耿 申

（河南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南開封475004）

一、引言

改革開放40余年以來(lái)，消費(fèi)、投資和出口（“三駕馬車”）對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用沒有實(shí)現(xiàn)“并駕齊驅(qū)”。投資和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用明顯大于消費(fèi)，我國(guó)長(zhǎng)期呈現(xiàn)出高投資、高出口、低消費(fèi)的態(tài)勢(shì)。如圖1所示，我國(guó)居民消費(fèi)支出占GDP的比重呈現(xiàn)明顯下降趨勢(shì)，傳統(tǒng)消費(fèi)一定程度上趨于飽和。特別是2008年全球性經(jīng)濟(jì)危機(jī)以后，國(guó)際需求市場(chǎng)萎縮、實(shí)體經(jīng)濟(jì)低迷、失業(yè)嚴(yán)重，投資和消費(fèi)的不平衡發(fā)展導(dǎo)致產(chǎn)能過剩問題凸顯，依靠傳統(tǒng)的投資和出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的模式難以持續(xù)。投資邊際收益遞減，出口市場(chǎng)受到約束，利潤(rùn)分成較低，消費(fèi)成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿ΑＮ覈?guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展還未完全成熟，僅靠市場(chǎng)保持居民消費(fèi)水平的穩(wěn)定增長(zhǎng)有一定難度，所以政府可以在一定的政策空間內(nèi)進(jìn)行干預(yù)。在這種國(guó)際市場(chǎng)受到約束、投資邊際收益下降的情況下，擴(kuò)大內(nèi)需、提升居民消費(fèi)水平成為推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的內(nèi)在動(dòng)力。

政府要想通過財(cái)政手段推動(dòng)居民消費(fèi)，必須解決我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)在財(cái)政問題上的兩種矛盾關(guān)系：一是中央政府與地方政府的財(cái)政關(guān)系，兩級(jí)政府就財(cái)權(quán)和事權(quán)的劃分不斷進(jìn)行博弈；二是政府與市場(chǎng)之間的關(guān)系，政府稅收和公共物品提供等財(cái)政問題是關(guān)鍵所在。從系統(tǒng)學(xué)的角度來(lái)看，中央政府、地方政府和市場(chǎng)共同構(gòu)成了我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系，這個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部各部分之間必然存在著相互聯(lián)系。例如，中央政府增加地方政府的稅收分成，激發(fā)地方政府的稅收努力程度，這一政策變化就會(huì)傳導(dǎo)至市場(chǎng)，將會(huì)影響企業(yè)和居民的投資和消費(fèi)決策。本文以分稅制改革為界，研究了分稅制前后中央公共支出與地方公共支出如何對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響。

二、文獻(xiàn)綜述

政府公共支出與居民消費(fèi)行為到底存在什么樣的關(guān)系？凱恩斯在美國(guó)“大蕭條”時(shí)期提出，大量失業(yè)的條件下政府公共工程支出不會(huì)轉(zhuǎn)移本來(lái)可以用于私營(yíng)部門的資源，從而公共工程支出有利于緩解失業(yè)問題，刺激投資需求以彌補(bǔ)有效需求的不足。對(duì)凱恩斯的觀點(diǎn)學(xué)者們有著不同的看法：一方面，政府公共支出的增加可以增加就業(yè)，提高居民可支配收入，刺激居民消費(fèi)；另一方面，隨著政府公共支出的增加，居民會(huì)預(yù)期稅收增加，從而影響居民消費(fèi)的積極性，抑制居民消費(fèi)。還有學(xué)者提出，居民消費(fèi)與政府公共支出并不存在顯著關(guān)系。上述觀點(diǎn)的差異主要源于研究背景和研究視角的不同，本文將立足于中國(guó)國(guó)情，對(duì)財(cái)政分權(quán)視角下中央政府和地方政府公共支出規(guī)模與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行研究。

我國(guó)的財(cái)政制度可以以1994年為界分為兩個(gè)階段：1978—1993年財(cái)權(quán)和事權(quán)劃分不清，地方政府財(cái)政力量雄厚，中央政府財(cái)政虧空嚴(yán)重，地區(qū)間提供的公共產(chǎn)品差異較大；1994年分稅制改革使得中央政府和地方政府的財(cái)權(quán)和事權(quán)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，中央和地方政府的財(cái)權(quán)和事權(quán)逐漸從混淆不清轉(zhuǎn)變?yōu)闄?quán)責(zé)清楚，稅收系統(tǒng)由定額模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤皬椥苑殖珊贤保▍伪螅?014）。權(quán)責(zé)不清的財(cái)政系統(tǒng)會(huì)對(duì)市場(chǎng)產(chǎn)生哪些影響？Stiglitz（1998）在研究私人如何使用公共資源實(shí)現(xiàn)帕累托最優(yōu)時(shí)提出，誤導(dǎo)性的激勵(lì)將誘使政府官員采取不符合公共利益的支出，影響經(jīng)濟(jì)效率和居民福利。Careaga and Weingast（2003）研究政府支出分權(quán)對(duì)墨西哥經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)財(cái)權(quán)和事權(quán)必須同時(shí)下放，因?yàn)橹醒胝虻胤秸霓D(zhuǎn)移支付會(huì)造成財(cái)政效率的損失，不利于刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。既然權(quán)責(zé)不清的財(cái)政制度不利于經(jīng)濟(jì)效率的提高，那么應(yīng)該如何把握地方政府和中央政府支出的比例關(guān)系呢？王紹光（1997）對(duì)世界上主要國(guó)家的財(cái)政收支情況進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)中央政府財(cái)政收入或公共支出不應(yīng)低于財(cái)政總收入和總支出的50%，或國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的10%。我國(guó)目前財(cái)政分權(quán)的情況如何，是否已經(jīng)達(dá)到了效率最優(yōu)，如何調(diào)整中央政府與地方政府的財(cái)權(quán)和事權(quán)關(guān)系，是本文的重要研究目標(biāo)。

