政府支出對我國居民消費(fèi)影響實(shí)證分析

■ 張欣蕾 孫小清 關(guān)永娟（燕京理工學(xué)院 河北廊坊 065201）

政府支出對我國居民消費(fèi)影響實(shí)證分析

■ 張欣蕾 孫小清 關(guān)永娟（燕京理工學(xué)院 河北廊坊 065201）

政府支出對居民消費(fèi)的影響，是經(jīng)濟(jì)學(xué)者也是各國政府廣泛關(guān)注的重要問題。本文利用我國1978-2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過OLS回歸分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，對我國政府支出和居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：就全國范圍來看，政府支出對居民消費(fèi)有擠入效應(yīng)；而從農(nóng)村和城鎮(zhèn)單獨(dú)分析的結(jié)果看，政府支出對農(nóng)村居民消費(fèi)有擠入效應(yīng)，而對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)有擠出效應(yīng)。最后根據(jù)研究結(jié)果文章給出了政策建議。

政府支出 居民消費(fèi) 擠出效應(yīng) 擠入效應(yīng)

消費(fèi)、投資和凈出口被視為推動經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”，其中，消費(fèi)和投資為內(nèi)需，凈出口為外需。在全球經(jīng)濟(jì)形勢嚴(yán)峻，外需不振的今天，擴(kuò)大內(nèi)需被公認(rèn)為是我國經(jīng)濟(jì)增長的最主要動力源泉。然而，自改革開放以來，消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長所起到的拉動作用似乎表現(xiàn)地較為有限。在這種情況下，增加政府支出究竟能否刺激消費(fèi)進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，這個問題就變得至關(guān)重要。

本文從我國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的現(xiàn)實(shí)出發(fā)，利用我國1978-2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，不僅從總量上對我國政府支出和居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，而且分別對農(nóng)村和城鎮(zhèn)進(jìn)行了分析，以期為政府制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供借鑒和參考。

變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文采用我國1978-2013年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)主要來自相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和中國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，并經(jīng)簡單計(jì)算得到。本文要研究的是政府支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，所以首先選取的兩個變量是人均政府支出（G）與人均居民消費(fèi)（C），考慮到居民可支配收入是影響居民消費(fèi)的一個重要變量，所以把人均可支配收入（YD）也引入進(jìn)來。為了消除物價影響，使數(shù)據(jù)具有可比性，所有數(shù)據(jù)均采用名義變量，采用當(dāng)年的商品價格指數(shù)（以1978年為基期）調(diào)整后的實(shí)際變量。

為避免非平穩(wěn)變量直接進(jìn)行回歸可能會出現(xiàn)的偽回歸，本文試圖構(gòu)建一些平穩(wěn)變量，于是對數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，得出了實(shí)際變量增長率。依次為：人均消費(fèi)水平增長率（CR）、人均政府支出增長率（GR）、人均可支配收入增長率（YDR）。除此之外，本文還要對城鎮(zhèn)和農(nóng)村分別進(jìn)行分析，所以用到的變量還有：農(nóng)村人均消費(fèi)水平增長率（RCR）、城鎮(zhèn)人均消費(fèi)水平增長率（UCR）、農(nóng)村人均可支配收入增長率（RYDR）、城鎮(zhèn)人均可支配收入增長率（UYDR）。

單位根檢驗(yàn)

為保證結(jié)果的可信性，在進(jìn)行回歸分析之前，需先對這些時間序列做單位根檢驗(yàn)，判斷序列的平穩(wěn)性。常用的單位根檢驗(yàn)方法為ADF檢驗(yàn)。利用Eviews6.0軟件分別對各變量的水平值進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

從表1可以看出，CR在1%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，其他6個變量都在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。因此，可以對這些變量進(jìn)行OLS回歸分析。

基于OLS的回歸分析

先對全國進(jìn)行分析，把人均消費(fèi)水平增長率（CR）作為被解釋變量，人均政府支出增長率（GR）和人均可支配收入增長率（YDR）作為解釋變量，建立線性回歸模型。用SPSS進(jìn)行OLS回歸分析，結(jié)果如表2、表3所示。

從表2和表3可以看出，F(xiàn)的概率值和t的概率值均小于0.05，說明在顯著性水平為0.05的前提下，模型本身及其回歸系數(shù)的顯著性均通過了檢驗(yàn)，最終得到的回歸方程為：

從得到的回歸方程（1）來看，人均可支配收入增長率（YDR）每上升1個百分點(diǎn)，人均消費(fèi)水平增長率（CR）會上升0.719個百分點(diǎn)。這是符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的，因?yàn)榭芍涫杖胧窍M(fèi)的最主要來源，可支配收入增加，自然會刺激人們增加開支來提高生活水平，從而增加消費(fèi)支出。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 回歸模型方差分析表（全國）

表3 模型參數(shù)的估計(jì)和檢驗(yàn)（全國）

表4 回歸模型方差分析表（農(nóng)村）

表5 模型參數(shù)的估計(jì)和檢驗(yàn)（農(nóng)村）

表6 回歸模型方差分析表（城鎮(zhèn)）

而人均政府支出增長率（GR）每上升1個百分點(diǎn)，人均消費(fèi)水平增長率（CR）則會上升0.043個百分點(diǎn)，這說明就全國來看，政府支出與居民消費(fèi)存在一定的互補(bǔ)關(guān)系，政府支出會在一定程度上擠入居民消費(fèi)。

接下來對農(nóng)村和城鎮(zhèn)分別進(jìn)行分析。分別把農(nóng)村（城鎮(zhèn)）人均消費(fèi)水平增長率作為被解釋變量，人均政府支出增長率和農(nóng)村（城鎮(zhèn)）人均可支配收入增長率作為解釋變量，建立線性回歸模型。回歸分析結(jié)果見表4和表5、表6和表7。

