王愛群，董秀良

(吉林大學(xué)管理學(xué)院，吉林長春 130022)

國債融資對居民消費(fèi)影響的動態(tài)效應(yīng)研究

王愛群，董秀良

(吉林大學(xué)管理學(xué)院，吉林長春 130022)

國債融資對居民消費(fèi)的影響既是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域長期爭論的話題，同時也是關(guān)系到財政政策有效性的核心問題。本文利用1998至2012年的季度數(shù)據(jù)，采用非線性的馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移誤差修正模型重新檢驗(yàn)了國債融資與居民消費(fèi)的區(qū)制狀態(tài)、轉(zhuǎn)移概率和區(qū)制相關(guān)性，研究發(fā)現(xiàn)，在整個樣本期內(nèi)國債融資對居民消費(fèi)總體上具有拉動作用，但具體不同的時間段國債融資對居民消費(fèi)的影響并不一致，2008年末以前的大部分時間里主要表現(xiàn)為拉動效應(yīng)，但2008年之后對居民消費(fèi)的影響則不顯著。該結(jié)論表明，當(dāng)基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域瓶頸解決之后，應(yīng)適時調(diào)整支出結(jié)構(gòu)，由基礎(chǔ)設(shè)施轉(zhuǎn)向民生保障才能有效地拉動內(nèi)需。

國債融資;居民消費(fèi);李嘉圖等價

一、引言

自上世紀(jì)30年代凱恩斯主義的需求管理理論提出以來，財政政策一直以來都在各國宏觀經(jīng)濟(jì)管理中扮演著重要的角色。在凱恩斯主義看來，政府增加支出會通過乘數(shù)效應(yīng)作用于總需求，并進(jìn)而增加產(chǎn)出和收入。不過，凱恩斯主義者似乎并未特別關(guān)注政府支出對居民消費(fèi)的影響，既然居民消費(fèi)是總需求的重要組成部分，那么有理由相信增加政府支出同樣能促進(jìn)居民消費(fèi)。但是，以巴羅為代表的新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家對此并不認(rèn)同，他們認(rèn)為政府不論是以稅收還是以舉債為其支出進(jìn)行融資對私人行為不會有實(shí)質(zhì)的影響，公債無非是延遲的稅收，在具有完全理性的消費(fèi)者眼中，舉債和稅收是等價的，這就是所謂的“李嘉圖等價命題”(Ricardian Equivalence Theorem)。上述理論上的分歧在近20多年來仍然是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域爭議最多的話題，該問題之所以具有如此的吸引力，關(guān)鍵之處就在于它包含了深刻的政策含義，如果李嘉圖等價命題成立，則政府采取的擴(kuò)張性財政政策就不會如凱恩斯理論預(yù)期的那樣提升總需求，其政策效果將大打折扣，因此，關(guān)于國債融資對居民消費(fèi)影響的檢驗(yàn)也是評價財政政策效果的關(guān)鍵。

近年來居民消費(fèi)不足一直是困擾我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的隱患，尤其是從2008年第4季度開始，由于受國際金融危機(jī)的沖擊，出口呈現(xiàn)急劇下滑的態(tài)勢，為了應(yīng)對因國外需求疲軟對我國經(jīng)濟(jì)造成的沖擊，同年12月國務(wù)院出臺了旨在擴(kuò)大內(nèi)需的10條經(jīng)濟(jì)措施，啟動了4萬億投資計劃，并由此表明以擴(kuò)張為特征的積極財政政策再次登上我國的經(jīng)濟(jì)舞臺。從一系列統(tǒng)計數(shù)據(jù)看，通過以增加財政支出為主要特征的積極財政政策對于“保增長”效果十分顯著，而且最終消費(fèi)對GDP的貢獻(xiàn)在近年都超過了50%，似乎令人滿意，但是必須清醒地看到，統(tǒng)計數(shù)據(jù)中消費(fèi)代表的是全社會零售品銷售總額，這其中既包括政府、企業(yè)，也包括居民，而政府和企業(yè)消費(fèi)在近年來一直占據(jù)了60%之多，居民消費(fèi)所占比例不足40%，所以居民消費(fèi)乏力仍然是當(dāng)前突出的問題。如果經(jīng)濟(jì)增長過度地依賴政府支出來拉動，而居民消費(fèi)不足，則勢必造成產(chǎn)能過剩以及過度浪費(fèi)等問題，同時也容易導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長乏力和經(jīng)濟(jì)增長隨財政支出變動而大起大落的現(xiàn)象，因此，如何刺激和提升居民消費(fèi)是保證我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的關(guān)鍵。在上述背景下，考察不同時期我國財政政策對居民消費(fèi)的影響，進(jìn)而從中把握有益經(jīng)驗(yàn)，對當(dāng)前宏觀調(diào)控?zé)o疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

發(fā)行國債是實(shí)施財政政策的重要手段，而我國積極財政政策的實(shí)施更多地依賴于發(fā)行國債進(jìn)行融資，比如1998年以來所實(shí)施的積極財政政策基本上是靠單一的發(fā)行國債來為政府投資融資，積極財政政策實(shí)施的3年正是國債大幅度增發(fā)的3年［1］。而在最近一輪的擴(kuò)張性財政政策中，僅2009年一年我國就發(fā)行了近1.62萬億的政府債券，同2008年相比增長了123.55%，其中扣除到期量后，國債融資額凈增6346億元，為2008年凈增量的5.12倍。通過發(fā)行債券為政府赤字融資，以充分發(fā)揮預(yù)算赤字的擴(kuò)張效果，這正是傳統(tǒng)凱恩斯理論所著重強(qiáng)調(diào)的觀點(diǎn)。然而，大規(guī)模的財政刺激計劃是否有效，私人部門的反映是評價其效果的關(guān)鍵(R?hn，2010)。本文將采用非線性馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型考察國債融資對居民消費(fèi)的影響，其研究意義有兩點(diǎn):一是可以從一個側(cè)面對樣本期各時段財政政策效果進(jìn)行評價，為政策的調(diào)控提供新的證據(jù);二是利用新的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型對李嘉圖等價命題進(jìn)行再檢驗(yàn)。

