政府消費(fèi)、物價波動與居民消費(fèi)棘輪效應(yīng)分析

郭秀峰

（晉城職業(yè)技術(shù)學(xué)院 山西晉城 048000）

引言及文獻(xiàn)綜述

近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷提升，城鄉(xiāng)居民收入水平也得到了大幅度提升。收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，收入水平的提升明顯帶動了城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平。但不容忽視的是，由于存在物價波動等因素，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平呈現(xiàn)波動趨勢，其導(dǎo)致了我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)呈現(xiàn)出棘輪效應(yīng)。孫玉環(huán)等（2017）以遼寧省為例，構(gòu)建VEC 模型探究了物價波動與居民消費(fèi)水平的關(guān)聯(lián)性，其結(jié)果表明遼寧省物價波動顯著降低了其居民消費(fèi)水平；徐淑華等（2017）利用我國2005～2015 年的季度數(shù)據(jù)，構(gòu)建自回歸分布滯后模型，探究了財政支出與居民消費(fèi)水平的關(guān)聯(lián)性，結(jié)果表明財政支出水平與居民消費(fèi)水平呈正相關(guān)關(guān)系；許能慧（2018）認(rèn)為財政政策是我國政府調(diào)控經(jīng)濟(jì)的主要手段，其利用我國1978-2016 年數(shù)據(jù)探究了政府財政政策對居民消費(fèi)水平的影響，結(jié)果顯示我國政府?dāng)U張性財政政策能夠促進(jìn)居民消費(fèi)水平提升?，F(xiàn)有研究忽視了居民消費(fèi)的棘輪效應(yīng)，文章將重點(diǎn)在此方面進(jìn)行改進(jìn)。

我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)現(xiàn)狀分析

自1978 年改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平迅速提升。2013～2018 年我國城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出狀況如圖1所示。

如圖1 所示，我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平不斷提升。2013年我國城鎮(zhèn)居民人均居民消費(fèi)支出為18488 元，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出為7485 元，2014 年城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出上升到19968 元，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出達(dá)到8383 元。

圖1 2013～2018 年我國城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出狀況

表1 ADF 檢驗(yàn)結(jié)果

政府消費(fèi)、物價波動與居民消費(fèi)關(guān)聯(lián)性實(shí)證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

文章主要探究的是政府消費(fèi)、物價波動對居民消費(fèi)棘輪效應(yīng)的影響，所謂棘輪效應(yīng)是指居民消費(fèi)習(xí)慣形成之后的不可逆性，即居民消費(fèi)支出水平易于向上調(diào)整，難于向下調(diào)整。這種習(xí)慣效應(yīng)，使消費(fèi)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(xiāng)居民人均消費(fèi)支出作為被解釋變量，使用1990-2018 年我國城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)支出衡量，用cost 表示；政府消費(fèi)使用年度政府消費(fèi)支出衡量，用gov 表示；物價波動率使用消費(fèi)者物價指數(shù)衡量，用cpi 表示。以上數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局。

表2 特征根跡檢驗(yàn)（trace 檢驗(yàn)）結(jié)果

表3 最大特征值檢驗(yàn)

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(yàn)

時間序列建立模型，首先要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，非平穩(wěn)的序列建立模型可能會導(dǎo)致“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)。文章使用VAR 模型探究政府消費(fèi)、物價波動與居民消費(fèi)互動關(guān)系，VAR 模型是時間序列模型的一種，要求原始序列是平穩(wěn)序列或者非平穩(wěn)序列但滿足協(xié)整關(guān)系。因此，文章首先使用ADF 檢驗(yàn)對cost、gov、cpi 進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)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(wěn)的時間序列，因此文章對其進(jìn)行一階差分并進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示 dcost、dgov、dcpi 均為平穩(wěn)的時間序列。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)單位根檢驗(yàn)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(wěn)的，所以這三個變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。文章使用Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)的兩種方法通過跡統(tǒng)計量和最大特征值檢驗(yàn)進(jìn)行判定，結(jié)果如表2 和表3 所示。表2 為特征根跡檢驗(yàn)（trace 檢驗(yàn)）結(jié)果，表3 為最大特征值檢驗(yàn)。由表2、表3 可知，在假設(shè)0 個協(xié)整向量的情況下，跡檢驗(yàn)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(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)均拒絕0 個協(xié)整向量的原假設(shè)，即cost、gov、cpi 之間為協(xié)整關(guān)系，即政府消費(fèi)、物價波動與居民消費(fèi)之間存在長期均衡關(guān)系。

（四）VAR 模型分析

1. VAR 模型最佳滯后期選擇。構(gòu)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(dǎo)致VAR模型結(jié)果差異巨大，考慮到信息和自由度，文章使用AIC信息準(zhǔn)則和SC 準(zhǔn)則判斷最佳滯后期，結(jié)果如表4 所示。

