新冠疫情沖擊下的消費(fèi)選擇：是政府消費(fèi)還是居民消費(fèi)
——基于面板ARDL模型的實(shí)證證據(jù)

李先玲，王彥，康海媛

（中南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢430074）

2020 年新冠疫情在全球快速蔓延，擾亂了各國(guó)人民正常的生產(chǎn)生活秩序，對(duì)世界經(jīng)濟(jì)形成了巨大沖擊.受此疫情影響，出口增長(zhǎng)的不確定性增加，投資下滑，消費(fèi)成為穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵.隨著中國(guó)新冠疫情得到有效控制，各地政府紛紛采用發(fā)放消費(fèi)券等措施，通過(guò)政府補(bǔ)貼，促進(jìn)居民消費(fèi)回補(bǔ)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇.這些舉措能否奏效，取決于中國(guó)政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間究竟是存在互補(bǔ)還是替代關(guān)系.因此，厘清中國(guó)政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間關(guān)系，對(duì)于當(dāng)前應(yīng)該如何提振消費(fèi)和恢復(fù)經(jīng)濟(jì)具有重要的理論借鑒和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義.

自從BAILEY 提出政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間可能存在替代效應(yīng)以來(lái)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者圍繞兩者關(guān)系進(jìn)行了大量的理論和實(shí)證研究，但研究結(jié)論不盡相同.綜合來(lái)看，這些觀點(diǎn)大致可歸納為如下三類：一是政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間存在替代關(guān)系.KORMENDI［1］基于永久性收入模型發(fā)現(xiàn)美國(guó)居民消費(fèi)和政府消費(fèi)之間有很大的替代效應(yīng).AHMED［2］使用跨期替代模型，認(rèn)為英國(guó)政府消費(fèi)會(huì)擠出居民消費(fèi).AIYAGARI等［3］在規(guī)模保持不變和可變勞動(dòng)力供給的假定下，基于單部門(mén)新古典增長(zhǎng)模型研究發(fā)現(xiàn)政府消費(fèi)增加會(huì)降低居民消費(fèi).國(guó)內(nèi)學(xué)者王宏利［4］、姜洋和鄧翔［5］等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)政府消費(fèi)與居民消費(fèi)存在替代關(guān)系.二是政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間是互補(bǔ)關(guān)系.KARRAS［6］認(rèn)為政府消費(fèi)增加可能在一定程度上提高居民消費(fèi)邊際效用，從而兩者以互補(bǔ)關(guān)系為主.基于規(guī)模收益遞增和壟斷競(jìng)爭(zhēng)的新古典模型，DEVEREUX 等［7］發(fā)現(xiàn)政府消費(fèi)增加會(huì)帶來(lái)生產(chǎn)率的內(nèi)生性增長(zhǎng)，提高實(shí)際工資，從而增加居民閑暇和消費(fèi).潘彬等［8］、楊子暉［9］、NIEH 和HO［10］、臺(tái)航和劉栩暢［11］等學(xué)者的實(shí)證分析表明政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間為互補(bǔ)關(guān)系.三是政府與居民消費(fèi)短期為互補(bǔ)關(guān)系，長(zhǎng)期則為替代關(guān)系.BARRO［12］最早提出政府消費(fèi)增加，在短期可促進(jìn)居民消費(fèi)，而長(zhǎng)期則可能抑制消費(fèi).謝建國(guó)等［13］基于居民消費(fèi)的跨期替代模型，研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)政府消費(fèi)增加在短期可刺激居民消費(fèi)，在長(zhǎng)期則會(huì)完全擠占居民消費(fèi).

縱觀上述關(guān)于政府與居民消費(fèi)關(guān)系的研究，學(xué)者們主要基于永久收入消費(fèi)理論，使用不同國(guó)家不同時(shí)期數(shù)據(jù)開(kāi)展實(shí)證研究.從樣本數(shù)據(jù)選取來(lái)看，這些研究多以時(shí)間序列數(shù)據(jù)為主，僅有少數(shù)使用面板數(shù)據(jù).從研究視角來(lái)看，現(xiàn)有研究大多以GLS、FGLS 和DOLS 等方法探討政府與居民消費(fèi)間長(zhǎng)期關(guān)系，卻較少涉及兩者短期關(guān)系.其中，針對(duì)中國(guó)政府和居民消費(fèi)關(guān)系的研究，大多是在全國(guó)層面時(shí)間序列數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上展開(kāi)的，僅有少數(shù)學(xué)者使用了省級(jí)面板數(shù)據(jù)，而且其涉及的省也僅有幾個(gè)或十幾個(gè).由于中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，綜合性的全國(guó)時(shí)間序列數(shù)據(jù)會(huì)掩蓋地區(qū)個(gè)性，而僅含少數(shù)省份的面板數(shù)據(jù)又會(huì)代表性不夠，使參數(shù)估計(jì)值產(chǎn)生較大偏誤.針對(duì)現(xiàn)有研究存在的上述問(wèn)題，本文一方面使用除西藏外中國(guó)所有省份的面板數(shù)據(jù)，而且數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度較大；另一方面采用面板ARDL模型，既可分析居民消費(fèi)與政府消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，也注重其短期調(diào)整關(guān)系.

