財政支出不確定性對居民消費的影響研究

苗眉，廖信林，吳友群

（1.安徽財貿(mào)職業(yè)學院 財會金融學院，安徽 合肥 230601；2.安徽財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233030）

當前我國正處于經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)型時期，財政支出作為經(jīng)濟體制改革的主要載體，對其改革會增加居民對財政支出預期的不穩(wěn)定性和對未來收支的不確定性，強化居民預防性儲蓄動機和預期流動性約束作用，促使居民產(chǎn)生緩沖性儲蓄動機，進而對消費產(chǎn)生重要影響。本文基于已有研究，進一步細化居民的預期波動，實現(xiàn)對財政支出不確定性的精確測度，并從全國和城鄉(xiāng)兩個視角分析其對居民消費的影響。

1 模型設定與變量說明

1.1 模型設定

借鑒趙航等［1］、許志偉等［2］人的研究思路構建本文的計量模型。在持久收入和生命周期假說下，典型的消費者在面臨跨期預算約束條件下，將通過合理分配其終身收入來規(guī)劃其各期的消費，以達到效用最大化的目的。可用如下公式來表示：

式（1）中，t和i是時間指數(shù)，E是數(shù)學期望值運算符號，β表示主觀現(xiàn)貼因子（假定為常數(shù)），u(C)代表即時效用函數(shù)，Ct表示t時期的實際消費量。式（2）中，t是時間指數(shù)，At是t期的居民的資產(chǎn)，rt表示t期的實際利率，Yt是居民收入。利用動態(tài)最優(yōu)的貝爾曼方程求這一最優(yōu)化問題的必要條件，可以用如下歐拉方程來表示，即：

為求居民現(xiàn)期消費Ct，把效用函數(shù)u(C)設定為常相對風險規(guī)避型，即：

將式（4）代入式（3），同時兩邊取對數(shù)。假定利率服從正態(tài)分布，并由泰勒公式近似可得：rt+1≈ln（1+rt+1），則式（3）可變成式（5）：

式（6）中，γ=σlnβ，ε為一白噪聲。式（6）表明在生命周期和持久收入假說下，居民消費的變化與本期收入的變化無關，只與本期利率有關。而居民消費增長對利率變化的敏感度取決于消費跨期替代彈性σ的大小。σ值越大，利率上升將引起居民當前消費減少。

考慮到現(xiàn)實生活中流動性約束的存在，進一步基于C-M模型借鑒胡永剛等［3］的作法將消費者分為兩種類型，第一類為受流動性約束消費者，其占總體的比例為λ。第二類為非流動性約束消費者，其占總體的比例為1-λ。假定總收入（Yt）有一定比重（δ）給第一類消費者支配（Y1=δYt），剩余部分給第二類消費者支配（Y2=（1-δ）Yt）。假設第一類消費者的消費行為：

取對數(shù)形式為：

式（9）中，α0=(1-λ)γ，α1=λ，α2=(1-λ)σ，ξt=(1-λ)εt。為了將財政支出不確定性引入消費增長模型。借鑒Ruud［4］的做法，把ungt代入式（9）中得到本文計量模型：

式（10）中，α0為各期居民自發(fā)消費，并假定α0為常數(shù)。如果系數(shù)α1=0，說明消費者根據(jù)持久收入進行消費；如果系數(shù)α1≠0，說明消費存在由于流動性約束導致的過度敏感性［5］。α2衡量r對消費兩種效應的作用程度。α3衡量ung對居民消費的影響。

1.2 變量說明

全國居民人均消費（XF）用城鄉(xiāng)家庭平均每人全年消費性支出水平與城鄉(xiāng)各自人口占總人口比重進行加權平均衡量；城鎮(zhèn)居民人均消費（XF?CZ）用城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費性支出水平衡量；農(nóng)村居民人均消費（XFNC）用農(nóng)村家庭平均每人全年消費性支出水平衡量。全國居民人均收入（YD）用城鄉(xiāng)居民人均收入和城鄉(xiāng)人口占總人口比重加權平均衡量；城鎮(zhèn)居民人均收入（YDCZ）用城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入衡量；農(nóng)村居民人均收入（YDNC）用農(nóng)村居民的人均純收入衡量。財政支出不確定性（ung）用以財政支出實際增長率和預期增長率的偏差衡量。以上數(shù)據(jù)來源于1978-2018年《中國統(tǒng)計年鑒》，并進行整理。

2 實證檢驗與結果分析

2.1 結構突變檢驗

受到經(jīng)濟系統(tǒng)的供需求沖擊和體制轉(zhuǎn)型的影響，往往會使得時間序列模型中的被解釋變量與解釋變量之間的關系發(fā)生結構變化，使用固定參數(shù)估計方法進行估計會產(chǎn)生偏誤?？紤]到20世紀90年代開始推行的教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、住房和就業(yè)等方面的福利改革，可能導致各變量在樣本期內(nèi)發(fā)生結構突變。如圖1所示，全國居民消費支出與收入之間的關系極可能在1990年前后發(fā)生了突變。為檢驗這種推斷，本文使用Quant-An?drews（QA）進行結構突變檢驗。檢驗結果見表1。

