李先玲，王彥，康海媛

（中南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢430074）

2020 年新冠疫情在全球快速蔓延，擾亂了各國人民正常的生產(chǎn)生活秩序，對世界經(jīng)濟(jì)形成了巨大沖擊.受此疫情影響，出口增長的不確定性增加，投資下滑，消費成為穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵.隨著中國新冠疫情得到有效控制，各地政府紛紛采用發(fā)放消費券等措施，通過政府補貼，促進(jìn)居民消費回補，推動經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇.這些舉措能否奏效，取決于中國政府消費與居民消費之間究竟是存在互補還是替代關(guān)系.因此，厘清中國政府消費與居民消費之間關(guān)系，對于當(dāng)前應(yīng)該如何提振消費和恢復(fù)經(jīng)濟(jì)具有重要的理論借鑒和現(xiàn)實指導(dǎo)意義.

自從BAILEY 提出政府消費與居民消費之間可能存在替代效應(yīng)以來，國內(nèi)外學(xué)者圍繞兩者關(guān)系進(jìn)行了大量的理論和實證研究，但研究結(jié)論不盡相同.綜合來看，這些觀點大致可歸納為如下三類：一是政府消費與居民消費之間存在替代關(guān)系.KORMENDI［1］基于永久性收入模型發(fā)現(xiàn)美國居民消費和政府消費之間有很大的替代效應(yīng).AHMED［2］使用跨期替代模型，認(rèn)為英國政府消費會擠出居民消費.AIYAGARI等［3］在規(guī)模保持不變和可變勞動力供給的假定下，基于單部門新古典增長模型研究發(fā)現(xiàn)政府消費增加會降低居民消費.國內(nèi)學(xué)者王宏利［4］、姜洋和鄧翔［5］等實證研究發(fā)現(xiàn)中國政府消費與居民消費存在替代關(guān)系.二是政府消費與居民消費之間是互補關(guān)系.KARRAS［6］認(rèn)為政府消費增加可能在一定程度上提高居民消費邊際效用，從而兩者以互補關(guān)系為主.基于規(guī)模收益遞增和壟斷競爭的新古典模型，DEVEREUX 等［7］發(fā)現(xiàn)政府消費增加會帶來生產(chǎn)率的內(nèi)生性增長，提高實際工資，從而增加居民閑暇和消費.潘彬等［8］、楊子暉［9］、NIEH 和HO［10］、臺航和劉栩暢［11］等學(xué)者的實證分析表明政府消費與居民消費之間為互補關(guān)系.三是政府與居民消費短期為互補關(guān)系，長期則為替代關(guān)系.BARRO［12］最早提出政府消費增加，在短期可促進(jìn)居民消費，而長期則可能抑制消費.謝建國等［13］基于居民消費的跨期替代模型，研究發(fā)現(xiàn)中國政府消費增加在短期可刺激居民消費，在長期則會完全擠占居民消費.

縱觀上述關(guān)于政府與居民消費關(guān)系的研究，學(xué)者們主要基于永久收入消費理論，使用不同國家不同時期數(shù)據(jù)開展實證研究.從樣本數(shù)據(jù)選取來看，這些研究多以時間序列數(shù)據(jù)為主，僅有少數(shù)使用面板數(shù)據(jù).從研究視角來看，現(xiàn)有研究大多以GLS、FGLS 和DOLS 等方法探討政府與居民消費間長期關(guān)系，卻較少涉及兩者短期關(guān)系.其中，針對中國政府和居民消費關(guān)系的研究，大多是在全國層面時間序列數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上展開的，僅有少數(shù)學(xué)者使用了省級面板數(shù)據(jù)，而且其涉及的省也僅有幾個或十幾個.由于中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，綜合性的全國時間序列數(shù)據(jù)會掩蓋地區(qū)個性，而僅含少數(shù)省份的面板數(shù)據(jù)又會代表性不夠，使參數(shù)估計值產(chǎn)生較大偏誤.針對現(xiàn)有研究存在的上述問題，本文一方面使用除西藏外中國所有省份的面板數(shù)據(jù)，而且數(shù)據(jù)的時間跨度較大；另一方面采用面板ARDL模型，既可分析居民消費與政府消費的長期均衡關(guān)系，也注重其短期調(diào)整關(guān)系.

