财政支出的居民消费

财政支出的居民消费（精选9篇）

财政支出的居民消费 第1篇

传统上, 投资、消费和净出口是拉动经济增长的主要动力, 其中, 投资可以分为政府财政投资和私人投资;消费包括政府消费和居民消费;净出口是指一国或者地区出口总额与进口总额之差。这三种手段通常称为拉动经济增长的三架马车。净出口与一国和地区的产业结构和外部需求有关, 因此政府通常难以掌控, 当内部居民消费需求不足时, 政府通常利用扩张性财政政策来提高内需, 增加政府购买和政府投资。改革开放以来, 政府财政投资一直是中国经济增长的强劲动力, 从中央政府到地方政府, 当GDP出现下滑趋势的时候, 财政手段往往成为扩大内需的首要手段。

通常情况下, 比较强调财政支出对于经济增长的影响, 却较少地关注财政支出通过收入分配的渠道对居民消费的影响, 尤其是在复式预算的支出体制下考察不同类型的财政支出对于居民消费的影响。这一研究的理论基础是所谓的“李嘉图等价”, 即给定政府支出的路径和非税收的政府收入, 如果现在采取削减税收同时发行同等数目国债的财政政策, 那么必然要求将来政府税收收入的现值相应地提高, 以抵消政府未来对国债还本付息的支出。这意味着在“李嘉图等价”条件成立的情况下, 如果通过发行公债来弥补财政赤字, 由于政府的公债将来还是要通过征税来弥补, 所以居民的预期税收现值没有发生变化, 居民的税收在未来会由于政府偿付债务而增加。因此, 削减税收的财政政策对于社会总需求没有影响;同时, 在一个封闭经济中, 政府的负储蓄会被居民的私人储蓄的上升抵消, 国民储蓄不变, 因此利率不变, 导致社会的投资需求不变;在一个开放经济中, 由于总需求和利率都不变, 国家的经常账户余额也不会受到影响。“李嘉图等价”定理在政策的运用时, 一般被解读为:在充分就业的情况下, 政府实施积极的财政政策一般会导致政府消费对于私人消费的“挤出效应”, 而且社会总需求也不会增加。财政政策是中性的, 不能够通过扩展性财政政策来调节经济周期。根据Bohn (1992) 的研究, 当居民对于公共品的价格需求弹性很小的时候, 公共支出增加并不会导致人们消费的增加, “李嘉图等价”成立;相反, 当居民对于公共品的价格需求弹性很大时, 政府负债不会导致将来税收的上升, 而是未来支出的削减, 所以导致的结果是现期人们消费的增加, “李嘉图等价”失效。

而国内的相关研究大多数认为李嘉图等价问题在中国成立的条件不充分, 发行债务对于私人消费的挤出效应不显著。宋永明和梁春满从政府债券的期限结构出发, 认为由于政府债券期限结构的复杂性和偿债资金来源的多样性, 未来偿债税费的变化很难反映到居民的预期收入中。王劲松发现中国居民的消费行为不是按照“持久收入假说”所描述的方式进行的, 他们往往具有“短视”倾向, 政府通过发行国债的方法将当期应该征收的税收延后, 就会增加当前阶段居民的可支配收入, 减税和发行国债自然会增加居民的当期消费;而且国内的税收结构以流转税为主, 个人所得税比重较小, 因而居民的消费决策对于税收变化的敏感度较小。赵志耕等通过实证分析发现, 尽管政府支出和私人消费之间存在着负相关关系, 但并不显著, 说明“李嘉图等价”在中国并不存在。

一般情况下, 会忽略了政府财政支出的成份, 而且很少考虑到财政支出的变化对价格水平的影响, 从而通过收入分配的途径影响居民的消费需求和社会的投资需求。本文的目的是在复式预算的支出体制下考虑经常性财政支出和资本性财政支出分别如何影响市场价格变化的, 进而影响不同阶层的收入分配, 最终对居民消费又有什么影响。

二、理论及实证分析

我国的复式预算体制根据收支不同的来源和资金的性质把预算分为资本性预算和经常性预算。政府公债收入是资本性预算项目收入, 它和国家资产经营的收益和出售资产的收入一样只能用于资本项目支出, 支出范围主要包括生产性基础建设、企业挖潜改造和科技三项费用支出、增拨流动资产、地质勘探费支出、支农支出、支援不发达地区发展资金和国内外债务还本付息支出等等。经常性预算支出则主要为社会提供基本的公共产品和服务, 包括行政事业费用支出、科教文卫支出、社会保障支出、非生产性基建支出等。经常性预算的融资途径主要是各种税收。公债和税收可以看作政府提供不同公共产品和服务的成本, 也是社会享受公共物品的价格, 如果消费者对于两类公共物品的价格需求弹性不同, 那么“李嘉图等价”性质的财政政策就会由于不同类型的财政支出而有所不同。

根据Leeper (1991) , Woodford (1994, 19952001) 和Cochrane (2001) 的研究, 财政支出只有在“非李嘉图式”下才会影响价格水平, 这是因为在这种情况下, 政府有动力通过铸币税手段为财政赤字进行融资, 从而产生货币创造效应。如果财政支出是“李嘉图式”的, 财政支出则不会影响价格水平。

假设只存在高收入阶层和低收入阶层, 高收入阶层掌握较多的财富和人力资本, 劳动技能较高, 因此其收入来源主要是财富增值收入和人力资本收入;低收入阶层拥有的财富数量较少, 并且劳动技能也比较低, 因此其收入来源主要是工资收入。社会中高收入阶层的人口比重远低于低收入阶层。在财政支出中, 资本性支出是一种“非李嘉图式”的支出, 因为政府可以通过发行债务的手段为支出来进行融资, 这往往对于资产价格和生产成本的影响比较大, 但对于消费需求没有直接的影响。由于资本性支出主要用于基础设施建设、技术革新和改造等, 因此, 资本性财政支出提高了资本的价格水平, 增加了高技能劳动力的生产力, 提高了高技能劳动力的劳动报酬收入, 增加了高收入阶层的收入水平。但是, 低收入阶层拥有比较低的财富存量和较低的人力资本, 资本性财政支出对于低收入阶层的收入没有显著增进作用。根据边际消费递减的原理, 收入越高, 消费的比例越低, 储蓄的比例越高, 因此, 资本性财政支出水平的增加不会使得高收入者将更多的收入用于消费而增加社会总的消费需求, 而低收入阶层的收入水平因为没有显著地提高, 所以社会总的消费需求不会提高。经常性财政支出是一种“李嘉图式”的支出类型, 因为经常性财政支出更多是通过消费税、收入税等手段来融资, 不会产生更高的价格水平。这意味着不会显著地提高高收入阶层收入。由于经常性财政支出更多地用于居民的福利、事业费用和非盈利性基础设施, 因此公共性财政支出的增加会减少居民在教育、医疗卫生、福利和社会保障等方面的支出, 这相当于间接增加居民的可支配收入, 从而有利于居民消费水平的提高。由于经常性财政开支更多地影响低收入阶层, 因此经常性财政支出的增加会更加有利于低收入阶层可支配的收入和消费水平的提高。

综合上述两个方面, 资本性财政由于会比较明显地提高价格水平, 从而促进了高收入阶层和低收入阶层之间的收入差距, 进而减少了社会总的消费需求;而经常性财政支出对价格水平没有显著的正向影响, 因此这类支出水平的增加有利于增加社会的可支配收入, 从而增加居民的消费需求。

三、结论

本文主要从财政支出的不同类型通过收入分配对高收入者和低收入者收入水平的影响, 分析了经常性财政支出与资本性财政支出对居民消费的影响。这一理论具有重要的政策含义:要维持经济健康的发展, 提高内需是一个重要的途径。但是历来财政政策的目标发生了偏离, 这主要体现在政府财政投资增长, 而提供公共性服务的经常性财政支出增长速度远低于前者, 这导致前者通过提高价格水平对居民的收入分配产生了严重的扭曲, 即拥有高财富和高人力资本的人获得了更高的收入, 而拥有低财富和低劳动技能的收入者可支配收入相对下降, 从而拉动了社会的收入差距, 导致社会总的消费需求不足。因此, 我国财政政策的重点应该是进一步增加经常性财政支出的比重, 提高居民的福利水平;同时, 放慢资本性财政支出的增长速度, 政府应重点支出一些基础建设项目, 给私人资本更多的投资空间。

参考文献

[1]宋永明, 梁春满.公债管理政策有效性的理论分析[J].财经研究, 2003 (8) .

[2]王劲松.政府融资决策无效性理论及对中国的启示[J].财经研究, 2002 (5) .

财政支出的居民消费 第2篇

(一)增加农民收入，缩小城乡居民收入差距

1.发展农村经济，增加财政支农补贴的力度，促进农民增收。农民增收的根本动力在于提高农村经济发展水平。地方政府应在立足村情的基础上，积极寻求农村的自然资源优势和经济发展潜力，培育和扩大主导产业，增加农产品的附加值，大力发展生态农业、循环农业、高效农业等现代农业生产方式，提高农村经济发展水平。财政应进一步完善粮食生产直接补贴、农业生产资料价格综合补贴等财政补贴形式，提高扶贫开发水平。

2.大力发展农村社会事业，改善农村生产生活条件，提高农民收入水平。首先，进一步加强农村基础设施建设，通过财政补贴和税收支出的形式，加大对民间资本的吸引，形成社会力量广泛参与的农村基础设施投入体制。其次，加大中央财政对农村义务教育转移支付力度，全面落实义务教育阶段家庭经济困难寄宿生的生活费补助政策，改善教师工资待遇。最后，完善农村社会保障制度，发展农村公共卫生事业。通过普及新型农村合作医疗制度，积极探索科学规范的新型农村养老保险运作方式，提高农村居民社会保障水平。

(二)调整财政支出结构，积极保障和改善民生

1.优先发展教育投入机制，努力实现全社会教育公平。保证财政对教育事业投入的资金增长机制，尽快实现国家财政性教育经费支出占GDP的比例达到4%的目标。进一步落实免除城市义务教育阶段学生学杂费政策，支持解决好农民工随迁子女的就学问题。加强普通本科高校、高等和中等职业学校家庭经济困难学生资助政策。支持职业教育发展，重点发展农村中等职业教育事业。

