我国财政支出和民间消费需求之间的关系

我国财政支出和民间消费需求之间的关系胡书东（北京大学中国经济研究中心100871）No.C20020062002年3月21日内容提要：本文为分析积极财政政策对民间需求的影响提供了一个具有微观基础的理论框架。理论分析和经验检验的结果表明，实施积极财政政策，扩大财政支出，加快基础设施建设确实有助于刺激民间消费需求。关键词：居民消费财政支出基础设施建设积极财政政策2一、引言自1997年以来，我国国民经济陷入通货紧缩困境。针对不利的国内外经济形势，政府采取了一系列政策措施，特别是持续实行积极的财政政策扩大内需，使得国民经济勉力维持了7%以上的年增长速度，在东亚和世界经济低迷的大环境下一枝独秀，实属难能可贵。然而，不利的国内外经济环境至今没有大的改观。为了保持国民经济的持续发展，需要继续实行积极的财政政策，努力扩大国内需求。这次实行积极财政政策拉动内需的主要措施是扩大财政支出。人们对积极财政政策及其实施效果的看法并不完全一致。我国已经连续4年实行积极的财政政策，但是国民经济仍然没有走出通货紧缩困境，民间消费和投资需求增长依然缓慢，一些人已经开始对以扩大财政支出为重点的积极财政政策产生了疑虑。1另一方面，赞成继续实施积极财政政策的人则认定扩大财政支出能够增加内需，刺激民间需求。判断以扩大支出为重点的积极财政政策是否合理，关键要弄清楚我国的财政支出和民间需求之间的真实关系。在民间需求中，最终消费需求最为重要，本文的目的就是要对国家财政支出或政府购买与居民消费需求之间的关系作较为深入和实证的研究，为人们判断财政支出政策提供一个较为坚实的理论依据。其实，政府经济政策问题一直是国际经济学界研究的一个重点，只不过大多数文献都是以发达国家特别是美国经济为背景。至于财政支出或政府购买与居民消费的关系问题，也有若干研究成果问世。传统的凯恩斯主义理论（乘数-加速数原理）认为，政府扩大财政支出能够对民间需求和国民经济起到倍增的刺激作用。1980年代以来，随着自由主义的重新兴盛，反对国家干预，特别是反对财政政策的声音又占了上风。不过，在1980年代及其以前的研究中，虽然广泛应用了较为深奥的数理模型作为分析工具，但是很少做计量检验。1990年代以来，数理模型和计量检验相结合的研究文献开始多了起来，也正因为有了与理论假设不同的经验检验结果，即使是遵循新自由主义理论和方法的学者内部在对待财政政策的问题上也开始出现不同的声音。关于政府购买和私人消费之间的关系，从理论上说，两者可以是互补关系，1对积极财政政策持保留意见的另一个理由是财政赤字和国债负担增长比较快可能引发的财政信用风险，以及积极财政政策对体制改革的可能影响。笔者关于这一问题的研究参见（胡书东，2002）。3即政府财政支出的增加导致私人消费同方向增加，这时扩大财政支出对私人消费起到了挤进的作用（crowding-ineffects）。在日常生活中，这种情况不乏其例，如政府投资兴建道路等基础设施为私人旅行与汽车消费提供了便利和可能。另一方面，两者也可以是替代关系，这时扩大财政支出实际上对私人消费需求产生了挤出效应（crowding-outeffects）。当然，私人物品和公共物品消费之间也可以同时具有替代和互补两种性质。贝利（Bailey,1971）首次提出，公共提供的商品和服务相当于)10(单位的私人消费。根据这种假说，代表性消费者的效用函数)(gcuU，0,0uu，ugcu)(。这样，如果0，就有0)(gcu，即政府支出的扩大引起私人消费边际效用的下降，从而引起私人消费的减少。在这个意义上，政府消费（指政府支出，不同于支出法国民收入核算中的政府消费）和私人消费是替代关系。相反，如果0，就有0)(gcu，政府支出扩大引起私人消费边际效用增加，政府消费和私人消费呈互补关系。巴罗（Brarro,1981）将有效消费gcc*这一关系引入政府支出的产出效应模型，Komendi(1983)和Aschauer(1985)各自用美国的经验资料，Ahmed(1986)用英国的经验资料分别检验了的符号。上述研究表明0，政府消费和私人消费之间呈替代关系。Ahmed和Yoo(1995)在真实经济周期的框架下也得出了同样的结论。然而，Karras（1994）对世界上30个国家的跨国分析表明，0。Djajic(1987)和Ihori(1990)遵循了另外一种研究路线，没有事先假定gcc*，而是分别从理论上讨论了政府支出的临时性增加和持久性增加对私人消费的影响，不过，他们没有进行经验检验。本文希望从比较一般的理论框架出发，对我国的政府支出和居民消费之间的关系进行较为深入的探讨。我们没有预先设定gcc*，也没有区分政府支出的临时性一次变动和持久性变动。二、理论框架假设一个代表性消费者同时也是生产者，生产单一产品，该产品可以用于消费，也可以用于再生产或纳税。该消费者的效用函数为4),(tttgcuU（1）其中tc代表个人消费，tg代表政府消费或政府购买，用政府支出加以测度，有相当一部分属于政府消费和公共品提供，t为时间。该效用函数满足通常的凹性和二阶连续可微假定，0,0uu。生产函数被假定为ttkfy（2）其中ty和tk分别为劳均产出和劳均资本，0,0kkkff。假定储蓄全部转化为资本，则新增资本tttgckftk)()(（3）k代表k对时间t求导。给定初始资本存量0k，我们可以列出家庭的最优选择问题：dtegcuVtttgctt),(0,max（4）s.t.tttgckftk)()(其中te为折现因子，为折现率，我们假定为常数。