財政支出結構與居民消費水平關系研究

顏 青

1 問題的提出

近年來，為擴大地方政府財權、提高地方政府發(fā)展地方經(jīng)濟的積極性，中央政府自上而下進行了一系列的財政管理體制改革，其中以1994年推行了分稅制改革力度最大，它使地方政府在財政總支出中所占的比重從1981年的45%上升到2008年的78.7%，而地方政府則通過不斷的調(diào)整財政支出結構使有限的財政支出發(fā)揮最大的經(jīng)濟效應，拉動了我國宏觀經(jīng)濟快速發(fā)展。但是經(jīng)濟的快速增長卻沒有帶來居民消費水平的快速提升，居民消費需求長期表現(xiàn)不足，邊際消費傾向持續(xù)遞減。在這種形勢下，如何通過地方政府的擴張性經(jīng)濟刺激政策促進居民消費能力的提升，將成為極具現(xiàn)實意義的課題。

我國各省經(jīng)濟發(fā)展存在很大的差距，各地方政府的財政支出和居民消費水平，不論是規(guī)模還結構都存在顯著的差異，所以針對特定地區(qū)的研究更加具有現(xiàn)實意義?；诖?，本文以1981～2011地方經(jīng)濟數(shù)據(jù)作為研究目標，實證檢驗財政支出不同部分對居民消費的影響，從而為調(diào)整財政支出結構、提升居民消費水平提供一定的理論依據(jù)。

2 研究設計

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量說明

參照統(tǒng)計年鑒中關于財政支出使用功能標準的劃分，本文將地方財政支出劃分為經(jīng)濟建設支出（PEY）、社會保障性支出（SEY）和維持性支出（MEY），居民消費使用浙江省歷年人均消費(RC)作為指標的變量。本文選擇1980～2011年的數(shù)據(jù)為樣本空間，所采用財政支出結構數(shù)據(jù)均來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，居民消費水平數(shù)據(jù)則來自于《浙江省統(tǒng)計年鑒2010～2011》中相關內(nèi)容。各變量的統(tǒng)計值如表1所示：

表1 變量的對數(shù)統(tǒng)計值

2.2 實證模型

Sims-VAR模型是西姆斯于1980年提出的一種動態(tài)聯(lián)立方程模型，它以系統(tǒng)內(nèi)生變量構造函數(shù)模型，從而回避了結構化模型的需要。一個VAR(p)模型的數(shù)學表達式是：

其中：Yt=[IStFIRtSLRtRt]A1,…,Ap和B是待估計的系數(shù)矩陣，et是擾動向量。在VAR系統(tǒng)下，本文所進行的檢驗有：（1）單位根檢驗和協(xié)整檢驗。確定序列的平穩(wěn)性，檢驗之間是否具有協(xié)整關系，即是否具有長期均衡關系。（2）格蘭杰因果檢驗。如果存在協(xié)整關系，則進一步檢驗變量之間是否具有格蘭杰因果關系。（3）方差分解。

(1)ADF檢驗

時間序列的單位根檢驗使用較多的檢驗方法為ADF檢驗，ADF檢驗的一般形式為：

該檢驗方法采用的是單邊檢驗中的左側檢驗法，即若ADF檢驗值在一定的置信水平下大于臨界值，則接受原假設，這就意味序列yt是非平穩(wěn)的；若ADF檢驗值在一定的置信水平下小于臨界值，則拒絕原假設，序列是平穩(wěn)的。

(2)格蘭杰因果檢驗

該檢驗以序列xt，yt為自變量變量，考察X對Y的格蘭杰因果關，函數(shù)關系式為：

相應的Granger檢驗模型為：

檢驗 b2j的零假設 H0:b2j=0（j=1，2，…n）即為考察xt到y(tǒng)t的單向格蘭杰因果關系：

其間，T為時間序列Y的觀測值總數(shù)，ESS1與ESS2分別為（2）、（3）的殘差平方和，α為置信度。如果F＞Fα，則拒絕H0，即X、Y具有格蘭杰因果關系，如果F＜Fa，則接受假設，證明兩者不具有格蘭杰關系。