本文除引言部分的安排如下:第二部分是簡要的文獻(xiàn)回顧，第三部分介紹了本文使用的實(shí)證檢驗(yàn)方法，第四部分我們利用1998年第1季度至2012年第4季度數(shù)據(jù)，采用MS-VECM模型檢驗(yàn)了國債融資對居民消費(fèi)的影響，并對研究結(jié)果進(jìn)行了討論，最后是本文的主要研究結(jié)論。

二、文獻(xiàn)回顧

學(xué)術(shù)界關(guān)于國債融資對居民消費(fèi)影響的爭論由來已久，并由此產(chǎn)生了大量的理論和實(shí)證文獻(xiàn)。Barro(1974)在一篇具有里程碑意義的論文中［2］，基于Samuelson(1958)和Diamond(1965)世代交替模型，建立代際連帶模型探討了預(yù)算赤字(由于減稅引起)問題，并重新闡述了李嘉圖等價命題。該命題的含義是政府為其財政支出進(jìn)行融資，不論是采取國債融資還是通過稅收融資并沒有本質(zhì)的區(qū)別，當(dāng)前發(fā)行的國債勢必在將來通過稅收的形式進(jìn)行償還，即國債不過是延遲的稅收，理性的消費(fèi)者會將現(xiàn)期增加的收入儲蓄起來以應(yīng)付未來的高稅收，因此，國債融資和減稅均不會引起私人消費(fèi)的變化。Barro的論文激起了大量的理論和實(shí)證研究，從結(jié)論上概況主要包括3個觀點(diǎn)，即支持說、反對說和不確定說。

Kormendi(1983)及 Seater和 Mariano(1985)等通過對李嘉圖等價命題的檢驗(yàn)均發(fā)現(xiàn)，財政政策變化對私人消費(fèi)沒有實(shí)質(zhì)的影響［3-4］。此后，Meridor(1985)、Leiderman和Razin(1988)對以色列的研究［5-6］、Haque(1988)［7］和 Gupta(1992)［8］對發(fā)展中國家的研究［7-8］均發(fā)現(xiàn)了支持李嘉圖等價的證據(jù)。而Khalid(1996)對17個發(fā)展中國家的樣本數(shù)據(jù)的研究［9］發(fā)現(xiàn)，其中有12個國家的證據(jù)支持李嘉圖等價成立。Issler和Lima(2000)考察了巴西政府舉債對消費(fèi)行為的影響，研究結(jié)果表明，理性消費(fèi)者的行為與李嘉圖等價命題相一致［10］。

然 而，F(xiàn)eldstein(1982、1988)、Blanchard(1985)、Modigliani和 Sterling(1990)、Graham(1995)、Cardia(1997)等研究［11-16］則認(rèn)為，大量的實(shí)證證據(jù)并不支持李嘉圖等價命題的成立。同樣，Drakos和Kostas(2001)針對小型開放經(jīng)濟(jì)的政府舉債和私人儲蓄行為的研究發(fā)現(xiàn)，由于居民存在“公債幻覺”，即將公債視為個人的凈財富，因此政府舉債行為會增加居民消費(fèi)，除非居民認(rèn)為未來稅收水平存在不確定性［17］。Walker(2000)對日本1990-2000年的研究發(fā)現(xiàn)，在稅收方面，日本的減稅政策對刺激私人消費(fèi)影響甚微，以至于不能影響產(chǎn)出，但在政府支出方面，政府舉債對私人消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出都有正的影響［18］。Vamvoukas(2001、2002)以希臘為研究對象，采用協(xié)整和似不相關(guān)分析考察了李嘉圖等價和凱恩斯命題，檢驗(yàn)結(jié)果均不支持李嘉圖等價命題，而是支持凱恩斯命題的成立［19-20］。Giorgioni和 Holden(2003)對發(fā)展中國家的研究發(fā)現(xiàn)，預(yù)算赤字與消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)，但并不總是顯著［21］。

