李 雪，侯偉鳳

(首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100070)

一、問(wèn)題提出

中國(guó)正面臨的一個(gè)很突出的問(wèn)題就是消費(fèi)需求嚴(yán)重不足，近年來(lái)居民消費(fèi)占GDP的比重大約僅為36%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家水平。因此，如何有效刺激消費(fèi)是中國(guó)目前面臨的巨大挑戰(zhàn)。此外，一些其他的問(wèn)題，如發(fā)展不平衡、脫貧任務(wù)艱巨、就業(yè)、教育、養(yǎng)老等，都有待解決，這些問(wèn)題的解決離不開(kāi)政府的宏觀調(diào)控，然而政府的干預(yù)是否能夠有效刺激消費(fèi)，依然是理論界關(guān)注的一大課題。

傳統(tǒng)的凱恩斯理論認(rèn)為，在有效需求不足的經(jīng)濟(jì)體中，政府增加支出會(huì)通過(guò)乘數(shù)作用帶來(lái)國(guó)民收入的增加。根據(jù)絕對(duì)收入假說(shuō)，本期實(shí)際收入水平的上升，可有效促進(jìn)居民當(dāng)期消費(fèi)。但是，隨著消費(fèi)理論的深入發(fā)展，這一觀點(diǎn)逐漸被否定。理性預(yù)期理論認(rèn)為，政府支出增加時(shí)，人們預(yù)期到未來(lái)的稅收會(huì)增加，進(jìn)而預(yù)期到自己未來(lái)的可支配收入會(huì)減少，因此會(huì)減少當(dāng)期的消費(fèi)支出。而當(dāng)期退稅也不能改變居民對(duì)自己一生總可支配收入的預(yù)期，所以也無(wú)法增加當(dāng)期消費(fèi)。這就是著名的李嘉圖等價(jià)理論，即，居民消費(fèi)行為遵循李嘉圖規(guī)則時(shí)，財(cái)政支出理論上對(duì)消費(fèi)沒(méi)有促進(jìn)作用。然而，即便政府財(cái)政支出總體上對(duì)消費(fèi)沒(méi)有促進(jìn)作用，也并不能否認(rèn)其對(duì)部分人群的消費(fèi)有促進(jìn)作用。事實(shí)上，財(cái)政支出究竟會(huì)影響哪部分人的消費(fèi)，是政府面臨的實(shí)際問(wèn)題，會(huì)影響政府財(cái)政支出的方向，因此值得深入研究。

二、相關(guān)研究

關(guān)于財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)的影響，隨著現(xiàn)代消費(fèi)理論的發(fā)展，研究結(jié)論趨于涇渭分明。萊文(Levin，1962)研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出對(duì)私人消費(fèi)增長(zhǎng)具有負(fù)效應(yīng)[1]。卡拉斯(Karras，1994)研究了多國(guó)的財(cái)政支出與消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出的增加將提高家庭部門的消費(fèi)水平[2]。阿瑪諾(Amano，1997)研究發(fā)現(xiàn)隨著財(cái)政支出的增加，家庭部門的消費(fèi)會(huì)減少[3]。莫迪利亞尼(Modigliani，2004)通過(guò)構(gòu)建消費(fèi)方程發(fā)現(xiàn)，美國(guó)的政府財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)有負(fù)影響，家庭財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)有正影響[4]。艾哈邁德(Ahmed，1986)分析了英國(guó)的數(shù)據(jù)，使用跨期替代模型得出了財(cái)政支出對(duì)家庭消費(fèi)增長(zhǎng)有消極作用的結(jié)論[5]。布克茲(Bouakez，2007)構(gòu)建真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期模型來(lái)研究政府支出與消費(fèi)的關(guān)系，結(jié)果顯示消費(fèi)隨著政府支出結(jié)構(gòu)的變動(dòng)而增加[6]。亞歷山德羅(D’Alessandro，2010)用誤差修正模型來(lái)研究意大利的財(cái)政支出與居民消費(fèi)的關(guān)系，結(jié)果顯示財(cái)政支出能夠促進(jìn)居民的消費(fèi)，但是消費(fèi)增長(zhǎng)速度與財(cái)政支出速度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[7]。班尼特(Bennett，1983)將財(cái)政支出分解為消費(fèi)支出和投資支出兩個(gè)部分，研究了它們對(duì)個(gè)人支出的影響，研究結(jié)果顯示，這兩類公共支出對(duì)個(gè)人支出均無(wú)顯著影響[8]。