1 理論模型

為刻畫(huà)政府消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)的直接和間接影響，本文借鑒AMANO 和WIRJANTO［14］的永久收入模型，假定代表性消費(fèi)者的當(dāng)期效用函數(shù)為其中，f為任意單調(diào)轉(zhuǎn)換函數(shù)，且ft"＞0.Ct和Gt分別為消費(fèi)者的實(shí)際私人消費(fèi)和政府消費(fèi).α和ω為曲率系數(shù)，都大于0.當(dāng)α=?= 1 時(shí)lnGt，θ為權(quán)重系數(shù).γCt和γGt分別表示私人和公共消費(fèi)偏好的隨機(jī)波動(dòng)，其引入能夠避免隨機(jī)偏好沖擊導(dǎo)致的結(jié)果失準(zhǔn).假定政府產(chǎn)品和私人產(chǎn)品價(jià)格分別為PG和PC，代表性消費(fèi)者收入為M.那么，在收入約束下代表性消費(fèi)者將選擇使其效用最大化的私人消費(fèi)和政府消費(fèi)數(shù)量，具體過(guò)程如下：

（1）構(gòu)造拉格朗日函數(shù)L=U(Ct，Gt) +λ(M-Ct×PC-Gt×PG)，將函數(shù)L分別對(duì)Ct、Gt求一階偏導(dǎo)，整理后可得消費(fèi)者效用最大化的一階必要條件為

假定隨機(jī)偏好沖擊γCt和γGt都是平穩(wěn)的，則也是平穩(wěn)的.因此，（1）式左邊表達(dá)式的序列也應(yīng)該是平穩(wěn)過(guò)程.這意味著：如果都是一階差分平穩(wěn)過(guò)程I（1），則這三個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系.令則（1）式可表示為：

上述（3）式具有豐富的經(jīng)濟(jì)含義：一是該式可反映居民消費(fèi)與政府消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，二是該式的第二項(xiàng)系數(shù)是居民消費(fèi)跨期替代彈性，三是該式的第三項(xiàng)系數(shù)為政府消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)的當(dāng)期替代彈性.依據(jù)NIEH 和HO［10］的分析，當(dāng)時(shí)，跨期替代彈性大于當(dāng)期替代彈性，居民消費(fèi)Cit與政府消費(fèi)Git為艾齊沃斯-帕累托互補(bǔ)關(guān)系；當(dāng)時(shí)，跨期替代彈性小于當(dāng)期替代彈性，居民消費(fèi)Cit與政府消費(fèi)Git為艾齊沃斯-帕累托替代關(guān)系；當(dāng)時(shí)，跨期替代彈性等于當(dāng)期替代彈性，居民消費(fèi)Cit與政府消費(fèi)Git為艾齊沃斯-帕累托無(wú)關(guān).

雖然（3）式刻畫(huà)了政府消費(fèi)和居民消費(fèi)長(zhǎng)期關(guān)系，但是在政策評(píng)價(jià)時(shí)還需要分析政府消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)的短期影響.因此，本文采用面板ARDL 模型，同時(shí)估計(jì)居民消費(fèi)與政府消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)關(guān)系.具體實(shí)證模型形式如下：

