政府民生支出對居民消費需求的動態(tài)影響——基于狀態(tài)空間模型的實證檢驗

李建強

(1.蘇州大學 商學院,江蘇 蘇州 215021；2.鹽城師范學院 商學院,江蘇 鹽城 224002)

一、政府民生支出的提出

政府支出一直都被認為是影響居民消費需求的一個重要因素,至于是擠入效應還是擠出效應,學者們并沒有達成共識,從理論分析到實證研究一直都存在爭議。國外研究方面,Bailey(1974)最早通過構造有效消費函數(shù)研究發(fā)現(xiàn),政府支出對居民消費支出存在擠入效應。此后,Kormendi(1983)和Aschauer(1985)利用一個長期收入決定模型對美國數(shù)據(jù)進行實證研究,發(fā)現(xiàn)政府支出對居民消費存在顯著的擠出效應。Ahmed(1986)在跨期替代模型中發(fā)現(xiàn)英國政府支出在一定程度上擠出了居民消費。Tsung-wu Ho(2001)利用面板數(shù)據(jù)研究了OECD24個工業(yè)國的政府支出與居民消費之間的關系,發(fā)現(xiàn)單一國家中政府支出與居民消費之間并不存在明顯的規(guī)律性,但在對多數(shù)國家數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析時卻發(fā)現(xiàn)政府支出對居民消費存在明顯的擠出效應。與此相反,Karras(1994)運用30個國家的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)政府支出對居民消費存在擠入效應。Shclarek(2004)分別考察工業(yè)化國家和發(fā)展中國家的居民消費數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)政府消費對居民消費存在擠入效應,但沒有證據(jù)支持政府支出對居民消費存在擠出效應。

國內研究方面,財政部辦公廳課題組(2001)、胡書東(2002)、李廣眾(2005)等研究證實我國財政支出對居民消費具有擠入效應。謝建國、陳漓高(2002)和黃賾琳(2005)分別利用跨期替代模型和RBC模型證實財政支出對居民消費具有擠出效應。石柱鮮等(2005)按照經濟性質和功能性質細化財政支出,發(fā)現(xiàn)不同的支出項目對居民消費的影響各異。官永彬、張應良(2008)的研究顯示,政府支出對城鎮(zhèn)居民和農村居民消費的影響存在“二元結構”特征。李樹培、魏下海(2009)研究發(fā)現(xiàn)改革開放30年來,財政支出對居民消費存在擠入效應。

上述研究豐富和發(fā)展了政府公共支出理論,但是面對與西方社會文化價值觀念和經濟發(fā)展水平迥然相異的我國經濟來說,鮮有學者在“城鄉(xiāng)二元經濟社會結構”特征框架內,基于我國居民消費行為的特點,探討政府民生支出與居民消費需求之間的關系,這就難免要受到“盧卡斯批判”的質疑。①我們知道,內需不足是宏觀問題,但其背后的原因卻根植于居民的微觀消費行為。此外,多數(shù)學者從經濟性質或功能性質考察政府支出對居民消費需求的影響,鮮有結合當前我國積極財政政策的側重方向,考慮政府民生支出對居民消費需求的影響。更重要的是,即使在現(xiàn)有的社會經濟條件下,也并非所有的財政支出項目的變動都與居民消費需求有顯著相關關系。再者,人們大多利用固定參數(shù)的計量經濟模型作實證分析,鮮有考慮到我國正處于經濟轉軌期間,從經典OLS估計中并不能得出穩(wěn)健的結論?；谏鲜隹紤],本文在最優(yōu)消費行為理論的基礎上,結合我國居民消費行為的特點,采用狀態(tài)空間模型對政府民生支出與居民消費需求之間的關系作實證分析。

