張 龍， 劉金全

一、引言與文獻(xiàn)綜述

次貸危機(jī)的爆發(fā)與蔓延令各國(guó)經(jīng)濟(jì)陷入了長(zhǎng)時(shí)間的增長(zhǎng)困境。且經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇之路的曲折讓各國(guó)政策制定者開(kāi)始重新審視不確定的宏觀政策在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。經(jīng)濟(jì)政策不確定性分為“好的”和“壞的”不確定性，區(qū)別在于能否通過(guò)消費(fèi)、投資和研發(fā)等引致產(chǎn)出增加(Segal et al.Segal, G., Shaliastovich, I., Yaron, A., “Good and Bad Uncertainty: Macroeconomic and Financial Market Implications”, , Vol.117, No.2, 2015, pp.369-397.、張玉鵬等)。關(guān)于經(jīng)濟(jì)政策不確定性的宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊效應(yīng)，學(xué)術(shù)界尚無(wú)定論。FriedmanFriedman, M., “The Role of Monetary Policy”, , Vol.58, No.1, 1968, pp.1-17.和RodrikRodrik, D., “Policy Uncertainty and Private Investment in Developing Countries”, , Vol.36, No.2, 1991, pp.229-242.的研究表明，貨幣政策和財(cái)政政策的不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了不利影響。此后大量研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升會(huì)降低產(chǎn)出(BloomBloom, N., “The Impact of Uncertainty Shocks”, , Vol.77, No.3, 2009, pp.623-685.、田磊等、Baker et al.Baker, S.R., Bloom,N., Davis,S.J., “Measuring Economic Policy Uncertainty ”, , Vol.134, No.1, 2016, pp.1593-1636.)、抑制企業(yè)投資(MagudMagud,N.E., “On Asymmetric Business Cycles and the Effectiveness of Counter-Cyclical Fiscal Policies”, s, Vol.30, No.3, 2008, pp.885-905. 、Christiano et al.Christiano,L., Motto,R., Rostagno,M., “Risk Shocks”, , Vol.104, No.2, 2014, pp.27-65. 、李鳳羽等、饒品貴等)、導(dǎo)致企業(yè)推遲研發(fā)(郝威亞等、張倩肖等)，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性給經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了負(fù)面沖擊效應(yīng)。

個(gè)別學(xué)者的研究表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的負(fù)向效應(yīng)并不顯著，甚至存在經(jīng)濟(jì)政策不確定性宏觀經(jīng)濟(jì)正向效應(yīng)。Born and Pfeifer的研究發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊僅僅造成GDP的微降。Born,B., Pfeifer,J., “Policy Risk and the Business Cycle”, , Vol.68, 2014, pp.68-85. 孟慶斌等和顧夏銘等的研究進(jìn)一步證實(shí)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生激勵(lì)效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性正向影響公司研發(fā)投入，主要原因在于，經(jīng)濟(jì)政策不確定性能夠通過(guò)增長(zhǎng)期權(quán)效應(yīng)刺激企業(yè)投資和研發(fā)投入。

消費(fèi)作為帶動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Γ瑢?duì)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要，尤其在當(dāng)下經(jīng)濟(jì)政策不確定性風(fēng)險(xiǎn)加大背景下，深刻理解經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)具有重要理論和現(xiàn)實(shí)意義。為此，少數(shù)學(xué)者開(kāi)始針對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的消費(fèi)效應(yīng)進(jìn)行了探索性研究。金雪軍等運(yùn)用FAVAR模型分析政策不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，發(fā)現(xiàn)政策不確定性具有負(fù)向消費(fèi)效應(yīng)，且持續(xù)期較長(zhǎng)。黃寧和郭平的研究表明，政策不確定性對(duì)我國(guó)的消費(fèi)產(chǎn)生了短期負(fù)向作用。陳國(guó)進(jìn)等的研究證實(shí)政策不確定性對(duì)家庭消費(fèi)具有一定影響，影響程度由消費(fèi)習(xí)慣和風(fēng)險(xiǎn)偏好等決定。

