浙江财经学院：财政政策与城乡居民边际消费倾向（李永友、钟晓敏）

财政政策与城乡居民边际消费倾向 李永友钟晓敏 摘要:基于代表性家庭最优消费决策及其与财政政策的关系,估计中国财政 政策对城乡居民边际消费倾向的影响,结果表明,自1998年至今,城乡居民边际 消费倾向的下降幅度超过20%。城乡居民边际消费倾向下降,除源于收入分配 经济发展程度、预期、消费结构等因素的影喲外,与财政政策运用也有很大关系。 其中,未预期到的财政政策冲击对居民边际消费倾向产生的综合效应显著为负。以 未预期到的税收增加为融资工具的策略选择,大大抑制了结构调整的正面效应。因 此,扩大居民消费,不仅要通过财政增收,提髙居民消费能力,而且要通过调整财 政收支策略,稳定居民消费预期,提升居民边际消费倾向。 关键词:居民宏观消费率边际消费倾向财政政策 作者李永友,浙江财经学院财政与公共管理学院教授(杭州310018);钟晓 敏,浙江财经学院财政与公共管理学院教授(杭州310018) 弓 扩大居民消费需求,提高居民宏观消费率,已成为我国社会经济发展的一项长 期战略,不仅具有重要的经济意义,也具有现实的社会意义。过去10多年,解决居 民消费需求水平偏低和居民宏观消费率持续下降问题,实现需求结构再平衡,一直 是中央政府转变经济发展方式的重要抓手和财政调控的重点,但问题并没有因政府 系列财政政策而发生根本性改善。而且,这一情况至今还没有引起人们的充分重 视。已有研究更多从收入分配和消费环境的视角,讨论居民宏观消费率问题。就收 本文为教育部重大招标项目“促进发展方式转型的地方财政体制改革研究”(12JZD 032)、教育部新世纪优秀人才支持计划“我国民生支出收益分配及其机理研究” (NCET-1071)的阶段性成果。感谢匿名评审专家的有益建议。文责自负。 国家哲学社会科学学术期刊数据库

财政政策与城乡居民边际消费倾向 李永友 钟 晓敏 摘 要：基于代表性家庭最优消费决策及其与财政政策的关系，估计 中国财政 政策对城 乡居 民边际消费倾 向的影响，结果表 明， 自 1998年至今 ，城 乡居 民边 际 消费倾 向的下 降幅度超过 20％。城 乡居 民边 际消费倾 向下 降，除源 于收入 分配、 经济发展程度、预期、消费结构等因素 的影响外，与财政政策运 用也有很大关系。 其中，未预期到的财政政策冲击对居 民边 际消费倾 向产生的综合效应显著为负。以 未预期到的税收增加为融资工具 的策略选择，大大抑制了结构调整的正面效应。因 此，扩大居民消费，不仅要通过财政增收，提高居 民消费能力 ，而且要通过调整财 政收支策略，稳定居民消费预期，提升居 民边际消费倾 向。 关键词 ：居民宏观消费率 边 际消费倾向 财政政策 作者李永友，浙江财经学院财政 与公共管理学院教授 (杭 州 31OO18)；钟晓 敏，浙江财经学院财政与公共管理学院教授 (杭州 31O018)。 一 、 引 言 扩大居民消费需求 ，提高居 民宏观消费率 ，已成为我国社会经济发展的一项长 期战略，不仅具有重要的经济意义 ，也具有现实的社会意义。过去 10多年，解决居 民消费需求水平偏低和居民宏观消费率持续下降问题，实现需求结构再平衡 ，一直 是中央政府转变经济发展方式的重要抓手和财政调控的重点，但问题并没有 因政府 一 系列财政政策而发生根本性改善。而且，这一情况至今还没有引起人们的充分重 视 。已有研究更多从收入分配和消费环境 的视角 ，讨论居 民宏观消费率 问题 。就收 * 本文为教育部重 大招标 项 目 “促 进发展 方式转型 的地 方财政体制 改革研 究”(12JZD 032)、教 育部 新 世纪 优 秀人 才 支持 计 划 “我 国 民生支 出收益分 配及 其 机 理研 究” (NCET-1071)的阶段性成果 。感谢 匿名评 审专家的有益建议 。文责 自负。 · 63 ·