Kimball和Mankiw(1989)分析了政府舉債和稅收對私人消費(fèi)和儲蓄行為的影響，研究結(jié)果表明，不同時期的勞動力收入稅對私人消費(fèi)可以是負(fù)效應(yīng)，也可以是正效應(yīng)［22］。Becker(1995)認(rèn)為，政府預(yù)算赤字對私人消費(fèi)的影響取決于個體風(fēng)險偏好，消費(fèi)者效用函數(shù)不同，政府舉債融資對私人消費(fèi)具有不同的影響，即在某一特定的消費(fèi)者效用函數(shù)下，可以出現(xiàn)李嘉圖等價命題現(xiàn)象，但是在其它效用函數(shù)下，則會出現(xiàn)凱恩斯命題現(xiàn)象［23］。在實(shí)證方面，R?hn(2010)以O(shè)ECD國家為樣本，利用非線性計量模型對李嘉圖等價進(jìn)行了檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)政府為其支出發(fā)行公債，儲蓄行為在短期和長期中總體上會抵消掉40%增加的總需求，但不會將總需求增加的部分全部抵消，而且私人通過增加儲蓄對消費(fèi)的抵消程度與依賴于政府債務(wù)水平，表現(xiàn)為非線性的門限特征，抵消程度較高時期通常伴有政府較大規(guī)模的債務(wù)融資水平［24］。Hüfner和Koske(2010)通過對G7國家儲蓄行為和李嘉圖等價進(jìn)行的研究發(fā)現(xiàn)，國債融資并不會通過儲蓄完全抵消消費(fèi)，但抵消程度與政府債務(wù)水平相關(guān)，政府凈財政負(fù)債降低百分之一能夠使美國和法國居民儲蓄降低 0.2%［25］。Rock、Craigwell和Sealy(1989)選擇了兩個類似的小型開放經(jīng)濟(jì)作為研究對象，對李嘉圖等價命題的檢驗(yàn)結(jié)果表明，其中一個不支持等價命題，但另外一個卻支持等價命題和理性預(yù)期，并認(rèn)為李嘉圖等價是否成立是一個實(shí)證問題［26］。

針對我國國債融資對居民消費(fèi)的影響以及李嘉圖等價命題的研究，宋永明、梁春滿(2003)從理論上分析了李嘉圖等價命題所隱含的條件與現(xiàn)實(shí)并不相符，因此，政策無效性在實(shí)踐中難以成立［27］。趙志耘、呂冰洋(2005)將財政收支引入居民消費(fèi)函數(shù)，估計了財政赤字對居民消費(fèi)的影響，他們認(rèn)為財政赤字并沒有對居民消費(fèi)產(chǎn)出排擠效應(yīng)，政府支出增加并沒有抵消私人消費(fèi)［28］。李廣眾(2005)研究了政府支出對居民消費(fèi)的影響，認(rèn)為政府支出與私人消費(fèi)之間具有互補(bǔ)關(guān)系［29］。郭宏宇、呂風(fēng)勇(2006)基于持久收入假說和生命周期假說的現(xiàn)代消費(fèi)函數(shù)，利用多元線性回歸模型對國債的財富效應(yīng)進(jìn)行的估計，研究認(rèn)為1985-2002年間我國國債呈現(xiàn)較強(qiáng)的財富效應(yīng)，但如果公眾的信心發(fā)生變化，消費(fèi)需求將迅速下降［30］。馬樹才、劉忠敏(2009)采用協(xié)整和誤差修正模型的實(shí)證分析認(rèn)為，不論從短期還是長期看，國債的存量和流量都能促進(jìn)私人消費(fèi)，凱恩斯理論仍然成立，但拒絕李嘉圖等價命題［31］。任會、范金(2010)利用變參數(shù)方法對我國轉(zhuǎn)軌時期國債發(fā)行對居民消費(fèi)影響的凈效果進(jìn)行了研究，結(jié)果表明1981-1988年間凈效應(yīng)為零，1989-1994年間凈效應(yīng)為負(fù)，1995-2007年間的凈效應(yīng)為正，并且農(nóng)村居民消費(fèi)受國債影響的變動幅度小于城鎮(zhèn)居民，該論文是目前為數(shù)不多的利用可變參數(shù)模型的實(shí)證研究文獻(xiàn)［32］。此外，尹音頻等(2012)的研究認(rèn)為國債對城鎮(zhèn)居民具有一定的“財富效應(yīng)”，在一定程度上說明其符合“傳統(tǒng)的政府債務(wù)觀點(diǎn)”，但人均可支配收入仍是居民消費(fèi)的基礎(chǔ)［33］。

綜觀現(xiàn)有的文獻(xiàn)，一方面，從研究結(jié)論上我們很難歸納出國債融資對居民消費(fèi)的某種確定影響關(guān)系，甚至可以說它們之間的關(guān)系本身就存在一定的不確定性，這種不確定性可能會在經(jīng)濟(jì)周期不同時期而表現(xiàn)為不同的影響關(guān)系;另一方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)較少地考慮了國債融資對消費(fèi)影響的時變特性，主要采用不變參數(shù)的線性模型作研究工具，將樣本期視為不變的區(qū)制來對待，一旦樣本期內(nèi)發(fā)生了結(jié)構(gòu)突變(區(qū)制變化)，即隨著經(jīng)濟(jì)周期變化以及體制轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系也將隨之發(fā)生相應(yīng)的變化，此時該類線性模型就會產(chǎn)生很大的估計誤差，線性回歸模型只能給出宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的粗略描述。我國經(jīng)濟(jì)正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時期，經(jīng)濟(jì)制度也相應(yīng)地處于變革之中，在研究宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系時區(qū)制變化是一個不容忽視的問題，因此采用非線性模型無疑是一個更好的選擇。

三、實(shí)證模型與估計方法

Hamilton(1989)提出 Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移模型(MS-AR)以及Krolzig(1996、1997)在此基礎(chǔ)上發(fā)展的MS-VAR、MS-VECM模型在處理區(qū)制轉(zhuǎn)移問題方面具有很強(qiáng)的優(yōu)勢，該類模型最大的特點(diǎn)在于模型中所有的參數(shù)都是可變的，由區(qū)制狀態(tài)變量來控制，在同一區(qū)制內(nèi)參數(shù)、方差等不變，但當(dāng)區(qū)制發(fā)生變化時則參數(shù)、方差也將隨之變化。而區(qū)制之間的轉(zhuǎn)換以狀態(tài)概率轉(zhuǎn)換矩陣來描述系統(tǒng)的轉(zhuǎn)換過程。