梳理已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，不同學(xué)者基于不同模型分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，脈沖目標(biāo)主要為產(chǎn)出、投資和企業(yè)研發(fā)投入等，研究成果較為豐富，為本文的研究提供了理論支撐和實(shí)證經(jīng)驗(yàn)。但也存在不足之處：第一，分析模型多為靜態(tài)模型，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)時(shí)變特征匹配性較差；第二，脈沖響應(yīng)分析多為時(shí)點(diǎn)脈沖，對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的隨機(jī)波動(dòng)考慮不足；第三，分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)消費(fèi)影響的文獻(xiàn)并未兼顧城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)異質(zhì)性。鑒于此，本文在充分考慮經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)“時(shí)變特征”、不確定性“滯后效應(yīng)”、行為主體“異質(zhì)消費(fèi)”等關(guān)鍵性問(wèn)題基礎(chǔ)上，運(yùn)用SV-TVP-FAVAR模型對(duì)2002年1季度至2017年4季度我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)時(shí)變效應(yīng)進(jìn)行三維脈沖響應(yīng)分析。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：首先賦予分析模型隨機(jī)波動(dòng)性和時(shí)變特質(zhì)，分析模型由靜態(tài)模型轉(zhuǎn)為動(dòng)態(tài)模型，使本文的模型分析更加符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀態(tài)，增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性；其次，創(chuàng)新性地根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)運(yùn)行態(tài)勢(shì)，對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性進(jìn)行下降期、平穩(wěn)期和上升期的階段性劃分；最后，針對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)者和農(nóng)村消費(fèi)者可能存在的消費(fèi)“異質(zhì)性”，通過(guò)錯(cuò)位階段整合平均的辦法進(jìn)行時(shí)序脈沖分析，并進(jìn)行城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)沖擊效應(yīng)對(duì)比分析。

二、模型構(gòu)建

為了分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)的時(shí)變效應(yīng)，首先構(gòu)建VAR模型：

y

=

c

y

-1+

c

y

-2+…+

c

y

-+

v

(1)

式 (1) 中，

y

′=[

z

′,

epui

]，

z

表示(

M

×1)維觀測(cè)向量，

epui

表示經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，

c

(

i

=1,2,…,

p

)表示滯后項(xiàng)系數(shù)矩陣，

v

～

N

(0,

Ω

)，

Ω

表示協(xié)方差矩陣。

進(jìn)一步，參照PrimiceriPrimiceri,G.E., “Time Varying Structural Vector Autoregressions and Monetary Policy”, , Vol.72, No.3, 2005, pp.821-852. 的做法，將VAR模型擴(kuò)展為T(mén)VP-FAVAR模型：

y

=

c

1

y

-1+

c

2

y

-2+…+

c

y

-+

v

(2)

式 (2) 中，

y

′=[

f

′,

z

′,

epui

]，

f

表示共同因子向量，

c

(

i

=1,2,…,

p

)表示滯后項(xiàng)系數(shù)矩陣。每一個(gè)總體經(jīng)濟(jì)信息序列

x

可以由

f

、

z

和

epui

回歸分析得到，形式如下：

(3)

x

=

λ

f

+

λ

z

+

λ

epui

+

F

(

L

)

x

+

ε

(4)

(5)

式(5)中∑=diag(

σ

1,…,

σ

+1)，

A

形式如下：

(6)

將式(2) 中參數(shù)堆棧在

C

=(

c

′1,…,

c

′)′、log

σ

=(log

σ

′1,…,log

σ

′)′和

a

=(

a

′1,…,

a

′(-1))′中，

j

=1,…,

k

+1，并假定參數(shù)矩陣服從創(chuàng)新型隨機(jī)游走：

(7)

(8)

(9)

根據(jù)式 (9) 最終得到脈沖響應(yīng)分析所需的模型VEM形式：

(10)

此外，本文運(yùn)用Kim and NelsonKim,C.J., Nelson,C.R., “Has the U.S. Economy Become More Stable? A Bayesian Approach Based on a Markov-Switching Model of the Business Cycle”, , Vol.84, No.4, 2005, pp.608-616. 的吉布斯抽樣與Stock and WatsonStock,J.H., Watson,M.W., “Interpreting Evidence on Money-Income Causality”, , Vol.40, No.1, 1989, pp.161-181. 的兩步法估計(jì)模型參數(shù)，因子方程和FAVAR方程中參數(shù)先驗(yàn)分布分別滿足：

(11)

(12)

三、我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的階段性特征

(一)我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的階段性劃分

經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù) (EPUI) 能夠準(zhǔn)確反映一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所遇到的各種內(nèi)在和外在不確定性，其總體趨勢(shì)和波動(dòng)拐點(diǎn)與經(jīng)濟(jì)政策和外部沖擊高度吻合。為了分析我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的階段性特征，本文將經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)連續(xù)一年及以上的下降和上升定義為經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期和上升期，并把CF濾波趨勢(shì)項(xiàng)下降和上升持續(xù)期接近一年但總體呈下降和上升趨勢(shì)的階段看作經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期和上升期，其他時(shí)期則為定義為經(jīng)濟(jì)政策不確定性平穩(wěn)期。

