我們考慮兩狀態(tài)下政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系，從而，待估模型可進(jìn)一步完善為：

ΔlnCt=μ+θ1(st)ΔlnGt+θ2(st)Δlny■■+et （7）

其中，st表示狀態(tài)變量。在本文的理論框架中，由相關(guān)數(shù)學(xué)證明可知：當(dāng)θ1(st)>0時，表示政府支出增加擠入（促進(jìn)）居民消費(fèi)，則政府支出具有“凱恩斯效應(yīng)”；反之，當(dāng)θ2(st)<0時，表示政府支出增加將擠出（替代）居民消費(fèi)，則政府支出具有“非凱恩斯效應(yīng)”。

二、政府支出對居民消費(fèi)非線性影響的經(jīng)驗研究

（一）馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型

本文采用兩狀態(tài)下的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型對式（7）進(jìn)行估計，兩狀態(tài)即St=1和St=2。模型中θ1(st)和θ1(st)都具有區(qū)制轉(zhuǎn)移特征，且隨狀態(tài)St變化估計系數(shù)數(shù)值也發(fā)生變化。假定St為不可觀測的狀態(tài)變量，并且采用經(jīng)驗數(shù)據(jù)對內(nèi)生狀態(tài)的轉(zhuǎn)變過程進(jìn)行估計，首先考慮yt和St的聯(lián)合分布：

f(yt,st|?漬t-1)=f(yt|?漬t-1,st)f(st|?漬t-1) （8）

其中，f(y■|?漬t-1,s■)=■exp(■) （9）

在正態(tài)分布的條件函數(shù)中，?漬t表示直到t期的信息集（Kim和Nelson,1999），具體算法由Hamilton濾波實(shí)現(xiàn)。因此模型參數(shù)可由以下極大似然估計（即最大化下面的對數(shù)似然函數(shù)）得到：

lnL=■ln■f(y■|?漬■,s■)Pr[s■=i|?漬■] （10）

本文采用迭代極大似然函數(shù)的方法對模型進(jìn)行估計。Pr[s■=i|?漬■]表示在t時時刻狀態(tài)為1或2的概率。假定不可觀測的狀態(tài)變量s■服從遍歷不可約的一階馬爾科夫過程，其轉(zhuǎn)移概率為Prt[s■=j|S■=i]=pij，且對于所有的時間t，i，j=1,2滿足■■■p■=j=1。在本文中：

p=Pr[s■=2|s■=2]1-p=Pr[s■=1|s■=2]q=Pr[s■=1|s■=1]1-q=Pr[s■=2|s■=1] （11）

從t時刻開始的概率計算公式為：Pr[s■=i|?漬■]=■Pr[s■=i|s■=j]Pr[s■=j|?漬■]。其中，Pr[s■=i|s■=j是由（11）式定義。在每一時期的末尾，用以下迭代濾波對起初計算的概率進(jìn)行修正（Kim and Nelson,1999）：

Pr[s■=i|?漬■]=Pr[s■=i|?漬■,yt]=■ （12）

其中，f(y■|?漬■,st)是由（9）式定義，然后再通過采用迭代極大似然函數(shù)的方法即可獲取模型收斂的各個估計值。

（二）經(jīng)驗研究結(jié)果及分析

本文采用年度頻率數(shù)據(jù)，考慮到制度變遷因素，選取樣本的時間跨度為1978～2008年②，并且所有序列均采用商品零售價格指數(shù)（基期為1978年）進(jìn)行調(diào)整為實(shí)際變量。與此同時，為了對理論模型進(jìn)行估計，分別使用人均實(shí)際居民消費(fèi)、人均實(shí)際政府消費(fèi)和人均實(shí)際國民收入對數(shù)的差分序列③。三個序列變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果列于表1中，檢驗結(jié)果表明ΔlnCt、ΔlnGt和Δlny■■序列都為平穩(wěn)序列，從而可使用MSIAH模型對（7）式進(jìn)行估計。