設(shè)有兩個經(jīng)濟(jì)變量為 y1t和 y2t，yt=(y1t，y2t)'，其中y1t、y2t分別表示政府國債融資和居民消費(fèi)的時間序列數(shù)據(jù)。如果 y1t和y2t存在協(xié)整關(guān)系，則VAR(p)模型可寫成如下形式的誤差修正模型(VECM)形式:

其中，Δyt為差分項(xiàng)，c為截距向量，εt是誤差向量，根據(jù)Johansen的協(xié)整關(guān)系，存在矩陣φ和β使得Π = φβ'，β'yt-1為誤差修正項(xiàng)(vecmt-1)，而 φ 即為誤差修正項(xiàng)的系數(shù)，因此模型(1)還可以表示為:

Krolzig(1996)將式(2)一般形式的誤差修正模型通過引入?yún)?shù)的區(qū)制轉(zhuǎn)移性質(zhì)擴(kuò)展為具有馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移特征的誤差修正模型(MSVECM):

在上式中，c(st)表示不同狀態(tài)下模型的截距，φ(st)為不同狀態(tài)下誤差修正系數(shù)，vecmt-1=β'yt-1表示誤差修正項(xiàng)，σ(st)～NID(0，∑(st))，εt～N(0，1)，st∈ {1 ，2，…，m }表示區(qū)制的狀態(tài)，則 {st}是一個m狀態(tài)的Markov鏈，系統(tǒng)的狀態(tài)轉(zhuǎn)換過程用狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣表示:

對于狀態(tài)遍歷和不可約的馬爾可夫鏈，Krolzig(1997)指出，狀態(tài)變化是持續(xù)(pij≠pii)而非長久的(pii≠1)情況下，MS-VECM模型和誤差修正模型是一樣的，在每一狀態(tài)的變化引起的偏離均衡被糾正到狀態(tài)的均衡狀態(tài)。狀態(tài)遍歷和不可約假設(shè)下的馬爾可夫鏈意味著馬爾可夫鏈狀態(tài)轉(zhuǎn)換的協(xié)整系統(tǒng)可表示為無窮階的非高斯協(xié)整VAR。

模型(3)的截距項(xiàng)c(st)具有區(qū)制轉(zhuǎn)移特征，則其表示成均值調(diào)整的誤差修正模型:

此時，μ(st)擴(kuò)展成為依賴區(qū)制狀態(tài)的均值向量形式，即 μ(st)=(μ1(st)，μ2(st))，其中 μ1(st)，μ2(st)分別表示區(qū)制狀態(tài)S下的條件均值。

對于模型(3)或模型(5)的估計，Krozig(1997)建議對MS-VECM模型的估計分兩階段進(jìn)行，第一階段用有限階VAR近似地進(jìn)行協(xié)整分析而不用考慮馬爾可夫轉(zhuǎn)換，得出誤差修正ecm項(xiàng);第二階段，應(yīng)用協(xié)整矩陣來估計方程需要估計的其他的結(jié)構(gòu)參數(shù)，即由EM算法，最大化MS-VECM似然函數(shù)，逐步迭代收斂后，估計出參數(shù)向量(具體迭代算法可以見 Krozig， 1997;Hamilton，1989、1994相關(guān)文獻(xiàn))

四、我國國債融資效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)數(shù)據(jù)選取、平穩(wěn)性與協(xié)整分析

本文選取的樣本區(qū)間為1998年1季度到2012年4季度，各變量的數(shù)據(jù)處理是:實(shí)際居民消費(fèi)用cp表示，考慮到我國經(jīng)濟(jì)具有典型的二元結(jié)構(gòu)特征，城鄉(xiāng)居民之間的消費(fèi)行為存在很大差異，而且國債在當(dāng)前仍然是投資的“稀缺品”以及城鄉(xiāng)之間在購買便利上具有較大差異，因此本文主要針對城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為進(jìn)行分析。此外，由于我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)中缺乏2003年以前居民消費(fèi)性支出總額的季度數(shù)據(jù)，在數(shù)據(jù)填補(bǔ)時我們首先利用回歸方法估計出城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向，然后利用邊際消費(fèi)傾向乘以2003年之前各季度的城鎮(zhèn)居民可支配收入從而得到各季度的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出，并將人均變量換算成總額，最后利用定基城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)進(jìn)行平減得到實(shí)際城鎮(zhèn)居民消費(fèi);實(shí)際政府國債發(fā)行總額用zp表示，是利用政府的國債發(fā)行數(shù)額經(jīng)價格指數(shù)進(jìn)行平減之后得到的。變量的各原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)數(shù)據(jù)庫和中國債券信息網(wǎng)。

為了建立和估計MS-VECM模型，我們首先對變量的序列平穩(wěn)性進(jìn)行考察，單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，序列zp和cp的ADF統(tǒng)計量值均大于5%顯著水平下臨界值，因此它們均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即兩變量的原序列為非平穩(wěn)序列，進(jìn)一步對各變量的一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)ADF統(tǒng)計量值均小于5%水平的臨界值，差分序列已經(jīng)變成了平穩(wěn)序列，因此變量zp和cp的原序列均為一階單整的。對于具有同階單整的非平穩(wěn)序列，可以進(jìn)一步使用Johanson跡檢驗(yàn)法檢驗(yàn)二者的協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表2所示。