根據(jù)本文關(guān)于經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期、平穩(wěn)期和上升期的界定，2002年1季度至2018年1季度，我國(guó)一共出現(xiàn)三個(gè)下降期 (紫色區(qū)域)、兩個(gè)平穩(wěn)期 (白色區(qū)域) 和三個(gè)上升期 (灰色區(qū)域)。2002年1季度至2018年1季度我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的階段性走勢(shì)如圖1所示。

由圖1可知，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)呈現(xiàn)高低錯(cuò)落的周期性特征，不同階段經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)大小存在差異，且不具有明顯的趨勢(shì)性特征。

經(jīng)濟(jì)政策不確定性的階段性走勢(shì)基本符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)外部環(huán)境 (汶川地震、南方雪災(zāi)等) 和政策沖擊 (存貸款利率調(diào)整、房地產(chǎn)“國(guó)五條”等)，但由于存在政策預(yù)期滯后效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的高低拐點(diǎn)與政策落實(shí)時(shí)點(diǎn)之間可能存在領(lǐng)先滯后錯(cuò)位。其中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降主要是由于各種利好政策和外部經(jīng)濟(jì)引起，如2017年2季度至2017年4季度的經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降主要是由于降準(zhǔn)、降息等各項(xiàng)穩(wěn)定和前瞻性政策的落實(shí)；經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升期主要是由各種外部政策的負(fù)向溢出效應(yīng)引起，如2014年3季度至2017年1季度的經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升主要是經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以來(lái)的“三期疊加”陣痛效應(yīng)等影響；而經(jīng)濟(jì)政策不確定性平穩(wěn)期多處在各種政策和典型事件消化階段，政策和事件外溢效應(yīng)相互稀釋，如2009年4季度至2011年2季度的經(jīng)濟(jì)政策不確定性平穩(wěn)期既有上海世博會(huì)和廣州亞運(yùn)會(huì)等利好政策的刺激，也有房地產(chǎn)“國(guó)五條”和加息等相對(duì)利差的政策干擾。需要重點(diǎn)說(shuō)明的是，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以來(lái)，受股市暴跌及低位起伏、人民幣納入SDR籃子、供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革等重大事件影響，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)波動(dòng)較為頻繁。

圖1 2002年1季度至2018年1季度我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的階段性走勢(shì)

(二)我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的階段性特征

為了進(jìn)一步理解我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的階段性特征，本文基于持續(xù)期、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值、最小值和收縮強(qiáng)度等指標(biāo)，對(duì)2002年1季度至2018年1季度我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期、平穩(wěn)期和上升期的數(shù)字特征進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述，具體如表1所示。

表1 2002年1季度至2018年1季度我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性階段性特征的統(tǒng)計(jì)描述

由表1可知，我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期的平均持續(xù)期為5.3個(gè)季度，平穩(wěn)期的平均持續(xù)期為12.5個(gè)季度，上升期的平均持續(xù)期為8個(gè)季度，呈現(xiàn)出“下陡、平緩、上穩(wěn)”的非對(duì)稱特征。從均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值、最小值和收縮強(qiáng)度上看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性平穩(wěn)期大幅低于經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期和上升期。一般來(lái)說(shuō)，較長(zhǎng)的持續(xù)期能夠一定程度上熨平經(jīng)濟(jì)政策不確定性的過(guò)度收縮，表現(xiàn)為短周期的收縮強(qiáng)度較大，長(zhǎng)周期的波動(dòng)較緩，但并不絕對(duì)。以本文分析中發(fā)現(xiàn)的一些特殊情況為例，如2006年3季度至2008年1季度 (上升期) 的收縮強(qiáng)度為15.43，低于2011年3季度至2012年4季度 (上升期) 的收縮強(qiáng)度 (20.81)，2002年1季度至2006年2季度 (平穩(wěn)期) 的標(biāo)準(zhǔn)差為26.94，高于2009年4季度至2011年2季度 (平穩(wěn)期) 的標(biāo)準(zhǔn)差 (15.76)。主要原因可能在于我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性受瞬時(shí)政策影響較大，容易出現(xiàn)短期內(nèi)的劇烈波動(dòng)，但由于存在行為主體的政策預(yù)期和政策當(dāng)局的反周期熨平政策，瞬時(shí)政策帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性波動(dòng)幅度和方向有所偏差。

