我國財政支出波動對居民消費波動的影響研究——經(jīng)濟與管理

 一、文獻綜述
抑制居民消費波動首先需要了解引起消費波動的影響因素，國內(nèi)外學者的研究主要運用了預防性儲蓄假說和流動性約束假說。
國外方面，Mirta N.S.Bugarin&Roberto Ellery Jr（2002）[5]認為，過度的消費波動與消費者面臨信貸限制、不能在經(jīng)濟周期內(nèi)平滑消費有關；Prasad et al.（2003）[6]指出，國際資本流動是造成發(fā)展中國家消費波動上升的主要因素；Neumeyer & Perri（2005）[7]研究了新興市場消費波動現(xiàn)象，并指出由技術波動引致的借款利率波動導致消費相對于產(chǎn)出的過度波動；Carcia-Cicco&Pancrazi（2009）[8]研究表明，考慮到金融摩擦的RBC模型可以很好地解釋新興國家的經(jīng)濟周期波動現(xiàn)象；Kodama Mashiro（2010）[9]發(fā)現(xiàn)，進口產(chǎn)品消費、貿(mào)易條件沖擊及債務約束是引起低收入國家消費波動劇烈的重要原因；Olga Gorbachev（2011）[10]發(fā)現(xiàn)，1970—2004年美國居民消費波動有所增加，這與真實利率變動、偏好、收入波動、流動性約束有關。
國內(nèi)方面，宋冬林等（2003）[11]對轉(zhuǎn)軌時期我國居民消費的過度敏感程度進行了檢驗，指出由不確定性引發(fā)的粘性預期、遠期和理念上的流動性約束、非理性和非生命周期行為的作用等觸發(fā)了居民消費的過度敏感特征；張耿等（2006）[12]將我國居民消費波動的原因歸結(jié)為經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中出現(xiàn)的消費行為轉(zhuǎn)型；唐曼（2009）[13]研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民消費支出變動與收入、儲蓄和不確定性之間存在著一個長期穩(wěn)定的均衡關系；喬遷（2010）[14]認為，消費波動產(chǎn)生的原因是來自未來的不確定性，一種是因為不完全信息導致行為人的有限理性，另一種是融資渠道不暢導致的流動性約束；馬文濤（2010）[15]利用馬爾科夫范式轉(zhuǎn)化模型，得出通貨膨脹不確定性僅對消費波動有顯著影響，且方差和均值的不確定性分別導致了消費波動增大與減小；屠俊明（2012）[16]發(fā)現(xiàn)，流動性約束和政府消費分別通過弱化居民消費跨期優(yōu)化能力和增強其對居民消費替代作用的渠道來增加居民消費波動，且前者的作用強于后者。
由以上研究可知，不確定性是我國居民消費波動的來源之一。宏觀環(huán)境的不確定性導致居民對未來的風險預期加大，進而調(diào)整自身消費行為，引起消費波動。而政府在參與經(jīng)濟活動時有其自身的偏好，政策制定和實施都具有一定的主觀性和盲目性（丁宏術，2008）[17]，是宏觀環(huán)境不確定性的重要組成部分。李凌（2009）[18]在勞動可分RBC模型中，加入流動性約束、政府消費沖擊和居民消費習慣沖擊等需求因素，得到結(jié)論認為政府消費沖擊在一定“量的積累”上引起消費波動大于產(chǎn)出波動；周青梅（2010）[19]指出政府的理性是有限的，其行為具有一定程度的不確定性，來自于政府主導的不確定性使得居民收入與支出存在著許多不確定性因素；陳曉光等（2010）[20]將受到流動性約束的異質(zhì)性消費者和政府消費引入模型，通過模擬得到結(jié)論信貸約束是解釋中國經(jīng)濟波動特征的一個重要傳導機制，而政府消費沖擊則是一個重要的波動源。
不確定性是政府行為的主要特征之一，作為經(jīng)濟調(diào)控手段的財政支出往往會偏離預期目標，并通過多個渠道對我國居民消費波動產(chǎn)生重要影響。從現(xiàn)有文獻來看，大部分學者僅從收入波動、通貨膨脹波動、利率波動等不確定因素角度出發(fā)，研究了其與消費波動的關系，目前還沒有文獻對我國財政支出波動與居民消費波動的關系進行研究。因此，本文將財政支出納入不確定性的來源，考察財政支出波動對居民消費波動的影響。
二、變量描述及數(shù)據(jù)說明
（一）變量指標選取
1. 被解釋變量的選取。被解釋變量為居民消費波動率（CV），依盧二坡等（2007）[21]、董冠鵬等（2010）[22]的做法，按5年時間間隔構造面板數(shù)據(jù)，分別計算1981—1985、1986—1990、1991—1995、1996—2000、2001—2005、2006—2010這六個時間段居民消費增長率的標準差，以此度量各省居民消費波動率。