1 理論模型

為刻畫政府消費對居民消費的直接和間接影響，本文借鑒AMANO 和WIRJANTO［14］的永久收入模型，假定代表性消費者的當(dāng)期效用函數(shù)為其中，f為任意單調(diào)轉(zhuǎn)換函數(shù)，且ft"＞0.Ct和Gt分別為消費者的實際私人消費和政府消費.α和ω為曲率系數(shù)，都大于0.當(dāng)α=?= 1 時lnGt，θ為權(quán)重系數(shù).γCt和γGt分別表示私人和公共消費偏好的隨機(jī)波動，其引入能夠避免隨機(jī)偏好沖擊導(dǎo)致的結(jié)果失準(zhǔn).假定政府產(chǎn)品和私人產(chǎn)品價格分別為PG和PC，代表性消費者收入為M.那么，在收入約束下代表性消費者將選擇使其效用最大化的私人消費和政府消費數(shù)量，具體過程如下：

（1）構(gòu)造拉格朗日函數(shù)L=U(Ct，Gt) +λ(M-Ct×PC-Gt×PG)，將函數(shù)L分別對Ct、Gt求一階偏導(dǎo)，整理后可得消費者效用最大化的一階必要條件為

假定隨機(jī)偏好沖擊γCt和γGt都是平穩(wěn)的，則也是平穩(wěn)的.因此，（1）式左邊表達(dá)式的序列也應(yīng)該是平穩(wěn)過程.這意味著：如果都是一階差分平穩(wěn)過程I（1），則這三個變量存在協(xié)整關(guān)系.令則（1）式可表示為：

上述（3）式具有豐富的經(jīng)濟(jì)含義：一是該式可反映居民消費與政府消費的長期均衡關(guān)系，二是該式的第二項系數(shù)是居民消費跨期替代彈性，三是該式的第三項系數(shù)為政府消費對居民消費的當(dāng)期替代彈性.依據(jù)NIEH 和HO［10］的分析，當(dāng)時，跨期替代彈性大于當(dāng)期替代彈性，居民消費Cit與政府消費Git為艾齊沃斯-帕累托互補關(guān)系；當(dāng)時，跨期替代彈性小于當(dāng)期替代彈性，居民消費Cit與政府消費Git為艾齊沃斯-帕累托替代關(guān)系；當(dāng)時，跨期替代彈性等于當(dāng)期替代彈性，居民消費Cit與政府消費Git為艾齊沃斯-帕累托無關(guān).

雖然（3）式刻畫了政府消費和居民消費長期關(guān)系，但是在政策評價時還需要分析政府消費對居民消費的短期影響.因此，本文采用面板ARDL 模型，同時估計居民消費與政府消費的長期均衡和短期波動關(guān)系.具體實證模型形式如下：

長期關(guān)系方程為：

短期誤差修正模型（ECM）：

2 變量定義及數(shù)據(jù)來源

lnP為隱含政府消費價格指數(shù)與隱含居民消費價格指數(shù)之比的對數(shù)，lnC為人均居民實際消費的對數(shù)，lnG人均政府實際消費的對數(shù).其中，隱含消費價格指數(shù)計算借鑒姜洋和鄧翔［5］、楊子暉［9］的方法，具體為：隱含政府（或居民）消費價格指數(shù)等于以當(dāng)年價格計算的政府（或居民）消費除以按基期不變價格計算的政府（或居民）消費.人均政府（或居民）實際消費是將政府（或居民）實際消費總量除以總?cè)丝?其中，政府、居民實際消費總量等于其名義量除以定基的GDP 平減指數(shù).另外，寧夏、安徽、湖北、海南、江西的基期為1978 年，河南、江西和甘肅基期分別為1957 年、1980 年和1972 年，其余省份的基期為1952 年.上述涉及的指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《新中國60 年統(tǒng)計資料匯編》、EPS 數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)統(tǒng)計年鑒.

3 實證檢驗及分析

3.1 單位根及協(xié)整檢驗結(jié)果分析

從表1的單位根檢驗結(jié)果可以看出，在5%顯著性水平下，東部、西部和中部地區(qū)lnC、lnG和lnP水平值的IPS、ADF、PP 檢驗都不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，而其一階差分的IPS、ADF、PP 檢驗都拒絕存在單位根的原假設(shè)，這說明lnC、lnG和lnP都是一階差分平穩(wěn)過程I（1）.

表1 面板ADF檢驗結(jié)果Tab.1 Panel unit-root test results

上述不同地區(qū)變量單位根檢驗表明這些地區(qū)的變量可能是Ⅰ（1）過程.考慮到ARDL模型適合小樣本以及不同平穩(wěn)階數(shù)的變量組.因此，可采用panel-ARDL 模型.為避免謬誤回歸，需要對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗.從表2 中Kao、Pedroni、Westerlund 協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果來看，lnC、lnP和lnG在分地區(qū)面板中存在長期協(xié)整關(guān)系.