在國(guó)內(nèi)的學(xué)者中，胡永剛和郭新強(qiáng)(2012)建立了包含存量和流量的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，發(fā)現(xiàn)家庭消費(fèi)與政府生產(chǎn)性支出呈正相關(guān)關(guān)系，這意味著生產(chǎn)性支出能夠通過(guò)增加家庭收入來(lái)增加家庭消費(fèi)[9]。王宏利(2006)利用協(xié)整理論，研究了財(cái)政支出各要素對(duì)家庭部門消費(fèi)的沖擊，發(fā)現(xiàn)政府生產(chǎn)性支出對(duì)促進(jìn)家庭部門消費(fèi)具有正影響，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出對(duì)消費(fèi)有輕微的負(fù)影響[10]。胡書(shū)東(2002)建立了積極財(cái)政政策與消費(fèi)需求關(guān)系的一個(gè)理論框架，得出了積極財(cái)政政策可有效刺激居民消費(fèi)的結(jié)論[11]。呂冰洋和毛捷(2014)則從政府財(cái)政支出的角度，分析了中國(guó)目前居民消費(fèi)不足和投資過(guò)剩的原因，指出財(cái)政支出應(yīng)多用于民生改善[12]。苑德宇等(2010)構(gòu)建了家庭消費(fèi)與財(cái)政支出的動(dòng)態(tài)模型，研究發(fā)現(xiàn)科研、教育以及文化體育支出對(duì)消費(fèi)具有積極作用，而政府消費(fèi)性支出則會(huì)擠占家庭部門的消費(fèi)[13]。鄭尚植(2012)從財(cái)政支出的數(shù)額和結(jié)構(gòu)兩個(gè)方面，分析了財(cái)政支出與消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在數(shù)額方面財(cái)政支出的增加能夠促進(jìn)消費(fèi)，在結(jié)構(gòu)方面財(cái)政支出則對(duì)消費(fèi)具有負(fù)向作用，這說(shuō)明在財(cái)政支出中存在結(jié)構(gòu)上的不合理性[14]。王青和張峁(2010)利用GMM方法，分析了財(cái)政分權(quán)對(duì)消費(fèi)的影響效應(yīng)，研究結(jié)果顯示，從全國(guó)角度來(lái)看，財(cái)政分權(quán)對(duì)家庭消費(fèi)的增加有積極影響，從地區(qū)角度看，東部地區(qū)有小的促進(jìn)作用，中部地區(qū)有大的促進(jìn)作用，西部地區(qū)的促進(jìn)作用不顯著[15]。

三、理論模型

(一)模型構(gòu)建

根據(jù)已有的研究，可以假設(shè)：(1)經(jīng)濟(jì)中有若干壽命無(wú)限的1人家庭，且人口不增加；(2)家庭效用來(lái)源于消費(fèi)和休閑，而家庭擁有的財(cái)富限制了他們對(duì)二者的選擇；(3)效用函數(shù)考慮政府消費(fèi)性支出因素。于是，家庭部門的效用最大化問(wèn)題可設(shè)定為：

(1)

因?yàn)檎纳a(chǎn)性支出對(duì)廠商生產(chǎn)具有直接影響，所以將其加入廠商的生產(chǎn)函數(shù)。設(shè)生產(chǎn)函數(shù)有符合內(nèi)生增長(zhǎng)要求的AK形式，即：

(2)

其中，y表示人均產(chǎn)出，k表示人均資本，gp表示政府生產(chǎn)性支出提供的服務(wù)。這樣的生產(chǎn)函數(shù)具有新古典生產(chǎn)函數(shù)要求的所有性質(zhì)，廠商通過(guò)選擇投入的生產(chǎn)要素?cái)?shù)量來(lái)實(shí)現(xiàn)自身利潤(rùn)最大化。

眾所周知，政府的財(cái)政收入來(lái)源于稅收，假設(shè)政府征稅稅基為上面生產(chǎn)函數(shù)中的y，稅率為t，財(cái)政支出等于財(cái)政收入，則有下式成立：

g=gc+gp=yt

(3)

假設(shè)消費(fèi)性支出的比例為η，則生產(chǎn)性支出的比例為1-η，即gc=gη，gp=g(1-η)。因此，可得經(jīng)濟(jì)中私人部門的資本積累方程為：