二、政府民生支出對居民消費需求影響的理論分析框架

現(xiàn)代消費理論都是以市場機制相對完善的西方社會為背景展開分析,對于城鄉(xiāng)二元經濟社會結構的我國而言,直接套用西方消費理論來分析我國的居民消費問題,難以得出符合實際的結論。因此,我們非常有必要從我國國情出發(fā)去認識我國居民的消費特征,進而更透徹地理解政府民生支出對居民消費需求的影響。

長期以來,我國重視生產投資,集中資源搞建設,GDP中留給居民的份額很少,直接影響了居民消費。從1997年到2005年,我國GDP年均實際增長9.2%,而同期城市居民人均可支配收入和農村居民人均純收入年均分別只增長9%和6%。城鄉(xiāng)居民收入的增長慢于GDP的實際增長速度,尤其是農民收入的增速遠低于GDP增速。此外,不確定性風險的增加在一定程度上對我國居民消費行為也產生了不可忽視的影響。1978年改革開放以來,隨著傳統(tǒng)社會保障體制的逐步解體,配套社會保障改革的滯后,使居民直接面臨住房、教育、醫(yī)療以及衛(wèi)生等大額剛性支出急劇上升的環(huán)境。②同時,市場化進程中所帶來的制度不確定性,私人消費信貸市場的不健全,收入分配差距的拉大,都弱化了居民的消費意愿,最終導致我國居民現(xiàn)期不敢消費,為應付未來大額剛性支出而進行儲蓄。如圖1所示,縱軸表示貨幣支出,橫軸表示時期,實線表示可支配收入,虛線表示消費,T 1和T 2是兩個不確性時期,M 1和M2是兩個大額剛性支出。

實際上,一個與不確定性風險相匹配的社會保障機制的建立和居民收入水平的穩(wěn)定增長才是影響居民消費的關鍵。因此,我們將以保障和改善人力資本價值為歸宿的政府民生支出引入最優(yōu)消費函數(shù),構建我國居民最優(yōu)消費理論框架。

考慮一個代表性消費者的效用函數(shù)為相對風險厭惡效用函數(shù)(CRRA)u,為便于分析,設[0,T]為一個消費周期,這樣消費者最優(yōu)問題可以表示為:

圖1 我國居民消費模式

約束條件 :﹒w=y+rw-c

橫截性條件:w(0)=0,w(T)=F

其中:c表示消費,θ表示不變替代彈性,e-ρt為折現(xiàn)因子,ρ表示效用折現(xiàn)率,w表示財富,y表示可支配收入,F表示大額剛性支出,r表示利率。

建立漢密爾頓方程:

將(2)式代入(1)式有:

由(4)式可得:

將(5)式代入(2)式有:

將(5)式代入(3)式有:

將(8)式代入(6)式得到消費者消費函數(shù)為:

政府民生支出GCS對居民大額剛性支出F具有替代效應即F=αβGCS,將其代入(9)式得到政府民生支出對居民消費需求影響的函數(shù)表達式:

根據(jù)(10)式,由以e為底的指數(shù)函數(shù)性質可知 α1＞0,α2＞0,這說明了政府民生支出對居民消費的影響是擠入效應。至于不同時期政府民生支出對居民消費的擠入效應有多大？關鍵還要看不同時期α1數(shù)值的大小。

三、基于狀態(tài)空間模型的實證檢驗與分析

(一)概念界定和研究方法

由于我國處于經濟轉型期間,在經濟政策變化和各種各樣外界隨機因素沖擊影響下,經濟結構正在逐漸發(fā)生變化,通常用固定參數(shù)模型無法刻畫出經濟結構變化對我們所研究問題的影響。因此,本文采取狀態(tài)空間模型,構造可變參數(shù)動態(tài)回歸模型來分析改革開放后政府民生支出對居民消費需求的動態(tài)影響。采用狀態(tài)空間模型表示動態(tài)系統(tǒng)主要有兩個優(yōu)點:第一,狀態(tài)空間模型將不可觀測的變量如居民消費預期、經濟危機等并入可觀測模型并與其一起得到估計結果；第二,狀態(tài)空間模型是利用強有力的迭代算法——卡爾曼濾波來估計。