2.健全社会保障体系，提高居民应对风险能力。一是建立可持续的城镇职工养老保险制度，探索新型资金筹集模式，进一步提高退休人员工资，防止养老保险基金空账运行的弊端。二是提高最低工资标准，建立最低生活保障制度，健全社会救济和救助体系。三是扩大城镇职工基本医疗保险和城镇居民基本医疗保险覆盖面，加大城乡医疗救助支持力度，加强基层医疗卫生服务体系和基本药物制度建设。四是完善失业保险制度，扩大失业保险的范围和补助标准，积极开展补充保险和倡导商业保险。

3.运用财政政策，积极促进就业与再就业。通过财政补贴和税收支出政策，一方面支持中小企业和服务业吸纳就业，另一方面鼓励高校毕业生到基层、中西部地区和中小企业工作，鼓励自主创业。重点做好就业困难人群、零就业家庭和受灾地区劳动力就业的帮扶工作，对返乡创业的农民工给予政策扶持。

(三)完善转移支付制度，实现基本公务服务均等化，缩小区域发展差距

1.明晰中央政府和地方政府的事权与财权，科学确定有条件转移支付中对配套资金的要求，实现区域均衡发展。应明确各级政府的支出责任，中央政府承担全国性公共产品与服务的支出，地方政府承担地方性公共产品和服务的支出。具有跨地区“外溢性”的公共产品和服务的支出责任，分清主次责任，由中央与地方各级政府按照一定比例共同承担。属于中央事权的项目，由中央财政承担配套资金。对属于中央与地方共同事权的项目，应根据区域经济发展的状况确定不同地方政府的配套资金额。对属于地方事权的项目，为了鼓励地方推进工作，中央财政因地制宜给以不同的奖励与补助。

2.优化转移支付结构，强化转移支付的均等化作用。首先，适当提高一般性转移支付的比重，尽量将民族地区转移支付、县乡财政奖补资金、调整工资转移支付、农村税费改革转移支付、年终结算财力补助等转移支付形式整合到统一的一般性转移支付中，并科学确定标准财政支出与收入。其次，规范和减少专项转移支付。对专项转移支付项目进行清理整合，减少立项的随意性和盲目性，使专项转移支付能够体现民主、公开、透明、时效性的特点。最后，逐步取消税收返还制度。税收返还制度不能体现均等化的目标，不能起到均衡地区财力的作用，所以可以将其整合到一般性转移支付中，促进中国转移支付结构优化。

3.实现基本公共服务均等化，缩小区域发展差距。中央财政转移支付资金应向中西部地区和革命老区、民族地区、边疆地区、贫困地区等欠发达地区倾斜，促进区域经济社会协调发展，提高当地居民的收入水平。在对这些区域进行资金支持时，应着重关注对农村义务教育、农村医疗卫生事业、农村税费改革转移支付、调整工资转移支付等项目的补助，提高中西部地区和贫困地区居民生活水平，缩小区域间居民收入差距。

参考文献：

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[2]张东生.中国居民收入分配年度报告2009[M].北京:经济科学出版社,2009:58-70.

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[10]赵哲,董全瑞.中国收入分配差距扩大趋势及其原因探析[J].岭南学刊,2009,(5):106-109.

[11]财政部社会保障司课题组.社会保障支出水平的国际比较[J]. 财政研究,2007,(10).

财政支出的居民消费 第3篇

改革开放以来, 我国经济一直保持着高增长率, 然而居民消费水平的增长率却一直低于GDP的增长率, 较低的消费增长率对我国的经济增长逐渐表现出一定的制约作用。 而农村居民的收入水平远低于城镇居民, 所以农村居民的消费水平也远低于城镇居民。 此时, 政府是否应该增加财政支出来刺激消费, 尤其是农村居民消费, 增加财政支出是否真的能够刺激消费, 这些问题就变得至关重要。

对于政府支出究竟是挤出还是挤入居民消费, 不同学者有着不同的观点, 甚至可以说是大相径庭。 一种观点认为政府支出与居民消费是替代关系, 即政府支出会挤出居民消费。 Bailey最早进行了研究, 他通过构造一个有效消费函数进行分析, 得出政府支出与居民消费之间存在一定的替代关系, 即存在挤出效应。 Aschauer采用长期收入决定模型研究发现, 美国政府支出对私人消费有着明显的挤出效应;Ahmed则运用跨期替代模型研究了英国政府支出和私人消费之间的关系, 得出了同样的结论;Seater也运用了跨期替代模型, 以英国数据为研究对象, 得出政府支出对居民消费具有挤出效应的结论;Tsung wu Ho利用面板数据对经合组织24 个工业国进行了研究, 发现在单一国家中政府支出与居民消费之间的关系并不明显, 但是对多国数据进行分析时, 却存在明显的替代关系。

另一种观点认为政府支出与居民消费是互补关系, 即政府支出会挤入居民消费。 传统的凯恩斯主义理论认为, 政府支出增加会通过乘数效应使国民收入成倍增加, 而居民消费又主要取决于收入水平, 从而消费也必然会随之增加。 因此凯恩斯主义暗含了在经济萧条的时候, 政府可以通过扩大财政支出来刺激居民消费这一观点。 此后又有一些学者采用实证分析支持了这一结论。Karras利用多国数据进行了研究, 认为政府支出增加会提高居民的消费水平, 所以政府支出与居民消费之间是一种互补关系;Devereus.Head和Lapham认为, 政府支出增加会使总产量增加, 从而提高工人的实际工资水平, 工资水平提高会导致居民消费增加, 所以政府支出对居民消费有挤入效应。Blanchard和Perotti构建了SVAR模型, 利用美国经验数据进行分析, 得出政府支出增加会刺激消费的结论。

近年来国内关于这方面的研究也取得了不错的进展。 谢建国、 陈漓高通过建立一个居民消费的跨期替代模型进行分析, 认为在长期均衡时政府支出对消费有完全的挤出效应。 陈太明通过OLS回归分析和协整分析也得出了中国财政支出对居民消费具有挤出效应的结论, 认为这会使实施积极财政政策的预期效果大打折扣。 胡蓉, 劳川奇, 徐荣华利用我国城乡居民1978~2009 年数据, 通过建立协整方程和误差修正模型, 发现政府支出在短期内对居民消费具有挤入效应而在长期则具有挤出效应。 王延军通过跨期替代模型也得出了同样的结论, 认为在短期内, 我国政府支出与居民消费呈互补关系;但在长期内, 我国政府支出与居民消费呈替代关系, 当然国内也有一些学者认为政府支出对居民消费有挤入效应。 胡东书从微观经济理论出发, 又通过经验数据进行了分析, 认为实施积极财政政策, 扩大财政支出, 是有助于刺激民间消费需求的。 李广众在消费者最优消费选择欧拉方程的基础上, 对全国、城镇以及农村的数据进行分析, 得出政府支出与居民消费之间为互补关系的结论。毛林峰采用2007~2011 年的省级面板数据进行实证分析, 得出近年来财政支出对居民消费主要是挤入效应的结论。

综上所述, 政府支出与居民消费之间的关系存在诸多争议, 由于研究方法不同, 研究结果差异很大。 国内虽然近年来取得了一些进展, 但由于缺乏实证支持而没有得到一致的结论。此外, 目前的研究更多地是从整体上进行分析, 很少对农村单独进行研究, 而我国特有的城乡二元经济结构决定了在很多方面农村和城镇都是有区别的, 不能一概而论。 本文选取了我国1978~2013 年的农村人均消费、 人均财政支出和农村人均可支配收入等数据, 分析了我国财政支出和农村居民消费之间的关系, 并给出一定的政策建议。

2 变量选取与说明

本文数据主要来自1978~2013 年的《中国统计年鉴》和中国统计局网站, 并进行了简单计算得到。 本文首先选取的两个变量是人均财政支出 (G) 与农村人均消费水平 (RC) , 根据经济学理论, 可支配收入是影响居民消费的一个至关重要的变量, 如果重要的解释变量被遗漏的话, 会导致估计结果的不准确, 所以本文把农村人均可支配收入 (RYD) 也引入进来。 为了使数据具有可比性, 需要首先消除物价变动的影响, 因此所有数据均采用实际变量 (名义变量用当年的商品价格指数调整后的变量) 。

因为本文采用的是时间序列数据, 从1978 年到2013 年, 人均政府支出、农村人均消费水平、农村人均可支配收入显示出相似的变化趋势———上升趋势, 如果直接进行回归分析, 很可能会出现由于共同趋势所导致的伪回归。 为了避免伪回归, 本文对这些非平稳变量进行了处理, 得出了相应的实际变量的增长率, 即:农村人均消费水平增长率 (RCR) 、人均财政支出增长率 (GR) 、农村人均可支配收入增长率 (RYDR) 。

3 单位根检验

为了保证结论的稳健性, 需要首先对这些数据做单位根检验, 判断序列的平稳性。本文利用Eviews6.0软件分别对各变量进行ADF单位根检验, 结果见表1。

从表1 可以看出, 三个变量在5%的显著性水平下都是平稳的, 对这三个变量进行OLS回归分析的结果是可信的。

4 OLS回归分析

把农村人均消费水平增长率 (RCR) 作为被解释变量, 人均财政支出增长率 (GR) 和农村人均可支配收入增长率 (RYDR) 作为解释变量, 建立线性回归模型。 用SPSS进行OLS回归分析, 结果如表2、表3 所示。

从表2、表3 可以看出, 在显著性水平为0.05 的前提下, F统计量的概率值和t统计量的概率值均小于显著性水平0.05, 说明模型本身及其回归系数的显著性均通过了检验, 该回归结果是可信的。 得到的回归方程是:

从方程[1]可以看出, 农村人均消费增长率随着农村人均可支配收入增长率的增加而增加。 农村人均可支配收入增长率 (RYDR) 每上升1 个百分点, 农村人均消费水平增长率 (RCR) 会上升0.891 个百分点, 说明农村人均可支配收入是决定农村居民消费的重要因素, 这与经济学理论是一致的。

从这个方程中我们还可以看出, GR的系数为0.074, 即人均政府支出增长率 (GR) 每上升1 个百分点, 农村人均消费水平增长率 (RCR) 则会上升0.074 个百分点, 这说明财政支出与农村居民消费是互补关系, 财政支出对农村居民消费有挤入效应。