四、我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的動(dòng)態(tài)消費(fèi)效應(yīng)數(shù)值模擬

(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明與共同因子提取

本文數(shù)據(jù)區(qū)間為2002年1季度至2017年4季度，數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、wind數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。本文基于66個(gè)變量提取共同因子，將產(chǎn)業(yè)增加值、房地產(chǎn)業(yè)增加值等變量提取為反應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的共同因子F1，將商品零售價(jià)格指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)者購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)等變量提取為反應(yīng)通貨膨脹的共同因子F2。需要特殊處理的變量為城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)支出，處理過(guò)程如下：首先選取社會(huì)消費(fèi)品零售總額代表消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，但我國(guó)2010年1季度才開(kāi)始公布城鎮(zhèn)和農(nóng)村社會(huì)消費(fèi)品零售總額，2002年1季度至2009年4季度的數(shù)據(jù)需通過(guò)間接法獲取。具體來(lái)說(shuō)，根據(jù)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出累計(jì)值季度數(shù)據(jù)求得城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出當(dāng)期值季度數(shù)據(jù)，進(jìn)而求得各季度消費(fèi)支出年度占比，再根據(jù)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)最終支出年度數(shù)據(jù)獲得2002年1季度至2009年4季度的我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)最終支出季度數(shù)據(jù)，得到我國(guó)城鎮(zhèn)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的季度數(shù)據(jù)，并獲得我國(guó)農(nóng)村社會(huì)消費(fèi)品零售總額季度數(shù)據(jù)。針對(duì)不同變量，需經(jīng)季節(jié)調(diào)整和對(duì)數(shù)差分等處理，并在平穩(wěn)性檢驗(yàn)后提取共同因子。共同因子與經(jīng)濟(jì)基本面趨勢(shì)性走勢(shì)如圖2所示。

圖2 共同因子與經(jīng)濟(jì)基本面趨勢(shì)圖

由圖2可知，本文提取的共同因子與我國(guó)經(jīng)濟(jì)基本面變量的轉(zhuǎn)折點(diǎn)及趨勢(shì)性走勢(shì)基本吻合，說(shuō)明本文提取的共同因子較為合理，提高了本文研究結(jié)論的可靠性。

(二)我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的動(dòng)態(tài)消費(fèi)效應(yīng)分析

1. 總量三維脈沖分析

本文通過(guò)SV-TVP-FAVAR模型檢驗(yàn)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊的三維脈沖響應(yīng)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊的動(dòng)態(tài)消費(fèi)效應(yīng)如圖3所示。

由圖3可知，我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)居民消費(fèi)的調(diào)控效應(yīng)表現(xiàn)出一定階段異質(zhì)性和行為主體異質(zhì)性。效應(yīng)維度、沖擊極值等沖擊特征存在較大差異，有的階段呈現(xiàn)“先降后升”的響應(yīng)特征，有的階段呈現(xiàn)“先升后降”的響應(yīng)特征，個(gè)別季度呈現(xiàn)出“升降交替”的響應(yīng)特征。

(1)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)的沖擊特征。經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊引起城鎮(zhèn)消費(fèi)的正負(fù)向交替響應(yīng)，且不同階段正負(fù)沖擊特征不同。從響應(yīng)極值看，城鎮(zhèn)消費(fèi)的響應(yīng)極大值發(fā)生在2016年4季度，響應(yīng)值為0.198，城鎮(zhèn)消費(fèi)的響應(yīng)極小值均發(fā)生在2017年4季度，響應(yīng)值為-0.304；從響應(yīng)周期看，城鎮(zhèn)消費(fèi)的響應(yīng)周期為15個(gè)季度左右，響應(yīng)收斂性較好。

圖3 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)的沖擊

(2)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的沖擊特征。經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊引起農(nóng)村消費(fèi)的正負(fù)向交替響應(yīng)，且不同階段正負(fù)沖擊特征不同。從響應(yīng)極值看，農(nóng)村消費(fèi)的響應(yīng)極大值發(fā)生在2011年1季度，響應(yīng)值為0.232，農(nóng)村消費(fèi)的響應(yīng)極小值均發(fā)生在2009年1季度，響應(yīng)值為-0.141；從響應(yīng)周期看，農(nóng)村消費(fèi)的響應(yīng)周期為18個(gè)季度左右，響應(yīng)收斂性較好。

