基于VAR模型的“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)影響分析

高天翔 王旺

摘要：利用2013年9月-2016年10月中紀(jì)委查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)和消費(fèi)者信心指數(shù)的月度數(shù)據(jù).建立向量自回歸模型。對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)與查處違反八項(xiàng)規(guī)定問題數(shù)的關(guān)聯(lián)程度進(jìn)行分析，揭示出二者之間的關(guān)系。中央加大反腐力度，全面從嚴(yán)治黨在短時(shí)間內(nèi)會(huì)影響消費(fèi)者信心指數(shù)，但是從長遠(yuǎn)來看，全面從嚴(yán)治黨對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)的提振作用更大，對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展具有持久的推動(dòng)作用。

關(guān)鍵詞：“八項(xiàng)規(guī)定”；公款消費(fèi)；消費(fèi)者信心指數(shù)；經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型；從嚴(yán)治黨

一、引言

2013年中央為了加強(qiáng)黨風(fēng)廉政建設(shè)提出了“八項(xiàng)規(guī)定”。這得到了廣大人民群眾的熱烈支持與擁護(hù)。公款消費(fèi)得到了極大的遏制，黨風(fēng)廉政建設(shè)也取得了極大的成就。但是一些學(xué)者提出擔(dān)心，他們認(rèn)為，消費(fèi)是目前中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)方式、保穩(wěn)定最重要、最緊迫的落腳點(diǎn)，是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的動(dòng)力?，F(xiàn)階段遏制公款消費(fèi)，會(huì)影響消費(fèi)需求，不利于中國經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型與發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述

自加強(qiáng)黨風(fēng)廉政建設(shè)以來.許多學(xué)者就“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的影響做過大量分析與研究：譚浩?。?013）提出，就短時(shí)間來看，公款消費(fèi)行為遭到遏制會(huì)影響消費(fèi)市場的需求，對(duì)消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)造成影響。然而遏制公款消費(fèi)并不會(huì)影響各種剛性消費(fèi)需求.長遠(yuǎn)來看“八項(xiàng)規(guī)定”的出臺(tái)反而恰恰可以有效激發(fā)消費(fèi)市場需求。余豐慧（2013）認(rèn)為反對(duì)浪費(fèi)與擴(kuò)大消費(fèi)之間并不矛盾。周開文（2014）使用貴州茅臺(tái)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)構(gòu)建ARIMA模型并進(jìn)行了實(shí)證分析.將實(shí)際數(shù)據(jù)與無政策條件影響下2013-2014年的營業(yè)收入預(yù)測情況進(jìn)行對(duì)比，得出“八項(xiàng)規(guī)定”給茅臺(tái)公司造成了一定程度消極影響。高玉胭（2015）使用虛擬變量方法對(duì)湖北省社會(huì)消費(fèi)品零售總額與住宿餐飲營業(yè)額2012年2月至2014年2月間的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。實(shí)證分析“八項(xiàng)規(guī)定”的出臺(tái)對(duì)湖北省消費(fèi)結(jié)構(gòu)造成的影響。提出“八項(xiàng)規(guī)定”的作用效應(yīng)：一是由于市場競爭的原因.商品價(jià)格逐漸趨于合理的同時(shí)也更加面向社會(huì)大眾；二是使經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量得到了更大程度的提升，且愈加促進(jìn)了政府支出結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。不過，關(guān)于“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)造成的影響的具體實(shí)證分析目前尚無人做出。

三、實(shí)證分析

（一）現(xiàn)狀分析

違反八項(xiàng)規(guī)定查處問題數(shù)與消費(fèi)者信心指數(shù)一直呈現(xiàn)出波動(dòng)的趨勢，2015年上半年查處問題數(shù)較少，消費(fèi)者信心指數(shù)保持在較高的水平。