(4)

令私人部門資本積累為0，即約束條件為：

(5)

將最大化問(wèn)題中的gc用g來(lái)表示，并進(jìn)行化簡(jiǎn)，可得最大化問(wèn)題的目標(biāo)函數(shù)為：

(6)

綜上所述，可得基于消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型為：

(7)

這是一個(gè)動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問(wèn)題，所以需要構(gòu)造下面的Hamiltonian方程來(lái)求解：

(8)

求解上述動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問(wèn)題的一階條件為：

(9)

歐拉方程為：

(10)

由一階條件和歐拉方程，可得人均消費(fèi)增長(zhǎng)為：

(11)

式(4)兩邊同除以k，可得人均資本增長(zhǎng)率為：

(12)

根據(jù)式(2)和式(3)式以及gc=gη和gp=g(1-η)，可得：

(13)

代入式(11)和式(12)，可得：

(14)

(15)

(16)

由生產(chǎn)函數(shù)可知，在平衡增長(zhǎng)路徑上有下式成立：

(17)

(18)

其中，cg表示消費(fèi)率增長(zhǎng)率，等式右邊的部分由影響經(jīng)濟(jì)中消費(fèi)率增長(zhǎng)率的主要因素組成。

(二)模型結(jié)論

式(18)中的N一般為正值，因此cg與M呈正相關(guān)，可以通過(guò)觀察經(jīng)濟(jì)變量對(duì)M的影響來(lái)判斷其對(duì)cg的影響。根據(jù)M的定義，有以下結(jié)論成立：

總之，政府生產(chǎn)性支出所占比例的提升，將會(huì)促進(jìn)消費(fèi)增加。宏觀稅率在一定范圍的上升將會(huì)對(duì)消費(fèi)率的增長(zhǎng)起促進(jìn)作用，到達(dá)某個(gè)峰值后，其繼續(xù)上升則會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)率增長(zhǎng)率的下降，即宏觀稅率與消費(fèi)率增長(zhǎng)率呈倒U型關(guān)系。

四、實(shí)證分析

(一)模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說(shuō)明

由上面的理論分析可以得出財(cái)政支出和消費(fèi)的關(guān)系，但實(shí)際情況是否符合上面的結(jié)論，需要進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。本文采用中國(guó)2006—2015年的31個(gè)省區(qū)(數(shù)據(jù)原因，不含港澳臺(tái)地區(qū))的面板數(shù)據(jù)來(lái)實(shí)證檢驗(yàn)政府生產(chǎn)性支出和宏觀稅率對(duì)消費(fèi)率的增長(zhǎng)率的影響。以政府生產(chǎn)性支出占比和宏觀稅率以及宏觀稅率的平方項(xiàng)作為主要的解釋變量，再加入其他一些變量作為控制變量來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)。建立的計(jì)量模型為：

采用2006—2015年10年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，共310個(gè)樣本。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局以及各年的《統(tǒng)計(jì)年鑒》。

關(guān)于消費(fèi)率增長(zhǎng)率變量，利用支出法GDP中的居民消費(fèi)項(xiàng)與名義GDP的比值得到每年的消費(fèi)率，再據(jù)以計(jì)算每年的消費(fèi)率增長(zhǎng)率。

統(tǒng)計(jì)相關(guān)數(shù)據(jù)可以看出，部分省市的消費(fèi)率增長(zhǎng)率基本持平，如安徽、北京、廣東、河北、浙江和重慶；大部分省區(qū)呈略微的上升趨勢(shì)，比較明顯的如甘肅、海南、黑龍江和山西等。但整體來(lái)說(shuō)，消費(fèi)率依然沒(méi)有大幅度的上升。

關(guān)于政府生產(chǎn)性支出變量，根據(jù)前面的分析，政府支出包括生產(chǎn)性支出和消費(fèi)性支出，但哪些屬于生產(chǎn)性支出哪些屬于消費(fèi)性支出，至今沒(méi)有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。本文采用因子分析法將政府支出分為生產(chǎn)性支出和消費(fèi)性支出，因子分析結(jié)果為政府的生產(chǎn)性支出主要包括交通運(yùn)輸、科技、教育、國(guó)債還本以及國(guó)土資源等，其余的為消費(fèi)性支出。結(jié)合理論模型和已有文獻(xiàn)，選用的其他控制變量包括：