5 格兰杰因果关系检验

通过回归分析, 我们发现中国的财政支出对农村居民消费存在着一定的挤入效应, 那么他们之间是否构成因果关系呢?接下来我们来进行格兰杰因果关系检验。 若一个变量有助于解释其他变量的将来变化, 则认为这个变量是其他变量的格兰杰原因。 格兰杰因果关系检验的前提条件是序列平稳性, 前面我们已经做过单位根检验, 三个变量在给定的显著性水平下都是平稳时间序列, 因此可以进一步对它们做格兰杰因果关系检验。 检验结果见表4 (5%的显著性水平) 。

从表4 可以看出, 在5%的显著性水平下, 只有“RYDR不是RCR的格兰杰原因”这个原假设应该被拒绝, 其他原假设都可以接受, 即农村人均可支配收入增长率是农村人均消费增长率的格兰杰原因, 其他变量之间是不存在格兰杰因果关系的。因此, 格兰杰检验结果再次验证了农村可支配收入是影响农村居民消费的最主要因素, 而政府支出与农村居民消费之间则不存在明显的格兰杰因果关系。

6 结论和政策建议

6.1 结论

第一, 农村可支配收入是决定农村居民消费的重要因素, 并且农村可支配收入还是农村居民消费的格兰杰原因。 农村人均可支配收入增长率 (RYDR) 每上升1 个百分点, 农村人均消费水平增长率 (RCR) 平均上升0.891 个百分点。

第二, 通过OLS回归分析的结果可以看出, 财政支出对农村居民消费有挤入效应, 但是格兰杰因果检验发现政府财政支出与农村居民消费之间不存在明显的格兰杰因果关系。 这可能是由于长期以来我国的财政支出呈现出典型的城乡二元结构, 重心更多地偏向城镇, 而在农村的财政投入远低于城镇。 目前我国的农村基础设施建设比较落后, 医疗、就业、养老等社会保障机制非常不完善, 所以政府增加在农村的财政支出会很大程度上改善农民的消费环境和生活条件, 解除农民的后顾之忧, 提高农民对未来的收入预期, 从而增加农民的消费水平。

6.2 政策建议

首先, 政府应加大对农村的投入力度, 财政支出应该更多地向农村转移, 这会更加直接地刺激农村的居民消费。

6.2.1 应该加大农村基础设施建设投入。 加强农田水利建设, 农村公路建设, 农村饮水工程建设, 农村能源建设, 农村电网建设, 农村信息化建设, 农村教育文化卫生基础设施建设等等。 这些基础设施建设靠农民自身的力量是无法完成的, 只能依靠政府加大财政资金的投入来支持。

6.2.2 加强农村社会保障制度建设。 目前我国的农村社会保障制度很不健全, 农民在医疗、养老、就业等方面得不到应有的保障, 所以只能靠增加储蓄来为自己以后的生活提供保障, 这就使得农村的消费水平较低。 所以, 政府应该加强农村社会保障制度建设, 建立和完善最低生活保障制度, 积极发展新型农村合作医疗制度, 改进和创新农村养老保险制度。 应根据各地经济发展的实际情况, 因地制宜, 建立起符合各地实际的农村社会保障体系, 消除农民的后顾之忧, 才能有效激励他们的消费能力。

6.2.3 加大农村的文化教育支出。 我国教育支出占财政支出的比例远远低于世界平均水平, 对农村的教育支出又远远低于城镇。 我国农村的学校长期受政策经济方面的影响, 办学条件滞后, 教学设施简陋, 校舍陈旧, 师资力量匮乏, 优秀师资流失严重, 课程设置不灵活, 育人模式单一陈旧。 所以应加强对农村教育的投入, 优化农村中小学的资源配置, 加强农村师资队伍建设, 制定边远地区教师津补贴政策, 努力改善办学条件和优化育人环境, 才能为农村基础教育均衡化发展提供有力保证。 这不仅可以提高全民的文化水平, 也能提高消费水平。 其次, 在长期内, 政府应尽力提高农村居民可支配收入或者提高农村居民对未来的收入预期, 尤其是针对低收入人群。 第一, 完善农业财政补贴政策, 提高补贴力度。 第二, 改进农业生产方式, 调整农业结构, 大力发展现代农业, 实现规模化生产, 提高农业生产效率, 延伸农业产业链条, 提高农产品附加值, 缩小农村与城镇的收入差距。 第三, 发挥税收杠杆作用, 加大收入分配调节力度, 提高农民收入。

参考文献

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财政支出的居民消费 第4篇

本文采用我国31个省、市、自治区的城镇居民人均消费支出数据，先通过聚类分析方法寻找不同地区城镇居民的消费结构的相似点和差异点;再利用主成分分析方法研究各省城镇居民消费结构水平，得出其经济发展状况;最后利用因子分析方法，根据因子得分对各省城镇居民消费支出进行排序和分类。

城镇居民消费支出聚类分析主成分分析因子分析

一、引言

近年来，随着我国经济的快速发展，居民消费结构也发生了巨大变化，人们开始根据自身的需求选择多种多样的商品，而且人们在实现物质需求满足的同时，还在不断追求精神需求的满足。同时，社会产品在经济发展的过程中越来越丰富，居民消费的选择空间也越来越大。在居民全部消费支出的八项指标(食品、衣着、居住、家庭设备、交通通讯、文教娱乐、医疗保健、其他)中，反应基本生存需要的食品、衣着等项所占的比重大幅度下降，而体现发展与享受需求的住房、交通等项支出的比重则迅速上升，说明人民的生活质量进一步提高。

由于我国各地区的经济发展不平衡，加之各地人口、资源、政策等方面也存在差异，导致各地区居民的消费结构存在着明显差异。合理的消费结构有利于国民经济的快速发展，而滞后的消费结构则会阻碍经济的健康发展。因此，消费结构的合理化问题在国民经济中处于至关重要的地位。所以，为了进一步改善消费结构，引导正确的消费观念，提高我国城镇居民的消费水平，有必要对我国各地区城镇居民消费结构之间的差异进行比较，从宏观上把握各地区城镇居民的消费现状和消费水平的差异，为提高我国总体消费水平、改善消费结构提供决策依据。本文利用SPSS软件通过聚类分析、主成分分析、因子分析三种统计方法对20我国各省城镇居民消费结构作分析。

二、聚类分析

聚类分析是将样品或变量进行分类的多元统计学分析方法。其功能是建立一种分类方法，将一批样品或者变量，按照他们在性质上的亲疏、相似程度进行分析。下面通过对年我国31个省、市、自治区的8个聚类分析指标(食品、衣着、居住、家庭设备、交通通讯、文教娱乐、医疗保健、其他)的统计数据结构进行样本聚类，来发现我国各地区城镇居民消费结构之间的差异。

根据聚类结果，我们可以将31个省市自治区的城镇居民消费水平分为五个组别：江西、贵州、广西、海南、河北、甘肃、青海、山西、黑龙江、湖北、四川、湖南、云南、安徽、宁夏、新疆、陕西、河南18个地区为第一组;辽宁、山东、内蒙古、重庆、吉林5个地区为第二组;西藏为第三组;浙江、广东、江苏、福建、天津5个地区为第四组;北京、上海为第五组。其中，第五组的地区经济最发达，其消费结构位于较高层次。第四组的5个地区均属于我国沿海省份，优越的地理位置使得这五省的经济发展水平比较高，城镇居民的消费结构也比较合理，但次于北京和上海。第二组的5个地区分别为我国东、中、北部经济较发达的省份，消费结构层低于第四组的经济较发达地区，但高于第一组。第一组的地区分别位于东、中、西地区，经济发展水平不一，城镇居民消费结构有着很大的相似性。

在以上细分的基础上，按照总的消费结构空间的差异来看，我国各地区的消费结构相似性大致可以分为三类，第一类由第一组和第三组组成，属于城镇居民消费结构层次较低的地区，消费结构大多表现为传统的吃、穿、住、教育等支出。第二组和第四组构成第二类，属于城镇居民消费结构层次中等的地区，其消费结构比第一类趋于多样化，在交通通讯、文化娱乐和医疗保健消费等方面的支出有所上升。第三类由第五组构成，属于消费结构层次最高组，其在交通通讯、文教娱乐和医疗保健等方面的消费比重进一步加大。

总的来说，我国东部沿海经济发达地区和一些中西部较发达省份的城镇居民消费结构日趋合理，而广大中西部地区的城镇居民消费支出水平还有待进一步提高。

三、主成分分析

主成分分析要做的是将原来众多具有一定相关性的变量重新组合为一组新的相互无关的综合标量(主成分)来代替原始变量。我们选取消费构成的8个指标(食品、衣着、居住、家庭设备、交通通讯、文教娱乐、医疗保健、其他)，运用主成分分析方法将这8个指标综合成少数几个具有代表性的主成分综合指标，从保留的主成分综合指标入手来研究我国各地区城镇居民消费结构和消费水平。

根据主成分得分排名，总体上看，东部省市的综合主成分得分排名比较高，东部省份中有十省排在前十二名，且前十位占了九位，城镇居民的消费结构是否合理与当地的经济发展水平密切联系，东部地区经济发展水平较高，消费结构水平相对于中西部地区也较高;中部的`六省中仅内蒙古排在第八名，河南、湖南、湖北排在十五到十九名之间，而山西和江西两省则排在后十名，总体来说说明中部地区省份的城镇居民消费结构水平不高，低于大多东部地区;西部地区省份的排名总体相对更低，重庆、陕西、宁夏、四川、新疆五省排在十一名到十八名之间，甘肃、贵州、广西、云南、西藏、青海排在后十名，相对于于中东部地区，西部地区的城镇居民的消费差距巨大。

四、因子分析

因子分析是通过对变量(或样品)的相关性结构的研究，找出存在于所有变量(或样品)中具有共性的因素，并综合为少数几个新变量，把原始变量表示称少数几个综合变量的线性组合，以再现原始变量与综合变量之间的相关关系的统计分析方法。