(二)變量說明和數(shù)據(jù)來源

表1 變量定義表

本文選擇1978-2008年數(shù)據(jù)為樣本空間,農村居民最終消費支出與農村居民消費價格指數(shù)(1978年=100)的比值表示農村居民的消費需求,城鎮(zhèn)居民最終消費支出與城市居民消費價格指數(shù)(1978年=100)的比值表示城鎮(zhèn)居民的消費需求。全國居民消費需求為農村居民消費需求和城鎮(zhèn)居民消費需求之和。民生支出變量均除以居民消費價格總指數(shù)(1978年=100)來扣除物價因素的影響。需要指出的是,1985年以前的農村CPI指數(shù)官方未予公布,本文用城市CPI指數(shù)(1978年=100)代替,1985年及其之后的農村CPI指數(shù)是將當年官方公布的指數(shù)(1985年=100)乘以1.342得到,這種指標構造方法來自Gale Johnson(2002)。為消除回歸中的異方差問題,提高模型精度,對所有數(shù)據(jù)取對數(shù)。1986年、1987年、1988年的總CPI指數(shù)由《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》整理得到,其余年份的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒2009》和國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

圖2 政府民生支出與全國居民消費需求散點圖

表2 Chow突變點檢驗

(三)政府民生支出對全國居民消費需求的影響

改革開放30年來,從我國政府民生支出與全國居民消費需求取對數(shù)值后的散點圖(見圖2)可見,兩者關系之斜率在1994年前后存在著明顯的結構突變。

以1994年為突變點進行模型的Chow突變檢驗(見表2),結果顯示,模型結構不穩(wěn)定,這說明改革開放后我國經濟關系的各個方面都逐漸發(fā)生了改變,政府政策導向和經濟危機等不確定因素使固定參數(shù)模型已很難解釋我國經濟問題了。而狀態(tài)空間模型運用卡爾曼濾波技術可以很好地克服變量之間由于結構變化而不能準確估計的問題。

在針對改革開放30年來我國政府民生支出對全國居民消費需求影響水平的動態(tài)估計過程中,通過在可變系數(shù)服從不同分布⑤情況下得出的回歸模型的檢驗與診斷指標的優(yōu)劣的比較,狀態(tài)方程中可變系數(shù)最終采用服從隨機游走分布的形式。表3檢驗結果表明,經過一次差分處理后所有變量均為平穩(wěn)變量。

通過遞歸迭代得出的模型估計結果如下所示,括號中數(shù)值為Z統(tǒng)計值。

表3 變量單位根檢驗

圖3 政府民生支出對全國居民消費需求的影響變化(彈性系數(shù))

圖3顯示,改革開放后政府民生支出對居民消費需求的影響經歷了一個先增加后下降的倒V字形過程。尤其是1996-2008年期間彈性系數(shù)從1995年的1.174一路下滑到2008年的0.72,創(chuàng)造了改革開放以來的歷史最低點。這是因為改革開放后,一方

“哎喲，我們區(qū)又走了一個。北京好哇……北京好哇……你以前那個同學，那個誰，李之恒，也去了北京，有出息啊?！?/p>

面市場經濟打破了計劃經濟時代商品短缺的局面,居民面對多年商品消費配額的取消,高漲的消費意愿得以釋放；另一方面,政府只是在保持原有社會福利的基礎上,進行經濟體制的增量改革,居民在享受市場經濟帶來福利的同時,又沒有消費后顧之憂,最終導致居民消費在政府民生支出的催化下一路高歌猛進。但是,1994年分稅制改革后,政府相繼推行了勞動就業(yè)、教育、醫(yī)療以及住房等多項改革措施,使民生領域中出現(xiàn)“國退民進”現(xiàn)象。傳統(tǒng)福利制度的解體不僅強化了居民預防性儲蓄的動機,也降低了居民當期消費的意愿。因此,政府民生支出對居民消費的影響程度陡然下降也就在情理之中了。