第一種觀點(diǎn)指出，政府公共支出能夠促進(jìn)居民消費(fèi)。凱恩斯主義認(rèn)為，政府公共支出可以緩解失業(yè)危機(jī)，增加居民可支配收入，刺激居民消費(fèi)。國(guó)外學(xué)者對(duì)凱恩斯的觀點(diǎn)進(jìn)行了不同方式的驗(yàn)證。Antonio Fatás等（2001）利用向量自回歸方法對(duì)美國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，政府支出增加，消費(fèi)和就業(yè)將持續(xù)強(qiáng)勁增長(zhǎng)，即存在著互補(bǔ)效應(yīng)。Karras（1994）、Athanasios Tagkalakis （2008）、Alfonso Arpaia 和Alessandro Turrini（2008）分別對(duì)30個(gè)工業(yè)化國(guó)家、OECD國(guó)家、歐盟不同時(shí)期的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，得出了一致結(jié)果，即政府支出能夠刺激有效需求，增加居民消費(fèi)。上述觀點(diǎn)均以凱恩斯理論為前提，即經(jīng)濟(jì)處于衰退期、存在失業(yè)等情況下，通過政府投資可以解決就業(yè)問題，提升居民收入，進(jìn)而提高有效需求。這種觀點(diǎn)的成立需要有一個(gè)嚴(yán)格的前提條件，即經(jīng)濟(jì)處于衰退期，對(duì)于經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)期公共支出與居民消費(fèi)的關(guān)系缺乏解釋力。我國(guó)學(xué)者利用中國(guó)數(shù)據(jù)對(duì)公共支出促進(jìn)理論在我國(guó)的適用性進(jìn)行了驗(yàn)證。靳濤（2016）、毛軍和王蓓（2015）、冉光和李濤（2017）利用中國(guó)31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府公共支出的增加有利于提高居民消費(fèi)水平，并且在不同省份可能存在著不同的影響。我國(guó)學(xué)者的研究主要利用各省的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，集中于對(duì)地方政府公共支出與居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行研究，然而，中央政府和地方政府公共支出結(jié)構(gòu)存在著顯著差異，對(duì)居民消費(fèi)的影響作用和傳導(dǎo)機(jī)制也必然有所不同。研究財(cái)政分權(quán)的論文則主要討論了財(cái)政分權(quán)比例和分權(quán)效果，對(duì)于分權(quán)后兩級(jí)政府支出對(duì)居民消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響探討較少。毛捷、呂冰洋和陳佩霞（2018），高春亮和李善同（2019）分別利用我國(guó)縣級(jí)、市級(jí)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，均認(rèn)為財(cái)政分權(quán)有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展或者經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)，但未就分權(quán)后不同級(jí)別政府公共支出影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的機(jī)制進(jìn)行討論。

圖1 居民消費(fèi)占GDP的比重

第二種觀點(diǎn)指出，政府公共支出擴(kuò)張會(huì)抑制居民消費(fèi)。古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為政府公共支出具有非生產(chǎn)性，政府公共支出的擴(kuò)大會(huì)擠出生產(chǎn)性支出，不利于資本積累，從而制約了私人投資和消費(fèi)。Bailey（1971）最早建立了一個(gè)有效消費(fèi)函數(shù)研究政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)政府支出將擠出居民消費(fèi)，即二者存在替代關(guān)系。Aschauer（1985）在一個(gè)明確的跨時(shí)期優(yōu)化框架下，研究了財(cái)政政策對(duì)私人消費(fèi)和總需求的影響，結(jié)果表明，政府支出與居民消費(fèi)之間存在明顯的替代關(guān)系。Tsung-wu（2001）、Nazar Dahmardeh（2011）、Yaya Keho（2019） 分別利用OECD國(guó)家、13個(gè)發(fā)展中國(guó)家、西非國(guó)家經(jīng)濟(jì)共同體成員國(guó)不同時(shí)期的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行動(dòng)態(tài)研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府公共支出與居民消費(fèi)之間存在明顯的替代關(guān)系。這些研究大多以國(guó)家總體公共支出作為研究對(duì)象，沒有區(qū)分聯(lián)邦和地方政府的不同作用，只是從平均意義上說(shuō)明了這種替代關(guān)系的存在性。公共支出的擠出作用也引發(fā)了中國(guó)學(xué)者的深入研究，黃賾琳（2005）、郭長(zhǎng)林（2016）、方福前和孫文凱（2014）利用我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究了不同時(shí)期省級(jí)政府公共支出對(duì)居民消費(fèi)的影響，得出了一致結(jié)論，即政府公共支出會(huì)擠出居民消費(fèi)和社會(huì)總消費(fèi)。但是，我國(guó)學(xué)者的研究主要集中于地方政府公共支出的影響，沒有討論中央政府在其中的作用。

第三種觀點(diǎn)指出，政府公共支出與居民消費(fèi)的關(guān)系不明確。政府公共支出在不同時(shí)期和條件下產(chǎn)生的作用有所不同，Yum K Kwan（2006）實(shí)證研究了9個(gè)東亞國(guó)家（地區(qū)）政府消費(fèi)對(duì)私人消費(fèi)的替代程度，對(duì)中國(guó)大陸地區(qū)、中國(guó)香港地區(qū)、日本、韓國(guó)、馬來(lái)西亞、泰國(guó)、印度尼西亞、新加坡和菲律賓逐一分析后發(fā)現(xiàn)，這種替代關(guān)系存在著多樣性。Michal Horvath（2009）在標(biāo)準(zhǔn)的新凱恩斯主義框架下進(jìn)行研究，指出在最優(yōu)穩(wěn)定政策下，政府公共支出對(duì)居民消費(fèi)的影響較小。王宏利（2006）利用中國(guó)1978—2004年的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，政府公共支出對(duì)居民消費(fèi)的影響受到時(shí)間長(zhǎng)短和公共支出結(jié)構(gòu)差異的影響，表現(xiàn)有所不同。張治覺和吳定玉（2007）利用可變參數(shù)模型對(duì)中國(guó)1978—2004年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)不同的經(jīng)濟(jì)時(shí)期、不同的政府公共支出結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響有所不同。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)政府公共支出與居民消費(fèi)的關(guān)系，意見并不一致，結(jié)論主要集中在互補(bǔ)關(guān)系、替代關(guān)系和關(guān)系不顯著三個(gè)方面。但是，每一種研究都有其理論假設(shè)：促進(jìn)論在經(jīng)濟(jì)衰退、存在失業(yè)的情況下能夠發(fā)揮作用；替代論認(rèn)為政府公共支出是無(wú)效率的，但沒有區(qū)分不同行政主體的作用；無(wú)效論則是針對(duì)不同國(guó)家、不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)進(jìn)行區(qū)別研究，無(wú)法得出一致結(jié)論。本文在這些觀點(diǎn)的基礎(chǔ)上，區(qū)分了地方政府和中央政府的公共支出，并引入政府負(fù)債作為約束條件，結(jié)合我國(guó)1994年分稅制改革的事實(shí)研究了政府負(fù)債控制下中央政府和地方政府公共支出的不同作用機(jī)制。

三、理論模型

本文根據(jù) Barro（1990）、Gong 和 Zou（2002）的設(shè)定，將中央政府和地方政府公共支出引入動(dòng)態(tài)模型。假定中央政府和地方政府作為社會(huì)計(jì)劃者具有利他精神，政府的目標(biāo)是為了實(shí)現(xiàn)社會(huì)福利最大化。假定消費(fèi)主體是無(wú)限延續(xù)的家庭，家庭在預(yù)算約束下進(jìn)行無(wú)限時(shí)域的財(cái)富積累和消費(fèi)選擇，實(shí)現(xiàn)其自身效用最大化。廠商為了獲取高額利潤(rùn)，在既定的技術(shù)水平下投入各種生產(chǎn)要素，進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)并提供最終消費(fèi)品。地方政府和中央政府提供公共產(chǎn)品和服務(wù)，這些公共產(chǎn)品和服務(wù)具有生產(chǎn)性，能夠給家庭帶來(lái)效用。中央政府公共支出主要來(lái)源于稅收和國(guó)債，地方政府公共支出主要來(lái)源于稅收和中央政府的轉(zhuǎn)移支出。政府以一次性比率稅的方式征稅，稅收在兩級(jí)政府間按比例分配。