与这一最优选择问题相对应的现值汉密尔顿（Hamilton）函数为tttttgckfgcuH)(),(（5）假定消费者无法控制政府购买或政府支出tg的大小，则选择最优化的一阶必要条件为0)(tuc，0)(tug（6）共态变量满足下列条件：)()()()(tfttkHtk（7）为了得出我们需要的民间消费表达式，我们对（6）式中的0cu重新安排为),()(ttcgcut（8）（8）式两边对t求导可得cgtcctuguct)(（9）5分别将（8）式和（9）式中的)(t和)(t表达式代入（7）式并整理得cgtckccctugufuuc（10）将（8）式视为c关于g和的隐函数，可得),(tttgcc，cccgguuc，ccgcgucu（11）将（11）式中的cgu表达式代入（10）式并整理得ccckgtuufgcc)(（12）设tcccRcuur为代表性消费者的不变相对风险规避系数，由此可得Rtcccrcuu（13）将（13）式代入（12）式得Rtktgtrcfgcc)(（14）由此我们推导出居民消费增量c关于政府支出增量g和当期消费tc的理论表达式。在完全竞争条件下，资本边际产出kf等于资本要素的价格，假设其为常数，政府消费对私人消费的边际影响gc也假定是外生的，但是（14）式的右边包含当期内生变量tc，将1tttccc代入（14）式并整理可得1tfrrtfrcrtcgckRRkRgR（15）根据（15）式可知，确定居民消费和政府支出的关系，关键是看政府支出变动量g前面的系数符号和数值大小。如果系数大于零，则说明政府支出的变动与居民消费支出的变动呈正相关关系，扩大政府支出有助于刺激民间消费的增长。如果系数小于零，说明政府支出的变动与居民消费支出的变动呈负相关关系，扩大财政支出对刺激民间消费没有作用。（15）式所反映的即期消费和前期消费的关系也符合人们的直觉和理论逻辑，消费从长期看是个连续过程，而且具有相当强的刚性，前期消费相当程度上和前期收入有关，而根据持久收入假说，即期消费同时也在一定程度上取决于前期收入。所以，（15）式是可以接受的理论方程6式，能够作为我们进一步研究的基础。三、数据和经验检验第二部分的理论分析为我们推导出民间消费和政府支出变动量之间的函数关系，本部分将利用中国的数据资料对这一函数关系进行经验检验，以便验证第二部分理论分析及其结论的正确性，并根据经验检验结果对我国目前正在实施的积极财政政策加以分析，得出相应的政策建议。为了计量检验的需要，我们将（15）式改写为ttttcgc1（16）其中kRgRfrcr，kRRfrr，t为残差项。根据我国财政体制的历史和现状，再加上数据资料的可得性，我们使用政府财政预算内支出和预算外资金支出两项加总作为政府支出g的度量指标，其中1982年以前缺乏预算外资金支出数据，我们用预算外资金收入数据加以代替。我们用支出法国民收入核算中最终消费项下的居民消费作为民间消费c的度量指标。居民消费和政府支出数据都换算成了1950年不变价数值，假设残差项t满足古典假定，我们使用普通最小二乘法（OLS）对（16）式进行无截距项回归分析。为了消除个别年份变异的影响，我们对（16）式赋予虚变量得ttttdumcgc1（17）其中21995,1993,1992dum，其余年份0dum，回归结果见表1。表1.居民消费和政府支出变动关系的自回归估计变量自由度B值(参数估计)标准差t比率ApproxProb（Prob|T|）tg10.2254310.05783.8980.00031tc11.0574220.00553191.0720.0001DUM1-112.23575822.4476-5.0000.0001资料来源：国家统计局：《中国统计年鉴（1993）》，中国统计出版社1993年版，第45页、第238页；《中国统计年鉴（2001）》，中国统计出版社2001年版，第62页、第258页、第2827页。注：RegRsq（回归2R）=0.9994，TotalRsq（总2R）=0.9994，这两个值相当于普通最小二成估计方差分析中的2R和2R。tg和1tc以及虚变量DUM通过了显著性水平为0.001的双尾t检验。因为我们执行的是自回归程序，所以回归输出的结果并不包含方程估计的总体F值，普通最小二乘估计的方差分析表明，F值=26029.097；F检验的统计显著性水平为0.0001，所以回归分析通过了F检验。模型解释变量包含因变量滞后值的自相关性检验Durbin-h值=0.245703，杜宾h检验的显著性水平为0.4030，没有通过显著性检验，所以可以接受回归模型残差项t不存在自相关问题的古典假设。因为我们使用的是时间序列数据，为了确保我们的回归分析的真实性和说服力，需要对时间序列的平稳性（stationarity）进行检验。我们对时间序列tc和tg分别执行了AugmentedDickey-Fuller单位根检验（unitroottest）。结果表明，无论是没有截距项的零均值单位根检验，还是单均值和包含时间趋势变量的单位根检验，都表明不存在单位根，说明时间序列数据满足平稳性假设，回归分析有效。我们将单均值和包含时间趋势变量的单位根检验的F值及其显著性列在表2中。表2.增广Dickey-Fuller单位根检验tctgTypeLagsFPrFTypeLagsFPrFSingleMean0130.260.0010SingleMean08.710.0010111.280.001014.540.0676Trend063.810.0010Trend010.840.001019.710.001016.320.0684资料来源：国家统计局：《中国统计年鉴（1993）》，中国统计出版社1993年版，第45页、第238页；《中国统计年鉴（2001）》，中国统计出版社2001年版，第62页、第258页、第261页、第282页。四、政府支出和民间消费关系的政策含义前面的理论研究和计量分析给我们提供了考察积极财