長(zhǎng)期關(guān)系方程為：

短期誤差修正模型（ECM）：

2 變量定義及數(shù)據(jù)來(lái)源

lnP為隱含政府消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與隱含居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之比的對(duì)數(shù)，lnC為人均居民實(shí)際消費(fèi)的對(duì)數(shù)，lnG人均政府實(shí)際消費(fèi)的對(duì)數(shù).其中，隱含消費(fèi)價(jià)格指數(shù)計(jì)算借鑒姜洋和鄧翔［5］、楊子暉［9］的方法，具體為：隱含政府（或居民）消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等于以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的政府（或居民）消費(fèi)除以按基期不變價(jià)格計(jì)算的政府（或居民）消費(fèi).人均政府（或居民）實(shí)際消費(fèi)是將政府（或居民）實(shí)際消費(fèi)總量除以總?cè)丝?其中，政府、居民實(shí)際消費(fèi)總量等于其名義量除以定基的GDP 平減指數(shù).另外，寧夏、安徽、湖北、海南、江西的基期為1978 年，河南、江西和甘肅基期分別為1957 年、1980 年和1972 年，其余省份的基期為1952 年.上述涉及的指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)60 年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、EPS 數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒.

3 實(shí)證檢驗(yàn)及分析

3.1 單位根及協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果分析

從表1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%顯著性水平下，東部、西部和中部地區(qū)lnC、lnG和lnP水平值的IPS、ADF、PP 檢驗(yàn)都不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，而其一階差分的IPS、ADF、PP 檢驗(yàn)都拒絕存在單位根的原假設(shè)，這說(shuō)明lnC、lnG和lnP都是一階差分平穩(wěn)過(guò)程I（1）.

表1 面板ADF檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 Panel unit-root test results

上述不同地區(qū)變量單位根檢驗(yàn)表明這些地區(qū)的變量可能是Ⅰ（1）過(guò)程.考慮到ARDL模型適合小樣本以及不同平穩(wěn)階數(shù)的變量組.因此，可采用panel-ARDL 模型.為避免謬誤回歸，需要對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn).從表2 中Kao、Pedroni、Westerlund 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，lnC、lnP和lnG在分地區(qū)面板中存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系.

表2 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Panel cointegration results

3.2 模型估計(jì)結(jié)果分析

本文采用了混合組間平均（PMG）、組間平均（MG）和動(dòng)態(tài)固定效應(yīng)（DFE）三種方法估計(jì)面板ARDL 模型，并按照最大滯后階數(shù)為5和AIC 信息準(zhǔn)則來(lái)選擇模型最優(yōu)滯后階數(shù).動(dòng)態(tài)固定效應(yīng)方法（DFE）是將各截面時(shí)間序列進(jìn)行混合估計(jì)，該方法僅允許各截面截距存在異質(zhì)性.組間平均（MG）方法是先分別利用各截面的時(shí)間序列估計(jì)參數(shù)，然后將各截面參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行幾何平均，因此該方法允許各截面的ARDL 模型截距、短期波動(dòng)系數(shù)和誤差方差存在異質(zhì)性.混合組間平均方法（PMG）則是結(jié)合了MG 的平均和FE 的混合估計(jì)思想，一方面允許各截面的ARDL 模型截距、短期波動(dòng)系數(shù)和誤差方差存在異質(zhì)性；另一方面與FE 一樣，約束各截面的長(zhǎng)期均衡方程系數(shù)相同.MG估計(jì)量對(duì)面板中各截面長(zhǎng)期均衡方程系數(shù)沒(méi)有施加約束條件，而PMG 和DFE 估計(jì)量都約束面板中各截面的長(zhǎng)期均衡方程系數(shù)相同.無(wú)論長(zhǎng)期均衡方程系數(shù)相同的假設(shè)是否成立，MG 估計(jì)量都是一致的；只有當(dāng)長(zhǎng)期均衡方程系數(shù)相同的假設(shè)成立時(shí)，PMG 和DFE 估計(jì)量才是一致且更有效的.因此，采用Hausman 檢驗(yàn)實(shí)現(xiàn)PMG、MG與DFE三種估計(jì)量的比較.

從表3 的Hausman 檢驗(yàn)來(lái)看，中部、東部和西部地區(qū)PMG 與MG 比較的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為0.75、39.59 和1.8，僅東部地區(qū)的5%水平下顯著，中部和西部地區(qū)的都不顯著，這表明中部和西部地區(qū)的PMG 估計(jì)量?jī)?yōu)于MG 估計(jì)量，東部地區(qū)的MG 估計(jì)量更優(yōu)；而三個(gè)地區(qū)DFE 與MG 比較的Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果在5%水平下都不顯著，不能拒絕原假設(shè)，這表明東部、中部和西部地區(qū)的DFE 估計(jì)量都優(yōu)于MG 估計(jì)量.中部和西部地區(qū)的PMG 與DFE 估計(jì)量比較的豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果都在5%水平下不顯著，這表明中部和西部地區(qū)的DFE 估計(jì)量更優(yōu).因此，三個(gè)地區(qū)的DFE估計(jì)量都更好.