第一，家庭行為分析。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，假設(shè)家庭是永續(xù)存在的，家庭的消費(fèi)行為不僅受到收入及累積資產(chǎn)的影響，還與政府支出相關(guān)。假設(shè)政府公共支出與居民消費(fèi)存在互補(bǔ)關(guān)系。例如，政府提供的公共交通越多、搭乘越便捷，乘坐公共交通的擁擠程度越低，居民消費(fèi)公共交通的效用就越高，對(duì)公共交通的需求越多。因此，可以將中央政府和地方政府的公共支出引入效用函數(shù)。文中分別用c、Gf、Gl表示居民消費(fèi)、中央政府公共支出、地方政府公共支出，效用函數(shù)表示為u（c、Gf、Gl）。效用函數(shù)二階可導(dǎo)，滿足凹函數(shù)假定，即 uc＞0，uf＞0，ul＞0，ucc＜0，uff＜0，ull＜0。效用函數(shù)滿足稻田條件，即家庭效用函數(shù)采用Cobb-Douglas線性化形式，具體表現(xiàn)形式為：

其中，ρ＞0，表示家庭消費(fèi)的時(shí)間偏好，即家庭更傾向于近期消費(fèi)，未來(lái)消費(fèi)會(huì)使得效用貶值。n為外生的人口增長(zhǎng)率，t時(shí)刻的家庭規(guī)模Lt=L0ent。ω1為中央政府支出占居民效用的比例，ω2為地方政府支出占居民效用的份額。

家庭消費(fèi)的流量預(yù)算約束條件為：

其中，a˙代表家庭凈收入增加值，w代表家庭工資性收入，rf為政府債務(wù)利率，rb為企業(yè)借款利率，k為資本形成額。

家庭消費(fèi)負(fù)債的約束條件為：

在家庭理性的假設(shè)條件下，家庭的消費(fèi)行為就是在式（2）、式（3）以及初始資產(chǎn) a（0）＞0的約束條件下實(shí)現(xiàn)效用最大化。根據(jù)動(dòng)態(tài)最優(yōu)化原理，建立Hamiltonian函數(shù)。

這里，rf=rb意味著政府國(guó)債收益率與企業(yè)借貸收益率相同。如果rf＞rb，則居民更傾向于購(gòu)買國(guó)債，企業(yè)融資受到制約，會(huì)使得企業(yè)提升貸款利率，最終實(shí)現(xiàn) rf=rb。同樣，如果 rf＜rb，則政府借貸受到制約，國(guó)債收益率不得不提高，也會(huì)最終實(shí)現(xiàn)rf=rb。因此，居民約束條件變?yōu)椋?/p>

一階條件為：

式（9）表明，家庭消費(fèi)的最優(yōu)增長(zhǎng)率取決于家庭資產(chǎn)的回報(bào)率r和時(shí)間偏好率ρ。

第二，政府行為分析。本文假定中央政府為中央計(jì)劃者，地方政府屬于跟隨者。中央政府可以發(fā)行國(guó)債募集公共支出資金，地方政府不能夠發(fā)行債券，但可以獲得中央政府的轉(zhuǎn)移支付。假定中央政府負(fù)債、中央政府與地方政府稅率均達(dá)到最優(yōu)水平，中央政府與地方政府通過調(diào)整公共支出水平實(shí)現(xiàn)社會(huì)效用最大化，則政府行為可以表示為：

建立Hamiltonian函數(shù)：

根據(jù)一階條件可以得到：

第三，廠商行為分析。借鑒Barro（1990）的理論，我們假定公共支出可以進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)。一方面，政府支出具有生產(chǎn)性。例如，政府生產(chǎn)性公共支出可以提高廠商產(chǎn)出，即政府公共支出具有乘數(shù)效應(yīng)。另一方面，由于公共產(chǎn)品具有外部性，私人不愿意進(jìn)行公共產(chǎn)品投入，因此，私人投資不能替代公共支出。假定企業(yè)投入資本K和勞動(dòng)力L從事生產(chǎn)活動(dòng)，政府作為社會(huì)計(jì)劃者，為實(shí)現(xiàn)社會(huì)效用最大化向企業(yè)提供公共產(chǎn)品和服務(wù)支出，同時(shí)Gf和Gl影響生產(chǎn)。采取Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)形式：

中央政府的預(yù)算約束條件為：

其中，d為中央政府負(fù)債存量，υ為中央政府向地方政府的轉(zhuǎn)移支付，τf為中央政府的稅收比率（可以表示為θ1τ，τ為一次性比率稅，即中央政府和地方政府對(duì)產(chǎn)出征收的比率稅，稅收在兩級(jí)政府間按比例分配，θ1為中央政府稅收分配比例），rf為國(guó)債收益率，rf＞0，滿足 No-Ponzi-game條件

地方政府的預(yù)算約束條件為：

其中，τl為地方政府的稅率（可以表示為 θ2τ，θ2為地方政府稅收分配比例，θ1+θ2=1），假定轉(zhuǎn)移支付剛好彌補(bǔ)地方政府稅收收入和公共支出的差額。將式（16）代入式（15），得到政府公共支出的約束條件為：

式（14）兩側(cè)同除以勞動(dòng)力L得人均形式為：

廠商追求利潤(rùn)最大化，其目標(biāo)函數(shù)為：

式中，w為工資率，r為資本的利率，δ為資本折舊率，（r+δ）為資本使用成本。

資本的邊際產(chǎn)出為：

中央政府和地方政府的公共支出主要來(lái)源于對(duì)產(chǎn)出y所征的比例稅τy和中央政府發(fā)行的國(guó)債，因此有：

社會(huì)計(jì)劃者需要充分考慮經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定與發(fā)展的關(guān)系以及長(zhǎng)期發(fā)展與短期發(fā)展的關(guān)系，因此必須嚴(yán)格控制國(guó)債融資的比例。本文假設(shè)政府負(fù)債率p為政府累積負(fù)債額與國(guó)內(nèi)總產(chǎn)出的比值，即（21）可變形為：

第四，市場(chǎng)均衡分析。市場(chǎng)均衡的條件為市場(chǎng)出清，即市場(chǎng)中供給等于需求。所以在均衡條件下有：

在式（21）的約束下，將式（19）代入式（9）得到：

其中，γc為居民消費(fèi)增長(zhǎng)率。從式（23）中我們可以看到，居民消費(fèi)增長(zhǎng)率γc受中央政府支出比例φ1和地方政府支出比例φ2的影響。

消費(fèi)者在消費(fèi)初期（t=0時(shí)）的消費(fèi)函數(shù)假定為c（0）＞0，那么相應(yīng)的消費(fèi)路徑為：

第五，模型政策分析。在控制政府公共支出規(guī)模的情況下，政府公共支出構(gòu)成如何影響居民的消費(fèi)水平？假設(shè)政府稅收水平、政府負(fù)債率一定，求中央政府和地方政府公共支出對(duì)居民消費(fèi)的影響，則需要將式（27）對(duì)φ1、φ2求偏導(dǎo)數(shù)。政府公共支出的最有效結(jié)構(gòu)，即φ1和φ2的最優(yōu)狀態(tài)為：