模型殘差的平穩(wěn)性檢驗。如果殘差平穩(wěn),則是一個可信估計,反之則有可能是“偽回歸”。表4檢驗結果表明,狀態(tài)空間模型的殘差為平穩(wěn)序列,估計結果是有效的。

表4 殘差單位根檢驗(滯后階數(shù)AIC準則)

(四)投資性與轉移性民生支出對農村和城鎮(zhèn)居民消費需求的影響

消費意愿和可支配收入水平是決定居民消費需求的兩個決定性因素。政府民生支出不僅可以提高居民的可支配收入,而且還能增強居民的消費意愿。毫無疑問,政府民生支出對居民消費是擠入效應。但是,對政府影響居民消費而言,哪種形式的民生支出的擠入效應更大呢？因此,我們有必要比較投資性與轉移性民生支出對農村和城鎮(zhèn)居民消費需求的影響。

投資性民生支出與轉移性民生支出對農村居民消費需求影響的動態(tài)估計結果為:

圖4 投資性與轉移性民生支出對農村居民消費需求彈性影響系數(shù)變化軌跡

圖5 投資性與轉移性民生支出對城鎮(zhèn)居民消費需求彈性影響系數(shù)變化軌跡

投資性民生支出與轉移性民生支出對城鎮(zhèn)居民消費需求影響的動態(tài)估計結果為:

表5 變量協(xié)整檢驗

表5檢驗結果表明,變量之間存在一個協(xié)整關系,狀態(tài)空間模型估計是可信有效的。比較圖4和圖5可以發(fā)現(xiàn):第一,1980年后投資性民生支出對農村和城鎮(zhèn)居民消費的影響都大于轉移性民生支出。尤其是1985年后農村投資性和轉移性民生支出的平均消費彈性分別為0.42和0.03,城鎮(zhèn)投資性和轉移性民生支出的平均消費彈性分別為0.62和0.08,對此,筆者認為可以從以下幾方面來理解:首先,在財政支出統(tǒng)計指標上,投資性民生支出規(guī)模比轉移性民生支出規(guī)模大。投資性民生支出不僅涉及民生領域,也關系到經濟發(fā)展的產業(yè)領域,因此其總量規(guī)模投入就比較大。其次,在對居民消費需求影響力度上,投資性民生支出比轉移性民生支出大。前者從消費意愿和可支配收入兩方面影響居民需求,不僅可以直接提高居民的人力資本質量,提升居民的持久收入能力,而且還可以替代居民在教育、醫(yī)療以及衛(wèi)生等方面的大額剛性支出,減少居民對未來不確定性的擔憂,增強居民的消費意愿。后者只側重于通過可支配收入影響居民需求,暫時增加居民收入,避免居民陷入生存危機。再次,在對居民消費能力的影響上,投資性民生支出比轉移性民生支出大。我國居民收入主要來源于工資收入,對工資收入分配不平等的變化進行分解,人力資本因素占到工資基尼系數(shù)增加的44.36%(陳玉宇、王志剛,2005)。從某種意義上說,投資性民生支出決定了居民的人力資本水平,反映到要素市場就是勞動要素的議價能力和可支配收入水平及其增長速度的體現(xiàn),需求直接主導居民消費能力的高低。