在表3 的DFE-ARDL 模型估計(jì)結(jié)果中，西部地區(qū)ΔlnG的系數(shù)都為正，且在5%水平下顯著，而其滯后項(xiàng)的系數(shù)在5%水平下不顯著.而東部和中部地區(qū)ΔlnG及其滯后項(xiàng)的系數(shù)都為正，但都在5%水平下不顯著.這意味著：在短期內(nèi)僅西部地區(qū)增加政府消費(fèi)，可能對(duì)居民消費(fèi)對(duì)產(chǎn)生促進(jìn)作用，而東部和中部地區(qū)政府消費(fèi)增加，對(duì)居民消費(fèi)無(wú)顯著影響.東部、中部和西部地區(qū)ΔlnP的系數(shù)分別為0.18、0.32和0.25，且都在1%水平下顯著，這表明一是隱含政府居民消費(fèi)價(jià)格比上升可能對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生正向影響，即短期政府消費(fèi)價(jià)格上升可能對(duì)居民消費(fèi)有促進(jìn)作用；二是從隱含政府居民消費(fèi)價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)的作用大小來(lái)看，東部地區(qū)最小，中部地區(qū)最大.由于長(zhǎng)期關(guān)系估計(jì)結(jié)果中，東、中、西三地區(qū)的lnP、lnG系數(shù)都在1%水平下顯著，這表明ΔlnG、ΔlnP對(duì)居民消費(fèi)的短期影響可能持續(xù)到長(zhǎng)期.

表3 分地區(qū)面板ARDL模型估計(jì)結(jié)果Tab.3 Panel ARDL estimates by region

從東部、中部和西部地區(qū)DFE-ARDL 模型的長(zhǎng)期關(guān)系估計(jì)結(jié)果來(lái)看出，lnG系數(shù)都為正，都在1%水平下高度顯著，數(shù)值都小于1，這表明三個(gè)地區(qū)政府消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)的替代彈性都較小.另外，從三個(gè)地區(qū)的lnG系數(shù)數(shù)值大小來(lái)看，東部地區(qū)的最低，這表明長(zhǎng)期來(lái)看，東部、中部和西部地區(qū)政府消費(fèi)增加可能都對(duì)居民消費(fèi)有擠出效應(yīng)，但中部和西部地區(qū)居民為多增加一單位政府消費(fèi)，而愿意放棄居民消費(fèi)數(shù)量高于東部地區(qū)居民.

東部、中部和西部地區(qū)DFE-ARDL 模型中l(wèi)nP系數(shù)分別為0.74、0.62 和0.44，都在1%水平下高度顯著，這表明三個(gè)地區(qū)的居民消費(fèi)都會(huì)隨著政府與居民消費(fèi)價(jià)格比上升而增加.另外，從三個(gè)地區(qū)lnP的系數(shù)值大小比較來(lái)看，東部、中部和西部地區(qū)居民消費(fèi)跨期替代彈性是依次下降，即西部地區(qū)居民消費(fèi)對(duì)價(jià)格變化最不敏感，而東部地區(qū)居民消費(fèi)對(duì)價(jià)格變化最敏感.三個(gè)地區(qū)lnP的系數(shù)值都小于1，即三地區(qū)居民消費(fèi)跨期替代彈性都較小，這說(shuō)明東部、中部和西部地區(qū)居民當(dāng)期消費(fèi)和未來(lái)消費(fèi)之間可能都存在替代關(guān)系，即增加當(dāng)期消費(fèi)可能是以減少未來(lái)消費(fèi)為代價(jià)，而且東部地區(qū)居民為多增加1單位當(dāng)前消費(fèi)，而愿意減少的未來(lái)消費(fèi)數(shù)量高于中部和西部地區(qū)居民.