為了進(jìn)一步分析支出結(jié)構(gòu)的改變對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，現(xiàn)對(duì)式（30）和式（31）進(jìn)行探討。政府對(duì)廠商產(chǎn)出征收的稅率為 0＜τ＜1，則（1-τ）＞0。政府公共支出由政府稅收τy和政府債券融資d=py組成，所以0≤p＜1，則（τ+p）＞0。由于（1-τ）＞0 和（τ+p）＞0，所以＞0，即隨著中央政府公共支出比例φ1的增加，居民消費(fèi)支出c也增加。同樣可以推得方政府公共支出比例φ2的增加，居民消費(fèi)支出c也在增加。

四、計(jì)量模型分析

（一）模型構(gòu)建

由上述理論模型分析，可得到關(guān)于居民消費(fèi)水平c（t）、中央政府公共支出份額φ1、地方政府公共支出份額φ2的理論模型推論。

推論1：在其他因素固定不變的情況下，提高中央政府公共支出份額φ1，居民消費(fèi)水平c（t）隨之提升。

推論2：在控制其他變量的情況下，地方政府公共支出份額φ2的提高，會(huì)提升居民消費(fèi)水平c（t）。

上述推論是基于Barro的內(nèi)生增長(zhǎng)模型得出來(lái)的，對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的解釋還需要結(jié)合中國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行考察。

根據(jù)式（27）和上述兩個(gè)推論，我們提出本文的計(jì)量模型為：

（二）變量定義

1.居民消費(fèi)規(guī)模（Consume）。本文中，用總的消費(fèi)支出減去政府消費(fèi)支出得到居民消費(fèi)支出，再用居民消費(fèi)支出除以當(dāng)年的人口數(shù)得到人均消費(fèi)支出，用人均消費(fèi)支出除以價(jià)格平減指數(shù)（CPI）得到人均真實(shí)消費(fèi)水平，對(duì)人均真實(shí)消費(fèi)水平取對(duì)數(shù)，即得到居民消費(fèi)規(guī)模變量。為了數(shù)據(jù)上顯示的直觀性，取對(duì)數(shù)后的居民消費(fèi)規(guī)模再除以10，代入模型進(jìn)行回歸分析。

2.核心解釋變量。（1）中央政府支出規(guī)模（GCentral）。本文用預(yù)算內(nèi)中央政府公共支出總額與支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比值衡量中央政府公共支出的規(guī)模，該規(guī)模反映了中央政府有計(jì)劃的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)范圍。（2）地方政府支出規(guī)模（GLocal），本文用預(yù)算內(nèi)地方政府公共支出總額占支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比重來(lái)衡量。

3.控制變量。為了研究結(jié)果更加準(zhǔn)確，我們需要加入一些控制變量，因?yàn)檫@些變量對(duì)居民消費(fèi)支出具有影響，將其放入殘差項(xiàng)會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。根據(jù)現(xiàn)有研究文獻(xiàn)和理論模型，我們引入四個(gè)控制變量，即政府負(fù)債規(guī)模（Debt）、總體稅率（Tax）、銀行存款利率水平（Rate）和居民收入水平（Income）。本文使用的數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，當(dāng)期消費(fèi)水平會(huì)受到前一期消費(fèi)水平的影響，故在模型中引入滯后一期的居民消費(fèi)水平consumet-1。

政府負(fù)債規(guī)模（Debt）。周程（2019）利用除西藏自治區(qū)以外的30?。ㄊ?、自治區(qū)）1995—2014年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，地方債增長(zhǎng)與居民福利存在倒U型關(guān)系，即在地方債超過某臨界點(diǎn)后，會(huì)引起居民福利的下降。居民消費(fèi)水平是反映居民福利水平的重要指標(biāo)，因此受到政府負(fù)債規(guī)模的影響。本文用政府負(fù)債累積總額與支出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比值，來(lái)衡量政府負(fù)債規(guī)模。

總體稅率（Tax）。谷成和張洪濤（2018）研究發(fā)現(xiàn)，公共產(chǎn)品（服務(wù)）利用稅收籌集資金，稅收通過再次分配縮小居民收入差距，調(diào)節(jié)產(chǎn)品及勞動(dòng)力的相對(duì)價(jià)格，進(jìn)而對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響。本文采用總體稅率進(jìn)行衡量，即用政府全部稅收收入與產(chǎn)出法國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比值表示，從而避免了區(qū)分稅種進(jìn)行計(jì)算的麻煩。

銀行利率水平（Rate）。陳昆亭、周炎和黃晶（2015）通過DSGE模型分析認(rèn)為，儲(chǔ)蓄利率的沖擊會(huì)使得普通工薪階層社會(huì)平均消費(fèi)比例下降，即對(duì)一般家庭消費(fèi)具有擠出效應(yīng)。本文采用1978—2017年一年期存款利率作為標(biāo)準(zhǔn)，剔除通脹影響得到真實(shí)利率水平。對(duì)于一年內(nèi)利率有浮動(dòng)的情況，采用加權(quán)平均的方法進(jìn)行計(jì)算，即（利率1*實(shí)施月數(shù)+利率2*實(shí)施月數(shù)）/12。

居民收入水平（Income）。周健等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，居民收入的變化會(huì)改變居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。本文選取城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民收入加權(quán)平均值取對(duì)數(shù)，作為居民收入的測(cè)度指標(biāo)。

引入控制變量后的計(jì)量模型修正為：

（三）描述性分析

本研究數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)財(cái)政年鑒》，選取了1978—2017年全國(guó)層面的宏觀年度數(shù)據(jù)，表1報(bào)告了變量的主要統(tǒng)計(jì)特征（包括變量間的相關(guān)系數(shù)）。此外，為了檢驗(yàn)計(jì)量模型中所選變量是否存在共線性，我們主要采取了以下兩種方法：其一，通過分析表1中各個(gè)解釋變量的相關(guān)系數(shù)，得出各解釋變量之間相關(guān)系數(shù)的最大值為0.749 7，大多數(shù)變量的相關(guān)系數(shù)都在0.4以下，且大多數(shù)變量在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，因此我們初步認(rèn)為，解釋變量之間不存在明顯的共線性；其二，計(jì)算模型中各自變量方差的膨脹因子（Variance Inflation Factor，VIF），從表1我們發(fā)現(xiàn)，VIF值最大為8.92，小于臨界值10，且VIF均值為5.31，在可接受范圍內(nèi)，因此認(rèn)為構(gòu)建的計(jì)量模型不存在共線性。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 ADF單位根檢驗(yàn)

（四）計(jì)量結(jié)果及分析

為比較分稅制改革前后政府支出作用是否發(fā)生明顯變化，本文分別對(duì)改革開放40年變量間的關(guān)系以及1994年分稅制改革前后變量間的關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析。

