淺談?wù)咝?yīng)對(duì)居民消費(fèi)空間差異性的影響

傅有明

（三明學(xué)院信息工程學(xué)院，福建三明 365004）

由于我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r不同、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)特點(diǎn)也不同，財(cái)政收入政策和財(cái)政支出政策對(duì)居民消費(fèi)的影響效果如何？財(cái)政政策對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響是否相同？財(cái)政政策對(duì)不同地區(qū)的居民消費(fèi)的影響有何不同？這些都是值得我們深入探討的問題。另外，盡管近幾年擴(kuò)大財(cái)政支出的積極的財(cái)政政策取得良好實(shí)施效果，但是理論界對(duì)其看法一直存在爭議。形成的巨額財(cái)政資金投向的區(qū)域差異性效果，財(cái)政政策對(duì)城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村居民消費(fèi)的非對(duì)稱性，能否有效刺激居民消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需？財(cái)政政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)，因而造成了民間消費(fèi)和投資需求發(fā)展緩慢的理論觀點(diǎn)需要得到證實(shí)。只有明確了我國財(cái)政政策如何影響我國居民消費(fèi)，才能對(duì)我國財(cái)政政策的實(shí)施效果作出客觀的評(píng)價(jià)；也只有明確了政策效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)空間差異性，才能針對(duì)促進(jìn)居民消費(fèi)制定更加切實(shí)有效的財(cái)政政策。因此，研究我國政策效應(yīng)對(duì)居民空間消費(fèi)空間影響的差異性，對(duì)客觀評(píng)價(jià)財(cái)政政策實(shí)施效果、促進(jìn)消費(fèi)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)發(fā)展有著積極的意義。

一、模型變量數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

A. Tagkalakis[2]構(gòu)建了財(cái)政政策對(duì)居民消費(fèi)影響關(guān)系的方程式，該模型與以往的模型相比，突出的創(chuàng)新是把財(cái)政政策進(jìn)行了劃分，一是可預(yù)測的財(cái)政政策，二是不可預(yù)測的財(cái)政政策。居民消費(fèi)的跨期平滑是由于可預(yù)測的財(cái)政政策變化而引起居民收入變化從而導(dǎo)致的，對(duì)于可預(yù)測政策下引起的居民收入變化，居民能夠更改消費(fèi)方式，進(jìn)行跨期平滑，主要取決于理想預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期的消費(fèi)者特征，以及是否存在流動(dòng)性的約束。財(cái)政政策效應(yīng)和居民消費(fèi)關(guān)系的政策影響方程式如下：

式（1）中，β0表示截距項(xiàng)，β1，β2，β3為參數(shù)項(xiàng)，△C表示居民消費(fèi)變化，Rexpenditure表示外生的財(cái)政支出政策沖擊，Rincome表示外生的財(cái)政收入政策沖擊，Rexpenditure和Rincome也可以用來表示不可預(yù)測的收入變化，△Yprdiction表示可預(yù)測的收入變化，μ是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

將式（1）轉(zhuǎn)化為面板數(shù)據(jù)模型則為：

其中Year表示年份，Province表示省份，φ表示不同年份居民消費(fèi)增長水平差異，θ表示不同省份居民消費(fèi)增長水平差異，β1，β2，β3，分別表示財(cái)政支出政策、財(cái)政收入政策和居民預(yù)期收入變化對(duì)居民消費(fèi)的影響狀況。

鑒于外生變量Rexpenditure、Rincome和△Yprdiction的非直接可知性，本文構(gòu)建代理變量采用輔助回歸方程如下：

其中，△表示本期與上一期的差值，r表示短期真實(shí)利率。為了排除稅收產(chǎn)生的自動(dòng)穩(wěn)定器效應(yīng)，因此，對(duì)于需要減去居民可以預(yù)測的產(chǎn)出沖擊，找的代理變量本文中λit的值采用了李曉芳等[3]測算值為1.71，是估計(jì)的產(chǎn)出沖擊。

（二）變量數(shù)據(jù)

本論文的相關(guān)數(shù)據(jù)皆為各省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒，歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。而論文的研究區(qū)域?yàn)槌鞑睾透郯呐_(tái)外的我國30個(gè)省市區(qū)。東、中、西部的劃分如下：東部地區(qū)包括京、津、冀、遼、魯、蘇、滬、浙、閩、粵和瓊等省市；西部包括內(nèi)蒙、川、渝、滇、桂、新，黔、青、寧、陜等省份，剩下的為中部地區(qū)。時(shí)間跨度為1995—2010年。

C是居民消費(fèi)，分別用“城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費(fèi)性支出”和“農(nóng)村家庭每人全年消費(fèi)性支出”表示；Y是居民可支配收入，分別用“城鎮(zhèn)居民平均每人全年家庭收入”與“農(nóng)村居民家庭人均純收入”表示；Rexpenditure表示人均財(cái)政支出水平，Rincome表示人均財(cái)政收入水平，分別用財(cái)政總支出和總收入除以人口數(shù)來表示；GDP是人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。為了消除通貨的影響，本文Y、Rexpenditure、Rincome、GDP均用相關(guān)指數(shù)進(jìn)行了平減。r采用定期存款年利率減去當(dāng)年通過膨脹率。