我们同样选取了2013年各省市自治区的8项指标(食品、衣着、居住、家庭设备、交通通讯、文教娱乐、医疗保健、其他)，运用因子分析方法将指标综合成少数几个具有代表性的公共因子，从不同侧面来反映经济发展水平，通过对单个因子的综合来对各地区总的经济发展水平作出评价。

现在，我们选取3个因子。第一因子包括食品、家庭设备、交通通讯、文教娱乐及其他。第二因子包括衣着、医疗保健。第三因子为居住。

根据综合因子得分排名，东部地区省市的综合因子排名较高，前十名的省市中有九个位为东部地区，说明东部地区省市的总体经济发展水平较高;中部六省中的三省(内蒙古、湖南、山西)位于十名到二十名之间，说明中部地区省份的经济发展整体处于中等水平;西部地区省份的排名相对较低，而且比较分散，广西位于第十一名，宁夏、陕西、云南分别是第十六、十七、十八名，其余的西北七省排在倒数十名，从中也可以看出我国中、东、西部之间经济发展水平的差距仍然过大。

五、对我国城镇居民消费结构合理化的建议

第一、大力发展经济，提高居民收入。收入是影响消费的主要因素，因此提高居民的消费水平应从促进经济发展，提高收入着手。更多的收入能够使人们在满足物质需求的基础上，有权追求精神文化需求，从而实现消费结构的改善。

第二、优化产业结构。在调整产业结构方面，应稳定发展第一产业，重点调整第二产业，同时加快发展第三产业以满足居民消费结构的多样化。另外，既要大力开发高科技含量的“高精尖”产品，也不能忽视对物美价廉、经济实用产品的开发。多层次的产品结构才是适应我国城镇居民消费层次的客观要求。

第三、完善居民社会保障制度。社会保障制度不健全会限制居民边际消费倾向的提高，对未来预期的不确定性和对安全感的缺乏会导致居民有钱不敢花。例如近年来，我国城镇居民住房消费在居民总消费中的比重越来越大，但人们将收入大部分用于住房消费的同时，过高的房价又使得绝大多数人削减了在其他方面的消费支出。因此，必须健全社会保障制度，加大财政投入力度，从而提升居民的边际消费倾向，扩大消费需求。

财政支出的居民消费 第5篇

一、文献回顾

财政政策在提高城乡居民生活水平、调节收入差距有着重要作用。陈太明 (2007) 通过误差修正模型研究得出, 中国政府支出与居民消费不存在Granger因果关系;官永彬 (2008) 采用向量自回归模型, 表明政府支出对城镇居民与农村居民消费的影响存在显著差异;田青 (2008) 运用时变参数模型说明, 政府支出对居民消费的影响因经济发展时期各异, 并且发现基本建设支出对居民消费具有正向拉动作用;此外, 李树陪 (2009) 也表示, 政府支出对居民消费影响为正, 且城市居民消费的促进效应强于农村居民消费。

传统的凯恩斯主义理论认为:在社会有效需求不足的情况下, 增加政府财政支出可以通过乘数、加速数原理对国民经济起到倍增的刺激拉动作用, 进而带动居民收入增长、提高居民生活水平。综上有关财政支出和居民消费的相关性研究, 不同的学者从不同的视角, 采用不同的样本和统计方法, 得出的结论不尽一致。而面对金融危机, 我国实施积极的财政政策, 提出一系列刺激消费的措施, 一定程度上刺激了居民消费。那么, 财政支出对居民消费的影响有多大?政府支出结构应该如何分配以有效刺激居民消费?怎样合理安排财政支出, 促进经济协调发展?本文试图对我国的财政支出和居民消费支出关系进行量化分析, 结合所收集到的数据, 应用典型相关分析, 揭示我国财政支出对居民消费支出的影响, 为改善政府的财政支出结构, 促进我国经济长期、持续发展提供参考借鉴。

二、我国财政支出与居民消费的相关性研究

(一) 财政支出和居民消费支出指标选取

指标的选取是一项复杂的工作, 为达到科学性、规范性和适用性的目的, 依据可比性、可操作性、可获得性等原则, 本文在不考虑两类指标是否存在挤出效应或挤入效应的条件下, 选取基本建设支出 (x1) 、挖潜改造资金和科技三项费用 (x2) 、工、交、流通部门事业费 (x3) 、支农支出 (x4) 、科教文卫 (x5) 、社会保障支出 (x6) 、国防支出 (x7) 、政策性补贴支出 (x8) 等反映财政支出 (x) 变量。

居民消费可分为城镇居民消费和农村居民消费, 由于各地区的城镇与农村人口比例及经济结构有较大差异, 而且鉴于数据的可得性和完整性, 本文以城镇居民为研究对象, 而且居民消费支出 (y) 变量主要体现在衣、食、住、行和社会保障等其他方面, 经过筛选, 以食品 (y1) 、衣着 (y2) 、居住 (y3) 、家庭设备用品及服务 (y4) 、医疗保健 (y5) 、交通通信 (y6) 、教育文化娱乐服务 (y7) 、杂项商品与服务 (y8) 等八个方面衡量居民消费支出。

(二) 数据来源

本文数据来源于2009年《中国统计年鉴》, 研究时间段是1990-2008年。为统一指标, 其中, 居民消费支出1990-1995年数据通过计算得出, 财政支出2007-2008年数据作了相应计算处理。

(三) 财政支出和居民消费典型相关分析的基本思想及数学描述

典型相关分析是主成分分析和因子分析的进一步发展, 是把原来两组变量之间的相关, 以减少研究变量的个数为目的转化为研究从各组中提出的少数几个典型变量之间的典型相关, 并且使得典型相关系数达到最大。

设两组为p维和q维, 相互关联随机向量x= (x1, x2, ……xp) ′y= (y1, y2……yp) ′, x和y协方差阵为其中∑12=∑21′。为了研究两组向量x与y二间相关关系, 考察其线性组合在x, y及∑给定的情况下, 即是求a, b, 使得u与v之间的相关系数达到最大。标准化随机变量u及v, 则 (1) , 于是就是在 (1) 约束条件下, 求a∈Rp, b∈Rp, 使ρ (u, v) =a′∑12b达到最大。

构造拉格朗日函数式中λ和μ是拉格朗日乘数因子。对L关于a, b分别求偏导数, 令其等于0, 得方程组为 (2) , 将方程组 (2) 分别左乘a′和b′, 有, 又μ=b′∑21a= (a′∑12b) ′=λ, 并由前面 (1) 式约束条件可知:λ和μ恰好等于线性组合u和v之间的相关系数, 即λ=μ=ρ (u, v) 。通过解上面方程组 (2) 可得ajk和bjk, 并写出各典型变量uk和vk。对所求得的典型变量进行显著性检验, 只有通过检验的典型变量才是有意义的。

(四) 财政支出和居民消费典型相关分析过程

运用软件SAS9.1运行后对其结果进行分析。由两组变量内部的相关矩阵知, 财政支出和居民消费内部的各自八个指标均密切相关, 对两组变量可以分别提取典型变量。

1. 典型相关系数及显著性检验

由表1知, 前三对典型变量相关系数都较高, 说明各对典型变量相关性很大。并且, 在5%的显著性水平下, 三对典型变量均通过了假设检验, 表示相应的典型变量之间的相关关系显著, 说明典型变量具有代表性, 可以用这些变量对财政支出变量组和居民消费支出变量组进行研究分析, 而其余变量都不具有代表性, 可以忽略不计。

2. 模型的解释能力分析

冗余度分析揭示了模型的解释能力, 它列出各典型相关系数所能解释的变量变异的比例, 也可以用来辅助判断需要保留多少个典型变量。

由表2发现:三对典型变量u1、u2、u3和v1、v2、v3均很好地解释了对应组变量, 标准变量组居民消费支出被自身典型组解释的百分比分别是92.69%、4.02%、0.62%, 解释之和为97.33%。

(单位:%)

标准变量组财政支出被其自身典型变量解释的比例分别是86.15%、5.89%、0.98%, 解释之和为93.02%。典型相关系数的平方表示一个典型变量通过另外一个典型变量所解释的方差比例, 也可称作两个典型变量间共同方差的比例。这里, 财政支出和居民消费支出被对立典型变量解释的百分比均较高, 分别是99.99%、97.18%、94.45%, 反映财政支出与居民消费支出两者之间呈现出较高的相关性。冗余指数就是这个变量的共同方差比例乘以平方典型相关系数, 反映了各对典型变量对原始变量组的解释比例。财政支出组被各对典型变量解释的比例分别为86.14%、5.72%、0.92%, 解释之和为92.78%;居民消费支出组被各对典型变量解释比例为92.68%、3.9%、0.59%, 解释之和为97.17%, 说明提取三对典型变量是合理的。

3. 典型相关模型

原始数据反映各个方面, 指标间具有不同量纲, 为便于分析需要对指标进行标准化处理。典型相关分析给出了原始变量和标准化变量的相关系数, 根据标准化变量的典型相关系数给出典型相关模型如下:

综合模型是标准化后原始指标的线性组合, 其系数绝对值的大小可以反映财政支出和居民消费支出对典型变量的影响程度。据此得出结论如下:

第一对典型变量u1中, 以x7的载荷最大, 载荷系数为1.6074, 其次是x5的载荷较大, 为-0.72, 说明财政支出的第一典型变量主要取决于国防支出和科教文卫。财政支出与居民消费具有较高的相关性得益于国防支出和科教文卫, 这表明影响财政支出的这些因素对居民消费的影响是非常大的。在v1中, 以y6的正载荷较大, 载荷系数为1.0925, 说明居民消费支出的第一典型变量主要取决于y6, 即突出交通通信对居民消费的正向拉动作用。这说明随着交通和通信事业的发展, 我国居民消费能力会逐步提高。其次是y5的载荷系数为负, 即是-0.7124, 说明医疗保健对居民消费需求的影响有一定的阻滞作用。这表示居民收入用于医疗保健越多, 居民用于其它方面的消费能力就越低, 这与现实情况相吻合。

第二对典型变量中, 影响财政支出的主要因素有社会保障支出和支农支出, 其典型系数分别是9.9942、-8.1637。影响居民消费支出的第二典型变量主要是食品和衣着, 其典型系数依次是-8.9311、6.4126。充分表示了社会保障支出及支农支出与居民的吃住行有较高的相关性, 也说明了完善的社会保障制度是提高居民消费的重要保障。