1.單位根和協(xié)整檢驗(yàn)。時(shí)間序列模型經(jīng)常存在單位根問題，導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象。表2顯示了單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，居民消費(fèi)規(guī)模、中央政府支出規(guī)模、地方政府支出規(guī)模等主要研究變量，以及政府負(fù)債水平、政府總體稅率、銀行存款利率和居民收入水平四個(gè)控制變量都包含單位根，為非平穩(wěn)時(shí)間序列。對(duì)計(jì)量模型中存在單位根的變量進(jìn)行一階差分后得到的序列不包含單位根，因此變量的時(shí)間序列均為一階單整I（1），滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

為檢驗(yàn)解釋變量與被解釋變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，需要進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。表3為包含常數(shù)項(xiàng)與時(shí)間趨勢(shì)的協(xié)整秩檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果表明，只有一個(gè)線性無(wú)關(guān)的協(xié)整向量。最大特征值檢驗(yàn)也表明，可以在5%的水平下拒絕“協(xié)整秩為0”的原假設(shè)，但是無(wú)法拒絕“協(xié)整秩為1”的原假設(shè)，故協(xié)整秩為1。

表3 居民消費(fèi)支出的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

通過Johansen檢驗(yàn)確定協(xié)整秩，但是協(xié)整誤差修正模型的滯后階數(shù)還沒有確定，需要確定最大滯后階數(shù)。如表4所示，包括信息準(zhǔn)則AIC和BIC在內(nèi)的所有準(zhǔn)則都表明，應(yīng)選擇滯后4階為最大滯后階數(shù)。

表4 協(xié)整模型的滯后階數(shù)

本文在考察40年間中央政府支出規(guī)模、地方政府支出規(guī)模與居民消費(fèi)之間的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，線性計(jì)量模型誤差項(xiàng)自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果BG檢驗(yàn)值（Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation）為0.000 0%，因此認(rèn)為誤差項(xiàng)在1%的顯著性水平下存在自相關(guān)，單位根檢驗(yàn)顯示非平穩(wěn)，OLS估計(jì)參數(shù)無(wú)效，存在偽回歸風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)上述分析，我們認(rèn)為變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系（協(xié)整關(guān)系），為保證估計(jì)的準(zhǔn)確性，本文采用4階滯后和1階單整的協(xié)整Johansen MLE估計(jì)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，引入誤差修正模型（VECM）研究各變量短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡關(guān)系更適合。

1978—2017年40年間計(jì)量模型的協(xié)整關(guān)系（長(zhǎng)期均衡）為：

估計(jì)結(jié)果表明，中央政府支出規(guī)模、地方政府支出規(guī)模、政府負(fù)債、稅率、銀行存款利率和居民收入水平的p值均小于1%，核心解釋變量中央政府支出規(guī)模和地方政府支出規(guī)模顯著影響居民的消費(fèi)水平。中央政府支出每增加1%，居民消費(fèi)水平增加3.396%，這與推論1一致。地方政府支出規(guī)模每增加1%，居民消費(fèi)水平將提高1.022%，這與推論2一致。控制變量政府負(fù)債水平、稅率水平、利率水平和收入水平每增加1%，居民消費(fèi)水平分別提高2.091%、減少2.724%、減少4.908%、提高2.598%。從長(zhǎng)期均衡關(guān)系看，中央政府和地方政府公共支出規(guī)模都促進(jìn)了居民平均消費(fèi)水平的提高。

為考察居民人均消費(fèi)水平與中央政府公共支出規(guī)模、地方政府公共支出規(guī)模的短期波動(dòng)關(guān)系，我們對(duì)上述存在協(xié)整關(guān)系的變量建立誤差修正模型，具體如下：

居民平均消費(fèi)水平差受到滯后一期中央政府公共支出、滯后一期地方政府公共支出規(guī)模的顯著負(fù)向影響和滯后兩期居民收入的顯著正向影響，影響系數(shù)分別為-0.498、-0.140、0.094，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.018。這意味著，滯后一期中央政府公共支出和地方政府公共支出每增加1%，會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)水平下降0.498%和0.14%；滯后兩期居民收入水平每增加1%，會(huì)引起居民消費(fèi)水平增長(zhǎng)0.094%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)用來(lái)度量系統(tǒng)偏離長(zhǎng)期均衡位置的程度，表明居民平均消費(fèi)水平由短期偏離向長(zhǎng)期均衡的自我修正速度相對(duì)較為緩慢。

協(xié)整誤差修正模型（VECM）穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除了VECM本身所假設(shè)的單位根外，伴隨矩陣的所有特征值均落在單位圓之內(nèi)，故協(xié)整誤差修正模型（VECM）是穩(wěn)定的。

圖2 中央財(cái)政收支與地方財(cái)政收支占GDP的比重

2.分階段分析。1978年改革開放以來(lái)，中央和地方政府的財(cái)政關(guān)系發(fā)生了重大轉(zhuǎn)變。1978年以前我國(guó)屬于完全計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期，中央財(cái)政高度集權(quán)，地方政府接受中央政府的財(cái)政轉(zhuǎn)移資金，執(zhí)行中央政府的分派計(jì)劃，地方財(cái)政收支割裂。改革開放以后，中央與地方的財(cái)政關(guān)系開始轉(zhuǎn)向分級(jí)包干（樓繼偉，2019）?！按蟀伞睍r(shí)期的財(cái)政體制改革有效調(diào)動(dòng)了地方政府的積極性，中央政府統(tǒng)收局面被打破，但統(tǒng)支的情形仍在延續(xù)，中央財(cái)政負(fù)擔(dān)較重，地方政府計(jì)劃外資金增加很快，出現(xiàn)了中央向地方政府借債的現(xiàn)象。為了改善中央財(cái)政狀況、適應(yīng)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，1994年我國(guó)進(jìn)行了分稅制改革。分稅制調(diào)動(dòng)了中央與地方兩級(jí)政府的財(cái)政積極性，提高了財(cái)政收入占GDP的比重和中央財(cái)政收入占全國(guó)財(cái)政收入的比重。1993年，財(cái)政收入占GDP的比重為12.6%，全國(guó)財(cái)政收入僅有22%上繳中央財(cái)政。

如圖2所示，1994年的分稅制改革使中央政府財(cái)政收支和地方政府財(cái)政收支發(fā)生了重大變化。政府收入方面，改革之初中央政府給地方政府定額度，地方政府繳納一定額度后剩下的收入均由地方支配，地方政府財(cái)政收入是中央政府的5.44倍。分稅制改革后，地方政府財(cái)政收入出現(xiàn)了斷崖式下降，隨后在較低水平緩慢回升。中央財(cái)政收入開始逐漸上升，1994年中央財(cái)政收入占GDP的比重超過地方政府，直到2008年，中央政府財(cái)政收入規(guī)模一直高于地方政府。2009年全球性經(jīng)濟(jì)危機(jī)波及中國(guó)，地方政府為了應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)危機(jī)的沖擊、穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)，要求中央適度下放財(cái)政自主權(quán)，地方政府財(cái)政收入再次超過中央政府。政府支出方面，中央政府財(cái)政支出規(guī)模呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢(shì)，而地方財(cái)政支出以1994年為分界線分為兩個(gè)階段。1994年以前，地方政府支出占GDP的比重總體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，1994年事權(quán)和財(cái)權(quán)重新劃分之后，地方政府支出占GDP的比重逐年上升，2015年地方財(cái)政支出占GDP的比例高達(dá)21.5%。中央財(cái)政支出和地方財(cái)政支出比例也發(fā)生了明顯變化，改革之初比例大體相同，但到2017年，地方財(cái)政支出規(guī)模是中央財(cái)政支出規(guī)模的5.8倍。