2. 解釋變量的選取。解釋變量為政府財政支出波動率，Santiago Herrera（2008）[23]指出，財政支出政策分為相機抉擇和自動穩(wěn)定器兩類，其中，自動穩(wěn)定器政策受經(jīng)濟周期的影響是經(jīng)濟系統(tǒng)本身的內(nèi)在機制，而相機抉擇政策是政府根據(jù)經(jīng)濟情況主動選擇并加以執(zhí)行，與宏觀經(jīng)濟波動密切相關。為分離出財政支出政策的自動穩(wěn)定器成分，得到其中的相機抉擇成分，根據(jù)Fatas & Mihov（2003）[24]的研究成果建立如下模型：
從回歸檢驗統(tǒng)計量來看，系數(shù)聯(lián)合顯著性的Wald檢驗值為34.89，在1%的水平上顯著；Sargan檢驗不能拒絕原假設，說明工具變量是有效的，即工具變量和誤差項不相關；AR（2）檢驗的概率P值為0.422，同樣不能拒絕原假設，說明殘差不存在二階自相關，模型在統(tǒng)計上具有有效性和一致性。以上分析說明我們的模型設定是合理的，據(jù)此可得到模型估計的殘差，進一步計算得出殘差標準差，即本文分析用到的財政支出波動數(shù)據(jù)。
3. 控制變量的選取。居民收入的波動率（RV）。因現(xiàn)行的統(tǒng)計口徑僅包括城鄉(xiāng)居民各自的人均收入，為得到全國居民的平均收入水平，我們將城鄉(xiāng)居民人均收入進行加權平均，權重為各年的城鄉(xiāng)人口。由相關消費理論可知，收入是決定消費水平的主要因素，對未來收入預期的不確定性是造成消費波動的重要原因。面對不確定的貨幣收入，居民出于防范未來風險的考慮，將增加預防性儲蓄，減少不必要的支出，從而引起消費總量的波動。因此，收入的波動越大，消費支出的波動也應越大，預計系數(shù)符號為正。
金融發(fā)展水平（FL），用人均貸款余額表示，通過計算每個時間段內(nèi)人均貸款余額的平均增長率得到。根據(jù)流動性約束理論，當金融發(fā)展水平不高，金融體系不完備時，居民難以取得金融機構的貸款，消費較易受到外生沖擊的影響。金融發(fā)展程度越高，居民借助于信貸及購買保險等風險分擔機制分散風險的能力越強，從而對消費波動進行平滑，以在受到外生沖擊時，保持其自身的邊際效用水平不變。據(jù)此，其系數(shù)符號應為負。
貿(mào)易開放度（TR），用進出口貿(mào)易總額占GDP的比重來衡量。一方面，對外開放會改變國內(nèi)資源配置狀況，從而增加匯率和產(chǎn)出等經(jīng)濟變量的不確定性，使國內(nèi)市場受到國外沖擊，引起國內(nèi)經(jīng)濟波動，增加居民消費的波動性；另一方面，《加入世界貿(mào)易組織十年后的中國》課題組（2010）②指出，隨著開放程度的增加，我國能夠在全球而不是局限于國內(nèi)進行資源配置，回旋空間大大擴展。這有利于減少經(jīng)濟增長的不確定性，平滑居民消費計劃，降低消費波動。并且根據(jù)系統(tǒng)論的基本原則，大系統(tǒng)比小系統(tǒng)穩(wěn)定，開放系統(tǒng)比封閉系統(tǒng)穩(wěn)定。由以上分析可知，TR變量的系數(shù)符號是不確定的，需要在實證中進一步驗證。
（二）數(shù)據(jù)來源及說明
本文的研究樣本為全國27個省級地區(qū)，因四川、重慶、海南、西藏缺少必要的數(shù)據(jù)沒有列入，另港、澳、臺地區(qū)統(tǒng)計口徑不一致也沒有列入。樣本期為1981—2010年，時間跨度為30年，未經(jīng)特殊說明，基本數(shù)據(jù)均來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》及各省歷年的統(tǒng)計年鑒，個別數(shù)據(jù)缺失采用線性插值法補齊。
各變量的描述性統(tǒng)計分析如表1所示，相比較財政支出和居民收入而言，居民消費波動率具有更高的均值和標準差，這說明我國居民消費的不確定性和風險較大，與張耿（2006）[12]和喬遷（2010）[14]通過HP濾波法計算波動值得到的結(jié)論一致，說明統(tǒng)計口徑的選取對問題的研究沒有本質(zhì)影響，這點將在后文中通過穩(wěn)健性分析驗證。
三、實證分析
根據(jù)以上分析，構建本文待估計基準模型如下：
其中為反映個體差異的誤差項，為隨個體與時間改變的誤差項，為復合誤差項。