從響應(yīng)方向和響應(yīng)特征看，我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)總體起到了正向和負(fù)向沖擊作用，且在經(jīng)濟(jì)政策不確定性不同階段，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)的抑制和促進(jìn)程度不同，呈現(xiàn)一定的沖擊階段異質(zhì)性和行為主體異質(zhì)性。其原因可能在于：不同經(jīng)濟(jì)政策不確定性階段，我國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)者在消費(fèi)預(yù)期、消費(fèi)習(xí)慣和社會(huì)生活保障體系等方面存在差異。具體來(lái)說(shuō)，由于我國(guó)農(nóng)村消費(fèi)者惰性預(yù)期特征明顯，政策敏感性較差，消費(fèi)慣性較大，且生活必需品在消費(fèi)支出中比重較大，造成經(jīng)濟(jì)政策不確定性表現(xiàn)出一定的農(nóng)村消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)。相反，我國(guó)城鎮(zhèn)消費(fèi)者對(duì)經(jīng)濟(jì)政策比較敏感，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)時(shí)變性較強(qiáng)，當(dāng)城鎮(zhèn)消費(fèi)者面臨經(jīng)濟(jì)政策不確定性時(shí)，短期內(nèi)會(huì)減少消費(fèi)，造成經(jīng)濟(jì)政策不確定表現(xiàn)出一定的城鎮(zhèn)消費(fèi)抑制效應(yīng)，但由于城鎮(zhèn)消費(fèi)者的收入較為穩(wěn)定，面臨的社會(huì)保障體系相對(duì)完善，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)的抑制作用并不顯著。顯而易見(jiàn)，不同經(jīng)濟(jì)政策不確定性階段，消費(fèi)者面臨的不確定性大小不同，對(duì)應(yīng)的消費(fèi)預(yù)期、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度等不同，從而經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)消費(fèi)的影響不同。伴隨我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的逐步上升，無(wú)論是城鎮(zhèn)消費(fèi)者還是農(nóng)村消費(fèi)者，其消費(fèi)數(shù)量和消費(fèi)意愿均有所下降，經(jīng)濟(jì)政策不確定的城鎮(zhèn)消費(fèi)抑制效應(yīng)和農(nóng)村消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)均在弱化。需要說(shuō)明的是，由于我國(guó)城鎮(zhèn)消費(fèi)規(guī)模顯著于農(nóng)村消費(fèi)規(guī)模，我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性在總體上起到了消費(fèi)抑制作用，沖擊發(fā)生后，同一階段不同時(shí)點(diǎn)、同一時(shí)點(diǎn)不同滯后期的響應(yīng)極值分布異質(zhì)性可能與不同行為主體預(yù)期的領(lǐng)先滯后性和反應(yīng)錯(cuò)位等相關(guān)。為了有效克服可能存在的沖擊異質(zhì)性，從而更好地分析不同階段城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊的響應(yīng)特征，本文通過(guò)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期、平穩(wěn)期和上升期錯(cuò)位階段整合加總平均，從而克服時(shí)點(diǎn)脈沖分析差異化給研究結(jié)論帶來(lái)的巨大偏差。

2.全樣本區(qū)間錯(cuò)位階段加總平均脈沖分析

基于前文經(jīng)濟(jì)政策不確定性的階段性劃分，本文通過(guò)錯(cuò)位階段加總平均沖擊的辦法，分析不同階段經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)的脈沖效應(yīng)(濾波后)，具體如圖4所示。

由圖4可知，不同階段經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)的沖擊較為復(fù)雜，本文通過(guò)沖擊極值、短期效應(yīng) (6個(gè)季度)、中期效應(yīng) (12個(gè)季度)、長(zhǎng)期效應(yīng) (20個(gè)季度) 和響應(yīng)周期等指標(biāo)評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)調(diào)控效應(yīng)。

(1) 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)的加總平均沖擊特征。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下城鎮(zhèn)消費(fèi)的響應(yīng)極大值為9.4E-06，響應(yīng)極小值為-0.004 3；短期效應(yīng)為-0.021 2，中期效應(yīng)為-0.028 2，長(zhǎng)期效應(yīng)為-0.029 2；響應(yīng)周期大約為16個(gè)季度。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性平穩(wěn)期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下城鎮(zhèn)消費(fèi)的響應(yīng)極大值為0.002 2，響應(yīng)極小值為-0.007 0；短期效應(yīng)為-0.017 3，中期效應(yīng)為-0.006 8，長(zhǎng)期效應(yīng)為-0.006 1；響應(yīng)周期大約為16個(gè)季度。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下城鎮(zhèn)消費(fèi)的響應(yīng)極大值為0.000 2，響應(yīng)極小值為-0.005 9；短期效應(yīng)為-0.028 8，中期效應(yīng)為-0.030 3，長(zhǎng)期效應(yīng)為-0.029 3；響應(yīng)周期大約為16個(gè)季度。