表2 面板協(xié)整檢驗結(jié)果Tab.2 Panel cointegration results

3.2 模型估計結(jié)果分析

本文采用了混合組間平均（PMG）、組間平均（MG）和動態(tài)固定效應(yīng)（DFE）三種方法估計面板ARDL 模型，并按照最大滯后階數(shù)為5和AIC 信息準(zhǔn)則來選擇模型最優(yōu)滯后階數(shù).動態(tài)固定效應(yīng)方法（DFE）是將各截面時間序列進(jìn)行混合估計，該方法僅允許各截面截距存在異質(zhì)性.組間平均（MG）方法是先分別利用各截面的時間序列估計參數(shù)，然后將各截面參數(shù)估計結(jié)果進(jìn)行幾何平均，因此該方法允許各截面的ARDL 模型截距、短期波動系數(shù)和誤差方差存在異質(zhì)性.混合組間平均方法（PMG）則是結(jié)合了MG 的平均和FE 的混合估計思想，一方面允許各截面的ARDL 模型截距、短期波動系數(shù)和誤差方差存在異質(zhì)性；另一方面與FE 一樣，約束各截面的長期均衡方程系數(shù)相同.MG估計量對面板中各截面長期均衡方程系數(shù)沒有施加約束條件，而PMG 和DFE 估計量都約束面板中各截面的長期均衡方程系數(shù)相同.無論長期均衡方程系數(shù)相同的假設(shè)是否成立，MG 估計量都是一致的；只有當(dāng)長期均衡方程系數(shù)相同的假設(shè)成立時，PMG 和DFE 估計量才是一致且更有效的.因此，采用Hausman 檢驗實現(xiàn)PMG、MG與DFE三種估計量的比較.

從表3 的Hausman 檢驗來看，中部、東部和西部地區(qū)PMG 與MG 比較的檢驗統(tǒng)計量分別為0.75、39.59 和1.8，僅東部地區(qū)的5%水平下顯著，中部和西部地區(qū)的都不顯著，這表明中部和西部地區(qū)的PMG 估計量優(yōu)于MG 估計量，東部地區(qū)的MG 估計量更優(yōu)；而三個地區(qū)DFE 與MG 比較的Hausman 檢驗結(jié)果在5%水平下都不顯著，不能拒絕原假設(shè)，這表明東部、中部和西部地區(qū)的DFE 估計量都優(yōu)于MG 估計量.中部和西部地區(qū)的PMG 與DFE 估計量比較的豪斯曼檢驗結(jié)果都在5%水平下不顯著，這表明中部和西部地區(qū)的DFE 估計量更優(yōu).因此，三個地區(qū)的DFE估計量都更好.

在表3 的DFE-ARDL 模型估計結(jié)果中，西部地區(qū)ΔlnG的系數(shù)都為正，且在5%水平下顯著，而其滯后項的系數(shù)在5%水平下不顯著.而東部和中部地區(qū)ΔlnG及其滯后項的系數(shù)都為正，但都在5%水平下不顯著.這意味著：在短期內(nèi)僅西部地區(qū)增加政府消費，可能對居民消費對產(chǎn)生促進(jìn)作用，而東部和中部地區(qū)政府消費增加，對居民消費無顯著影響.東部、中部和西部地區(qū)ΔlnP的系數(shù)分別為0.18、0.32和0.25，且都在1%水平下顯著，這表明一是隱含政府居民消費價格比上升可能對居民消費產(chǎn)生正向影響，即短期政府消費價格上升可能對居民消費有促進(jìn)作用；二是從隱含政府居民消費價格對居民消費的作用大小來看，東部地區(qū)最小，中部地區(qū)最大.由于長期關(guān)系估計結(jié)果中，東、中、西三地區(qū)的lnP、lnG系數(shù)都在1%水平下顯著，這表明ΔlnG、ΔlnP對居民消費的短期影響可能持續(xù)到長期.

表3 分地區(qū)面板ARDL模型估計結(jié)果Tab.3 Panel ARDL estimates by region

從東部、中部和西部地區(qū)DFE-ARDL 模型的長期關(guān)系估計結(jié)果來看出，lnG系數(shù)都為正，都在1%水平下高度顯著，數(shù)值都小于1，這表明三個地區(qū)政府消費對居民消費的替代彈性都較小.另外，從三個地區(qū)的lnG系數(shù)數(shù)值大小來看，東部地區(qū)的最低，這表明長期來看，東部、中部和西部地區(qū)政府消費增加可能都對居民消費有擠出效應(yīng)，但中部和西部地區(qū)居民為多增加一單位政府消費，而愿意放棄居民消費數(shù)量高于東部地區(qū)居民.