根據(jù)Guijarati的觀點，當反映個體差異的誤差項與解釋變量相關時，選取固定效應模型，反之則選取隨機效應模型。而模型2的？孜i中可能包括消費習慣等難以量化的個體特征，這些特征會對消費波動產(chǎn)生一定的影響，故不能否認？孜i與解釋變量不相關。因此，利用固定效應模型對模型2進行估計，結(jié)果見表2（第2至5列）。其中，模型3至模型5在模型2的基礎上依次加入RV、FL、TR三個控制變量，以對回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進行考察。
事實上，居民消費波動也是引起政府支出波動的一個重要原因。當居民消費波動較為劇烈時，政府傾向于出臺宏觀調(diào)控措施，運用財政支出工具來熨平波動，實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定增長，減少福利損失。因此，本文利用工具變量估計法對模型2至模型5重新進行估計，以控制和解決變量間的內(nèi)生性問題（表2中第6至9列）。所有模型DWH檢驗的P值都在10%的水平上顯著，拒絕解釋變量均為外生變量的原假設，模型存在內(nèi)生性；其次，檢驗工具變量與內(nèi)生變量的相關性，表3顯示弱工具變量檢驗的P值都小于1%顯著性水平，說明工具變量與內(nèi)生變量之間具有很強的相關性；最后檢驗工具變量的外生性，Sargan檢驗P值表明，所有模型都不能在10%的水平上拒絕工具變量都為外生變量的原假設。因此，我們選擇的工具變量是有效的。
由表2可知，在考慮和不考慮內(nèi)生性的情況下，GV在模型2至模型5中均顯著為正，估計結(jié)果較穩(wěn)健。且GV的系數(shù)值均大于RV，說明與居民收入波動相比，政府財政支出波動為居民消費波動的主要來源。一方面，隨著我國市場取向經(jīng)濟體制改革目標的明確，經(jīng)濟體制改革進程不斷加速，其中涉及教育、社會保障等多個領域，市場經(jīng)濟的競爭特點，必然引起經(jīng)濟運行的不穩(wěn)定性和高風險性。當居民不能抵御風險時，政府作為居民等微觀主體的最后擔保者，必須承擔責任，抵御風險。這種風險的不確定性，使得政府支出也具有不確定性，對于居民而言，居民為有限理性，并不能迅速預期到政府支出政策調(diào)整的整個實現(xiàn)過程和最終的狀態(tài)，最終受到政府支出的沖擊，加大了居民對未來經(jīng)濟形勢的不確定性和預防性儲蓄水平，并引起居民消費波動；另一方面，根據(jù)新古典主義真實經(jīng)濟周期學派的解釋，政府支出增加或減少所帶來的不確定性，也會相應引起稅收變動，產(chǎn)生負財富效應和替代效應，擠出或擠進民間的消費和投資，使居民形成或打消謹慎消費念頭，并帶來居民消費波動。
RV的符號與預期一致，但均不顯著，說明居民消費波動對收入的變動不敏感，這與國外成熟市場經(jīng)濟下居民消費的狀況并不相同，印證了田青等（2008）[25]、楊文芳等（2010）[26]的研究結(jié)論。這可能是因為我國居民收入水平普遍較低，大部分居民的收入除維持基本生活外，都用于儲蓄，以備未來之需，所以當收入波動時，受影響較大的為居民儲蓄，而消費受其影響較小。金融發(fā)展水平對居民消費波動的影響顯著為負，這與賀秋碩（2006）[27]得到的結(jié)論一致。金融發(fā)展水平的提高能夠降低信貸約束的門檻，緩解流動性約束，平滑居民即期和未來消費能力，降低消費波動。貿(mào)易開放度有助于減小消費波動，其系數(shù)在10%的顯著性水平下顯著。對外開放提升了我國參與全球分工的程度，使國內(nèi)市場風險向國際市場分散，降低了國內(nèi)市場的風險和經(jīng)濟的不穩(wěn)定性，進而減小了居民消費波動程度[28]。
為進一步探討三大區(qū)域④財政支出波動對居民消費波動的影響程度是否存在差異，本文分別以東、中、西地區(qū)作為研究樣本，考察不同地區(qū)消費波動的主要影響因素，檢驗其是否受地理位置的影響，結(jié)果見表3。
從分地區(qū)的回歸結(jié)果來看，只有東部地區(qū)居民消費波動受政府支出波動的影響較明顯，原因可能是我國財政支出在地區(qū)間失衡，支出規(guī)模存在很大差異，東部地區(qū)財政支出總量遠遠高于中西部，中西部地區(qū)的基礎公共建設相對投入不足，降低了居民消費的意愿，居民在社會保障和各種福利補貼方面的相對缺乏導致了其儲蓄傾向較高，邊際消費傾向相對東部地區(qū)居民來說較低，造成了中西部地區(qū)居民消費對政府支出波動的敏感性較低。