(1)宏觀稅率(tax)，用財(cái)政收入占國(guó)民生產(chǎn)總值的比重表示。由前面的理論推導(dǎo)可知，宏觀稅率與消費(fèi)率的增長(zhǎng)率之間呈倒U型關(guān)系，因此還在模型里加了宏觀稅率的二次方，以驗(yàn)證理論是否正確。

(2)可支配收入(inc)，這里的可支配收入是用人均可支配收入乘以總?cè)丝诘玫娇偟目芍涫杖?，再用總的可支配收入除以名義GDP得出可支配收入占GDP的比重。由于2013年以前的人均可支配收入分為城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均純收入，因此，對(duì)于2013年以前的數(shù)據(jù)，都是用城鎮(zhèn)的總可支配收入加上農(nóng)村的總可支配收入得出所有可支配收入，再除以總的GDP，得到可支配收入。

(3)消費(fèi)結(jié)構(gòu)(cs)，用家庭的人均住房支出占人均總支出的比重表示。由于2014年以前的人均總支出分為城鎮(zhèn)人均現(xiàn)金支出和農(nóng)村人均現(xiàn)金消費(fèi)支出，因此，對(duì)于2014年以前的數(shù)據(jù)，將城鎮(zhèn)與農(nóng)村家庭的數(shù)據(jù)加總。消費(fèi)結(jié)構(gòu)的預(yù)期系數(shù)為負(fù)。

(4)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)(gdp)，用以2006年為基期的GDP指數(shù)將名義GDP換算為實(shí)際GDP再取對(duì)數(shù)表示，此變量反映了目前的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，用以反映經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)消費(fèi)的影響。

(5)人口結(jié)構(gòu)(ps)，即統(tǒng)計(jì)年鑒里的社會(huì)撫養(yǎng)比。人口結(jié)構(gòu)可反映居民用于消費(fèi)的收入的多少，若撫養(yǎng)比過(guò)高，則會(huì)占用其收入，從而減少消費(fèi)；反之會(huì)增加消費(fèi)。

(6)開(kāi)放程度(op)，用經(jīng)營(yíng)單位所在地貨物進(jìn)出口總額除以GDP來(lái)表示。對(duì)外開(kāi)放程度高可以優(yōu)化消費(fèi)環(huán)境，一般可以促進(jìn)消費(fèi)。開(kāi)放程度的預(yù)期系數(shù)為正。

(二)估計(jì)方法

首先使用靜態(tài)面板的估計(jì)方法對(duì)設(shè)定的不同模型進(jìn)行估計(jì)，選定最終的模型，然后提取選定的靜態(tài)面板模型回歸系數(shù)。觀察各個(gè)變量對(duì)消費(fèi)率增長(zhǎng)率的平均影響，作為分位數(shù)回歸的對(duì)照。采用面板分位數(shù)回歸方法，分別估計(jì)20%、50%和80%分位點(diǎn)上各個(gè)變量對(duì)消費(fèi)率增長(zhǎng)率的影響。

采用分位數(shù)回歸可以清楚地知道，對(duì)于貧富程度不同的省市自治區(qū)而言，政府生產(chǎn)性支出對(duì)消費(fèi)率增長(zhǎng)率的影響有什么不同。分位數(shù)回歸(quantile regression，QR)是一種基于被解釋變量的條件分布來(lái)擬合自變量的線性函數(shù)的回歸方法，使用殘差絕對(duì)值的加權(quán)平均作為最小化的目標(biāo)函數(shù)。由于分位數(shù)回歸未對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)分布做出假設(shè)，因而不易受極端值的影響，其估計(jì)結(jié)果更加穩(wěn)健。相比于一般的回歸，它可以選取任一分位點(diǎn)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，更重要的是，還能提供關(guān)于條件分布的全面信息[9]。本文使用軟件Stata 11對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分位數(shù)回歸，并采用MCMC優(yōu)化方法分析。

在處理面板數(shù)據(jù)時(shí)，都會(huì)面臨固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇問(wèn)題。而目前，面板分位數(shù)回歸只適用于固定效應(yīng)模型，因此，需要運(yùn)用豪斯曼檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證模型是否為固定效應(yīng)模型，進(jìn)而確定能否進(jìn)行面板分位數(shù)回歸。