如表4 所示：滯后階數(shù)為2 階時AIC 和SC 值分別為-11.705、-9.971，二者均達(dá)到最小值，根據(jù)AIC 準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則可以判斷2 階為文章構(gòu)建的VAR 模型最佳滯后階數(shù)。

2.VAR 模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)。以2 階為滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖2 所示。

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

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。上述研究結(jié)果已經(jīng)對各變量之間的長期均衡關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，但因果關(guān)系是否存在還未得到驗(yàn)證，即政府消費(fèi)、物價波動與居民消費(fèi)棘輪效應(yīng)之間是否存在因果關(guān)聯(lián)性，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表5 所示。

如表5 所示，假設(shè)1：dcost 不是dgov 的格蘭杰原因，P 值為0.001，說明應(yīng)該拒絕原假設(shè)，即城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平提升是政府消費(fèi)水平的格蘭杰原因；假設(shè)2：dgov 不是dcost 的格蘭杰原因，P 值為0.000，說明政府消費(fèi)水平提升是城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平提升的格蘭杰原因。綜合假設(shè)1 和假設(shè)2 可知，政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間互為格蘭杰原因；假設(shè)3：dcost 不是dcpi 的格蘭杰原因，P 值為0.281，說明應(yīng)該接受原假設(shè)，即城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平提升不是物價波動的格蘭杰原因；假設(shè)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(xiāng)居民消費(fèi)水平提升的格蘭杰原因。綜合假設(shè)3 和假設(shè)4 可知，物價波動是居民消費(fèi)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(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，探究變量之間的沖擊和響應(yīng)關(guān)系，文章進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果如圖3 所示。

如圖3 所示，左圖表示城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平對政府消費(fèi)沖擊的脈沖響應(yīng)圖，右圖表示城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平對物價波動沖擊的脈沖響應(yīng)圖。對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平施加一個政府消費(fèi)的沖擊后，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平響應(yīng)程度在1～3 期呈迅速上升態(tài)勢，3 期達(dá)到頂點(diǎn)，3 期之后城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平響應(yīng)程度有所下降，但是下降幅度較小。這說明政府消費(fèi)水平對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平提升具有一定程度的正向促進(jìn)作用，政府消費(fèi)規(guī)模擴(kuò)大能夠避免居民消費(fèi)棘輪效應(yīng)的出現(xiàn)，其促進(jìn)了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的上升。主要原因在于，政府消費(fèi)的規(guī)模擴(kuò)大，能夠完善社會保障體系，降低城鄉(xiāng)居民消費(fèi)壓力，同時能夠完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)，提升市場化水平，進(jìn)而促進(jìn)了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的提升；對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平施加一個物價波動的沖擊后，1～2 期城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平快速下降，2 期之后城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平呈現(xiàn)波動下降趨勢，7 期以后呈平穩(wěn)狀態(tài)，趨向于0。這說明物價波動對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平具有一定程度的抑制作用，物價波動狀況的出現(xiàn)能夠加劇居民消費(fèi)棘輪效應(yīng)的出現(xiàn)。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(shí)際購買力下降，由于棘輪效應(yīng)的出現(xiàn)，居民消費(fèi)水平易于向上，難以向下，所以物價波動加劇了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)棘輪效應(yīng)的出現(xiàn)。

5.方差分解。方差分解可以說明政府消費(fèi)、物價變量對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平變動的貢獻(xiàn)率，結(jié)果如表6 所示。

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

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

圖3 脈沖響應(yīng)結(jié)果

表6 方差分解結(jié)果

對策建議

綜上所述，本文提出以下建議：第一，擴(kuò)大政府財政支出，完善社會保障體系。文章實(shí)證分析表明政府消費(fèi)對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平具有正向促進(jìn)作用，能夠避免居民消費(fèi)棘輪效應(yīng)的出現(xiàn)。為此，我國政府應(yīng)該進(jìn)一步擴(kuò)大財政支出，完善教育、醫(yī)療、衛(wèi)生等社會保障體系，降低居民消費(fèi)負(fù)擔(dān)，增加居民消費(fèi)水平；第二，加強(qiáng)物價宏觀調(diào)控，穩(wěn)定物價水平。物價波動不利于提升城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平，其加劇了棘輪效應(yīng)的出現(xiàn)。為此，我國政府應(yīng)該加強(qiáng)對物價水平的宏觀調(diào)控，保障物價平穩(wěn)，降低物價波動對居民消費(fèi)的負(fù)向影響；第三，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，增加居民收入。收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，隨著收入水平的提升，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平會不斷提升。因此，我國應(yīng)該繼續(xù)大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，提升落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，增加居民收入，進(jìn)而增加居民消費(fèi)支出水平。