第三对典型变量中, 支农支出是影响财政支出的主要因素, 而食品和衣着依然是影响居民消费的最重要因素。由于第一组典型变量占有信息量比重最大, 所以总体上财政支出主要因素按重要程度依次是国防支出、科教文卫、社会保障支出、支农支出, 反映居民消费支出的主要方面是交通通信、医疗保健、食品和衣着等。表明明衡量财政支出与居民消费支出的所有指标中, 这些指标是密切相关的。

三、结论与建议

通过上面的分析可以得出:我国财政支出与居民消费存在显著的相关关系。尤其是国防支出、科教文卫、社会保障支出和支农支出对交通通信、医疗保健、食品、衣着影响作用较大。因此, 政府及相关部门可以加大这些项目的投入, 以提高居民消费支出, 促进经济长期、健康持续发展。结合我国的实际发展情况, 依据实证分析结果, 提出切实可行的政策建议:

(一) 政府应转变职能, 由管理型向服务型转变

依据财政支出范围的界定, 进行相应调整, 在国防支出、支农支出领域要有保有压。国防支出是公共财政的一项基本支出, 必须保证政权建设和国家安全, 为经济建设和社会发展服务;政府部门要为民所想, 严格确保机关事业单位职工工资按时、足额发放, 除保证当年不发生“新欠”外, 还要逐步解决以前工资的“陈欠”问题。居民收入提高, 消费需求自然随着增长, 带动供给产出的增加, 就业机会增加, 使经济呈现良性循环发展, 使消费与投资、经济发展与社会发展良性均衡, 也是转型期社会公众对公共型财政和服务型政府的迫切要求。

(二) 完善健全农村社会保障制度, 打消农民消费的后顾之忧

我国的社会保障制度还不够健全, 社会保障体制还不够完善, 标准有待提高, 居民在医疗、子女教育等方面具有较强的不确定性。因此, 政府应完善社会保障制度, 加强对低收入居民的政策补贴, 同时应扩大社会保障的覆盖面, 让发展的成果惠及更多人, 真正做到藏富于民, 彻底打消居民消费的后顾之忧, 最大程度地刺激居民消费。

(三) 加大科教文卫支出, 优化财政支出结构, 提高财政支出效率

财政支出的居民消费 第6篇

国外学者在研究财政支出与居民消费之间关系的问题上,主要有两种思路:一是以Barro为代表,从政府融资的角度,基于李嘉图等价理论,在生命周期假说和永久收入假说的逻辑基础上,通过引入政府部门行为,探讨不同类型的融资手段对居民消费的影响。Baxter和King甚至认为政府消费是纯粹浪费,税收降低了纳税人的可支配收入,政府支出将挤出私人消费。二是以Bailey为代表,从政府支出的角度,通过将纳税人消费公共服务纳入其消费函数中,提出政府支出与私人消费之间可能存在替代关系。

Barro也在消费效用函数中加入了政府支出,认为政府支出增长会通过财富效应和替代效应导致私人消费的下降。然而,学者们对不同样本的实证检验结果均不一致,Aschauer和Kormendi等人利用一个长期收入决定模型对美国的数据进行实证研究,发现财政支出与居民消费之间存在一定的替代关系;Tsung-wu Ho通过跨国面板协整分析,得出了政府支出与居民消费存在明显的替代关系的结论。然而,Karras通过实证检验发现政府支出并未挤出私人消费,反而与私人消费呈互补关系。Devereux等则认为政府支出将内生地提高劳动生产率,进而提高私人的实际工资与消费。

自20 世纪90 年代末以来,我国在抵御亚洲金融危机和世界金融危机过程中,都采用了积极财政政策与货币政策组合以扩大内需,在短期内保证了经济的稳定。居民消费对经济增长的贡献率在2000 年以后逐步下降,已由2000 年的46.4%下降至2011 年的34.9%。为此,国内学者针对我国政府的财政支出政策对居民消费产生的作用展开了深入的研究,他们首先关注的是政府支出与居民消费的总体关系。李广众、楚尔鸣和鲁旭、李树培和白战伟等学者的研究表明,财政支出与居民消费呈互补关系。

其次,一些学者还结合中国城乡分割的实际,分别考察了政府支出对城乡居民消费影响的差异化问题。李广众的研究表明,政府支出对城镇居民消费的影响明显大于农村居民。

再次,由政府分类支出的经济性质所决定,其对居民消费的影响存在较大的差异。胡书东、李春琦和唐哲一的研究均表明,经济建设和社会文教支出与居民消费正相关,但国防和行政管理支出与居民消费的关系不显著,或有挤出作用。其后,吴栋和周鹏研究并比较了社会保障、教育和卫生支出对城乡居民消费的影响,发现这三项支出对城乡居民消费均为正向影响,但对城镇居民的影响更大。

最后,财政支出的滞后效应在短期均衡状态并不能完全显现出来,特别是在评价积极财政政策的效用时,更有必要考察财政支出对消费的长期影响。谢建国和陈漓高的研究表明,短期内政府支出的增加可以促进总需求增长,但在长期均衡时,政府支出则挤占了居民消费支出。从分类支出的影响效果来看,李建强的研究表明,财政支出结构在长、短期内均对居民消费产生挤入效应;石柱鲜等认为,无论是在长期还是短期内,政府消费支出对居民消费均存在挤出效应,政府投资支出对居民消费则是挤入的,经济建设支出对居民消费都是挤出的,而教育文化支出、行政管理支出对居民消费则是挤入的。

总体上看,多数学者的研究表明,我国的财政支出与居民消费呈现挤入(互补)关系,即挤入效应,但从长期来看,财政支出对居民消费则产生挤出效应。尽管近年来学者们在这一领域的研究取得了一系列的成果,推进了我国公共支出理论的发展,但鲜有文献将政府支出及其结构对城乡居民消费的长短期影响进行综合、系统的研究。

考虑到我国存在严重的城乡二元化问题,城乡在多方面存在较大的差距和差异,如收入、公共服务水平、金融和商品市场发育程度等,有必要对城乡居民分别进行考察。同时,由财政各项支出所提供的各类公共服务对居民产生的效用水平及其滞后效应是存在差异的。鉴于此,本文将运用面板协整分析方法,分别考察政府总支出及其主要分项支出与城市和农村居民消费的长、短期关系,并比较财政支出对城乡居民消费的长、短期影响结果,分析和探讨我国地方财政支出结构存在的问题和优化的方向。

二、政府支出与居民消费的理论模型

在纳税人与政府所建立的委托代理关系下,纳税人向政府转移其一部分收入是为了获得从市场上无法买到的公共服务。政府与纳税人之间并不存在一对一的交易关系,不过从总体上看,虽然政府通过征税或其他融资手段向纳税人筹集收入,降低了后者的可支配收入水平和消费能力,还是可将政府的支出行为看成向纳税人提供各种公共服务,且其提高了社会运转的效率,纳税人也均可从中获益:当然,其中还需要判断政府所提供的公共服务是否与纳税人的公共需求相匹配。因此,本文假设消费者有效函数由两部分组成,即:

其中:Ct代表实际消费支出;Yt代表居民收入;β表示边际消费倾向;Gt为实际政府支出;i表示政府支出项目;α表示实际消费支出与实际政府支出间关系的参数。居民私人效用最大化的预期值为:

借鉴Ganelli和Tervala(2009)的研究框架,居民私人效用可以描述为:

其中:η为正,表示政府消费与私人消费之间存在挤出(替代)关系,反之则为挤入(互补)关系。

在不考虑其他要素贡献的情况下,假设产出的表达式为:Y=L,L为劳动力供给,劳动者供给劳动力意味着放弃闲暇,劳动收入是这种负效用的补偿。

政府消费对私人消费的影响用式子V(Gt)表示,满足条件∂V(G)/∂G>0,并且政府消费边际效用函数为:∂U∂G=C +ααG+∂V(G)∂G;参数η≥0,代表工作的边际负效用。私人消费的边际效用可以表述为:

私人消费所面临的预算约束为:

其中:Pt表示价格水平;w为实际工资;假设政府没有发行债券,即其收入全部来自于税收,υ为税率;D表示资产(如股息)收入。

消费者最优问题可以归结为:

合并方程(6)和(7),得到消费和闲暇替代的条件为:

厂商生产函数表示为:

厂商利润最大化条件为:

其中:MC代表边际成本。

在方程(9)中,如果政府消费弹性(σ)为正,即政府提供的公共服务与厂商的公共需求相匹配,则对当期生产起到促进作用。Baxter和King认为,如果不考虑政府债券,政府消费增长会促进产量增长,并提高消费者的收入水平,从而促进消费;但同时它也对消费者产生财富效应,使他们变得更穷,从而抑制了商品和闲暇的消费,放弃闲暇可能获得较高的实际工资水平,有可能带来物价的普遍上涨,从而进一步抑制消费。因此,财富效应将会抵消由产量的增加所带来的消费效应,从而使得消费又回到财政政策颁布前的水平。但是,这一平衡是否能够达成,关键在于政府支出的消费弹性,即政府是否能够通过提高公共产品的供给效率来降低企业的运营成本,从而抑制由于工资上涨导致商品出厂价格提高的问题。此外,政府各项支出的消费弹性并不一致,因此,有必要分项考察各项支出对居民消费的影响。

三、政府支出与居民消费关系的实证检验

(一)计量模型设定

本文将模型设定为:

其中:con表示实际消费;inc是可支配收入;gov为政府支出;μi表示个体时间效应,i=1,…,N,表示地区;t=1,2,…,T表示时间。

面板动态自回归分布滞后模型(ARDL)为:

误差修正模型参数化的形式可以表示为:

参数θ0,i表示收入弹性,θ2,i表示政府支出弹性,φi表示误差修正参数。如果存在长期关系,则该参数应为负值。

(二)数据说明和协整检验

1. 数据来源及说明。

本文研究的样本为我国30个省(直辖市、自治区,台湾省除外)1995~2013年的数据,重庆市的统计数据不全而被放弃,样本数据均来自各年的《中国统计年鉴》。

由于我国存在城乡二元分割的实际情况,城乡收入差距较大,并存在公共服务供给分割的问题,因此,下文实证分析中将分别验证政府支出对城市和农村居民消费的影响,con_cty和inc_cty分别代表城市居民消费和可支配收入;con_cry和inc_cry分别代表农村居民消费和可支配收入。