表2 變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

zp與cp的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，第一個跡統(tǒng)計量值大于5%顯著水平下的臨界值，可知第一個原假設(shè)被拒絕，而第二個跡統(tǒng)計量值小于臨界值，接受原假設(shè)，所以檢驗(yàn)結(jié)果表明，zp與cp兩變量之間有且僅有一個協(xié)整關(guān)系。因?yàn)閰f(xié)整關(guān)系表明變量之間存在長期均衡關(guān)系，因此國債融資和居民消費(fèi)之間具有相同的趨勢水平，而協(xié)整關(guān)系的唯一性說明二者之間并沒有出現(xiàn)多重均衡現(xiàn)象。

(二)MS-VECM模型的估計結(jié)果

由上述協(xié)整檢驗(yàn)可知，我國的國債融資和居民消費(fèi)之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，采用標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量表示方法，則協(xié)整關(guān)系的估計方程為:

圓括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，方括號內(nèi)為t統(tǒng)計量值。

從協(xié)整關(guān)系式(6)可以看出，國債融資與居民消費(fèi)呈同方向變化，即從長期均衡關(guān)系看，國債融資對居民消費(fèi)具有帶動作用，而且參數(shù)顯著，由此我們可以得到一個初步結(jié)論是:在考察的整個樣本期內(nèi)，我國國債融資對居民消費(fèi)綜合地表現(xiàn)為正的凈效應(yīng)，通過發(fā)行國債能在一定程度上解決內(nèi)需不足的問題。

圖1給出了所考察樣本期內(nèi)長期均衡關(guān)系的變化路徑，也就是誤差修正過程的變化軌跡，協(xié)整誤差則表示經(jīng)濟(jì)變量圍繞均衡關(guān)系的短期波動，一般是由經(jīng)濟(jì)周期變化、外部沖擊以及政策操作所導(dǎo)致的。從圖中整個時間路徑上看，2007年中期之前的時間段協(xié)整誤差波動不大，說明經(jīng)濟(jì)運(yùn)行總體比較平穩(wěn)，同時宏觀經(jīng)濟(jì)政策比較穩(wěn)健，但從2007年之后，協(xié)整誤差波動較大，顯示經(jīng)濟(jì)波動和宏觀經(jīng)濟(jì)政策變動均變得劇烈而頻繁，這可能是由于經(jīng)濟(jì)開始出現(xiàn)局部過熱，尤其隨著通脹壓力加大，國家采取進(jìn)行了宏觀經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整，以及受國際金融危機(jī)的沖擊和政府為了減弱金融危機(jī)的不利影響而采取的經(jīng)濟(jì)刺激計劃的表現(xiàn)。

表3 馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移誤差修正模型估計結(jié)果

圖1 協(xié)整誤差時間路徑

為了進(jìn)一步考察國債融資對居民消費(fèi)的動態(tài)影響，我們建立了如模型(3)形式的雙變量MSVECM模型作為研究工具，由于該MS-VECM又根據(jù)截矩、均值、滯后系數(shù)及方差是否隨著狀態(tài)變化而形成不同類型的模型，為此，我們先預(yù)先估計MS-VECM各類模型并剔除那些不滿足上述假設(shè)的模型，最后選擇MSIAH-VECM模型，該模型允許截距、自回歸系數(shù)、方差均隨著狀態(tài)變化而變化。滯后階數(shù)根據(jù)AIC、HQ、SC值選定為1階。此外，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，國債融資對居民消費(fèi)影響要么符合李嘉圖等價要么符合凱恩斯理論，因此，我們進(jìn)行了兩區(qū)制的劃分，區(qū)制1(St=1)表示“國債融資對居民消費(fèi)沒有影響，符合李嘉圖等價，表現(xiàn)為債務(wù)中性，區(qū)制2(St=2)表示國債融資對居民消費(fèi)具有正向效應(yīng)，滿足凱恩斯理論，c(St)表示相應(yīng)區(qū)制下模型的截距。為了估計簡便，直接將誤差修正序列作為外生變量處理，利用OX-MSVAR軟件在編程的基礎(chǔ)上對模型(3)進(jìn)行估計，表3給出了馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移誤差修正模型的估計結(jié)果。

從表3的參數(shù)估計結(jié)果可以看出，LR線性檢驗(yàn)值為67.8778，卡方統(tǒng)計量的相伴概率P值均小于1%，顯著地拒絕線性關(guān)系的原假設(shè)，因此模型的選擇非常合適。表3所描述的兩個區(qū)制中，在區(qū)制1中可以看到滯后一期的國債融資(dzpt-1)對居民消費(fèi)(dcpt)的影響系數(shù)估計為0.0026，但參數(shù)檢驗(yàn)的t統(tǒng)計量值僅為1.3817，即便是在10%水平下仍不顯著，這說明國債融資對居民消費(fèi)沒有顯著的影響，也恰恰是國債融資中性的表現(xiàn)。此外，滯后一期的居民消費(fèi)(dcpt-1)對當(dāng)前消費(fèi)(dcpt)具有負(fù)向影響，并且參數(shù)顯著，這說明前一期消費(fèi)增多，居民會在當(dāng)前減少消費(fèi)，以達(dá)到消費(fèi)的跨期平滑，同樣，滯后一期的國債融資(dzpt-1)也會對當(dāng)期的國債發(fā)行(dzpt)有負(fù)向影響，此外，消費(fèi)對國債發(fā)行沒有顯著影響，以上估計結(jié)果與理論設(shè)想完全一致，因此通過上述檢驗(yàn)可以得到一個明確的結(jié)論是在區(qū)制1中我國的國債發(fā)行滿足李嘉圖等價命題。