為了尋找分界點(diǎn)，我們對(duì)樣本期年份都進(jìn)行過Chow break point檢驗(yàn)。鄒至莊檢驗(yàn)（Chow Test）用來(lái)判斷時(shí)間序列在某一給定的時(shí)點(diǎn)是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化。1994年我國(guó)全面推行分稅制改革，從改革之初的“財(cái)政大包干”轉(zhuǎn)向中央財(cái)政和地方財(cái)政分稅種、分比例的稅收體制，中央事權(quán)和地方事權(quán)重新進(jìn)行劃分，這一改革必然使得中央政府和地方政府的財(cái)政格局發(fā)生變化。因此，本文選擇1994年為分界點(diǎn)，在計(jì)量模型的基礎(chǔ)上分析時(shí)間序列的結(jié)構(gòu)性變化。檢驗(yàn)結(jié)果如表5顯示，Chow預(yù)測(cè)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為40.622 4，概率值為0.000 0，表明1994年存在結(jié)構(gòu)性變化，可以拒絕“模型無(wú)顯著結(jié)構(gòu)變化”的原假設(shè)。同樣，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量等于8.888 1，LR統(tǒng)計(jì)量為90.904 8，且p值都十分小，因此可在 1%的顯著性水平上拒絕“模型無(wú)顯著的結(jié)構(gòu)變化”的原假設(shè)。所以，1994年分稅制改革可以作為一個(gè)結(jié)構(gòu)分割點(diǎn)。下面將對(duì)改革前后兩級(jí)政府支出規(guī)模與居民消費(fèi)水平的關(guān)系進(jìn)行比較分析。

表5 結(jié)構(gòu)性變化檢驗(yàn)

分階段回歸分析采用了最小二乘方法（OLS），驗(yàn)證中央政府公共支出、地方政府公共支出與居民消費(fèi)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。之所以沒有繼續(xù)采用協(xié)整分析的方法，是因?yàn)閰f(xié)整模型是建立在大樣本數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，而以1994年為界限，我們將樣本分成16個(gè)數(shù)據(jù)量樣本和24個(gè)數(shù)據(jù)量樣本。協(xié)整模型要求較高的自由度，小樣本數(shù)據(jù)會(huì)造成大量的信息損失，現(xiàn)有數(shù)據(jù)難以滿足模型的數(shù)據(jù)要求，為了保證估計(jì)結(jié)果的可靠性，本文在分階段回歸中采用了OLS方法。為驗(yàn)證線性模型是否存在誤差項(xiàng)自相關(guān)，分別進(jìn)行了BG檢驗(yàn)和Ljung-Box Q檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，1978—1993 年 p 值分別等于 0.842 7、0.839 3，1994—2017年p值分別為0.503 4、0.942 2，因此兩個(gè)時(shí)期均不存在誤差項(xiàng)自相關(guān)，可以直接用最小二乘（OLS）法進(jìn)行回歸?？紤]到政府支出對(duì)居民消費(fèi)的影響具有滯后效用，我們?cè)贠LS回歸中引入滯后一期的消費(fèi)變量作為控制變量，模型如式（33）所示。為了比較的直觀性，表6中只保留了核心變量的回歸結(jié)果。

表6 1994年前后居民人均消費(fèi)支出模型對(duì)比

1978—1993年樣本OLS回歸結(jié)果顯示，滯后一期的居民消費(fèi)對(duì)當(dāng)期居民消費(fèi)有顯著影響，系數(shù)為0.899。中央政府公共支出規(guī)模與居民消費(fèi)水平呈現(xiàn)顯著的擠出關(guān)系，系數(shù)為-0.194，即財(cái)政“大包干”時(shí)期中央政府公共支出顯著抑制了居民消費(fèi)。地方政府公共支出規(guī)模與居民消費(fèi)之間也呈現(xiàn)顯著的替代關(guān)系，替代系數(shù)為-0.438，說(shuō)明居民消費(fèi)水平受到地方政府公共支出的擠出。出現(xiàn)這一情況的主要原因可能在于：一方面，在財(cái)政“大包干”時(shí)期雖然實(shí)行地方定額上繳的財(cái)政收入制度，但中央統(tǒng)支的財(cái)政支出制度仍然存在，中央政府收入少、支出多，事權(quán)與財(cái)權(quán)不匹配現(xiàn)象嚴(yán)重，國(guó)內(nèi)公共產(chǎn)品短缺，居民預(yù)期未來(lái)不確定性較大，偏好儲(chǔ)蓄而非消費(fèi)，所以前一期的消費(fèi)與當(dāng)期消費(fèi)同質(zhì)化，高度相關(guān)；另一方面，地方政府留存過多，出現(xiàn)重復(fù)建設(shè)、結(jié)構(gòu)失調(diào)、區(qū)域壁壘、資源錯(cuò)配、經(jīng)濟(jì)過熱等問題，部分地區(qū)和產(chǎn)業(yè)公共支出邊際效用已經(jīng)為負(fù)，而一些地區(qū)和產(chǎn)業(yè)公共支出嚴(yán)重匱乏，公共資源分配嚴(yán)重不協(xié)調(diào)。

1994—2017年樣本OLS回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，滯后一期居民消費(fèi)對(duì)當(dāng)期居民消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的正向影響，系數(shù)為0.779。中央政府公共支出與居民消費(fèi)呈現(xiàn)非顯著的負(fù)向關(guān)系，系數(shù)為-0.023，即中央政府支出對(duì)居民消費(fèi)沒有顯著影響。地方政府公共支出規(guī)模與居民消費(fèi)之間呈現(xiàn)顯著的互補(bǔ)關(guān)系，系數(shù)為0.133，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)時(shí)期，地方政府支出有利于促進(jìn)居民消費(fèi)。

中央政府和地方政府支出對(duì)居民消費(fèi)的影響在兩個(gè)區(qū)間差異顯著，這與兩個(gè)階段的財(cái)政政策變化對(duì)地方政府公共支出的作用發(fā)生變動(dòng)有關(guān)。分稅制時(shí)期，中央和地方財(cái)權(quán)與事權(quán)基本明晰，中央政府公共支出主要用于國(guó)防、外交等國(guó)家安全穩(wěn)定性支出，對(duì)居民消費(fèi)沒有顯著影響，即這部分消費(fèi)性支出給居民消費(fèi)帶來(lái)的擠出效應(yīng)與帶來(lái)的收益相抵消。地方政府公共支出主要承擔(dān)建設(shè)性支出，有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，根據(jù)供給平衡增長(zhǎng)路徑理論（居民消費(fèi)與產(chǎn)出以相同比率增長(zhǎng)），地方政府公共支出會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)。