說明：（1）ADF單位根檢驗形式（C,T,K），其中C表示常數(shù)項，T表示時間趨勢項，K表示根據(jù)SC準(zhǔn)則選擇的滯后階數(shù)；PP單位根檢驗形式（C,T,B），其中C表示常數(shù)項，T表示時間趨勢項，B表示采用Newey-West（1994）選擇的帶寬；（2）變量前加“Δ”表示對變量做一階差分；（3）**和***分別表示在5%和1%的顯著水平上拒絕有單位根的零假設(shè)，其中檢驗臨界值根據(jù)MacKinnon（1996）確定，并由Stata10.0給出。

根據(jù)AIC、HQ和SIC等信息準(zhǔn)則，本文選取q=0，p=0。與此同時，利用極大似然法得到本文選取MSIAH(2)估計模型中方程截距項和各系數(shù)的估計結(jié)果，如表2所示。

說明：（1）估計模型MSIAH(2)允許截距項、自回歸參數(shù)和異方差性轉(zhuǎn)變。

（2）*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平拒絕零假設(shè)。

模型非線性檢驗統(tǒng)計量LR為17.28，其伴隨概率χ2(6)= [0.0083***]，④在1%的顯著水平拒絕了原假設(shè)H0：μ1=μ2；θ1=θ2；γ1=γ2，這說明在1978~2008年間我國政府消費(fèi)對居民消費(fèi)的影響存在顯著的區(qū)制轉(zhuǎn)移非線性效應(yīng)，各區(qū)制轉(zhuǎn)移概率矩陣的估計結(jié)果列于表3。從表3估計結(jié)果中，我們可以看出我國政府消費(fèi)對居民消費(fèi)的影響明顯存在兩個區(qū)制。在非凱恩斯效應(yīng)區(qū)制1中，政府消費(fèi)增加將降低居民消費(fèi)，從而減弱了我國財政政策在刺激消費(fèi)和擴(kuò)大內(nèi)需上的乘數(shù)效應(yīng)，即為政府支出對居民消費(fèi)存在非凱恩斯效應(yīng)；在凱恩斯效應(yīng)區(qū)制2中，政府支出具有顯著擠入的凱恩斯效應(yīng)，即政府消費(fèi)增加刺激了居民消費(fèi)，這進(jìn)一步為中國政府通過擴(kuò)張性財政政策帶動內(nèi)需提供了理論依據(jù)。就表3中的估計結(jié)果而言，兩個區(qū)制都相對穩(wěn)定，其轉(zhuǎn)移概率分別為P11=0.79，P22=0.85。

與此同時，表4給出了各區(qū)制的樣本數(shù)、區(qū)制出現(xiàn)的頻率以及平均持續(xù)期，其中在同一區(qū)制的持續(xù)時間為D（St)=1(1-pii)。估計結(jié)果顯示，在1978～2008年間政府消費(fèi)對居民消費(fèi)的非凱恩斯效應(yīng)區(qū)發(fā)生制頻率為41.47%，而政府消費(fèi)對居民消費(fèi)的凱恩斯效應(yīng)區(qū)制發(fā)生頻率為58.53%，這說明凱恩斯效應(yīng)發(fā)生的年份多于非凱恩斯效應(yīng)。

表5給出了政府消費(fèi)對居民消費(fèi)凱恩斯效應(yīng)和非凱恩斯效應(yīng)的區(qū)制劃分，從表中可以看出，非凱恩斯效應(yīng)區(qū)制主要發(fā)生在1985~1997年間，隨著1985年中央銀行體系的建立，貨幣政策作為一項調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的政策工具開始走向歷史舞臺，與此同時，為了預(yù)防改革初期和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過程中的過熱現(xiàn)象，在此期間我國政府實(shí)施了適度“雙緊”的財政政策與貨幣政策，成功推動國民經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了“軟著落”。而從緊的財政貨幣政策降低了經(jīng)濟(jì)的活力，減少了居民能夠獲取的可支配資源，這直接導(dǎo)致政府消費(fèi)增加擠占了居民消費(fèi)。凱恩斯效應(yīng)區(qū)制主要發(fā)生在1979～1984年間和1998年以后，在這兩個階段，我國主要實(shí)施了“雙緊”的財政貨幣政策或雙“穩(wěn)健”的財政貨幣政策，從而刺激了國民經(jīng)濟(jì)整體的活力，使得政府支出在某種程度上擠入了居民消費(fèi)。