三大區(qū)域居民消費波動受收入波動的影響均不顯著，對于經(jīng)濟發(fā)展程度較高的東部地區(qū)來說，居民收入水平較高，基本消費需求已得到滿足，我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期進行的各項制度改革所帶來的收入不確定性，對其影響較??；對于經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后的中西部地區(qū)來說，大多數(shù)居民的收入僅能滿足基本消費需求，預防性儲蓄動機較強，具有較高的消費剛性，導致收入的變動對其消費的影響不顯著。金融發(fā)展水平對各地區(qū)居民消費波動均具有平滑作用，金融體系的完善有助于減輕居民的融資約束。三大區(qū)域中僅西部地區(qū)受貿(mào)易開放的影響顯著，且為負向，說明貿(mào)易開放程度的加深有助于減小西部地區(qū)居民消費的波動。
四、穩(wěn)健性分析
上文中我們采用了各時段增長率的標準差來表示波動，這一度量方法的波動中包含了各種頻率的成分，可能會使結(jié)果產(chǎn)生偏差。據(jù)此，考察不同的波動度量方法是否會影響上文得出結(jié)論的穩(wěn)健性，利用HP濾波法重新計算居民消費波動率、居民收入波動率這兩個指標。首先根據(jù)下式得到各指標的波動項，進而計算各子時間段波動項的標準差，將其作為波動率的度量。
根據(jù)HP濾波法得到的波動率數(shù)據(jù)對模型2至模型5重新進行估計，結(jié)果見表4，可以看到，除模型5外，財政支出波動對居民消費波動的影響都統(tǒng)計顯著，且為正。收入波動對居民消費波動無顯著影響，金融發(fā)展水平及貿(mào)易開放度都可顯著地減小居民消費波動，結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。
五、結(jié)論及啟示
本文利用1981—2010年我國27個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，首先運用系統(tǒng)GMM估計法將財政支出政策的自動穩(wěn)定器成分分離出來，得到與宏觀經(jīng)濟波動密切相關的相機抉擇成分，作為政府支出波動的度量指標。并在加入居民收入波動、金融發(fā)展水平、貿(mào)易開放度三個控制變量的基礎上，綜合運用固定效應模型及工具變量估計法，分析了財政支出波動對居民消費波動的影響。我們得到以下結(jié)論及啟示：
1. 政府支出波動對我國居民消費波動的影響顯著，兩者呈正相關關系。分區(qū)域的回歸結(jié)果顯示，僅東部地區(qū)居民消費波動受政府支出波動的影響顯著。政府支出的過度波動，會加大居民對未來經(jīng)濟形勢不確定的預期，促使居民進行預防性儲蓄，調(diào)整自身消費行為，并造成消費的波動。據(jù)此，政府應降低我國財政支出政策的調(diào)整幅度與頻度，保持財政政策的連續(xù)性和長期穩(wěn)定性，適時適度地進行必要微調(diào)，實現(xiàn)政策調(diào)整的軟著陸，從而減小其對居民消費的沖擊，削弱居民預防性儲蓄動機，降低居民消費的不確定性和波動程度，保持居民消費的健康平穩(wěn)增長。
2. 無論是全國層面，還是分區(qū)域?qū)用妫用裣M波動受收入波動的影響均不顯著，這可能與我國居民收入水平較低、預防性儲蓄動機較強、居民消費較謹慎有關；金融發(fā)展水平對全國及各地區(qū)居民消費波動均具有顯著的平滑作用，加快金融改革和發(fā)展的步伐，降低信貸的門檻應是我國政府今后關注的重點之一；貿(mào)易開放度有助于減小居民消費波動，三大區(qū)域中僅西部地區(qū)受其影響顯著，進一步推進對外開放，尤其是加大西部地區(qū)對外開放的力度，可在一定程度上控制居民消費的波動。
注釋：
①括號內(nèi)為概率P的值，當P值小于顯著性水平，則應拒絕原假設，說明系數(shù)顯著。
②資料來源于http：//news.xinhuanet.com/fortune/2011-12/07/c_122388596.htm
③參見陳強：《高級計量經(jīng)濟學及STATA應用》，高等教育出版社。
④按照傳統(tǒng)劃法，東部地區(qū)包括11個省級行政區(qū)，分別是北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括8個省級行政區(qū)，分別是黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括12個省級行政區(qū)，分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古。
參考文獻：
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