二、實(shí)證研究

（一）基本檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證分析建立在數(shù)據(jù)平穩(wěn)基礎(chǔ)上，因此數(shù)據(jù)不平穩(wěn)有可能導(dǎo)致回歸結(jié)果有比較大的偏差。本文借鑒適用于相同根下LLC檢驗(yàn)和Breintung檢驗(yàn)，適用于不同根下ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2-1所示。

根據(jù)表2-1，對(duì)數(shù)據(jù)系列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在LLC檢驗(yàn)形式下，Rexpenditure和△Yprdiction通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)；另外，△Yprdiction在PP-Fisher檢驗(yàn)形式下，通過了5%的顯著水平檢驗(yàn)。這說明，此時(shí)，Rexpenditure和△Yprdiction序列是平穩(wěn)的，即在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，即不存在單位根現(xiàn)象，但是這兩個(gè)變量在Breintung檢驗(yàn)和ADF-Fisher檢驗(yàn)形勢下，均未通過顯著性水平檢驗(yàn)，并且C和Rincome這兩個(gè)變量在四檢驗(yàn)方法下均不顯著，這說明，數(shù)據(jù)序列在5%顯著水平下接受“存在單位根現(xiàn)象”，數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的。并且筆者發(fā)現(xiàn)，Rexpenditure和△Yprdiction序列具有檢驗(yàn)結(jié)果不完全一致的狀況，但這檢驗(yàn)結(jié)果不完全一致的情形中，實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果應(yīng)該重視ADF-Fisher檢驗(yàn)，因四個(gè)變量的數(shù)據(jù)序列在ADF-Fisher檢驗(yàn)下，都沒有達(dá)到5%顯著水平檢驗(yàn)，因此能夠發(fā)現(xiàn)下列結(jié)論：數(shù)據(jù)序列C、Rexpenditure、Rincome和△Yprdiction均接受原假設(shè)，即數(shù)據(jù)序列存在單位根現(xiàn)象。

因此，對(duì)四個(gè)變量的數(shù)據(jù)序列做一階差分處理，再對(duì)四個(gè)變量的數(shù)據(jù)序列的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除了△Yprdiction在Breintung檢驗(yàn)形式下沒通過10%的顯著性水平外，其他數(shù)據(jù)序列的一階差分在四種檢驗(yàn)形式下均達(dá)到了10%顯著性水平檢驗(yàn)。

根據(jù)上述檢驗(yàn)結(jié)果，筆者能夠發(fā)現(xiàn)，C、Rexpenditure、Rincome和△Yprdiction均存在一階單整，而其數(shù)據(jù)序列的一階差分是平穩(wěn)序列。

表2-1 單位根檢驗(yàn)

表2-2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

正如如表2-2的結(jié)果顯示，持續(xù)對(duì)面板數(shù)據(jù)做面板協(xié)整檢驗(yàn)。而在進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)之后筆者發(fā)現(xiàn)，組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量Panelv、Panel rho、Panel ADF在10%顯著性水平下對(duì)“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)并不認(rèn)同，但是Panel PP在1%顯著性水平下對(duì)“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)檢驗(yàn)得到認(rèn)可。組間統(tǒng)計(jì)量Group rho在10%顯著性水平對(duì)“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)不認(rèn)可。Pedroni發(fā)現(xiàn)每一個(gè)統(tǒng)計(jì)量都對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化的正態(tài)分布表示服從，同時(shí)，他認(rèn)為Panel ADF和Group ADF檢驗(yàn)結(jié)果更為準(zhǔn)確和重要，因此實(shí)驗(yàn)的檢驗(yàn)應(yīng)以Panel ADF和Group ADF檢驗(yàn)結(jié)果為最終結(jié)果。Residual variance和HAC variance檢驗(yàn)結(jié)果都通過1%顯著水平下檢驗(yàn)，Panel PP-Statistic的檢驗(yàn)結(jié)果。所以Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)判斷政策效應(yīng)和居民消費(fèi)間存在協(xié)整關(guān)系。Kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，這表明政策效應(yīng)和居民消費(fèi)間存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)以上分析結(jié)果，C和Rexpenditure、Rincome、△Yprdiction之間存在長期且穩(wěn)定的內(nèi)生關(guān)系。

（二）差異化的政策消費(fèi)效應(yīng)

財(cái)政政策分為兩種，一種是擴(kuò)張性的財(cái)政政策，一種是緊縮性的財(cái)政政策，政策的方向性影響財(cái)政實(shí)施強(qiáng)度和實(shí)施效果。為了明確政策的差異性對(duì)居民消費(fèi)影響的差異，本文進(jìn)一步對(duì)財(cái)政政策進(jìn)行區(qū)分，將模型（2）變?yōu)椋?/p>