從表5以及圖1和圖2中還可以看出，1979～1984年和1998～2008年等區(qū)制里，發(fā)生政府消費(fèi)發(fā)生凱恩斯效應(yīng)的概率接近于0.9（如圖1所示），而1985～1997年區(qū)制里發(fā)生非凱恩斯效應(yīng)的概率接近于0.9（如圖2所示），這說明我國政府消費(fèi)對居民消費(fèi)的影響存在非線性現(xiàn)象，這為合理評價我國財政政策有效性以及后續(xù)財政貨幣政策安排提

說明：方括號里的數(shù)值表示政府支出發(fā)生非凱恩斯效應(yīng)的概率，如[0.9042]表示發(fā)生非凱恩斯效應(yīng)的概率為90.42%。

在非凱恩斯效應(yīng)區(qū)制內(nèi)，政府不能夠一味依靠增加政府支出來刺激經(jīng)濟(jì)和擴(kuò)大內(nèi)需，這樣不但不能達(dá)到帶動內(nèi)需的目的，而且還有可能造成不可持續(xù)的財政赤字或國債規(guī)模。政府為了刺激消費(fèi)，應(yīng)該采取配套的貨幣政策，實(shí)施結(jié)構(gòu)性減稅，增加轉(zhuǎn)移性支付、完善社會保障體系、提高地區(qū)居民的可支配收入，以從根本上刺激居民的實(shí)際消費(fèi)需求。在凱恩斯效應(yīng)區(qū)制里，政府則可通過增加政府支出來刺激消費(fèi)或經(jīng)濟(jì)總需求。此外如圖1所示，1998年以來我國擴(kuò)張性的政府支出對居民消費(fèi)的影響一直位于凱恩斯效應(yīng)區(qū)制內(nèi)，這充分說明近年來我國的財政政策是積極有效的，而在國民經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)局部過熱現(xiàn)象的情況下，由于“雙松”政策轉(zhuǎn)而實(shí)施“雙穩(wěn)健”的財政貨幣政策是正確的。

三、財政支出非線性效應(yīng)的宏觀決定因素分析

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，主要是從預(yù)期觀點(diǎn)和勞動力市場觀點(diǎn)對財政政策的凱恩斯非線性效應(yīng)進(jìn)行解釋。能夠影響個體對未來政策預(yù)期變化的因素，主要包括初始財政水平（國債、赤字）或財政政策的調(diào)整力度（政府支出調(diào)整、赤字調(diào)整）兩個方面上。本文試圖從這兩個方面上給出改革開放以來到全球金融危機(jī)爆發(fā)之前，我國財政發(fā)生非線性效應(yīng)的宏觀決定因素。

（一）初始財政水平

國外研究文獻(xiàn)表明，初始財政條件可能改變?nèi)藗儗ξ磥碚叩念A(yù)期，從而產(chǎn)生財政政策非線性效應(yīng)(Blanchard，1990；Felcdstein，1982；Sutherland，1997)。下面將利用中國國債、赤字?jǐn)?shù)據(jù)對初始財政條件在引起財政政策非線性效應(yīng)方面的作用進(jìn)行檢驗。圖3表示中國國債比例(國債余額/GDP)和赤字比例(赤字總額/GDP)波動路徑。

圖中陰影區(qū)域表示檢驗出的財政政策產(chǎn)生非線性效應(yīng)的區(qū)制(下同)。從圖3可以看出，中國國債比例連年升高，財政政策非線性效應(yīng)都產(chǎn)生在國債比例較低的時間段。而國債比例較高的近兒年財政政策具有顯著凱恩斯效應(yīng)。圖3中的赤字比例具有同樣的現(xiàn)象，即在赤字較高的近兒年單財政政策對私人消費(fèi)并未產(chǎn)生非凱恩斯效應(yīng)?？梢姡跏钾斦l件在中國并不是財政政策對私人消費(fèi)產(chǎn)生非線性效應(yīng)的必然原因。