3.加入預(yù)算外公共支出規(guī)模的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一般來(lái)說(shuō)，公共支出都應(yīng)該體現(xiàn)在政府預(yù)算中，即公共支出應(yīng)該等于政府預(yù)算支出，但我國(guó)1995年11月才頒布實(shí)施的第一部《預(yù)算法》在預(yù)算編制過程中并沒有遵循完整性原則，政府公共支出還存在預(yù)算外支出和制度外支出。根據(jù)這一事實(shí)，為驗(yàn)證本文分析結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在預(yù)算內(nèi)公共支出的基礎(chǔ)上加上預(yù)算外支出，構(gòu)建全口徑公共支出，對(duì)原有模型進(jìn)行分析與驗(yàn)證。

預(yù)算外資金收支范圍和口徑發(fā)生過多次變化，但其根本性質(zhì)沒有改變，因此在預(yù)算外資金計(jì)算時(shí)需要進(jìn)行統(tǒng)一口徑的轉(zhuǎn)化。1993（不含1993年）年以前，公共支出包括國(guó)有企業(yè)及其主管部門的支出，而這部分支出在1993年以后被劃分到企業(yè)資金進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，故需要對(duì)1993年以前的數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，方法參照肖紅葉（2007）。第一，扣除1993年以前預(yù)算外收入中的企業(yè)部分，形成與1993—1995年一致的預(yù)算外收入；第二，用1993—1995年預(yù)算外支出占同期預(yù)算外收入的比重作為調(diào)整系數(shù)，調(diào)整1993年以前的數(shù)據(jù)（調(diào)整系數(shù)*口徑調(diào)整后的預(yù)算外收入）。2010年國(guó)家統(tǒng)計(jì)口徑不再體現(xiàn)預(yù)算外公共支出，本文采用政府預(yù)算外支出等于政府公共支出決算數(shù)減去政府公共支出預(yù)算數(shù)進(jìn)行計(jì)算。

中央政府和地方政府公共支出規(guī)模改為包括預(yù)算外支出的全口徑支出，居民消費(fèi)水平及控制變量均采用原來(lái)數(shù)據(jù)，因此需要對(duì)中央政府公共支出和地方政府公共支出進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中央政府公共支出的p值為0.348 9，變量存在單位根，一階差分后的p值為0.000 0，表明差分后不存在單位根，該變量為一階單整I（1）序列。地方政府公共支出單位根檢驗(yàn)的p值為0.881 3，存在單位根，一階差分后p值為0.000 1，表明該變量也為一階單整序列。協(xié)整關(guān)系（Johansen MLE）表示如下：

全口徑公共支出模型回歸結(jié)果如表6中列（5）、（6）所示，該結(jié)果與預(yù)算內(nèi)實(shí)證分析結(jié)果基本一致。中央政府和地方政府公共支出與居民消費(fèi)均存在顯著正向的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，系數(shù)由3.396、1.022變?yōu)?2.546、1.322。誤差修正模型（VECM）結(jié)果顯示，滯后一期的中央政府公共支出對(duì)居民消費(fèi)差分產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，地方政府公共支出對(duì)居民消費(fèi)差分產(chǎn)生了不顯著的負(fù)向影響。綜上，中央政府和地方政府公共支出對(duì)居民消費(fèi)的擠出效用在預(yù)算內(nèi)模型和全口徑模型下未發(fā)生顯著變化，表明該模型具有穩(wěn)健性。

4.政府支出傳導(dǎo)過程中宏觀經(jīng)濟(jì)變量的整體描述。上文對(duì)政府公共支出對(duì)居民消費(fèi)的影響進(jìn)行了分析，但不能從總體角度把握政府公共支出對(duì)居民消費(fèi)影響的傳導(dǎo)機(jī)制。實(shí)際上，宏觀經(jīng)濟(jì)變量是相互依存、相互作用的，探討經(jīng)濟(jì)變量間的因果關(guān)系是研究傳導(dǎo)機(jī)制的重要工具。下面分別研究1978—2017年中央政府公共支出、地方政府公共支出與政府負(fù)債、政府稅率、銀行利率、可支配收入、居民消費(fèi)之間的系統(tǒng)關(guān)系。之所以選擇以上變量，是因?yàn)檎С鐾ㄟ^這些宏觀變量傳導(dǎo)進(jìn)而影響居民消費(fèi)。凱恩斯學(xué)派分析認(rèn)為，面臨經(jīng)濟(jì)下滑，制定政策時(shí)應(yīng)當(dāng)考慮增加政府開支、減稅、擴(kuò)張財(cái)政，以刺激投資和消費(fèi)。

為確定變量間的因果關(guān)系，需要對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。利用VAR方法檢驗(yàn)該系統(tǒng)對(duì)應(yīng)的滯后階數(shù)，發(fā)現(xiàn)應(yīng)選擇滯后4階。經(jīng)濟(jì)變量滯后4階的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

表7 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

從表7我們可以發(fā)現(xiàn)中央政府和地方政府公共支出對(duì)居民消費(fèi)影響的傳導(dǎo)機(jī)制。第一，從中央政府公共支出角度分析，中央政府公共支出規(guī)模的變化會(huì)直接對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響，同時(shí)也會(huì)影響地方政府公共支出規(guī)模和政府稅。稅率的變化會(huì)直接影響居民消費(fèi)，影響居民可支配收入。居民可支配收入的變化又會(huì)影響居民消費(fèi)和銀行利率，銀行利率的變化會(huì)影響居民消費(fèi)和政府負(fù)債規(guī)模。第二，從地方政府公共支出的角度分析，地方政府公共支出的變化會(huì)直接影響居民消費(fèi)，同時(shí)會(huì)影響中央政府公共支出、居民可支配收入。居民可支配收入水平的變化會(huì)直接影響居民消費(fèi)和銀行利率，銀行利率的變化又會(huì)影響政府負(fù)債水平。

通過前文分析可發(fā)現(xiàn)，經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果與理論模型基本一致。理論模型分析發(fā)現(xiàn)，中央政府和地方政府公共支出規(guī)模與居民消費(fèi)規(guī)模均為互補(bǔ)關(guān)系。經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)研究表明，總體來(lái)看，中央政府和地方政府的公共支出規(guī)模對(duì)居民消費(fèi)均有顯著的促進(jìn)作用。

