高天翔 王旺

摘要：利用2013年9月-2016年10月中紀(jì)委查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)和消費者信心指數(shù)的月度數(shù)據(jù).建立向量自回歸模型。對消費者信心指數(shù)與查處違反八項規(guī)定問題數(shù)的關(guān)聯(lián)程度進(jìn)行分析，揭示出二者之間的關(guān)系。中央加大反腐力度，全面從嚴(yán)治黨在短時間內(nèi)會影響消費者信心指數(shù)，但是從長遠(yuǎn)來看，全面從嚴(yán)治黨對消費者信心指數(shù)的提振作用更大，對中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展具有持久的推動作用。

關(guān)鍵詞：“八項規(guī)定”；公款消費；消費者信心指數(shù)；經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型；從嚴(yán)治黨

一、引言

2013年中央為了加強(qiáng)黨風(fēng)廉政建設(shè)提出了“八項規(guī)定”。這得到了廣大人民群眾的熱烈支持與擁護(hù)。公款消費得到了極大的遏制，黨風(fēng)廉政建設(shè)也取得了極大的成就。但是一些學(xué)者提出擔(dān)心，他們認(rèn)為，消費是目前中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)方式、保穩(wěn)定最重要、最緊迫的落腳點，是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的動力。現(xiàn)階段遏制公款消費，會影響消費需求，不利于中國經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型與發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述

自加強(qiáng)黨風(fēng)廉政建設(shè)以來.許多學(xué)者就“八項規(guī)定”對我國經(jīng)濟(jì)的影響做過大量分析與研究：譚浩?。?013）提出，就短時間來看，公款消費行為遭到遏制會影響消費市場的需求，對消費拉動經(jīng)濟(jì)造成影響。然而遏制公款消費并不會影響各種剛性消費需求.長遠(yuǎn)來看“八項規(guī)定”的出臺反而恰恰可以有效激發(fā)消費市場需求。余豐慧（2013）認(rèn)為反對浪費與擴(kuò)大消費之間并不矛盾。周開文（2014）使用貴州茅臺的財務(wù)數(shù)據(jù)構(gòu)建ARIMA模型并進(jìn)行了實證分析.將實際數(shù)據(jù)與無政策條件影響下2013-2014年的營業(yè)收入預(yù)測情況進(jìn)行對比，得出“八項規(guī)定”給茅臺公司造成了一定程度消極影響。高玉胭（2015）使用虛擬變量方法對湖北省社會消費品零售總額與住宿餐飲營業(yè)額2012年2月至2014年2月間的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。實證分析“八項規(guī)定”的出臺對湖北省消費結(jié)構(gòu)造成的影響。提出“八項規(guī)定”的作用效應(yīng)：一是由于市場競爭的原因.商品價格逐漸趨于合理的同時也更加面向社會大眾；二是使經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量得到了更大程度的提升，且愈加促進(jìn)了政府支出結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。不過，關(guān)于“八項規(guī)定”對消費者信心指數(shù)造成的影響的具體實證分析目前尚無人做出。

三、實證分析

（一）現(xiàn)狀分析

違反八項規(guī)定查處問題數(shù)與消費者信心指數(shù)一直呈現(xiàn)出波動的趨勢，2015年上半年查處問題數(shù)較少，消費者信心指數(shù)保持在較高的水平。

（二）數(shù)據(jù)處理

首先，選取2013年9月-2016年10月中紀(jì)委查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)和消費者信心指數(shù)的月度數(shù)據(jù).分別用y、x表示消費者信心指數(shù)、查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)。其次，取全部變量原始數(shù)據(jù)的對數(shù)，形成新的數(shù)列l(wèi)ny、lnx，從而使數(shù)據(jù)波動幅度下降且消除可能存在的異方差，以減小對模型估計的影響。

（三）單位根檢驗

依據(jù)非經(jīng)典計量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，如果時間序列表現(xiàn)平穩(wěn)就不會產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。對于處在高斯一馬爾科夫定理成立條件下的VAR模型來說，變量間的回歸產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象只有使用表現(xiàn)非平穩(wěn)的時間序列這一種可能。DF檢驗和ADF檢驗在不涉及面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗時，是常用的平穩(wěn)性檢驗方法。如果采用DF檢驗法來判斷是否存在單位根，則會因為隨即擾動項存在自相關(guān)而無法有效檢驗單位根。所以為確保單位根檢驗的有效性.文中使用ADF檢驗法來規(guī)避誤差的出現(xiàn)。AIC信息準(zhǔn)則在提高數(shù)據(jù)擬合優(yōu)良性的同時也可以避免殘差自相關(guān)，因此使用其確定最佳滯后期。在進(jìn)行檢驗之前，對所有變量取自然對數(shù)。單位根檢驗結(jié)果如表1：觀察表1，臨界值5%大于單位根檢驗得到的所有ADF值。因此各變量原始序列不存在單位根.表現(xiàn)平穩(wěn)。

（四）VAR模型

不同的滯后期會導(dǎo)致VAR模型估計結(jié)果的顯著不同，因為模型對滯后期數(shù)的選擇十分敏感。當(dāng)滯后階數(shù)為1時，AIC=-4.726663.當(dāng)滯后階數(shù)為2時.AIC=-4.733242.因此采用AIC信息準(zhǔn)則確定模型的最佳滯后階數(shù)為2期。對建立的VAR（2）模型進(jìn)行AR根檢驗，聯(lián)立方程組全部解的模的倒數(shù)全部包含于單位圓內(nèi)，如圖2所示檢驗表明VAR（2）具有穩(wěn)定性。