表2-3 差異化財(cái)政政策對(duì)居民消費(fèi)影響結(jié)果

依據(jù)表2-3檢驗(yàn)結(jié)果，模型Ⅰ-Ⅵ的AdjR2均大于83%和常數(shù)項(xiàng)均通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，DW值均在2左右，總體來說模型估計(jì)結(jié)果較好。

綜上所述，城鄉(xiāng)居民間差異化政策效果的非對(duì)稱性比較明顯，在東部地區(qū)擴(kuò)張性的財(cái)政政策和緊縮性的財(cái)政政策的非對(duì)稱效果相對(duì)不明顯，而在中部和西部地區(qū)卻十分顯著。對(duì)于中部地區(qū)，擴(kuò)張性的財(cái)政政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有抑制效果，抑制系數(shù)為0.55，而對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)則有促進(jìn)效果，促進(jìn)系數(shù)為0.34。而緊縮性的財(cái)政政策正好相反，當(dāng)緊縮性財(cái)政支出變化1個(gè)單位時(shí)，中部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)增長率會(huì)同方向變化0.46個(gè)單位，而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)則會(huì)反向變化0.22個(gè)單位?？梢?，當(dāng)前中部地區(qū)的擴(kuò)張性財(cái)政政策在促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長的同時(shí)，不利于我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高。對(duì)于西部地區(qū)，政策的效果差異性很大，擴(kuò)張性的財(cái)政政策對(duì)農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)均有明顯的擠出效應(yīng)，財(cái)政支出增長率每增加1%，則農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長率被擠出0.45%和0.32%，但是緊縮性的財(cái)政支出政策對(duì)西部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)存在擠入效應(yīng)。在擠入效應(yīng)的存在之下，西部地區(qū)財(cái)政支出增長率下降了1個(gè)單位，而能夠讓農(nóng)村居民消費(fèi)增長率增長大概0.60個(gè)單位。由此觀之，緊縮性財(cái)政支出政策即使有可能使得西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平下降，但使得西部地區(qū)農(nóng)村公民的消費(fèi)上升。

三、結(jié)論和政策建議

目前我國需通過擴(kuò)大內(nèi)需拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，但當(dāng)前又面臨物價(jià)飛漲的困惑，研究財(cái)政政策有利于最大程度地發(fā)揮當(dāng)前財(cái)政政策的作用。研究結(jié)果表明，我國當(dāng)前財(cái)政政策具有空間差異和政策非對(duì)稱性差異，因此在制定和實(shí)施財(cái)政政策時(shí)，需要注意以下幾個(gè)方面，從而最大限度地促進(jìn)東中西部居民消費(fèi)增長水平。

第一，不要輕視利用財(cái)政支出政策工具。而相關(guān)論證表明，財(cái)政支出政策工具的效果不論在地域上還是城鄉(xiāng)差別上，都遠(yuǎn)大于財(cái)政收入政策工具效果。因此，要提高居民消費(fèi)，發(fā)揮國內(nèi)消費(fèi)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用，必須優(yōu)先并重視使用財(cái)政支出政策這一工具。

第二，實(shí)施差異化的政策方式選擇。財(cái)政政策的實(shí)施因地區(qū)和政策對(duì)象不同，實(shí)施的效果不同，政策的非對(duì)稱性、擴(kuò)張性和緊縮財(cái)政效果的差異要求對(duì)于中西部農(nóng)村，盡量避免運(yùn)用過多的財(cái)政支出政策，這是因?yàn)樨?cái)政支出政策對(duì)于中西部地區(qū)農(nóng)村居民更容易形成擠出效應(yīng)，而轉(zhuǎn)變關(guān)注農(nóng)村就業(yè)問題，農(nóng)村社會(huì)保障和農(nóng)村教育的財(cái)政投入，更穩(wěn)定和提高農(nóng)村居民的收入預(yù)期。這對(duì)更多依賴與預(yù)期未來收入變化的農(nóng)村居民消費(fèi)水平發(fā)展更為有利。

第三，實(shí)施傾斜式的財(cái)政政策。研究表明，農(nóng)村農(nóng)民消費(fèi)增長的潛力更大，這是因?yàn)檗r(nóng)村居民消費(fèi)收入的彈性大，鄉(xiāng)村居民消費(fèi)對(duì)財(cái)政政策的敏感度強(qiáng)。因此，政府應(yīng)該更加關(guān)注農(nóng)村居民消費(fèi)情況，實(shí)施傾斜式的財(cái)政政策。

[1]儲(chǔ)德銀，閆偉.財(cái)政政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生了非線性效應(yīng)嗎?[J].經(jīng)營管理，2011（10）.

[2]Tagkalakis A1. The Effects of Fiscal Policy on Consumption in Recessions and Ex pans ions[J].Journal of Public Economics, 2008(19).

[3]李曉芳，高鐵梅，梁云芳.稅收和政府支出政策對(duì)產(chǎn)出動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)的計(jì)量分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2005（2）.