3 財政支出結構與居民消費水平關系分析

3.1 單位根檢驗和協(xié)整檢驗

由于在計量模型中使用的數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，而使用非平穩(wěn)性時間序列數(shù)據(jù)進行回歸會造成虛假回歸。且在變量存在單位根的情況下，傳統(tǒng)的統(tǒng)計量會發(fā)生不同程度的偏差，因而本文首先進行單位根檢驗。本文采用ADF檢驗來驗證各變量的平穩(wěn)性，具體的檢驗結果如表2所示。

表2 單位根檢驗結果

單位根檢驗顯示各變量在水平值都不能通過檢驗，而在一階差分下表現(xiàn)出穩(wěn)定性，即各變量都是一階單整的。進一步的協(xié)整檢驗結果如表3所示：

表3 RC與財政支出結構的Johansen協(xié)整檢驗

從表3的檢驗結果，本文將協(xié)整關系處理成數(shù)學表達式可以得到：

從協(xié)整的方程式可以看到，SEY系數(shù)為正的0.103771，MEY和 PEY系數(shù)分別為負的 0.930857、0.091510，這表明浙江省財政支出中用于社會保障性支出部分可有力的促進居民消費水平的提升，而維持性支出和經(jīng)濟建設性支出的增加卻不利于居民消費能力的提高。浙江省歷屆政府多年來通過擴大財政支出中的經(jīng)濟建設性支出，確實達到了促進經(jīng)濟增長的目標，但是如此大規(guī)模的支出多是在體制內(nèi)企業(yè)中循環(huán)，較少涉及到民營企業(yè)，而居民收入主要來源于社會民營企業(yè)，經(jīng)濟增長福利難以為居民所享受。同時政府建設性支出的“擠出效應”較大，從而導致經(jīng)濟建設性支出成為了居民消費的負因素。而社會科教文衛(wèi)支出的增加可以改善居民的教育、養(yǎng)老、醫(yī)療等條件，一定程度上消除各種不確定性帶來的預防性儲蓄動機，有效的降低居民預防性儲蓄，使得居民能夠將收入中更多的比例拿來進行消費，從而拉動居民消費。

3.2 格蘭杰檢驗及其方差分解

格蘭杰因果檢驗旨在測試變量滯后值對其他變量的解釋程度。在確定滯后期為2后，本文在VAR系統(tǒng)下對變量進行格蘭杰因果關系檢驗，如表4所示。從表中檢驗結果看到，在地方財政支出調(diào)整的1980年至2010年期間，科教文衛(wèi)支出與居民消費互為格蘭杰原因，即SEY和RC互為原因，兩者之間存在互動，這與一般的理論設想是相吻合的，且符合本文的計量檢驗。而經(jīng)濟建設性支出、維持性費用與居民消費不存在任何格蘭杰關系。因此從整體而言，浙江省財政支出結構的變動并未構成提升居民消費能力的有益因素。

表4 財政支出結構與居民消費的格蘭杰因果關系

采用方差分解方法可以進一步調(diào)查系統(tǒng)中各變量之間的相關關系。表5是對居民消費和財政支出結構做的方差分析，其中對財政支出結構部分主要保留居民消費對各部分的方差解釋部分。從表5中可以看到，社會保障支出對居民消費的貢獻度最大，在第10期能解釋居民消費的57.79%，而經(jīng)濟建設性支出和維持性支出的貢獻較小，這與本文的上述實證分析具有一致性，這也為如何提升居民消費水平提供了有益的建議。

表5 Variance Decomposition of RC:

4 結論與政策建議

本文研究顯示，財政支出結構與居民消費具有一個穩(wěn)定的協(xié)整關系，但是財政支出中只有社會保障性支出與居民消費構成了格蘭杰因果關系，經(jīng)濟建設支出與社會維持性支出對居民消費能力的提升不構成有利因素，而方差分解說明增加社會保障性支出對居民消費能力的重要意義。因此為了通過優(yōu)化財政支出結構以實現(xiàn)居民消費水平提高和消費結構升級的最終目的，使得經(jīng)濟福利確實為居民所分享，提升居民生活品質，打造生活品質之省，在此本文提出以下建議：