同时,考虑到不同类别公共消费品对居民产生的效用及其滞后效应存在差异,本文将分别考察政府总支出(gov_grs)和各类分项支出对居民消费的影响。财政支出的分类参照2007 年后开始实行的政府收支分类办法:gov_edu代表教科文卫支出,gov_sec代表社会保障支出,gov_saf代表安全支出,gov_adm代表行政管理支出,gov_agr代表支农支出,gov_cty代表城市维护建设支出。其中,城市维护建设支出只放入城市居民消费模型中,支农支出则放入农村居民消费模型中。

为了剔除物价波动的影响,所有数据都以1994 年为基期,采用消费者价格指数进行平减。在此基础上对方程两边同时取对数,以便消除异方差的影响。

以下检验和实证分析中,面板单位根和协整检验及误差修正项的估计使用的是EVIEWS7.0软件,面板协整估计使用的是WINRATS PRO 7.0软件。

为了避免方程出现内生性和多重共线性问题,本文将财政总支出与分项支出分列方程进行检验,即:

2.面板数据单位根检验。

为了避免伪回归,确保估计结果的有效性,必须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。

根据所有截面序列是否具有相同单位根过程,单位根检验方法分为同质单位根检验法和异质单位根检验法。为了保证结果的稳定性,本文在这两类检验法中选取LLC检验、IPS检验和ADF-Fisher检验共三种方法进行检验,结果如表1所示。三种方法的检验结果都表明,各变量均不能拒绝原假设,即存在单位根。对各变量一阶差分的检验结果均拒绝原假设,即均为平稳过程。因此,各变量均为一阶单整I(1)过程。

注:∗、∗∗、∗∗∗分别表示在10%、5%、1%的水平上显著,下同。

3.面板协整检验。

在确定各变量均为一阶单整后,本文再检验面板数据是否存在协整关系,Pedroni和Kao将EngleGranger的框架扩展到面板数据领域,前者提出了7 个统计量,其中,4个用“Panel”表示联合组内检验,3个用“Group”表示组间检验,检验原假设均为“不存在面板协整关系”,并且在小样本情况下,组间统计量比组内统计量有更好的检验力度。为了确保检验的可靠性,本文同时采用了他们提出的几种协整检验方法。

从下页表2 中可以看出,各变量与因变量(con_cty和con_cry)的协整检验结果基本为负值,表示均拒绝“不存在协整关系”的原假设,即居民消费与居民可支配收入及各项财政支出有长期协整关系。

(三)面板数据协整回归

通过以上检验,笔者确认居民消费与其收入及政府各项支出之间存在协整关系,在估计协整方程时,由于变量可能存在的内生性和误差项的相关性问题,传统的最小二乘法(OLS)可能存在偏误。

Phillips和Hansen提出了完全修正最小二乘法(FMOLS)估计方法,对传统的OLS估计量做了半参数的校正,消除了由于解释变量的内生性导致的偏差(即使存在内生性和相关性问题,估计结果也是无偏和有效的)。同时,他们基于FMOLS提出了两种协整估计方法,即组内和组间面板FMOLS估计方法,后者较前者有更好的小样本性质。Kao和Chiang提出了动态最小二乘法(DOLS)方法,通过引入自变量的滞后项和超前项,最优化了协整参数估计。他们的研究还发现,DOLS在估计面板协整方程时的效果比FMOLS要好。本文分别采用OLS、FMOLS和DOLS三种方法进行估计,这样能够更好地检验各种方法回归的可靠性,考虑到DOLS回归方法相对更优,因此,下文分析主要以财政分项支出的DOLS回归结果为依据。

如前文所述,误差修正项为负值,居民消费与其可支配收入和财政支出才有长期协整关系。表3列示了财政支出与居民消费的长短期效应估计结果。

短期关系估计结果表明,误差修正项均是负值,且至少在5%的水平上显著,表明误差修正是有效的,且存在长期协整关系,即系统发生波动时,居民消费会回归长期均衡,城镇和农村居民消费对财政总支出和分项支出的调整速度分别为-0.001%、-0.001%和-0.04%、-0.001%。从短期来看,居民收入是决定其消费的主要因素,城乡居民收入每增长1%,消费分别增长0.71%和0.88%,农村的边际消费倾向相对更大,也间接证明我国在应对2008 年国际金融危机时所采取的刺激农村消费的财政政策是有效的。财政总支出对城乡居民消费的短期影响显著为正,即存在互补关系,财政支出能够较好地迎合居民短期公共需求,间接地降低了企业和居民的生产和消费成本,带来了正的收入效应,抵消了征税对居民带来的负的收入效应。财政分项支出对城乡居民消费的短期影响各有差别:①对城镇居民而言,教科文卫支出、社会保障支出和安全支出能够促进居民的消费,弹性分别达到0.01%、0.11%和0.02%,说明这三类支出更符合居民的短期公共需求;城市维护建设支出和行政管理支出对居民消费产生替代效应,弹性分别达到-0.02%和-0.12%。②对农村居民而言,科教文卫支出、社会保障支出、安全支出和支农支出在短期内都对农村居民收入产生收入效应,其每增长1%,农民人均消费将分别增长0.123%、0.008%、0.015%和0.045%;行政管理支出则不利于促进农民消费。

在长期关系估计中,收入增长仍是决定居民消费的主要因素,且农村居民的边际消费倾向仍大于城镇居民。财政总支出对城乡居民消费均有显著的正向影响,总支出每增长1%,城镇和农村居民消费分别增长0.05%和0.035%;财政分项支出对消费的影响则有所差异,对城市居民而言,教科文卫支出、社会保障支出、城市维护建设支出和安全支出的回归系数均为正,行政管理支出回归系数为负;对农村居民而言,教科文卫支出、财政支农支出、社会保障支出和安全支出能够促进消费,行政管理支出则对消费产生抑制作用。

比较长短期关系的估计结果,财政总支出对城乡居民消费的促进作用在回到长期均衡状态时被弱化了;从分项支出的回归结果看,除教科文卫支出外的其他支出项目也呈现出类似的趋势,教科文卫支出的滞后效应在达到长期均衡状态时显现出来。

四、结论和政策建议

从以上回归结果不难看出,财政总支出在长、短期内均能够带动消费的增长,即财政总支出对居民消费有挤入效应。原因在于,中国税制以商品税为主体,所得税比重不大,且主要以代扣代缴的方式征收,在这一税制体系下,居民对由于政府财政收入增长产生的负的收入效应并不敏感。但同时,地方政府通过财政支出的安排所提供的各类公共服务有效地降低了社会运转的公共成本,如提供覆盖面较广的义务教育、社会安全和社会保障服务,可以降低居民由于对未来预期的不确定性所产生的预防性储蓄动机,使得居民可以将收入用于其他商品的消费,间接地产生正的收入效应。从分项支出的回归结果来看,行政管理支出在长、短期内对城乡居民消费均产生替代效应,说明该项支出的效率低于纳税人的预期。在实践中,行政单位的“三公”消费并没有对社会产生正的辐射效应,反而带来寻租问题,增加了纳税人的非税成本,造成社会资源的浪费。

基于以上分析,本文认为优化政府支出结构,使其更准确地与居民公共需求相匹配,是提高政府支出对居民消费挤入效应的可行办法,可以从以下四方面入手:一是逐步推进预算民主化建设,强化人大的预算权,加强对政府部门支出的监管和控制,同时在纳税人与政府之间构建一个更有效率的沟通桥梁,充分发挥地方政府的“信息优势”;二是进一步推进部门预算改革,强化对项目预算的滚动管理,引入绩效预算的理念,完善事后评价体系,为政府决策、人大的预算审批提供科学依据;三是加强预算公开化建设,把公共财政置于阳光之下,充分接受纳税人的监督;四是改革和完善官员考核体制,单纯以GDP、财政收入等作为评价官员能力的指标容易造成地方“偏科”问题,在现有体制下,必须引入更多的可观测指标,加大民生性指标的权重。

参考文献

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财政支出的居民消费 第7篇

政府财政支出对居民消费的影响一直是经济研究的热点问题，现如今，全球经济环境动荡，对我国经济也产生了很大的影响，尤其是对出口和对外投资以及FDI影响较大，研究如何通过刺激居民消费拉动内需，增强消费对我国经济的拉动力，是具有较大的理论意义和现实意义的。

以往的研究中大多是用一般的回归分析来研究财政支出对居民消费的影响，缺点是无法直观地看出两者之间的动态关系，为了研究一项政策的实施效果，在较长的时间内，研究两者的动态影响关系对以后的政策实施和制定具有更好的建议作用。

本文采用消费经济学理论的相关理论模型，运用状态空间模型对政府财政支出与居民消费两者之间的总体关系进行分析。

1 建立状态空间模型的准备

消费经济学理论指消费者的消费习惯对居民的当期消费有较大影响，而Graham的研究也指出，如果不考虑实际可支配收入等对居民消费支出有重要影响的因素，政府支出和私人消费之间的关系将会弱化。

故本文除了引入居民消费支出与政府财政支出两个变量外，还考虑加入“消费习惯”和“居民收入”两个变量，并运用逐步回归法来确定是否需要加入这两个变量。

所以本文用到的变量有：居民消费支出Yt、政府财政支出XGOVt、居民收入YDt、居民消费习惯YCt。其中居民消费支出Yt用实际居民消费支出来表示、政府财政支出XGOVt用实际政府支出表示、居民收入YDt用实际国内生产总值即实际GDP表示、消费习惯YCt用上一期的居民消费支出来表示。数据的时间跨度为：1978年至2009年。以上数据来自中国社会科学院金融统计数据库、《新中国五十五年统计资料汇编》、《计量经济分析方法与建模———Eviews应用及实例(第2版)》、中国统计年鉴。所有变量均经过消费价格指数平减(1978=100)，以消除物价上升的影响。

2 对财政支出与居民消费之间关系建立计量经济模型

近年来，我国由于经济改革、各种各样的外界冲突和政策变化等因素的影响，经济结构正在逐渐发生变化，而且固定参数模型表现不出来这种经济结构的变化。因此，需要采用状态空间模型中的可变参数模型来对经济变量之间的动态关系进行分析。