東部、中部和西部地區(qū)DFE-ARDL 模型中l(wèi)nP系數(shù)分別為0.74、0.62 和0.44，都在1%水平下高度顯著，這表明三個地區(qū)的居民消費都會隨著政府與居民消費價格比上升而增加.另外，從三個地區(qū)lnP的系數(shù)值大小比較來看，東部、中部和西部地區(qū)居民消費跨期替代彈性是依次下降，即西部地區(qū)居民消費對價格變化最不敏感，而東部地區(qū)居民消費對價格變化最敏感.三個地區(qū)lnP的系數(shù)值都小于1，即三地區(qū)居民消費跨期替代彈性都較小，這說明東部、中部和西部地區(qū)居民當(dāng)期消費和未來消費之間可能都存在替代關(guān)系，即增加當(dāng)期消費可能是以減少未來消費為代價，而且東部地區(qū)居民為多增加1單位當(dāng)前消費，而愿意減少的未來消費數(shù)量高于中部和西部地區(qū)居民.

由于政府消費對居民消費有直接影響也有間接影響，所以需要對東部、中部和西部地區(qū)政府消費對居民消費的綜合效應(yīng)進(jìn)行檢驗，即檢驗假設(shè)為其中，原假設(shè)表示政府消費與居民消費為艾奇沃斯-帕累托互補（或無關(guān)）關(guān)系，備選假設(shè)表示政府消費與居民消費為艾奇沃斯-帕累托替代關(guān)系.東、中和西部地區(qū)的該假設(shè)檢驗統(tǒng)計量分別為1.98、2.42 和0.4，這些統(tǒng)計量相應(yīng)的p 值分別為0.02、0.08 和0.34.因此，在5%顯著性水平下，中部和西部地區(qū)都不能拒絕原假設(shè)，僅東部地區(qū)拒絕原假設(shè).這表明中部和西部地區(qū)政府消費與居民消費之間可能存在長期互補關(guān)系，而東部地區(qū)政府消費與居民消費之間可能存在長期替代關(guān)系.其原因可能是：一是東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相對較高，市場化程度更好，政府消費增加，反而可能擠出部分私人投資，降低私人部門收入，從而減少私人消費；二是中部、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后，消費環(huán)境及基礎(chǔ)設(shè)施水平相對較低，政府消費增加一方面可能增加該地區(qū)居民收入，另一方面可能改善基礎(chǔ)設(shè)施及物流水平，從而促進(jìn)居民消費.

4 結(jié)論和啟示

本文基于永久收入模型，利用30個省的面板數(shù)據(jù)建立了分地區(qū)面板ARDL 模型，分析政府消費與居民消費之間的短期動態(tài)調(diào)整與長期均衡關(guān)系，并檢驗政府消費與居民消費之間的互補或替代關(guān)系.研究發(fā)現(xiàn)，政府消費增加對居民消費的影響存在地區(qū)差異性，具體表現(xiàn)為：僅西部地區(qū)的政府消費增加對居民消費有短期促進(jìn)作用，中部和西部地區(qū)的政府消費與居民消費存在長期互補關(guān)系，而東部地區(qū)的政府消費與居民消費為長期替代關(guān)系.這些結(jié)論的現(xiàn)實政策啟示在于：

一是立足于政府支出政策長期和短期效應(yīng)的差異，制訂適宜的擴(kuò)大內(nèi)需的財政政策.政府在制定擴(kuò)大內(nèi)需政策時，需綜合考慮各項政策實施的力度及效果.例如：在新冠肺炎疫情持續(xù)蔓延、全球經(jīng)濟(jì)下滑的背景下，為恢復(fù)經(jīng)濟(jì)，中國各地方政府紛紛發(fā)放消費券.該政策短期來看可促進(jìn)居民消費，在一定程度上推動經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇；但長期來看，也可能對消費者的原有消費產(chǎn)生“替代”效應(yīng)，導(dǎo)致消費券實際效果并不顯著；另一方面該政策相當(dāng)于對消費者直接進(jìn)行財政補貼，可能增加地方政府財政壓力，不宜長期施行.

二是東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)可立足未來居民消費升級方向，有針對性地進(jìn)行政府消費投資，激發(fā)居民消費意愿，降低政府消費增加對私人投資和消費的擠出效應(yīng).以北京、上海、廣州、深圳等為代表的大城市住房價格居高不下，一方面迫使居民為買房而儲蓄，不敢消費；另一方面使居民背負(fù)巨額房貸，縮減其它消費.因此，財政力量雄厚的東部地區(qū)可著眼于增加居民在居住、教育、醫(yī)療等方面的公共服務(wù)投資，掃除制約居民消費升級的阻礙，讓居民既敢消費，也愿消費.

三是由于中部和西部地區(qū)的政府支出對居民消費在長期仍然存在促進(jìn)作用，所以可從多個方面進(jìn)一步滿足消費需求，激發(fā)消費潛力：①完善地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施，降低物流成本，拉動私人消費；②圍繞“一帶一路”，結(jié)合自身特點，推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，增加居民就業(yè)機(jī)會；③完善民生制度，改善營商環(huán)境，提升要素流動效率，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，提高居民收入.