(三)估計(jì)結(jié)果

1.靜態(tài)面板估計(jì)結(jié)果

先將所有的變量都放入模型中進(jìn)行面板數(shù)據(jù)估計(jì)，然后逐漸刪減變量，直至剩下主要的解釋變量：政府生產(chǎn)性支出占比(gpsp)、宏觀稅率(tax)以及宏觀稅率的平方(tax2)。表1為各個(gè)模型具體的估計(jì)情況。豪斯曼檢驗(yàn)表明，這6個(gè)模型都為固定效應(yīng)模型(FE)，因此它們均可以進(jìn)行面板分位數(shù)回歸估計(jì)，且所有模型的F檢驗(yàn)都通過(guò)。根據(jù)R2的變化情況，考慮到A模型和B模型的R2沒(méi)有超過(guò)一個(gè)百分點(diǎn)的本質(zhì)性增長(zhǎng)，最終選擇模型C作為最終模型。

表1 面板模型檢驗(yàn)結(jié)果

表1(續(xù))

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)中的數(shù)為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

值得注意的是，上述所有模型中，政府生產(chǎn)性支出占比(gpsp)均不顯著，這說(shuō)明在平均水平下，生產(chǎn)性支出占比對(duì)消費(fèi)率增長(zhǎng)率沒(méi)有顯著影響，因此需要進(jìn)一步觀察分位數(shù)回歸的結(jié)果，考察生產(chǎn)性支出占比對(duì)不同收入人群消費(fèi)的影響是否顯著。宏觀稅率(tax)在每個(gè)模型中無(wú)論是一次項(xiàng)還是二次項(xiàng)均顯著，且一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，這很好地說(shuō)明了宏觀稅率與被解釋變量之間呈倒U型關(guān)系。

2.分位數(shù)回歸結(jié)果

采用分位數(shù)模型對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。選擇3個(gè)比較常見(jiàn)的分位點(diǎn)20%、50%、80%，并用以上靜態(tài)面板回歸結(jié)果(模型C)作為對(duì)照，相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 面板分位數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)中的數(shù)為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，抽樣次數(shù)為1 000次。

首先考察政府生產(chǎn)性支出占比這一主要解釋變量對(duì)消費(fèi)率增長(zhǎng)率的影響，發(fā)現(xiàn)面板回歸結(jié)果中政府生產(chǎn)性支出占比的系數(shù)不顯著。即，2006年以來(lái)，從平均水平上來(lái)看，政府生產(chǎn)性支出占比的變化不會(huì)引起消費(fèi)率增長(zhǎng)率的變化，這意味著平均水平下政府生產(chǎn)性支出對(duì)促進(jìn)消費(fèi)沒(méi)有積極影響。但是在20%分位點(diǎn)處，可以發(fā)現(xiàn)政府生產(chǎn)性支出占比的系數(shù)在10%水平下顯著，即2006年以來(lái)政府生產(chǎn)性支出占比的變化對(duì)貧困家庭的消費(fèi)率增長(zhǎng)率的提高有積極影響，與前面的理論推導(dǎo)一致。且政府的生產(chǎn)性支出占比每增加1%。消費(fèi)率增長(zhǎng)率增加0.108 6%，這說(shuō)明不能只從平均水平來(lái)看政府生產(chǎn)性支出占比對(duì)消費(fèi)的影響。而在50%分位點(diǎn)處，生產(chǎn)性支出占比的系數(shù)不顯著，即政府生產(chǎn)性支出占比變化對(duì)中等家庭的消費(fèi)變化沒(méi)有顯著影響。在80%分位點(diǎn)處，可以看到，生產(chǎn)性支出占比的系數(shù)也是不顯著，說(shuō)明政府生產(chǎn)性支出占比變化對(duì)富裕家庭的消費(fèi)變化也沒(méi)有影響。

其次是另一重要解釋變量——宏觀稅率，無(wú)論是面板回歸，還是各個(gè)分位點(diǎn)上的回歸，宏觀稅率的一次項(xiàng)系數(shù)均為正，而二次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，且都是顯著的，這與前面的理論推導(dǎo)一致，即當(dāng)宏觀稅率較低時(shí)，宏觀稅率的提高會(huì)推動(dòng)消費(fèi)率的增長(zhǎng)率的上升，當(dāng)宏觀稅率較高時(shí)，宏觀稅率的提高將會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)率的增長(zhǎng)率的下降，二者之間呈倒U型關(guān)系。這表明宏觀稅率的調(diào)整對(duì)整個(gè)群體的消費(fèi)都有影響。