（五）Johansen協(xié)整

一般存在兩種協(xié)整檢驗方法。其中，EG協(xié)整檢驗因為不需要數(shù)據(jù)存在VAR的表示形式而顯得操作簡單.但基于回歸殘差的協(xié)整檢驗原理使其不能完整地發(fā)現(xiàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系，經(jīng)常會出現(xiàn)以不同序列作為被解釋變量的檢驗回歸方程的殘差的單整性不一致的問題。因此另一種基于回歸系數(shù)完全信息的Johansen協(xié)整檢驗更適合本文.上文中依據(jù)AIC最小準(zhǔn)則得出VAR最佳滯后階數(shù)是2.一般情況下協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后期等于VAR最佳滯后階數(shù)減1.所以最優(yōu)滯后期是1。

根據(jù)表2，Johansen的跡檢驗值表示在5%的顯著水平下均拒絕不存在，最多存在一個協(xié)整關(guān)系這兩個原假設(shè)。也就意味著以5%的顯著性水平為前提，兩個變量存在一個協(xié)整關(guān)系.即：

lny=-1.161nx

從建立的方程可以看出，查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)會降低消費者信心指數(shù)。保持其他條件不變，查處違反八項規(guī)定問題數(shù)的對數(shù)增加1%，則消費者信心指數(shù)對數(shù)相應(yīng)地下降1.16%。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

在已經(jīng)建立的VAR模型的基礎(chǔ)上.為進(jìn)一步分析消費者信心指數(shù)和查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)之間的短期動態(tài)關(guān)系，將擬合它們兩者之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)。下圖中，時期數(shù)、脈沖響應(yīng)函數(shù)大小分別用橫軸、縱軸表示，消費者信心指數(shù)受到?jīng)_擊后的走勢用實線表示。走勢的兩倍標(biāo)準(zhǔn)誤差用最高和最低兩根虛線表示。

從圖3的脈沖函數(shù)可以看出.查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)在第一期會對消費者信心指數(shù)產(chǎn)生較大的負(fù)面影響。并在第二期到達(dá)最大值；從第二期開始，負(fù)影響開始減弱并在第四期開始產(chǎn)生正影響。

（七）預(yù)測方差分解檢驗

利用方差分解法分析查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)對消費者信心指數(shù)的貢獻(xiàn)度。

消費者信心指數(shù)預(yù)測方差中由消費者信心指數(shù)貢獻(xiàn)的百分比是lny列；消費者信心指數(shù)總值預(yù)測方差中由查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)貢獻(xiàn)的百分比是lnx列。由于一期預(yù)測中沒有包含查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)的不確定性影響，因此消費者信心指數(shù)第二期預(yù)測的標(biāo)準(zhǔn)差是0.025，大于第二期的0.023。隨后消費者信心指數(shù)預(yù)測的標(biāo)準(zhǔn)差逐期增加，到第5期逐漸趨于穩(wěn)定。

由于lny是預(yù)測方差中第一個輸入變量.消費者信心指數(shù)在第1期預(yù)測中只受其自身擾動的影響。在第2期預(yù)測中，查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)對消費者信心指數(shù)預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度為0.05%時。才對消費者信心指數(shù)有微弱影響。而消費者信心指數(shù)對其自身預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度仍是主體，為99.95%。預(yù)測期逐漸增加后，雖然消費者信心指數(shù)對預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度下降，查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)對預(yù)測方差的貢獻(xiàn)度增加.但是，消費者信心指數(shù)預(yù)測方差由自身擾動引起的依然為99.94%，查處違反“八項規(guī)定”的問題數(shù)所引起的只占0.06%。

四、結(jié)論

通過實證分析我們發(fā)現(xiàn).“八項規(guī)定”的執(zhí)行在較短的時期內(nèi)會引起消費者信心指數(shù)的下降.中紀(jì)委查處的問題數(shù)每增加1%，消費者信心指數(shù)則下降1.16%。但是通過脈沖函數(shù)可以看出，“八項規(guī)定”的執(zhí)行在長期對消費者信心指數(shù)會產(chǎn)生明顯的提振作用。方差分析表也顯示出短期內(nèi)消費者信心指數(shù)的下降由自身影響的因素占到了99.94%，“八項規(guī)定”所占的因素只占到0.06%。

“八項規(guī)定”的執(zhí)行在很大程度上限制了公款消費.導(dǎo)致公款消費的難度加大.中國市場上的昂貴奢侈品消費明顯下降。這也說明了“八項規(guī)定”執(zhí)行以前。中國的消費在相當(dāng)大的程度上是依靠公款消費尤其是高檔奢侈品消費。無節(jié)制的公款消費不斷推升物價水平的上升，擠壓百姓的正常消費需求?！鞍隧椧?guī)定”的執(zhí)行極大地遏制了公款消費，短期內(nèi)可能對中國的消費市場產(chǎn)生一定的不利影響，會影響消費者信心指數(shù)。但是從長遠(yuǎn)來看。百姓的剛性消費需求不會受到“八項規(guī)定”的影響，隨著執(zhí)行力度的加大.消費者信心指數(shù)未來仍然具有很大的提振空間。