從區(qū)制2的估計結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，滯后一期的國債融資(dzpt-1)對當(dāng)期居民消費(fèi)(dcpt)的影響系數(shù)為0.0420，并且在5%水平下參數(shù)顯著，這說明在區(qū)制2中國債發(fā)行能有效地帶動居民消費(fèi)，居民存在“公債幻覺”，這恰恰是凱恩斯理論成立的重要體現(xiàn)。此外，從上述估計中還可以發(fā)現(xiàn)，在區(qū)制2中，居民前一期消費(fèi)(dcpt-1)同樣對當(dāng)前消費(fèi)(dcpt)有負(fù)向影響，而前一期居民消費(fèi)對當(dāng)前國債發(fā)行沒有顯著影響，估計結(jié)果完全符合經(jīng)濟(jì)理論。再者，不論是在區(qū)制1還是在區(qū)制2中，誤差修正項(xiàng)(ecm)系數(shù)的估計值均顯著，表明當(dāng)經(jīng)濟(jì)變量出現(xiàn)偏離均衡關(guān)系時，在協(xié)整誤差的作用下經(jīng)濟(jì)變量存在向所在區(qū)制條件均值收斂的趨勢，宏觀經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中自身存在一定的內(nèi)在穩(wěn)定機(jī)制。

綜合上面的分析，可以得到本文的一個重要結(jié)論是:我國的國債融資對居民消費(fèi)在不同時期并不存在一個確定一致的影響關(guān)系，在某些時期(區(qū)制1)國債融資對居民消費(fèi)沒有影響，符合李嘉圖等價命題，而在另外一些時期(區(qū)制2)國債融資能夠正向影響居民消費(fèi)，滿足凱恩斯理論。

圖2 兩區(qū)制的平滑概率

下面我們進(jìn)一步給出區(qū)制1和區(qū)制2發(fā)生的各個時間段(圖2)。圖中給出了各個區(qū)制的概率估計pi(區(qū)制取值的平滑概率估計)，i=1、2。在圖2的上半部分給出是區(qū)制1的平滑概率分布，該區(qū)制表示國債融資對居民消費(fèi)沒有影響，區(qū)制發(fā)生在3個時段為:2003年4季度、2007年2季度-2007年4季度、2009年1季度-2012年4季度。圖2下半部分給出了區(qū)制2的平滑概率分布，該區(qū)制代表為國債融資對居民消費(fèi)的拉動效應(yīng)，這一區(qū)制對應(yīng)的3個時間段為:1999年3季度-2003年3季度、2004年1季度-2007年1季度、2008年1季度-2008年4季度。

表4 區(qū)制轉(zhuǎn)移概率矩陣

表4給出了區(qū)制1和區(qū)制2的轉(zhuǎn)移概率估計結(jié)果。區(qū)制1的持續(xù)概率為0.8622，區(qū)制2的持續(xù)概率為0.9039，均具有很高的穩(wěn)定性，而由區(qū)制1向區(qū)制2轉(zhuǎn)移的概率僅為0.1378，由區(qū)制2向區(qū)制1轉(zhuǎn)移的概率僅為0.091，這表明兩區(qū)制間的相互轉(zhuǎn)移的概率都較小，不易發(fā)生彼此間的“跳躍式”轉(zhuǎn)變。

在得到區(qū)制轉(zhuǎn)移概率后，我們可以進(jìn)一步計算各區(qū)制的樣本數(shù)、區(qū)制出現(xiàn)的概率和平均持續(xù)期(表5)。在各區(qū)制中的平均持續(xù)期μ(St)為:

表5 狀態(tài)階段的匯總和持續(xù)期

從表5中可以看出，國債融資對居民消費(fèi)無影響以及有正向影響的發(fā)生頻率分別為41.09%和58.91%，對應(yīng)的平均持續(xù)期分別是7.26個季度和10.4個季度，這表明在我們所考察的樣本期內(nèi)，國債融資對居民消費(fèi)具有正向影響所占的周期相對較長、發(fā)生頻率更高，因此，盡管不同時期國債融資對居民消費(fèi)影響并不一致，但綜合效應(yīng)卻是正向的，這與協(xié)整方程的估計結(jié)果完全一致。

(三)實(shí)證結(jié)果解析

在宏觀經(jīng)濟(jì)理論中關(guān)于政府支出能否影響居民消費(fèi)的問題，一個具有很強(qiáng)影響力的解釋是基于持久消費(fèi)理論分析，該理論將消費(fèi)視為收入和財富的函數(shù)，由此，政府運(yùn)用增發(fā)國債為支出籌集資金能否拉動消費(fèi)的問題就歸結(jié)為這樣一個簡單問題，即居民是否把自己持有的政府債券視為財富的一部分。如果視為財富的一部分，那么這部分財富會通過邊際財富消費(fèi)傾向轉(zhuǎn)化為居民消費(fèi)支出，如果居民不把國債視為財富，則增發(fā)國債就不會影響消費(fèi)。不過，在我們看來，這種解釋顯然過于簡單，國債能否影響到消費(fèi)，至少取決于另外兩方面的原因，一是國債發(fā)行是否擠占了私人支出資金，因?yàn)樨敻恢挥胁皇茏儸F(xiàn)或流動性約束時，才能充當(dāng)消費(fèi)資金的來源，但由于國債的流動性以及變現(xiàn)的約束，現(xiàn)實(shí)顯然不能如理論那樣完美，因此，這里的關(guān)鍵是國債發(fā)行是否擠占了私人消費(fèi)資金;二是消費(fèi)不僅取決于收入和財富，更為關(guān)鍵的是受收入和財富的邊際消費(fèi)傾向的影響，而邊際消費(fèi)傾向不僅取決于消費(fèi)習(xí)慣，更取決于人們的預(yù)期。假如人們對未來收入以及經(jīng)濟(jì)前景的預(yù)期悲觀，那么勢必會減少當(dāng)前的消費(fèi)。