最后是其他控制變量的情況：(1)可支配收入(inc)，無(wú)論在面板回歸下還是在各個(gè)分位點(diǎn)處回歸下，可支配收入系數(shù)都是顯著的，且在平均水平上和50%和80%分位點(diǎn)上，可支配收入的系數(shù)都在1%的水平下顯著，說(shuō)明可支配收入變化對(duì)中等家庭和富有家庭的消費(fèi)影響相當(dāng)顯著，而在20%分位點(diǎn)上，可支配收入系數(shù)在10%水平下顯著，說(shuō)明可支配收入變化對(duì)貧困家庭的消費(fèi)的影響相對(duì)較弱，可能是因?yàn)樨毨Ъ彝?duì)于多余的可支配收入，基本都會(huì)選擇儲(chǔ)蓄。 (2)消費(fèi)結(jié)構(gòu)(cs)，無(wú)論是在面板回歸下還是各個(gè)分位點(diǎn)回歸下消費(fèi)結(jié)構(gòu)的系數(shù)都是不顯著的，這說(shuō)明消費(fèi)結(jié)構(gòu)本身對(duì)居民消費(fèi)不會(huì)產(chǎn)生影響，即住房支出占消費(fèi)比例的變化無(wú)論在平均水平上還是對(duì)不同收入人群，都不會(huì)顯著影響其消費(fèi)，這可能與目前存在的房?jī)r(jià)過(guò)高的問(wèn)題有關(guān)。(3)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)(gdp)，宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，這說(shuō)明，在平均水平下，宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)對(duì)消費(fèi)率增長(zhǎng)率有積極影響，且影響很顯著。在20%分位點(diǎn)和80%分位點(diǎn)處，宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)均對(duì)消費(fèi)率增長(zhǎng)率有顯著正影響，即宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變化對(duì)貧困家庭和富有家庭的消費(fèi)都有較強(qiáng)的影響。在50%分位點(diǎn)處，宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)對(duì)消費(fèi)率增長(zhǎng)率的影響相對(duì)減弱，因此無(wú)論是從平均水平上看，還是從各個(gè)分位點(diǎn)上看，宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)都會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生一定的影響，只是對(duì)中等家庭的消費(fèi)的影響相對(duì)弱些，可能是因?yàn)橹械燃彝サ南M(fèi)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變化相對(duì)不敏感，而貧困家庭和富有家庭的利益都與宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)息息相關(guān)。

3.穩(wěn)健性分析

為了進(jìn)行對(duì)比，分別對(duì)西部地區(qū)(貧困家庭和地區(qū))、中部地區(qū)(中等收入家庭)和東部地區(qū)(富裕家庭和地區(qū))進(jìn)行面板混合回歸，與上面的20%、50%和80%分位點(diǎn)進(jìn)行比較，以檢驗(yàn)上述分位數(shù)回歸的可信度，但由于西部地區(qū)、中部地區(qū)和東部地區(qū)的劃分與20%、50%和80%的分位點(diǎn)并不一定能準(zhǔn)確一一對(duì)應(yīng)，因此多少會(huì)存在一些誤差。對(duì)各個(gè)地區(qū)的回歸結(jié)果進(jìn)行分析，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 對(duì)比分析結(jié)果

表3(續(xù))

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)中的數(shù)為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

如表3所示，政府生產(chǎn)性支出占比在10%水平下對(duì)西部地區(qū)的消費(fèi)率增長(zhǎng)率有顯著正影響，而對(duì)東部地區(qū)和中部地區(qū)的消費(fèi)率增長(zhǎng)率的影響不顯著，與上述分位數(shù)回歸的結(jié)果一致，且顯著性水平也與上述分位數(shù)回歸的結(jié)果一致，更加印證了上面的結(jié)論。接下來(lái)看宏觀稅率，在西部地區(qū)的宏觀稅率的一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且都在1%顯著性水平下顯著，與上面的分位數(shù)回歸結(jié)果一致。中部地區(qū)的結(jié)果與50%分位點(diǎn)處的結(jié)果出現(xiàn)誤差，可以初步認(rèn)為這是因地區(qū)劃分與分位數(shù)的確定不一致導(dǎo)致的差異，進(jìn)一步的原因有待深究。東部地區(qū)的宏觀稅率也符合80%分位點(diǎn)的結(jié)論，只是宏觀稅率的二次項(xiàng)系數(shù)的顯著性水平出現(xiàn)了誤差，與分位數(shù)回歸結(jié)果出現(xiàn)分歧，但是不影響總體結(jié)果。