圖4 不同階段經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)的加總平均沖擊

(2) 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的加總平均沖擊特征。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下農(nóng)村消費(fèi)的響應(yīng)極大值為0.030 7，響應(yīng)極小值為-0.005 7；短期效應(yīng)為0.110 3，中期效應(yīng)為0.086 5，長(zhǎng)期效應(yīng)為0.076 7；響應(yīng)周期大約為18個(gè)季度。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性平穩(wěn)期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下農(nóng)村消費(fèi)的響應(yīng)極大值為0.032 8，響應(yīng)極小值為-0.005 3；短期效應(yīng)為0.118 6，中期效應(yīng)為0.098 9，長(zhǎng)期效應(yīng)為0.089 0；響應(yīng)周期大約為18個(gè)季度。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下農(nóng)村消費(fèi)的響應(yīng)極大值為0.035 3，響應(yīng)極小值為-0.007 3；短期效應(yīng)為0.120 9，中期效應(yīng)為0.088 7，長(zhǎng)期效應(yīng)為0.787；響應(yīng)周期大約為18個(gè)季度。

總結(jié)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)有一定抑制作用，且抑制強(qiáng)度依次為上升期、下降期和平穩(wěn)期，符合多數(shù)文獻(xiàn)的研究結(jié)論。但有別于許志偉和王文甫“短期負(fù)效應(yīng)，且負(fù)效應(yīng)持久不收斂”的分析結(jié)論。本文的分析結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，但不同階段收斂速度有所區(qū)別，尤其是在經(jīng)濟(jì)政策不確定性平穩(wěn)期，第5個(gè)季度后呈現(xiàn)正向沖擊效應(yīng)。主要原因可能在于，居民消費(fèi)與收入和社會(huì)保障水平有關(guān)，當(dāng)城鎮(zhèn)消費(fèi)者受到經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊時(shí)，理性消費(fèi)者將進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄，表現(xiàn)為消費(fèi)降低，但由于城鎮(zhèn)消費(fèi)者收入較為穩(wěn)定，且社會(huì)保障體系完善，一定程度上平滑了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)的抑制效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)農(nóng)村消費(fèi)有一定刺激作用，且影響強(qiáng)度無(wú)明顯差別，說(shuō)明當(dāng)政策出現(xiàn)不確定性時(shí)，農(nóng)村消費(fèi)上升。這看似與錢(qián)文榮等、王靜等學(xué)者的結(jié)論有所偏差，他們認(rèn)為釋放農(nóng)民消費(fèi)潛力的關(guān)鍵在于降低農(nóng)民面臨的經(jīng)濟(jì)不確定性。這實(shí)際與本文研究結(jié)論并不矛盾，主要原因在于以往文獻(xiàn)并未充分考慮農(nóng)村消費(fèi)可能存在的“惰性預(yù)期”且敏感性差。針對(duì)本文研究結(jié)論，作如下解釋：第一，農(nóng)村居民消費(fèi)慣性大，且消費(fèi)支出主要生活必需品，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊效應(yīng)相對(duì)微弱，消費(fèi)的慣性越強(qiáng)，不確定性對(duì)消費(fèi)抑制作用越小甚至反轉(zhuǎn)，符合杭斌的論斷；第二，農(nóng)村居民存在“惰性預(yù)期”，當(dāng)農(nóng)村消費(fèi)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性優(yōu)于“預(yù)期”時(shí)，則體現(xiàn)為“優(yōu)于預(yù)期”的正向不確定性，對(duì)農(nóng)村消費(fèi)者支出起到促進(jìn)作用，很好地詮釋了宋明月等關(guān)于“不確定性”和“粘性信息”之間存在疊加效應(yīng)的分析結(jié)論；第三，農(nóng)村消費(fèi)者對(duì)政策敏感度較差，或存在嚴(yán)重政策反應(yīng)滯后性，經(jīng)濟(jì)政策不確定性使農(nóng)村消費(fèi)者傾向降低“當(dāng)前消費(fèi)”，致使農(nóng)村消費(fèi)數(shù)值量化分析表現(xiàn)為促進(jìn)作用，這與陳國(guó)進(jìn)等等關(guān)于消費(fèi)與不確定性的論文結(jié)論類似。需要說(shuō)明的是，雖然分析結(jié)論表明：“經(jīng)濟(jì)政策不確定性抑制城鎮(zhèn)消費(fèi)，促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)，且前者強(qiáng)度低于后者”，但由于城鎮(zhèn)消費(fèi)大于農(nóng)村消費(fèi)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)消費(fèi)仍然起到抑制作用，而抑制作用在農(nóng)村消費(fèi)潛力釋放下顯然不夠顯著。