由表1可知，以QA檢驗構造的6個統(tǒng)計量一致拒絕模型參數(shù)結構穩(wěn)定，并顯示突變點最大值可能出現(xiàn)在1997年。這充分說明體制轉(zhuǎn)型時期制度不確定等因素會使得居民消費與收入之間的關系發(fā)生改變，表明本文使用時變參數(shù)估計的狀態(tài)空間模型要比固定參數(shù)模型能更好地解釋我國現(xiàn)實經(jīng)濟問題。

圖1 居民收入與消費的散點圖

表1 結構突變檢驗

2.2 全國居民消費的狀態(tài)空間模型

進行可變參數(shù)估計要求方程中的各變量具有平穩(wěn)性，或者變量間存在協(xié)整。本文采用ADF檢驗方法，對各序列的平穩(wěn)性進行檢驗。由檢驗結果可知，LnXF、LnXFCZ、LnXFNC、LnYD、LnYDCZ和LnYDNC都為I（1）序列。r和ung為平穩(wěn)序列，將其納入I（1）序列組合進行Johansen協(xié)整檢驗，結果見表2?？芍@三組變量至少存在1個協(xié)整關系，表明居民（城鄉(xiāng)）消費和居民（城鄉(xiāng)）收入、利率與財政支出不確定性之間具有長期的均衡關系。

表2 變量協(xié)整檢驗結果

基于各變量單位根檢驗和協(xié)整檢驗的結果，可知本文按式（10）構造的時變參數(shù)模型是穩(wěn)定的，不存在偽回歸。通過判斷在時變參數(shù)服從不同分布情形下的模型回歸結果與診斷指標的優(yōu)劣，這里把狀態(tài)方程設定為遞歸形式。全國居民消費的狀態(tài)空間模型估計結果為：

時變參數(shù)模型的變量系數(shù)估計值見表3。因式（10）中的系數(shù)α1一直大于0，故1991年之后，該系數(shù)α1基本在0.6—0.732之間浮動。因全國受流動性約束的居民中第一類特征的居民較多，表明其消費對收入具有高度敏感性。對于利率時變參數(shù)而言，多數(shù)年份內(nèi)利率水平提高，會導致本期消費成本上升，從而迫使居民延遲消費。同時，受到第一類居民比例增多的影響，利率對居民消費的影響在逐漸減弱。這表明金融部門通過降息以抑制居民儲蓄、刺激國內(nèi)需求的目標難以實現(xiàn)。由財政支出不確定性的系數(shù)估計值可知，近些年，財政支出不確定性導致居民消費的降低。

表3 各變量對全國居民消費的動態(tài)影響

2.3 城鄉(xiāng)居民消費的狀態(tài)空間模型

利用同樣的方法，分別對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費的狀態(tài)空間模型進行檢驗。由表4可知，居民消費對其收入具有高度敏感性，二者表現(xiàn)出共同的變化趨勢，表明在市場經(jīng)濟體制改革推進過程中，城鄉(xiāng)居民對宏觀環(huán)境具有不確定性，加劇了城鄉(xiāng)居民對當期收入的依賴程度。與城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村居民對收入的敏感度更高一些。由利率對城鄉(xiāng)居民消費的影響過程可知，除少數(shù)年份外利率對城鄉(xiāng)居民消費的影響是以替代效應為主，其他年份中利率對農(nóng)村居民消費的影響要大于對城鎮(zhèn)居民消費的影響。這是因為利率的替代效應主要在收入比較低的時候起主要作用，而農(nóng)村居民的人均收入水平要遠低于城鎮(zhèn)居民的人均收入水平。自1996年后，利率對消費的影響逐年遞減，表明利率對同期消費的刺激作用減弱。由財政支出不確定性對城鄉(xiāng)居民消費的影響可知，1990年之前，城鄉(xiāng)居民消費呈現(xiàn)出周期短且波動大，而1990年之后則變的周期長且平緩。在面對同樣的不確定性時，城鎮(zhèn)居民的反應比農(nóng)村居民更敏感（見表4）。

表4 各變量對城鄉(xiāng)居民消費的動態(tài)影響

3 結論

通過對財政支出不確定性的測度，基于一個擴展的C-M消費函數(shù)，利用時變參數(shù)模型實證檢驗了我國財政支出的不確定性對居民消費的動態(tài)影響。財政政策不確定性抑制了居民消費增長，究其原因，是我國原來的計劃福利型體制逐漸向市場經(jīng)濟型體制的轉(zhuǎn)變，造成居民對這些領域財政支出預期的不確定性，從而形成剛性支出預期，加上預防性儲蓄動機和流動性約束作用，居民會減少當期消費支出，最終使得居民消費需求不足。同時，財政支出不確定性對城鎮(zhèn)居民消費的擠出效應要大于對農(nóng)村居民消費的影響。這是由于城鄉(xiāng)公共財政資源配置不均，使得農(nóng)村居民沒有更多地享有城鎮(zhèn)居民所擁有的各類社會福利與保障機制。