（二）財政政策調(diào)整

現(xiàn)有文獻(xiàn)中將財政擴(kuò)張或調(diào)整的幅度作為財政政策非線性效應(yīng)產(chǎn)生的原因，即大幅度財政擴(kuò)張或調(diào)整會影響人們對未來政策的預(yù)期，從而產(chǎn)生非線性效應(yīng)。我們在此采用中國赤字比例的變化幅度作為對財政擴(kuò)張或調(diào)整幅度的衡量。圖4表示赤字比例變化額的波動路徑。

從圖4可以看出，1978～1980年中國財政赤字比例波動較大，似乎印證了大幅度的財政變化是產(chǎn)生財政政策非線性效應(yīng)的原因，然而，在財政政策非凱恩斯效應(yīng)的1984～1997年的區(qū)制中，赤字比例變化極小。同時，1998～2004年的赤字比例變化比1984～1997年大很多，但財政政策在該區(qū)制內(nèi)卻具有顯著的凱恩斯效應(yīng)?？梢?，財政調(diào)整幅度與非凱恩斯效應(yīng)并不存在必然的對應(yīng)關(guān)系。據(jù)此，本文認(rèn)為在中國，初始財政條件和財政調(diào)整幅度并不是財政政策非線性效應(yīng)產(chǎn)生的必然原因。

事實(shí)上，正如王立勇和劉文革（2010）指出，我國財政政策非線性效應(yīng)是由我國商品市場和勞動力市場的發(fā)展程度和特點(diǎn)決定。這表明政府要識別財政政策效應(yīng)類型，則應(yīng)密切關(guān)注商品市場和勞動力市場的特征變化。

四、結(jié)論

財政政策對居民消費(fèi)的影響研究是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)長期討論的重要話題之一。90年中后期以來，我國經(jīng)濟(jì)在轉(zhuǎn)軌過程中出現(xiàn)了以有效需求不足為主要特征的運(yùn)行態(tài)勢，居民消費(fèi)率一直處于低位并且逐年下降。1998年以來國家一直出臺相關(guān)的政策措施刺激內(nèi)需和居民消費(fèi)增長。本文采用MSVAR模型，對改革開放以來，我國財政政策的有效性進(jìn)行識別。研究表明，在1979～1984年和1998～2008年份，財政政策具有凱恩斯效應(yīng)，而1985～1997年份則具有非凱恩斯效應(yīng)，說明政府消費(fèi)對居民消費(fèi)的影響存在非線性現(xiàn)象，同時也表明1998年以來擴(kuò)張性的財政政策是積極有效的，而在國民經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)局部過熱現(xiàn)象的情況下，由“雙松”政策轉(zhuǎn)而實(shí)施“雙穩(wěn)健”的財政貨幣政策是正確的。最后，指出初始財政條件和財政調(diào)整幅度并不是財政政策非線性效應(yīng)產(chǎn)生的必然原因，而商品市場和勞動力市場的發(fā)展程度和特點(diǎn)變化可能導(dǎo)致了我國財政政策對居民消費(fèi)產(chǎn)生非對稱性影響。

注釋

①對上述最優(yōu)化問題，分別求出居民消費(fèi)邊際效用和政府消費(fèi)邊際效用，令兩者相等可獲得該等式。

②本部分所用數(shù)據(jù)均來自于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫（www.cei.gov.cn）及《中國統(tǒng)計年鑒》（1978年~2009年）各卷整理獲得。

③人均實(shí)際國民收入、人均實(shí)際政府支出和人均實(shí)際居民消費(fèi)分別使用各變量除以總?cè)丝讷@得。

④檢驗統(tǒng)計量LR=-2(LR-LU)~χ2(q)，LR和LU分別是有約束和無約束模型的極大似然函數(shù)值，其中，q為約束個數(shù)。根據(jù)LR統(tǒng)計量可算出其對應(yīng)的P值，當(dāng)P值較小時則拒絕原假設(shè)，選擇無約束制估計模型；反之，當(dāng)P值較大而無法拒絕原假設(shè)時，則選擇有約束估計模型。

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基金項目: 2010年廣州市屬高校科研項目“廣州外貿(mào)企業(yè)國際貿(mào)易結(jié)算多元化戰(zhàn)略研究”(10B071)。

作者簡介: 張宏博（1965-），女，滿族，副研究員、高級經(jīng)濟(jì)師，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向：公司治理、學(xué)校經(jīng)營。