3. 新常態(tài)以來(lái)錯(cuò)位階段加總平均脈沖分析

本文將2013年1季度至2017年4季度這一最新區(qū)間作為獨(dú)立樣本進(jìn)行分析，主要原因在于，這一階段我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性比較復(fù)雜，其中下降期為9個(gè)季度 (2013年1季度至2014年2季度和2017年2季度至2017年4季度)，上升期為11個(gè)季度 (2014年3季度至2017年1季度)。經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)的脈沖效應(yīng)如圖5所示。

圖5 新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)的加總平均沖擊

由圖5可知，新常態(tài)下，從沖擊極值、短期效應(yīng)、中期效應(yīng)、長(zhǎng)期效應(yīng)和響應(yīng)周期等評(píng)價(jià)指標(biāo)看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)調(diào)控效應(yīng)存在差異。

(1) 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)的加總平均沖擊特征。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下城鎮(zhèn)消費(fèi)的響應(yīng)極大值為-0.000 016，響應(yīng)極小值為-0.007 2；短期效應(yīng)為-0.031 0，中期效應(yīng)為-0.048 7，長(zhǎng)期效應(yīng)為-0.049 4；響應(yīng)周期大約為15個(gè)季度。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下城鎮(zhèn)消費(fèi)的響應(yīng)極大值為-0.000 002，響應(yīng)極小值為-0.008 5；短期效應(yīng)為-0.040 1，中期效應(yīng)為-0.055 3，長(zhǎng)期效應(yīng)為-0.055 4；響應(yīng)周期大約為15個(gè)季度。

(2) 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的加總平均沖擊特征。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下農(nóng)村消費(fèi)的響應(yīng)極大值為0.034 2，響應(yīng)極小值為-0.005 7；短期效應(yīng)為0.117 0，中期效應(yīng)為0.094 9，長(zhǎng)期效應(yīng)為0.083 2；響應(yīng)周期大約為18個(gè)季度。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下農(nóng)村消費(fèi)的響應(yīng)極大值為0.031 9，響應(yīng)極小值為-0.006 1；短期效應(yīng)為0.118 9，中期效應(yīng)為0.094 3，長(zhǎng)期效應(yīng)為0.084 0；響應(yīng)周期大約為18個(gè)季度。

總結(jié)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)有一定抑制作用，且抑制強(qiáng)度依次為上升期和下降期；經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)農(nóng)村消費(fèi)有一定刺激作用，且影響強(qiáng)度無(wú)明顯差別。新常態(tài)下的研究結(jié)論與前文基本一致，但也存在一些差異。具體來(lái)看，無(wú)論是在經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期還是上升期，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)的抑制作用都有所增強(qiáng)。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的促進(jìn)作用稍有增強(qiáng)；在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)農(nóng)村消費(fèi)促進(jìn)作用有所降低。上述事實(shí)說(shuō)明，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的時(shí)變特征愈加明顯，外部環(huán)境更加復(fù)雜多變，體現(xiàn)為新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)消費(fèi)的沖擊較全樣本區(qū)間有負(fù)向偏移趨勢(shì)，而且農(nóng)村居民對(duì)于經(jīng)濟(jì)政策不確定性的理性認(rèn)知在一定程度上有所提升。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

圖6 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)消費(fèi)總體的加總平均沖擊

為了檢驗(yàn)分析結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性，本文通過(guò)全樣本錯(cuò)位階段加總平均和經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下錯(cuò)位階段加總平均下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)消費(fèi)總體的動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)分析結(jié)論的穩(wěn)健性。全樣本區(qū)間和經(jīng)濟(jì)新常態(tài)以來(lái)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)消費(fèi)總體的平均脈沖沖擊如圖6所示。