綜合表6和表7可以發(fā)現(xiàn)，中央政府公共支出僅占財(cái)政支出的18.75%左右，但收入?yún)s占財(cái)政收入的50%以上，僅有收入的36.87%左右用于中央政府自己支出，其中74.35%的支出用于國(guó)防、公共安全、教育、科技和糧油儲(chǔ)備，這些項(xiàng)目支出增幅不大。中央財(cái)政盈余以財(cái)政轉(zhuǎn)移的形式轉(zhuǎn)移給地方政府，表7顯示，中央政府支出增加顯著促進(jìn)了地方政府公共支出。一方面，中央政府公共支出的增加會(huì)直接擠出居民下一期的消費(fèi)，形成短期負(fù)向沖擊；另一方面，中央政府公共支出的增加會(huì)使得稅率提高，中央政府公共收入有90%以上來(lái)自于稅收，稅率提高增加了生產(chǎn)者的被剝奪感，導(dǎo)致居民生產(chǎn)積極性降低，使得中央和地方政府的可支出財(cái)政資金減少，居民可支配收入減少，進(jìn)而抑制了居民消費(fèi)。消費(fèi)減少會(huì)刺激金融部門采取逆周期政策，即降低利率以刺激消費(fèi)。利率降低使得人們的消費(fèi)偏好加強(qiáng)，提高了消費(fèi)水平，同時(shí)會(huì)刺激地方政府提高負(fù)債，增加支出。因此，中央政府公共支出水平的提高在短期內(nèi)會(huì)抑制消費(fèi)，但長(zhǎng)期會(huì)修正到均衡狀態(tài)，促進(jìn)居民消費(fèi)。

中央政府支出的增加通過財(cái)政轉(zhuǎn)移和降低貸款成本的方式促進(jìn)地方政府的財(cái)政支出。地方政府支出水平的提高會(huì)擠出下一期居民消費(fèi)，提高居民可支配收入。居民可支配收入的增加會(huì)刺激居民增加消費(fèi)，同時(shí)也會(huì)增加銀行儲(chǔ)蓄，降低利率水平。利率水平的下降又會(huì)進(jìn)一步刺激居民消費(fèi)，降低政府赤字成本，地方政府會(huì)增加負(fù)債，擴(kuò)大支出規(guī)模。地方政府支出規(guī)模的擴(kuò)大又會(huì)帶來(lái)新一輪的波動(dòng)，如此循環(huán)往復(fù)，不斷刺激居民消費(fèi)。因此，地方政府公共支出水平的提高短期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)減少，但是經(jīng)過一系列傳導(dǎo)，會(huì)使得居民消費(fèi)與地方政府支出回到均衡狀態(tài)，產(chǎn)生長(zhǎng)期促進(jìn)作用。

政府支出具有乘數(shù)效應(yīng)，地方政府建設(shè)性公共支出可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，根據(jù)平衡增長(zhǎng)路徑，資本存量會(huì)同時(shí)增加。資本存量的增長(zhǎng)又會(huì)使得銀行利率下降，銀行利率波動(dòng)會(huì)使得居民傾向于消費(fèi)而減少儲(chǔ)蓄。銀行利率的下降促使地方政府貸款規(guī)模擴(kuò)大，支出進(jìn)一步增加。地方政府公共支出主要用于建設(shè)性支出，其增加會(huì)使得居民可支配收入增加。一方面，居民可支配收入增加直接刺激居民消費(fèi)；另一方面，居民可支配收入增加會(huì)刺激銀行再降息。經(jīng)過這種連續(xù)不斷的動(dòng)態(tài)沖擊，最終實(shí)現(xiàn)了地方政府公共支出與居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，地方政府公共支出每增加1%，居民消費(fèi)將會(huì)增加1.022%。

五、結(jié)論及政策啟示

本文既研究了中央政府公共支出規(guī)模、地方政府公共支出規(guī)模與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，又以1994年為界限進(jìn)行了分階段研究。本文通過理論模型的分析得出兩個(gè)推論，并利用1978—2017年40年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡分析，同時(shí)進(jìn)行了總體和分階段檢驗(yàn)。研究結(jié)論主要有四點(diǎn)：（1）中央政府和地方政府公共支出的短期波動(dòng)均會(huì)引起居民消費(fèi)的負(fù)向響應(yīng)，且均滯后一期；（2）中央政府和地方政府的公共支出與居民消費(fèi)水平的長(zhǎng)期均衡關(guān)系是正向的，這與理論模型結(jié)論一致；（3）“大包干”時(shí)期，中央政府和地方政府公共支出規(guī)模均擠出了居民消費(fèi)；（4）分稅制時(shí)期，中央政府公共支出規(guī)模與居民消費(fèi)不存在顯著的負(fù)向關(guān)系，地方政府公共支出與居民消費(fèi)呈現(xiàn)的顯著正相關(guān)關(guān)系。

我國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)過40余年的高速發(fā)展，不平衡、不協(xié)調(diào)、不可持續(xù)的粗放增長(zhǎng)模式帶來(lái)的問題日益凸顯，要想實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，必須處理好穩(wěn)定與增長(zhǎng)的關(guān)系，其關(guān)鍵在于調(diào)整國(guó)內(nèi)的供給與需求結(jié)構(gòu)。本文的研究結(jié)論對(duì)政府制定宏觀政策進(jìn)而拉動(dòng)居民消費(fèi)具有一定的啟示作用。第一，從長(zhǎng)期均衡角度來(lái)看，應(yīng)當(dāng)減少中央政府和地方政府公共支出規(guī)模對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)，充分發(fā)揮市場(chǎng)的調(diào)節(jié)作用，減輕居民稅負(fù)，提升居民可支配收入，通過收入效應(yīng)實(shí)現(xiàn)居民消費(fèi)的增加。第二，不同消費(fèi)周期要采取不同的財(cái)政短期沖擊政策，居民消費(fèi)水平衰退時(shí)期，采取順周期政策，政府減少公共支出規(guī)模，刺激預(yù)期消費(fèi)增長(zhǎng)。居民消費(fèi)水平擴(kuò)張時(shí)期，采取逆周期政策，政府縮減公共支出規(guī)模，降低稅收，提高居民可支配收入，發(fā)揮金融市場(chǎng)活力，刺激居民消費(fèi)規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大。第三，不同的消費(fèi)結(jié)構(gòu)采用差異化戰(zhàn)略，對(duì)于居民消費(fèi)需求較大的產(chǎn)業(yè)，可以適度增加政府投資，提高消費(fèi)稅，擴(kuò)大產(chǎn)出規(guī)模與市場(chǎng)供給，抑制消費(fèi)過熱，實(shí)現(xiàn)供給與需求的均衡。對(duì)于居民消費(fèi)需求較少的產(chǎn)業(yè)，可以減少政府投資規(guī)模，降低消費(fèi)稅，縮減產(chǎn)出規(guī)模，抑制市場(chǎng)供給，刺激居民消費(fèi)，保持市場(chǎng)均衡。第四，匹配事權(quán)和財(cái)權(quán)有利于提升財(cái)政效率，地方政府能夠準(zhǔn)確了解本地市場(chǎng)的真實(shí)情況。給地方政府適度放權(quán)、擴(kuò)大地方政府公共支出規(guī)?？梢源龠M(jìn)居民消費(fèi)。中央公共支出更多地是從穩(wěn)定層面出發(fā)，支出對(duì)居民消費(fèi)沒有顯著影響，應(yīng)當(dāng)在保障社會(huì)、經(jīng)濟(jì)環(huán)境穩(wěn)定的條件下轉(zhuǎn)變中央政府的支出結(jié)構(gòu)。例如，對(duì)于中央和地方都有管轄權(quán)的教育、醫(yī)療和交通等，中央政府應(yīng)根據(jù)各地實(shí)際情況適度增加供給，調(diào)整中央政府和地方政府的支出結(jié)構(gòu)。