上述穩(wěn)健性分析表明，基于以政府生產(chǎn)性支出占比和宏觀稅率為主要變量的面板模型做的面板分位數(shù)回歸的結(jié)果基本可信，即政府生產(chǎn)性支出占比對(duì)貧困地區(qū)的消費(fèi)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，對(duì)中等收入家庭和富裕家庭的消費(fèi)增長(zhǎng)影響則不顯著；宏觀稅率與消費(fèi)增長(zhǎng)呈倒U型關(guān)系無(wú)論是面板回歸和還是分位數(shù)回歸都明顯存在，表現(xiàn)得非常穩(wěn)定。

五、結(jié)論及政策意義

本文通過(guò)構(gòu)建理論模型進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)家庭部門消費(fèi)率的增長(zhǎng)率與政府生產(chǎn)性支出占比呈正相關(guān)關(guān)系，與政府消費(fèi)性支出占比呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，宏觀稅率與消費(fèi)率的增長(zhǎng)率呈倒U型關(guān)系。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與上述理論結(jié)論基本一致，主要結(jié)論如下：

(1)政府生產(chǎn)性支出占比對(duì)貧困家庭的消費(fèi)率的增長(zhǎng)率有積極影響，政府的生產(chǎn)性支出占比每增加1%，消費(fèi)率增長(zhǎng)率將增加0.143%，而對(duì)中等家庭和富裕家庭的消費(fèi)影響不顯著。使用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型，則會(huì)得到生產(chǎn)性支出占比對(duì)消費(fèi)的影響不顯著的結(jié)果，這和理論推導(dǎo)的結(jié)論不一致。這意味著，在處理參數(shù)對(duì)群體有敏感性的財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)影響問(wèn)題時(shí)，面板分位數(shù)回歸是非常必要的。據(jù)此，不但可以發(fā)現(xiàn)政府的財(cái)政支出對(duì)貧困家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用明顯的結(jié)果，還可為政府生產(chǎn)性財(cái)政支出提供明確的方向。

(2)宏觀稅率在每次的回歸中，一次項(xiàng)系數(shù)均為正，二次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，即與居民消費(fèi)率增長(zhǎng)率呈倒U型關(guān)系。這與理論結(jié)論完全一致，即當(dāng)宏觀稅率處于較低水平時(shí)，隨著宏觀稅率的提高，消費(fèi)率的增長(zhǎng)率會(huì)上升；當(dāng)宏觀稅率處于較高水平時(shí)，隨著宏觀稅率的提高，消費(fèi)率的增長(zhǎng)率會(huì)下降。這個(gè)關(guān)系，無(wú)論在簡(jiǎn)單回歸、面板回歸還是在分位數(shù)回歸中，表現(xiàn)得都很穩(wěn)定，具有宏觀上的普遍意義。

本文研究的政策意義是，政府生產(chǎn)性支出的占比對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用，在不同貧富程度的地區(qū)和家庭間存在差異。因此，政府應(yīng)該調(diào)整財(cái)政支出的方向，加大對(duì)貧困家庭和地區(qū)的財(cái)政投入，尤其是加大具有正效應(yīng)的生產(chǎn)性財(cái)政支出，包括教育和科研投入等，帶動(dòng)西部地區(qū)的就業(yè)，增加貧困地區(qū)人民的收入，促進(jìn)這些地區(qū)的消費(fèi)，拉動(dòng)內(nèi)需，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。為此，政府也許要適當(dāng)減少對(duì)富裕地區(qū)的財(cái)政支出，以便平衡宏觀稅率對(duì)消費(fèi)的總體影響。此外，政府還應(yīng)時(shí)刻關(guān)注消費(fèi)需求的變動(dòng)，以構(gòu)建適應(yīng)當(dāng)前消費(fèi)模式的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，促進(jìn)服務(wù)消費(fèi)的發(fā)展，加大對(duì)居民基本生活消費(fèi)以及教育醫(yī)療住房的補(bǔ)助，間接促進(jìn)居民消費(fèi)性支出，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展。

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