第二,1994年后投資性與轉移性民生支出對城鎮(zhèn)居民消費需求的影響都遠大于其對農村居民消費需求的影響。對此筆者認為,首先,政府在城鎮(zhèn)與農村的民生支出規(guī)模不均等。不論是在教育、衛(wèi)生和醫(yī)療保健等方面的投資性民生支出,還是在社會保障和政策性補貼等方面的轉移性民生支出,都主要面向城鎮(zhèn)居民,農村居民一度處在邊緣化狀態(tài)；其次,與農村人口規(guī)模相比,政府在農村的民生支出規(guī)模比較小。城鄉(xiāng)二元經濟社會結構并沒有形成預期的橄欖形⑥收入分配結構,處在收入底層的居民相對集中在農村,集中在中西部地區(qū),占我國人口比例的一個很大基數(shù)。這對于結構不合理的政府民生支出,自然就是“杯水車薪”,難以啟動這部分居民消費。因此,民生支出對城鎮(zhèn)居民消費的影響自然就會比其對農村居民消費的影響大。

四、結論與對策建議

通過對政府民生支出與居民消費需求關系的動態(tài)研究,最終我們得出以下結論:

1.政府民生支出對居民消費具有最直接的擠入效應。

2.投資性民生支出對居民消費需求的影響要遠大于轉移性民生支出。

3.政府民生支出結構不合理,農村民生問題已成為民生領域的“凹地”。

結合上述結論,我們認為政府應從可支配收入和消費意愿兩個方面啟動居民消費。具體而言,可以從以下幾方面著手:

第一,調整財政支出結構。一方面,政府要增加民生支出占財政支出的比重,尤其是增加投資性民生支出的比重。另一方面,政府要增加農村民生支出占財政支出的比重。農民是我國社會消費的主體,要合理發(fā)揮政府支出對消費的擠入效應,自然就要解決面向農村的民生支出不足問題。

第二,建立長效民生支出體制。由于計劃經濟時代政府集中資源搞建設,壓縮消費,以至于與老百姓生活密切相關的民生事業(yè)嚴重滯后于經濟發(fā)展。按經濟發(fā)展階段論的觀點及國際經驗,在市場經濟發(fā)展至較高階段,公共支出的重點將轉向教育、衛(wèi)生與社會福利等方面的民生支出。這就決定了保障和改善民生是一項長期而系統(tǒng)的工程,絕不是一朝一夕的事情。我們需要建立一種長遠的穩(wěn)定制度,通過穩(wěn)定的、法定的財政預算制度建立起民生支出的長效機制。

第三,提高民生支出的效率。一方面,政府要創(chuàng)新準公共產品的融資方式,積極引導民間資本進入,將更多的財政支出轉向不斷增加的教育、衛(wèi)生醫(yī)療以及社會保障等方面的民生領域。另一方面,政府要加強對民生領域的財政專項資金使用的監(jiān)督,加大民生審計力度,讓公眾享有公共資源配置的知情權、建議權和監(jiān)督權,確保民生支出真正惠及百姓。

注釋:

①盧卡斯批判是盧卡斯提出的一種認為傳統(tǒng)政策分析沒有充分考慮到政策變動對人們預期影響的觀點。他認為,人們對將來事態(tài)做出預期時,不僅要考慮過去,還要估計現(xiàn)在事件對將來的影響,并且根據(jù)預期改變現(xiàn)在的行為。

②所謂大額剛性支出就是指對居民生活具有“必需品”性質的支出,并且這種支出的數(shù)額較大,遠遠大于大多數(shù)居民當期的收入。

③孫中山先生認為,“民生就是人民的生活——社會的生存、國民的生計、群眾的生命”,《辭海》中對民生的解釋是“民眾的生計、生活”。

④社會保障支出中包括撫恤和社會福利救濟費、社會保障補助支出、行政事業(yè)單位退休支出。1996年以前不包括由行政管理費開支的離休支出。

⑤狀態(tài)空間模型中可變系數(shù)有AR(1)系數(shù)、隨機游走系數(shù)、帶有飄移的隨機游走系數(shù)等三種情況。

⑥也稱紡錘形的收入分配結構,是指一種中間大兩頭小的分配模式,即一個社會比較合理的收入分配結構應是中產階級居主導、高收入者和低收入者處于兩極并占人口比重比較小的狀態(tài)。

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