状态空间模型是在分析经济现象随时间变化的规律中，除了包含可观测的变量外，还加入不可观测变量的模型。这些不可观测的时间变量统称为状态变量，如理性预期、长期收入、测量误差及不可观测的循环要素与趋势等。

由于可变参数模型要求数据是平稳的或者具有协整关系，所以需要对原始数据进行平稳性检验和协整关系检验。用ADF单位根检验对居民消费支出、政府财政支出XGOVt、居民收入YDt序列进行平稳性检验，结果表明：居民消费支出Yt、政府财政支出XGOVt、居民收入YDt、居民消费习惯YCt的时间序列均不平稳，但是经过二阶差分之后均是平稳的，且在1%的显著性水平下均是平稳的，即原序列均是二阶单整序列I(2)。

运用逐步回归法对模型的变量进行选择，得到最优的计量经济模型为：

模型(1)的T检验、F检验、DW检验均是显著的，且拟合优度和调整后的拟合优度都很接近1，说明模型(1)的所有变量均是显著的，且总体回归效果较好。

由于所有的数据序列均是二阶单整的，所以需要对数据序列进协整检验。模型(1)残差序列的ADF单位根检验值为4.0538，在1%的显著水平下通过了检验，说明模型(1)的所有变量之间存在协整关系，即不存在伪回归。

3 运用可变系数模型对政府财政支出与居民消费的关系做计量经济分析

将模型(1)改写成状态空间模型为：

其中α1、α2、α3分别表示政府财政支出、居民收入、居民消费习惯对居民消费支出的动态影响。

分别运用自主编程方式和EVIEWS自动定义方式对方程(2)进行估计，根据AIC值和SC越小越好、误差项的协方差为零等原则，选择估计效果最好的状态空间模型。

结果如下：

从图1可以看出，可变系数α1、α2、α3(对应图1中的S1、S2、S3)均是显著的，且AIC值、SC值较小，符合状态空间模型的要求，估计结果有效。

从图2也能看出，居民消费支出的一步向前预测值与实际值几乎重合，预测效果很好。而且残差也是围绕着均值上下波动，符合状态空间模型的要求。

3.1 政府财政支出XGOVt对居民消费支出Yt的动态影响分析

政府财政支出对居民消费支出的影响系数α1的估计结果和趋势图如表1和图3:

综合表1和图3可以看出，政府财政支出对居民消费支出的动态影响波动性较大，两者之间的关系可分成三个阶段。分别是1980年至1986年的较弱的替代关系、1987年至2002年的较强的互补关系、2003年至2009年较强的替代关系。结合我国1978年至2009年的财政政策，可以发现不同的经济环境也使得我国财政政策的效果不一致。1994年开始，我国政府实行积极的财政政策，通过增加中央财政支出，更直接、更快速、更有效地刺激了国内需求，促进了经济增长。从以上分析可以看到，1994年政府财政支出对居民消费支出的“挤入效应”是最强的。而2003年以后，我国宏观经济运行处于经济周期的上升阶段，并出现了局部过热现象，积极的财政政策转型为稳健的财政政策，从以上分析可以看出，2003年政府财政支出对居民消费支出的影响系数由正转为负数，2003年以后，两者之间一直呈现出“挤出效应”。

3.2 居民收入YDt对居民消费支出Yt的动态影响分析

居民收入对居民消费支出的动态影响趋势如图4:

从图4可以看出，居民收入对居民消费支出的影响系数一直是正数，即1978年至2009年间，我国居民收入与居民消费支出是互补的，即“挤入效应”。但是从1981年开始就呈现总体下降趋势，直到2009年的影响系数比2008年有所上升，但也只有0.1351，接近于最低水平。

根据消费理论，我国居民消费支出对居民收入的依赖越来越低，这说明我国居民收入已经从基本满足生存需要增长到可以支持居民进行消费选择的水平。

3.3 居民消费习惯YCt对居民消费支出Yt的动态影响分析

居民消费习惯对居民消费支出的动态影响如图5:

从图5可以看出，居民消费习惯对居民消费支出的影响系数除了1981年为负数外，其作年份均为正数，即两者呈现互补关系，“挤入效应”较强。

根据消费理论，我国居民消费支出越来越依赖于居民的消费习惯，这也说明我国居民的收入已经增加到一定的程度，与上文居民收入对居民消费支出的影响分析相一致。

4 结语

1)政府财政支出与居民消费支出之间的关系是时而替代时而互补，不同的经济环境对财政政策的实施效果影响很大。运用状态空间模型得出的结论是：1978年至2009年的两者之间关系大致分为三个阶段，分别是1980年至1986年的较弱的替代关系;1987年至2002年的较强的互补关系;2003年至2009年较强的替代关系。

2)居民的可支配收入对居民消费支出的影响很大，总体呈现出较强的互补关系，但是随着我国居民收入的增加，居民的生活条件得到很好的改善，基本的生存需要已经得到满足，居民的消费支出对可支配收入的依赖程度也随着收入的增长还降低。

3)居民消费习惯与居民消费支出之间呈现出较强的互补关系，但是总体呈现出上升的趋势，这也与消费经济学理论相一致，说明我国居民的收入已经增加到一定程度，使得居民的消费支出越来越依赖于消费习惯。这也说明在分析财政支出对消费支出的影响时加入消费习惯这个变量是很有必要的。

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财政支出的居民消费 第8篇

自改革开放以来, 国家高投入所产生的较高的经济增长率一直没能带来消费率的提高。巨额财政资金能否有效刺激居民消费、扩大内需, 已成为国内外学者研究的重点。在此背景下, 考察地方财政支出结构与居民消费之间的关系, 更具现实意义。

国内外学者通过研究政府支出对居民消费影响, 得到两种相反结论:一些人认为政府支出对居民消费是挤出的, 而另一些人认为是挤入的。Bailey构造了有效消费函数来研究政府支出和私人消费之间的关系, 结果发现政府支出对居民消费产生挤出效应。胡东书 (2002) 、马栓友 (2003) 、李广众 (2005) 、杨子晖 (2009) 等基于不同的理论模型, 证明了政府支出对居民消费有挤入效应。

从前人的研究看, 这些研究要不仅考察了政府财政支出某一部分, 要不虽然考虑了财政支出的不同部分对居民消费的影响, 但是所设计的财政支出指标并没有结合目前中国财政支出的特点以及其存在的问题。并且现有研究也鲜有考虑到我国东、中、西三个区域经济发展和政府发展的不同情况, 不能因地制宜地进行研究分析。

为此, 本文在跨期最优消费理论的基础之上, 从政府财政支出结构的角度, 运用面板模型研究地方政府财政行政管理及国防支出、经济建设性支出以及民生性支出对居民消费的影响, 检验地方政府财政支出总额和财政支出不同部分对居民消费的影响, 从而为政府调整财政支出结构, 促进居民消费和经济增长提供一定的理论依据。

二、理论模型

本文选择在消费者最优消费选择框架中对政府支出与居民消费之间关系进行分析。

根据跨期最优消费理论居民需要在当前消费和未来消费之间做出选择, 所以理性居民的消费必然是其跨期最优选择的结果。

考虑一个生存无限期限并拥有A0初始资产的居民, 他 (她) 的偏好如 (2-1) 式所示, 其中, 参数β是主观贴现因子, 0<β<1表示居民不具有耐心, Ct是消费, u是效用函数。

于是居民的预算约束为:

为了简化运算, 这里假定每期利率r固定。同时, 为了保持预算平衡, 政府财政支出预算约束为:

(2-4) 式意味着政府t期财政支出与到期偿还的国债本利和必然等于t期税收与期末新发行国债之和。 (2-3) 式与 (2-4) 式相加整理可得:

(2-5) 式意味着无论政府是用税收融资还是发行国债, 居民的跨期预算约束是一样的。用迭代法对 (2-5) 式进行整理, 可得 (2-6) 式, 该式表明居民实现一生效用最大化的条件是:各期消费的现值之和等于财富与财政支出之差的现值总和。

以此同时, 在 (2-5) 式约束条件下, 居民需要在消费和资产组合之间做出重新选择, 以使得 (2-1) 式所表示的效用最大化, 于是建立如下贝尔曼方程进行求解。

(2-7) 式等号右边对At+1求一阶导数最优化条件为:

(2-7) 式两边同时对At求一阶导数, 运用包络定理可以得出:

将 (2-9) 式等式两边同时取滞后一期, 代入 (2-8) 式并结合 (2-5) 式, 可得到如下欧拉方程:

可以看出, 在所有时期, 消费都将以一个常数的速率增长, 即有:

其中, C0表示初始时刻的消费水平, 将 (2-11) 式代入 (2-6) 式, 可以求出初始时刻的消费水平, 当经济达到稳态时Ct+1=Ct=C0, 因此可得到消费表达式为:

(2-12) 式意味着政府财政支出的增加对居民消费具有挤出效应。但是, 贝利 (Bailey, 1971) 提出有效消费函数概念, 认为进入居民效用函数的消费应该是有效消费而不是居民消费, 并且有效消费C*满足如下关系。

由于 如果0<σ<1, 则增加财政支出将降低居民消费的边际效用, 扩张性财政支出对居民消费将具有一定的挤出效应;如果-1<σ<0, 则增加财政支出将提高居民消费的边际效用, 财政支出与居民消费之间还存在互补关系。因此, 将C*t代替Ct进入效用函数和欧拉方程后, (2-2) 式和 (2-11) 式重新改写为:

这里, 1/θ表示有效消费的跨期替代弹性, 令γ=β! (1+r) "1/θ将 (2-13) 式代入 (2-15) 式整理后可得:

(2-16) 式意味着, 如果σ<0, 则财政支出的增加将挤入居民消费;如果σ>0, 则财政支出的增加将挤出居民消费;如果σ=0, 则财政支出的增加将对居民消费没有影响。

三、实证分析

(一) 我国财政支出结构

本文将具有相似或相同功能或性质的财政支出项目归为一类。考虑到统计年鉴上关于2007前后地方财政支出报告的不一致性, 本文只采用2007年以后的数据。

本文按照功能性, 将财政支出分为三大类:行政管理及国防支出、经济建设支出和民生性支出。具体分类如下:

行政管理性及国防支出=一般公共服务支出+公共安全支出

经济建设支出=科学技术+环境保护+城乡社区事务+农林水事务+交通运输+工业商业金融等事务

民生性支出=教育+文化体育与传媒+社会保障和就业+医疗卫生

(二) 实证模型

根据 (2-16) 式, 本文我们考虑下列模型:

模型中我们对变量均进行了人均化。其中Cit表示第i个省第t年居民人均消费性支出, Xit, Yit, Zit分别表示第i个省第t年人均行政管理及国防支出、人均经济建设支出以及人均民生性支出, μit为随机误差项。

为解决模型中因变量滞后项导致的内生性问题, 本文对上述实证模型进行差分处理, 得到如下模型:

(三) 数据的选取

本文主要是利用全国31个省、自治区和直辖市的2007~2011年居民消费与财政支出的相关面板数据进行分析。本文人均数据由各省、自治区或直辖市当年数据除以各省当年当地人口数所得。所有数据均来自《国家统计年鉴》。

(四) 计量结果分析

对面板数据进行OLS回归, 可以得到如下结果:

如公式 (3-3) 所示, 首先, 随着行政管理性支出的快速增长, 政府机构人浮于事, 生产效率低下, 并不能带动经济的发展, 所提供的公共物品的数量和质量不能满足居民需要, 社会保障设施等直接与民相关的福利性建设不足, 导致对居民消费并不能与随着行政管理和国防支出的增加而增加。

其次, 地方政府经济建设支出增加对人均居民消费具有一定的挤入效应, 即人均经济性支出变化每增加1个百分点, 会带动人均居民消费同方向增速约3.35个百分点, 效果相对显著。

第三, 地方政府在民生方面支出的增加对城镇居民消费具有挤入效应, 并且挤入的效应较强, 即人均民生性支出的增加每加强1个百分点, 会带动人均居民人均消费的变动同方向变动6.55个百分点。可以说, 民生性支出的增加对居民消费的带动作用非常强, 说明我国居民在科教文卫方面存在着较高的潜在需求, 应该得到政府的重视。

应该更加重视民生性支出的重要性。

四、区域效应差异性分析

本文将按经济发展水平将全国各省归为东部、中部和西部3个地区, 从而对地方财政支出与居民关系进行进一步研究。各经济区域内, 对于地方财政支出与居民消费的关系的分析仍沿用前文所构造的模型 (3-2) ;各地区所含省份的数据计算口径均与全体样本保持一致。

计量的结果如下:

公式 (4-1) 、 (4-2) 、 (4-3) 分别显示了对东、中、西部地区相关数据进行面板模型OLS后的估计结果。

可见, 三个地区人均行政管理及国防支出的增加对人均消费增加的带动作用并不明显。可见, 过多增加行政管理支出都会导致政府工作人员更多地关注自身利益, 从而使得财政支出的使用难以达到最初的提升经济、服务人民的目标。

经济建设性支出方面, 东、中、西部人均经济建设性支出的增加对人均居民消费增加都有一定的带动作用。但相比之下, 无论是系数的大小还是显著性的高低, 东部地区的结果明显偏弱一些。其主要原因是东部地区的经济明显较发达, 居民生活水平处于较高的层次, 因此增加东部地区经济建设的力度并不会给居民带来很大的边际效用, 也就不会带来消费的过多提高, 而中、西部的情况则正好相反, 其结果就是居民消费水平的显著提升。

民生性财政支出方面, 东、中、西部地区人均民生性财政支出的提高对人均居民消费增长产生了挤入效应。但明显可以看出, 相比于东部地区, 西部和中部民生性财政支出的带动作用并没有那么强。本文认为其主要是因为于中西部民生性基础设施的底子薄弱, 民生性财政支出短期内难以形成规模和体系, 居民不容易直接享受到民生性财政支出为他们带来的福利, 因而在消费的增加上对民生性财政支出的增加反应不足。另外, 西部地区更需要经济建设的投入来提升居民生活水平。

但整体来看, 系数显示, 三个地区人均民生性支出的增加对于人均居民消费增加的贡献是最大的, 因此政府一定要重视这部分财政支出的作用, 加大这方面财政支出的投入。

五、政策建议

根据上文实证研究的结果, 本文给出如下建议:

一是全国各个地区的行政管理性支出对居民消费的提升均没有明显的贡献, 因此应该合理控制各省的政府消费规模, 进行行政机构改革, 并逐步建立起完善的政府绩效考核机制, 提高政府的运行效率, 以扩大居民消费需求。

二是由于各个地区经济建设性财政支出的增加对消费的增加有带动作用, 各个地方政府要适度加强经济建设性财政支出, 以用经济的发展带动居民消费。但要注意的是, 由于政绩工程问题的存在, 政府大量的经济建设支出没能很好地迎合居民的消费需求。因此, 要加强对政府官员行为的监管, 严防大搞政绩工程等事情的发生, 以减少无效的经济建设支出对居民消费的反作用。

三是由于民生性财政支出对于居民消费的带动作用最强, 因此地方政府应该大力支持民生建设, 加大民生性财政支出, 从而提高居民消费水平, 扩大内需。另外, 财政预算要在经济建设和民生投资之间合理分配, 在保证一定经济增长速度的同时, 大力加强民生建设, 从而有效拉动消费。分地区具体而言, 鉴于西、中部地区经济不发达, 人民生活水平不高, 可以在西、中部地区多增加经济建设性支出, 而在东部地区多增加民生性财政支出。

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城镇居民消费支出与收入的回归分析 第9篇

一、线性回归分析方法及理论模型

线性回归分析方法的基本思想及其操作程序如下:

1. 一元线性经验回归方程的建立

假设人均年可支配收入为自变量x (单位:元) , 人均年消费支出为因变量y (单位:元) , n组样本观测值为 ,

根据数据的散点图建立一元线性经验回归方程为 :其中a为回归系数, b为回归常数,

2. 采用SPSS统计软件计算, 输出计算结果

3. 回归诊断, 分析输出结果

(1) 相关系数的显著性检验。相关系数为: , 给定显著性水平 , 在自由度 下, 若 则y与x线性关系显著。

(2) 样本决定系数 是一个回归直线与样本观测值拟合优度的相对指标, 反映了因变量的波动中能用自变量解释的比例。 越接近于1, 拟合优度就越好。

(3) 一元线性经验回归方程检验。

这里主要介绍F检验。在回归方差分析中

则y与x之间存在“真实”的线性关系, 所配的回归直线有意义。

(1) 式等价于 , 在结果输出中往往记 , 当 时, y与x之间存在“真实”的线性关系, 所配的回归直线有意义。用p值来进行F检验我们就省去了查F分布表的麻烦。

(4) 残差分析。以因变量为横轴, 标准化残差为纵轴作残差图进行分析残差是否具有正态分布的趋势。

4. 模型的应用

二、实证分析

我们取1981年~2004年襄樊市城镇居民人均年收入和人均年消费性支出作为研究对象。数据来源于《襄樊统计年鉴 (2005) 》, 见表1。

表1襄樊市城镇居民人均收入、消费性支出统计表

假设人均年可支配收入为自变量x (单位:元) , 人均年消费支出为因变量y (单位:元) , 从这两个变量的散点图我们可观测到两者之间的大体趋势, 发现它们基本上呈现一种直线的统计关系 (由于版面有限, 在此不作散点图) , 因此我们考虑用一元线性经验回归方程 来拟合。利用表1的数据, 由SPSS13.0软件 (假定) 输出结果为:

a Predictors: (Constant) , x b Dependent Variable:y

a Dependent Variable:y

a Dependent Variable:y

1. 由表2可见:

(1) 相关系数 , 给定显著性水平 , 在自由度 下查相关系数表知 , 显然 , 则消费支出y与收入x线性影响显著。城镇居民消费与收入高度正相关, 说明收入水平确实是决定城镇居民消费水平的最主要因素。

(2) 样本决定系数 接近于1, 说明回归直线与样本观测值拟合优度非常好, 充分反映了因变量的波动中能用自变量解释的比例是非常大。

(3) 从方差分析看到 , 显然 , 这说明y与x之间存在“真实”的线性关系, 一元线性经验回归方程显著。

2. 由表3知襄樊城镇居民消费支出与可支配收入的回归方程

回归系数a的标准误差为0.006, 回归常数b的标准误差为21.202, t检验中

P值 小于给定的显著性水平 , 说明居民消费支出对可支配收入的一元线性经验回归方程的效果显著。该方程拟合极好, 能很好地解释1981年以来襄樊城镇居民收入与消费之间数量关系的基本规律。

3. 由表3所示的是与残差有关的一些统计量, 包括预测值及

标准化的预测值、残差及残差的预测值的最小值、最大值、均值、标准差和样本数。这些数据中无离群值, 可以认为一元线性经验回归方程 是健康的。

4. 由图 (1) 标准化残差正态P-P∣图可见, 残差具有正态分布的趋势。

因此可以认为一元线性经验回归方程 是恰当的。

三、基本结论与建议

1.通过以上实证分析, 我们对1981年~2004年襄樊城镇居民收入与消费支出之间数量关系的基本规律有了初步了解。城镇居民的人均可支配收入与消费支出的之间存在形如 的简单线性回归关系。居民收入每增加100元, 消费支出将相应增加大约79元。

2.收入作为调控消费支出的工具, 其作用是相当大的, 因而, 提高居民收入水平是当务之急。因此, 大力发展经济, 增加居民的可支配收入特别是提高低收入居民群体的收入, 才能最大限度发挥消费对经济的拉动效应, 促进消费的持续有效增长。

3.消费作为社会再生产循环的起点和终点。刺激消费需求在增加居民现期收入的同时, 还要有完善的配套措施来提高居民的边际消费倾向, 使居民不仅有钱可花, 而且有钱敢花, 所以要实行强有力的政策措施来增强居民的消费能力。要加大信用消费的宣传力度, 改变“量入为出”的传统消费观念, 积极推广信贷消费方式, 促进居民消费模式从自我积累型向信用支持型转变。其次, 要改善消费环境, 把积极培育“绿色消费”、大力倡导环保型及可持续消费作为新时期消费政策的新重点。

参考文献

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