對于前面實(shí)證檢驗(yàn)中增發(fā)國債對居民消費(fèi)沒有顯著影響(區(qū)制2)的3個時間段，即2003年4季度、2007年2-4季度、以及2009年1季度 -2012年4季度，我們認(rèn)為，利用人們是否將國債視為財富進(jìn)行解釋顯然是不合理的。因?yàn)檫@期間居民已經(jīng)對國債有了很深的認(rèn)識，并將其視為比存款更好的增值理財項(xiàng)目，以至于國債發(fā)行總是供不應(yīng)求，所以，在我們看來，對上述3個時間段的理解關(guān)鍵要看國債融資是否擠占了私人資金以及對未來收入和經(jīng)濟(jì)前景的預(yù)期。2003年4季度和2007年2-4季度時間段國債發(fā)行之所以對居民消費(fèi)沒有顯著影響，這可能是由于2003年經(jīng)濟(jì)開始出現(xiàn)局部過熱，以及2007年開始的房地產(chǎn)和糧食價格快速上升，給居民消費(fèi)預(yù)期帶來了負(fù)面影響所致。而2009年1季度-2012年4季度長達(dá)四年的時間里，國債發(fā)行對居民消費(fèi)并沒有顯著的拉動作用的原因在于:首先，由于該段時期由于受國際金融危機(jī)的影響，居民對未來經(jīng)濟(jì)增長，尤其是收入增長預(yù)期下降，同時房地產(chǎn)等價格的快速上漲也降低了居民的消費(fèi)預(yù)期，從而導(dǎo)致了居民消費(fèi)信心不足。其次，盡管為了降低國際金融危機(jī)的負(fù)面沖擊，在2007年末國家出臺了4萬億元投資計劃，并進(jìn)行了大量的國債融資，但是，在4萬億元投資中，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資和災(zāi)后重建投資就占據(jù)了63%，但此時基礎(chǔ)設(shè)施已經(jīng)處于相對飽和狀態(tài)，對居民消費(fèi)、私人投資以及經(jīng)濟(jì)拉動作用明顯減弱，同時大規(guī)模的融資還會導(dǎo)致在資金需求上形成與私人需求的競爭，擠出了一定的私人需求，由此，國債發(fā)行對居民消費(fèi)的正向影響變得不再顯著，并在一定程度上弱化了刺激內(nèi)需的政策效果。此時，一個更加穩(wěn)妥的辦法是只有適時地改變國債融資支出的結(jié)構(gòu)，將財政支出由基礎(chǔ)設(shè)施轉(zhuǎn)向民生保障、教育醫(yī)療衛(wèi)生等領(lǐng)域，通過解決居民的后顧之憂，提升消費(fèi)信心，才能從根本上解決居民消費(fèi)不足難題，實(shí)現(xiàn)國債對居民消費(fèi)影響向正向凈效應(yīng)轉(zhuǎn)變。

國債融資對居民消費(fèi)具有正向拉動作用的區(qū)制1主要集中于2008年第4季度之前的大部分時間內(nèi)，但不包括2003年4季度和2007年的2、3、4季度，該結(jié)論與任會、范金(2010)研究基本相同。這一時期國債發(fā)行之所以對居民消費(fèi)具有帶動效應(yīng)，一方面，是由于從上世紀(jì)90年代中后期開始，隨著國債發(fā)行的逐步規(guī)范和完善，提高了城鎮(zhèn)居民對國債的了解，改變了以往將國債單純地視為國家“欠債”的想法，認(rèn)識到發(fā)行國債進(jìn)行融資是一種代替增加稅收的融資方式，并將國債視為能夠創(chuàng)造財富的資產(chǎn)。另一方面，結(jié)合我國財政支出政策實(shí)施的具體情況，可以看出，改革開放以來的很長一段時間里，經(jīng)濟(jì)一直處于高速的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，以至于基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展相對滯后，甚至成為了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸，因此，包括國債融資在內(nèi)的財政支出主要投向了具有生產(chǎn)性的交通通信和農(nóng)林水利以及城市的基礎(chǔ)建設(shè)等領(lǐng)域，如1998年至2004年，基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的投資合計占比達(dá)到了65%?；A(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的投資不僅增加社會總需求，提高了居民的收入，從而引致了居民消費(fèi)的增加。同時，在此期間盡管國債融資對社會資金占用較多，但還沒達(dá)到擠占居民消費(fèi)的地步。此外，由于這段時期經(jīng)濟(jì)運(yùn)行總體平穩(wěn)，高增長低通脹是此期間經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的主要特征，因此，居民對未來收入預(yù)期和消費(fèi)預(yù)期都比較樂觀，在上述3方面的作用下，1998-2008年間的大部分時間內(nèi)國債發(fā)行提高了居民消費(fèi)正的凈效應(yīng)。