（二）數(shù)據(jù)處理

首先，選取2013年9月-2016年10月中紀(jì)委查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)和消費(fèi)者信心指數(shù)的月度數(shù)據(jù).分別用y、x表示消費(fèi)者信心指數(shù)、查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)。其次，取全部變量原始數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)，形成新的數(shù)列l(wèi)ny、lnx，從而使數(shù)據(jù)波動(dòng)幅度下降且消除可能存在的異方差，以減小對(duì)模型估計(jì)的影響。

（三）單位根檢驗(yàn)

依據(jù)非經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，如果時(shí)間序列表現(xiàn)平穩(wěn)就不會(huì)產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。對(duì)于處在高斯一馬爾科夫定理成立條件下的VAR模型來說，變量間的回歸產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象只有使用表現(xiàn)非平穩(wěn)的時(shí)間序列這一種可能。DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)在不涉及面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)時(shí)，是常用的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法。如果采用DF檢驗(yàn)法來判斷是否存在單位根，則會(huì)因?yàn)殡S即擾動(dòng)項(xiàng)存在自相關(guān)而無法有效檢驗(yàn)單位根。所以為確保單位根檢驗(yàn)的有效性.文中使用ADF檢驗(yàn)法來規(guī)避誤差的出現(xiàn)。AIC信息準(zhǔn)則在提高數(shù)據(jù)擬合優(yōu)良性的同時(shí)也可以避免殘差自相關(guān)，因此使用其確定最佳滯后期。在進(jìn)行檢驗(yàn)之前，對(duì)所有變量取自然對(duì)數(shù)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1：觀察表1，臨界值5%大于單位根檢驗(yàn)得到的所有ADF值。因此各變量原始序列不存在單位根.表現(xiàn)平穩(wěn)。

（四）VAR模型

不同的滯后期會(huì)導(dǎo)致VAR模型估計(jì)結(jié)果的顯著不同，因?yàn)槟Ｐ蛯?duì)滯后期數(shù)的選擇十分敏感。當(dāng)滯后階數(shù)為1時(shí)，AIC=-4.726663.當(dāng)滯后階數(shù)為2時(shí).AIC=-4.733242.因此采用AIC信息準(zhǔn)則確定模型的最佳滯后階數(shù)為2期。對(duì)建立的VAR（2）模型進(jìn)行AR根檢驗(yàn)，聯(lián)立方程組全部解的模的倒數(shù)全部包含于單位圓內(nèi)，如圖2所示檢驗(yàn)表明VAR（2）具有穩(wěn)定性。

（五）Johansen協(xié)整

一般存在兩種協(xié)整檢驗(yàn)方法。其中，EG協(xié)整檢驗(yàn)因?yàn)椴恍枰獢?shù)據(jù)存在VAR的表示形式而顯得操作簡單.但基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)原理使其不能完整地發(fā)現(xiàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系，經(jīng)常會(huì)出現(xiàn)以不同序列作為被解釋變量的檢驗(yàn)回歸方程的殘差的單整性不一致的問題。因此另一種基于回歸系數(shù)完全信息的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)更適合本文.上文中依據(jù)AIC最小準(zhǔn)則得出VAR最佳滯后階數(shù)是2.一般情況下協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后期等于VAR最佳滯后階數(shù)減1.所以最優(yōu)滯后期是1。

根據(jù)表2，Johansen的跡檢驗(yàn)值表示在5%的顯著水平下均拒絕不存在，最多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系這兩個(gè)原假設(shè)。也就意味著以5%的顯著性水平為前提，兩個(gè)變量存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系.即：

lny=-1.161nx

從建立的方程可以看出，查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)會(huì)降低消費(fèi)者信心指數(shù)。保持其他條件不變，查處違反八項(xiàng)規(guī)定問題數(shù)的對(duì)數(shù)增加1%，則消費(fèi)者信心指數(shù)對(duì)數(shù)相應(yīng)地下降1.16%。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