由圖6可知，全樣本錯(cuò)位階段加總平均和新常態(tài)下錯(cuò)位階段加總平均下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)我國(guó)消費(fèi)的沖擊效應(yīng)均為負(fù)，符合前文研究結(jié)論，但二者之間也存在一些差異。第一，全樣本錯(cuò)位階段加總平均下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下消費(fèi)的響應(yīng)極大值為-9.34E-05，響應(yīng)極小值為-0.063 9；短期效應(yīng)為-0.291 8，中期效應(yīng)為-0.331 4，長(zhǎng)期效應(yīng)為-0.333 5；響應(yīng)周期大約為11個(gè)季度。第二，新常態(tài)錯(cuò)位階段加總平均下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊下消費(fèi)的響應(yīng)極大值為-0.000 3，響應(yīng)極小值為-0.070 0；短期效應(yīng)為-0.019 0，中期效應(yīng)為-0.656 3，長(zhǎng)期效應(yīng)為-0.722 4；響應(yīng)周期大約為18個(gè)季度。通過(guò)分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)我國(guó)消費(fèi)總體的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)雖然經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)消費(fèi)的沖擊效應(yīng)在絕對(duì)數(shù)值上與前文結(jié)論可能存在差異，但經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)消費(fèi)的調(diào)控方向基本結(jié)論并未改變，說(shuō)明本文的分析結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

五、主要結(jié)論與政策建議

本文在對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性進(jìn)行階段性劃分的基礎(chǔ)上，運(yùn)用SV-TVP-FAVAR模型分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)和農(nóng)村消費(fèi)的動(dòng)態(tài)調(diào)控效應(yīng)。得出以下主要結(jié)論：

第一，2002年1季度至2017年4季度我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性存在三個(gè)下降期、兩個(gè)平穩(wěn)期和三個(gè)上升期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的下降期、平穩(wěn)期和上升期與我國(guó)政策面基本吻合，但存在政策實(shí)施和不確定性拐點(diǎn)的領(lǐng)先滯后錯(cuò)位。

第二，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)產(chǎn)生一定抑制作用，由于城鎮(zhèn)消費(fèi)者收入較為穩(wěn)定，且社會(huì)保障體系完善，一定程度上平滑了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)的抑制效應(yīng)，在上升期、下降期和平穩(wěn)期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)的抑制強(qiáng)度逐漸減弱，尤其是在經(jīng)濟(jì)政策不確定性平穩(wěn)期，第5個(gè)季度后即呈現(xiàn)正向沖擊效應(yīng)。

第三，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)農(nóng)村消費(fèi)產(chǎn)生了促進(jìn)作用，由于農(nóng)村居民消費(fèi)慣性大、存在“預(yù)期惰性”且敏感性差等原因，經(jīng)濟(jì)政策不確定性沖擊效應(yīng)相對(duì)微弱，在惰性消費(fèi)習(xí)慣、優(yōu)于預(yù)期和政策反應(yīng)滯后性等綜合作用下，不確定性對(duì)消費(fèi)抑制作用越小甚至反轉(zhuǎn)，且在下降期、平穩(wěn)期和上升期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的影響強(qiáng)度無(wú)明顯差別。

本文在充分考慮不確定性“滯后效應(yīng)”、行為主體“異質(zhì)預(yù)期”等現(xiàn)實(shí)問(wèn)題基礎(chǔ)上，基于經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)和社會(huì)消費(fèi)品零售總額等變量，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)調(diào)控時(shí)變效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析和機(jī)理解析，所得結(jié)論具有一定政策啟示。首先，政府應(yīng)該科學(xué)引導(dǎo)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，并進(jìn)一步完善教育和醫(yī)療保障體系，從而降低城鎮(zhèn)家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，最大限度弱化經(jīng)濟(jì)政策不確定性的負(fù)向城鎮(zhèn)消費(fèi)效應(yīng)。其次，政府應(yīng)理性看待農(nóng)村消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的暫時(shí)性“惰性預(yù)期”，在農(nóng)村居民“完全預(yù)期”前，形成新一輪消費(fèi)刺激政策，同時(shí)擴(kuò)大農(nóng)村居民的收入來(lái)源，降低教育和醫(yī)療支出，尤其在義務(wù)教育年限和醫(yī)療覆蓋范圍上重點(diǎn)突破，直接降低農(nóng)村居民消費(fèi)的最大后顧之憂?？傊畱?yīng)適度提高城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入水平，力爭(zhēng)形成“棘輪效應(yīng)”，理性面對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的消費(fèi)弱效應(yīng)和不同行為主體的“異質(zhì)性”消費(fèi)，針對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民有區(qū)別地采取差別化政策措施。