從表4和表5、表6和表7可以看出，在顯著性水平為0.05的前提下，不管是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)，模型本身及其回歸系數(shù)的顯著性水平均通過了檢驗(yàn)，說明該回歸結(jié)果是可信的。最終得到的回歸方程是：

從方程（2）（3）可以看出，無論農(nóng)村還是城鎮(zhèn)，人均消費(fèi)增長率都是隨著人均可支配收入增長率的增加而增加，說明不管農(nóng)村或是城鎮(zhèn)，人均可支配收入都是決定居民消費(fèi)的重要因素。相對來說，方程（2）中人均可支配收入增長率的回歸系數(shù)是0.891，而方程（3）中該回歸系數(shù)是0.590，說明農(nóng)村居民可支配收入對消費(fèi)的影響要大于城鎮(zhèn)居民。

同時從這兩個方程中還可以看出，政府支出對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的作用方向是相反的。方程（2）中GR的系數(shù)為0.074，大于0，即政府支出對農(nóng)村居民消費(fèi)有著擠入效應(yīng)，二者是互補(bǔ)關(guān)系；而方程（3）中GR的系數(shù)為-0.017，小于0，即政府支出對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)有著擠出效應(yīng)，二者表現(xiàn)為替代關(guān)系。從影響程度來看，政府支出對農(nóng)村居民消費(fèi)作用更大。

格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是用來檢驗(yàn)一個變量的所有滯后項(xiàng)是否對其他變量的當(dāng)期值產(chǎn)生影響。若變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的一個前提條件是時間序列必須具有平穩(wěn)性，之前已經(jīng)做過序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)，7個變量均通過了單位根檢驗(yàn)，因此可以進(jìn)一步對它們做格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表8（5%的顯著性水平）。

從表8可以看出，在5%的顯著性水平下，只有“RYDR不是RCR的格蘭杰原因”、“UYDR不是UCR的格蘭杰原因”這三個原假設(shè)應(yīng)該被拒絕，其他原假設(shè)都可以接受，即全國（農(nóng)村、城鎮(zhèn)）人均可支配收入增長率分別是全國（農(nóng)村、城鎮(zhèn)）人均消費(fèi)增長率的格蘭杰原因，其他變量之間則不存在格蘭杰因果關(guān)系。因此，又一次驗(yàn)證了可支配收入是影響居民消費(fèi)的最主要因素，它直接決定了居民的消費(fèi)水平，而政府支出與居民消費(fèi)之間則不存在明顯的格蘭杰因果關(guān)系。

表7 模型參數(shù)的估計(jì)和檢驗(yàn)（城鎮(zhèn)）

表8 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)論和政策建議

本文通過OLS回歸分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，分析了政府支出對全國居民消費(fèi)以及城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響，通過實(shí)證得出如下結(jié)論：

第一，OLS回歸分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果都表明，不管是全國范圍，還是農(nóng)村或者城鎮(zhèn)，可支配收入都是決定居民消費(fèi)的重要因素，并且可支配收入是居民消費(fèi)的格蘭杰原因。

第二，通過OLS回歸分析的結(jié)果得知，就全國范圍來看，政府支出對居民消費(fèi)有擠入效應(yīng)；而從對農(nóng)村和城鎮(zhèn)單獨(dú)分析的結(jié)果看，政府支出對農(nóng)村居民消費(fèi)有擠入效應(yīng)，而對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)有擠出效應(yīng)。但是格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)政府支出與居民消費(fèi)之間不存在明顯的格蘭杰因果關(guān)系。

結(jié)合以上分析結(jié)果，就此提出以下政策建議：

首先，總體上來說，政府支出對居民消費(fèi)是有輕微的擠入效應(yīng)的。所以在內(nèi)需不足的情況下，我國政府可以通過適當(dāng)增加政府支出的方式，來刺激居民消費(fèi)進(jìn)而提高社會總需求，達(dá)到宏觀調(diào)控的目的。

其次，從以上的分析可以看出，政府支出對農(nóng)村居民消費(fèi)有擠入效應(yīng)，而對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)有擠出效應(yīng)。目前我國的財(cái)政支出更多地偏向城鎮(zhèn)，對農(nóng)村、農(nóng)業(yè)、農(nóng)民的投入不足。所以政府支出應(yīng)該更多地向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，加大對農(nóng)村的投入力度，將會更快更直接地刺激農(nóng)村居民消費(fèi)。一方面，應(yīng)加大農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入；另一方面，完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的財(cái)政補(bǔ)貼政策。

最后，可支配收入是決定居民消費(fèi)的主要因素，因此要想擴(kuò)大內(nèi)需，刺激居民消費(fèi)，顯然提高居民可支配收入比增加政府支出的效果要好。因此，在長期內(nèi)，政府應(yīng)盡力提高居民可支配收入，尤其是提高農(nóng)村居民的可支配收入。我國城鄉(xiāng)差距較大，農(nóng)村社會保障水平較低，政府應(yīng)完善農(nóng)村的醫(yī)療、就業(yè)、養(yǎng)老等保障制度，減少農(nóng)民的后顧之憂，才能有效激勵他們的消費(fèi)。

1.謝建國，陳漓高.政府支出與居民消費(fèi)—一個基于跨期替代模型的中國經(jīng)驗(yàn)分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2002（6）

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3.胡書東.中國財(cái)政支出和民間消費(fèi)需求之間的關(guān)系[J].中國社會科學(xué)，2002（6）

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