在已經(jīng)建立的VAR模型的基礎(chǔ)上.為進(jìn)一步分析消費(fèi)者信心指數(shù)和查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，將擬合它們兩者之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)。下圖中，時(shí)期數(shù)、脈沖響應(yīng)函數(shù)大小分別用橫軸、縱軸表示，消費(fèi)者信心指數(shù)受到?jīng)_擊后的走勢用實(shí)線表示。走勢的兩倍標(biāo)準(zhǔn)誤差用最高和最低兩根虛線表示。

從圖3的脈沖函數(shù)可以看出.查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)在第一期會(huì)對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)產(chǎn)生較大的負(fù)面影響。并在第二期到達(dá)最大值；從第二期開始，負(fù)影響開始減弱并在第四期開始產(chǎn)生正影響。

（七）預(yù)測方差分解檢驗(yàn)

利用方差分解法分析查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)的貢獻(xiàn)度。

消費(fèi)者信心指數(shù)預(yù)測方差中由消費(fèi)者信心指數(shù)貢獻(xiàn)的百分比是lny列；消費(fèi)者信心指數(shù)總值預(yù)測方差中由查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)貢獻(xiàn)的百分比是lnx列。由于一期預(yù)測中沒有包含查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)的不確定性影響，因此消費(fèi)者信心指數(shù)第二期預(yù)測的標(biāo)準(zhǔn)差是0.025，大于第二期的0.023。隨后消費(fèi)者信心指數(shù)預(yù)測的標(biāo)準(zhǔn)差逐期增加，到第5期逐漸趨于穩(wěn)定。

由于lny是預(yù)測方差中第一個(gè)輸入變量.消費(fèi)者信心指數(shù)在第1期預(yù)測中只受其自身擾動(dòng)的影響。在第2期預(yù)測中，查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度為0.05%時(shí)。才對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)有微弱影響。而消費(fèi)者信心指數(shù)對(duì)其自身預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度仍是主體，為99.95%。預(yù)測期逐漸增加后，雖然消費(fèi)者信心指數(shù)對(duì)預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度下降，查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)對(duì)預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度增加.但是，消費(fèi)者信心指數(shù)預(yù)測方差由自身擾動(dòng)引起的依然為99.94%，查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的問題數(shù)所引起的只占0.06%。

四、結(jié)論

通過實(shí)證分析我們發(fā)現(xiàn).“八項(xiàng)規(guī)定”的執(zhí)行在較短的時(shí)期內(nèi)會(huì)引起消費(fèi)者信心指數(shù)的下降.中紀(jì)委查處的問題數(shù)每增加1%，消費(fèi)者信心指數(shù)則下降1.16%。但是通過脈沖函數(shù)可以看出，“八項(xiàng)規(guī)定”的執(zhí)行在長期對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)會(huì)產(chǎn)生明顯的提振作用。方差分析表也顯示出短期內(nèi)消費(fèi)者信心指數(shù)的下降由自身影響的因素占到了99.94%，“八項(xiàng)規(guī)定”所占的因素只占到0.06%。

“八項(xiàng)規(guī)定”的執(zhí)行在很大程度上限制了公款消費(fèi).導(dǎo)致公款消費(fèi)的難度加大.中國市場上的昂貴奢侈品消費(fèi)明顯下降。這也說明了“八項(xiàng)規(guī)定”執(zhí)行以前。中國的消費(fèi)在相當(dāng)大的程度上是依靠公款消費(fèi)尤其是高檔奢侈品消費(fèi)。無節(jié)制的公款消費(fèi)不斷推升物價(jià)水平的上升，擠壓百姓的正常消費(fèi)需求?！鞍隧?xiàng)規(guī)定”的執(zhí)行極大地遏制了公款消費(fèi)，短期內(nèi)可能對(duì)中國的消費(fèi)市場產(chǎn)生一定的不利影響，會(huì)影響消費(fèi)者信心指數(shù)。但是從長遠(yuǎn)來看。百姓的剛性消費(fèi)需求不會(huì)受到“八項(xiàng)規(guī)定”的影響，隨著執(zhí)行力度的加大.消費(fèi)者信心指數(shù)未來仍然具有很大的提振空間。