（1）提升社會保障性支出的水平。我國的居民消費水平與收入水平之間的關系是非線性的，居民為了應對未來可能發(fā)生的消費需求，將收入的大部分進行儲蓄。因此應大力增加財政支出中用于社會公共消費性支出和福利性支出的份額，社會保障性支出的增加將加速社會保障體系建設，從而降低居民對未來不確定性的預期，減少居民的預防性儲蓄，調(diào)動居民的消費潛力，促進居民消費支出的增加，提升了居民的經(jīng)濟生活品質。同時社會保障性支出中用于農(nóng)村保障性支出的部分應有所加大，更加關注農(nóng)村市場及農(nóng)民消費的增加。相對城市居民消費水平提升而言，農(nóng)村居民消費水平的提升具有更大的空間，而農(nóng)村社會保障體系的建設一直是較為弱得環(huán)節(jié)，農(nóng)村社會保障體系的完善，將有利于培育更加成熟的農(nóng)村消費環(huán)境，啟動農(nóng)村消費市場，加速農(nóng)村居民的消費結構升級，最終提升浙江省農(nóng)村居民的生活品質。

（2）優(yōu)化經(jīng)濟建設性支出項目內(nèi)容。本文的研究顯示地方政府的經(jīng)濟建設性支出對居民消費的影響是負的，這與經(jīng)濟建設性支出的內(nèi)容是具有重要聯(lián)系的。為此，我們建議優(yōu)化經(jīng)濟建設性支出項目，打破體制內(nèi)流動的限制，使得資源在整個經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)流動，促進民營企業(yè)的發(fā)展，通過增加民營企業(yè)的發(fā)展機會來促進居民收入水平的提升，進而提升居民消費水平。

（3）培育新興消費熱點，促進消費升級。政府在對住房、汽車、旅游、通信、商貿(mào)等五大傳統(tǒng)消費熱點進行引導、提升的同時，可適當增加對公共文化體育等社會公共產(chǎn)品的支出。比如通過加大全民健身計劃的宣傳力度，增加公共文化體育設施供給等措施，提升全民高雅文化和體育消費的意識，正確引導居民為滿足文化和健康等需要而進行人力資本投資。在改造、提升傳統(tǒng)消費熱點的同時，積極培育文化、健身、網(wǎng)絡等新興消費熱點，以提升居民生活品質為出發(fā)點，促進其消費結構轉型升級。

[1]Barro,R.J.Government Spending,Interest Rates,Prices,and Budget Deficits in the United Kingdom[J].Journal of Monetary Economy,1985,20(2).

[2]Kormendi,R.C.Government Debt,Government Spending,and Private Sector Behavior[J].American Economic Review,1983,(73).

[3]Aschauer D A.Fiscal Policy and Aggregate Demand[J].American Eco?nomic Review，1985，75(1).

[4]T sung-wu Ho.The Government Spending and Private on Consump?tion:Apanel Integration Analysis[J].International Review of Econom?icsand Finance，2001，(10).

[5]Karr as G.Government Spending and Private Consumption:Some in?ternational Evidence[J].Journal of Money，Credit and Banking，1994，26(1).

[6]Riccardo Fiorito,Tryphon Kollintzas.Public Goods，Merit Goods，and the Relation between Privateand Government Consumption[J].Europe?an Economic Review，2004，48(6).

[7]胡書東.中國財政支出和民間消費需求之間的關系[J].中國社會科學，2002，（6）.

[8]李廣眾.政府支出與居民消費:替代還是互補[J].世界經(jīng)濟，2005，(5).

[9]李春琦，唐哲一.財政支出結構變動對私人消費影響的動態(tài)分析—生命周期視角下政府支出結構需要調(diào)整的經(jīng)驗證據(jù)[J].財經(jīng)研究，2010，（6）.