五、主要結(jié)論

國債融資對居民消費(fèi)不同影響是積極財政政策能否有效擴(kuò)大內(nèi)需的關(guān)鍵，該問題既是宏觀經(jīng)濟(jì)理論長期爭論的話題，也是當(dāng)前乃至今后很長時期內(nèi)我國制定、調(diào)整財政政策必須考量的問題?？紤]到我國正處于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌過程中，結(jié)構(gòu)性變化是一個不容忽視的問題，本文與以往文獻(xiàn)中采用線性計量模型的研究不同，我們采用了非線性計量方法作為實(shí)證研究工具，通過建立兩區(qū)制馬爾科夫狀態(tài)轉(zhuǎn)移向量誤差修正模型，利用1998年1季度-2012年4季度的數(shù)據(jù)重新檢驗(yàn)了我國國債發(fā)行對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，結(jié)果表明，在整個樣本期內(nèi)，國債融資對居民消費(fèi)在總體上具有正的凈效應(yīng)，但從時間路徑上看，在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的不同時期，國債融資對居民消費(fèi)的影響并不一致，呈現(xiàn)為一種動態(tài)的時變特征。其中在2003年4季度、2007年2季度-2007年4季度、2009年1季度-2012年4季度這3個時間段國債融資對居民消費(fèi)沒有顯著的影響，符合李嘉圖等價命題，而在1999年3季度-2003年3季度、2004年1季度-2007年1季度、2008年1季度-2008年4季度這3個時間段上國債融資對居民消費(fèi)具有顯著的拉動效應(yīng)，城鎮(zhèn)居民具有“公債幻覺”，將國債視為一種能創(chuàng)造財富的資產(chǎn)，符合凱恩斯理論。

國債能否影響到消費(fèi)，不僅僅要看居民是否將國債是否視為財富，更主要的是要考察居民對未來收入和消費(fèi)的預(yù)期以及國債發(fā)行是否擠占了居民消費(fèi)支出資金。在我們所考察的樣本期內(nèi)，2008年之前的大部分時間國債發(fā)行對居民消費(fèi)具有正向作用，其關(guān)鍵在于此階段經(jīng)濟(jì)運(yùn)行總體上表現(xiàn)為高增長低通脹的良好態(tài)勢，使得居民對未來收入預(yù)期和消費(fèi)信心都比較樂觀，同時國債發(fā)行規(guī)模適度，并沒有發(fā)生對私人資金需求的擠出效應(yīng)。但2009年1季度開始，發(fā)行國債對提升居民消費(fèi)的影響開始變得不再顯著了，這主要是因?yàn)殡S著國際金融危機(jī)的爆發(fā)，國內(nèi)居民對未來的收入預(yù)期以及經(jīng)濟(jì)前景的信心發(fā)生了變化，對未來收入預(yù)期變得不確定甚至悲觀，同時伴隨著房地產(chǎn)價格的快速上漲，剛性支出增加被進(jìn)一步強(qiáng)化，由此人們的消費(fèi)行為變得謹(jǐn)小慎微。此外，大規(guī)模的國債融資很可能形成了對居民消費(fèi)需求的擠出效應(yīng)，而且增發(fā)國債的政府支持過多地集中于基礎(chǔ)設(shè)施和重建，對經(jīng)濟(jì)拉動作用降低。上述兩點(diǎn)原因也正是近年來盡管我國國債發(fā)行和財政支出規(guī)?？涨?，但是經(jīng)濟(jì)卻出現(xiàn)了一定的下滑問題的一個重要原因，因此，當(dāng)前在宏觀調(diào)控中，應(yīng)適時地改變國債融資支出的結(jié)構(gòu)，將財政支出由基礎(chǔ)設(shè)施向民生保障、教育醫(yī)療衛(wèi)生等領(lǐng)域傾斜，通過解決居民的后顧之憂、改變居民預(yù)期來提升消費(fèi)信心，才能從根本上解決由于居民消費(fèi)不足對我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長的困擾。

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［33］尹音頻，譚軍，劉巍巍.國債融資能否影響居民消費(fèi)需求——基于城鎮(zhèn)居民經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.財經(jīng)科學(xué)，2012(9):87-92.

Analysis of Dynamic Effects of Debt Financing on Household Consumption

WANG Ai-Qun，DONG Xiu-Liang

(School of Management，Jilin University，Changchun 130022，China)

The impact of debt financing on household consumption has been an ongoing debated topic in macroeconomics，and it also matters to the effectiveness of fiscal policy.By using quarterly data from 1998 to 2012 and the nonlinear Markov regime switching error-correction model，this paper re-examines the regime state，transition probability and district system of debt financing and household consumption.We find that the debt financing generally promotes the household consumption in the whole sample period，but the effects of debt financing on household consumption in different periods are inconsistent.Specifically，most of the time before the end of 2008 it presents as a pulling-effect，and the effect is insignificant after 2008.The conclusion shows that the expenditure structure should be adjusted timely after solving the infrastructure bottlenecks，and only when fiscal expenditure turns to ensuring peoples'livelihood from infrastructure investment can it stimulates domestic demand effectively.

government deficit finance;household consumption;ricardian equivalence

F812.0

A

1002-9753(2013)09-0141-10

2013-01-27

2013-03-28

教育部人文社科規(guī)劃項(xiàng)目(10YJA790041);國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(71373100);吉林大學(xué)基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)資助項(xiàng)目(2011ZZ021)、吉林大學(xué)985平臺項(xiàng)目。

王愛群(1964-)，女，吉林大安人，吉林大學(xué)管理學(xué)院財務(wù)管理系教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。

(本文責(zé)編:海 洋)