由于政府消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)有直接影響也有間接影響，所以需要對(duì)東部、中部和西部地區(qū)政府消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)的綜合效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)假設(shè)為其中，原假設(shè)表示政府消費(fèi)與居民消費(fèi)為艾奇沃斯-帕累托互補(bǔ)（或無(wú)關(guān)）關(guān)系，備選假設(shè)表示政府消費(fèi)與居民消費(fèi)為艾奇沃斯-帕累托替代關(guān)系.東、中和西部地區(qū)的該假設(shè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為1.98、2.42 和0.4，這些統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)的p 值分別為0.02、0.08 和0.34.因此，在5%顯著性水平下，中部和西部地區(qū)都不能拒絕原假設(shè)，僅東部地區(qū)拒絕原假設(shè).這表明中部和西部地區(qū)政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間可能存在長(zhǎng)期互補(bǔ)關(guān)系，而東部地區(qū)政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間可能存在長(zhǎng)期替代關(guān)系.其原因可能是：一是東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相對(duì)較高，市場(chǎng)化程度更好，政府消費(fèi)增加，反而可能擠出部分私人投資，降低私人部門(mén)收入，從而減少私人消費(fèi)；二是中部、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后，消費(fèi)環(huán)境及基礎(chǔ)設(shè)施水平相對(duì)較低，政府消費(fèi)增加一方面可能增加該地區(qū)居民收入，另一方面可能改善基礎(chǔ)設(shè)施及物流水平，從而促進(jìn)居民消費(fèi).

4 結(jié)論和啟示

本文基于永久收入模型，利用30個(gè)省的面板數(shù)據(jù)建立了分地區(qū)面板ARDL 模型，分析政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整與長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并檢驗(yàn)政府消費(fèi)與居民消費(fèi)之間的互補(bǔ)或替代關(guān)系.研究發(fā)現(xiàn)，政府消費(fèi)增加對(duì)居民消費(fèi)的影響存在地區(qū)差異性，具體表現(xiàn)為：僅西部地區(qū)的政府消費(fèi)增加對(duì)居民消費(fèi)有短期促進(jìn)作用，中部和西部地區(qū)的政府消費(fèi)與居民消費(fèi)存在長(zhǎng)期互補(bǔ)關(guān)系，而東部地區(qū)的政府消費(fèi)與居民消費(fèi)為長(zhǎng)期替代關(guān)系.這些結(jié)論的現(xiàn)實(shí)政策啟示在于：

一是立足于政府支出政策長(zhǎng)期和短期效應(yīng)的差異，制訂適宜的擴(kuò)大內(nèi)需的財(cái)政政策.政府在制定擴(kuò)大內(nèi)需政策時(shí)，需綜合考慮各項(xiàng)政策實(shí)施的力度及效果.例如：在新冠肺炎疫情持續(xù)蔓延、全球經(jīng)濟(jì)下滑的背景下，為恢復(fù)經(jīng)濟(jì)，中國(guó)各地方政府紛紛發(fā)放消費(fèi)券.該政策短期來(lái)看可促進(jìn)居民消費(fèi)，在一定程度上推動(dòng)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇；但長(zhǎng)期來(lái)看，也可能對(duì)消費(fèi)者的原有消費(fèi)產(chǎn)生“替代”效應(yīng)，導(dǎo)致消費(fèi)券實(shí)際效果并不顯著；另一方面該政策相當(dāng)于對(duì)消費(fèi)者直接進(jìn)行財(cái)政補(bǔ)貼，可能增加地方政府財(cái)政壓力，不宜長(zhǎng)期施行.

二是東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)可立足未來(lái)居民消費(fèi)升級(jí)方向，有針對(duì)性地進(jìn)行政府消費(fèi)投資，激發(fā)居民消費(fèi)意愿，降低政府消費(fèi)增加對(duì)私人投資和消費(fèi)的擠出效應(yīng).以北京、上海、廣州、深圳等為代表的大城市住房?jī)r(jià)格居高不下，一方面迫使居民為買房而儲(chǔ)蓄，不敢消費(fèi)；另一方面使居民背負(fù)巨額房貸，縮減其它消費(fèi).因此，財(cái)政力量雄厚的東部地區(qū)可著眼于增加居民在居住、教育、醫(yī)療等方面的公共服務(wù)投資，掃除制約居民消費(fèi)升級(jí)的阻礙，讓居民既敢消費(fèi)，也愿消費(fèi).

三是由于中部和西部地區(qū)的政府支出對(duì)居民消費(fèi)在長(zhǎng)期仍然存在促進(jìn)作用，所以可從多個(gè)方面進(jìn)一步滿足消費(fèi)需求，激發(fā)消費(fèi)潛力：①完善地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施，降低物流成本，拉動(dòng)私人消費(fèi)；②圍繞“一帶一路”，結(jié)合自身特點(diǎn)，推動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，增加居民就業(yè)機(jī)會(huì)；③完善民生制度，改善營(yíng)商環(huán)境，提升要素流動(dòng)效率，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，提高居民收入.