中国社会科学2012年第12期 入分配的部门结构而言,Kuis、①李扬和殷剑峰、②汪同三、③方福前④等的研究 认为,居民在国民收入初次分配和再分配中所获较少,劳动收入份额及居民收入占 比降低,是居民宏观消费率持续下降和水平低的重要原因。就收入分配的人群结构 而言,袁志刚和朱国林、朱国林等⑤的研究认为,居民之间不断扩大的收入分配差 距,造成了居民宏观消费率的持续下降。逻辑上,上述观点在一定程度上可以解释 我国居民宏观消费率较低。因为即使个体消费意愿不变,根据传统消费需求理论, 只要居民收人增长率低于GDP增长率,只要收入分配向高收入群体倾斜,居民宏观 消费率就会偏低。就消费环境而言,袁志刚和宋铮、万广华等⑥从宏观上讨论过消 费平滑能力的宏观消费效应。罗楚亮、杨汝岱和陈开斌⑦等从微观层面实证分析过 我国居民谨慎消费决策。类似研究还包括 Chamon和 Prasad等。⑧消费环境影响居 民宏观消费率,主要是因为居民消费跨期平滑能力有限,由此产生对未来收入和支 出的不确定预期,从而使居民出现明显的谨慎消费动机和预防性储蓄倾向。除上述 两方面因素,也有学者从消费结构升级和消费阶段特征,解释我国居民宏观消费率 趋势变化。 上述研究为理解我国居民消费不足现象提供了丰富的经验证据,然而,已有研 究在解释居民宏观消费率整体趋势特征时并不完美。就收入分配的部门结构而言, O Louis Kuijs, "How will China's Saving-Investment Balance Evolve?"World Bank Policy Research Working Paper, no 3958, July 1, 2006: Louis Kuijs, Investment and Saving in China, Washington, D. C: World Bank, East Asia and Pacific Region Poverty Reduction and Economic Management Sector Dept, 2005 ②李扬、殷剑峰:《中国高储蓄率问题探究——1992--2003年中国资金流量表的分析》, 《经济研究》2007年第6期 汪同三:《改革收入分配体系:解决投资消费失衡》,《金融纵横》2007年第11期。 方福前:《中国居民消费霱求不足原因研究——基于中国城乡分省数据》,《中国社会科 学》2009年第2期。 ⑤袁志刚、朱国林:《消费理论中的收入分配与总消费——及对中国消费不振的分析》, 《中国社会科学》2002年第2期;朱国林、范建勇、颜燕:《中国的消费不振与收入分 配:理论与数据》,《经济研究》2002年第5期 ⑥袁志刚、宋铮:《城镇居民消费行为变异与我国经济增长》,《经济研究》1999年第11 期;万广华、张菌、牛建高:《流动性约東、不确定性与中国居民消费》,《经济研究》 2001年第11期。 ⑦罗楚亮:《经济转轨、不确定性与城镇居民消费行为》,《经济研究》2004年第4期;杨 汝岱、陈开斌:《高等教育改革、预防性储蓄与居民消费行为》,《经济硏究》2009年第 8期 (8 Marcos D Chamon and Eswar S Prasad, "Why Are Saving Rates of Urban Households in China Rising? "American Economic Journal: Macroeconomics, vol. 2, no. 1, 2010 pp.93-130. 国家64会科学学术期刊数据库 inal so

中国社会科学 2012年第 12期 入分配的部门结构而言，Kujis、① 李扬和殷剑峰、② 汪同三、③ 方福前④等的研究 认为，居民在 国民收入初次分配和再分配中所获较少 ，劳动收入份额及居民收入 占 比降低 ，是居民宏观消费率持续下降和水平低的重要原因。就收入分配的人群结构 而言，袁志刚和朱国林 、朱国林等⑤的研究认为 ，居民之间不断扩大的收入分配差 距 ，造成了居民宏观消费率的持续下降。逻辑上 ，上述观点在一定程度上可以解释 我国居民宏观消费率较低 。因为 即使个体消费意愿不变，根据传统消费需求理论 ， 只要居民收入增长率低于 GDP增长率 ，只要收入分配向高收人群体倾斜，居民宏观 消费率就会偏低。就消费环境而言，袁志刚和宋铮、万广华等⑥从宏观上讨论过消 费平滑能力的宏观消费效应。罗楚亮、杨汝岱和陈开斌Cz)等从微观层面实证分析过 我国居民谨慎消费决策。类似研究还包括 Chamon和 Prasad等。⑧ 消费环境影响居 民宏观消费率，主要是因为居民消费跨期平滑能力有限，由此产生对未来收人和支 出的不确定预期，从而使居民出现明显 的谨慎消费动机和预防性储蓄倾向。除上述 两方面因素 ，也有学者从消费结构升级和消费阶段特征，解释我 国居民宏观消费率 趋势变化 。 上述研究为理解我国居民消费不足现象提供了丰富的经验证据 ，然而，已有研 究在解释居民宏观消费率整体趋势特征时并不完美。就收入分配 的部 门结构而言， ① LouisKuijs，“HOW willChina’SSaving—InvestmentBalanceEvolve?”World Bank PolicyResearchW orkingPaper，no．3958，July1，2006；LouisKu s，Investmentand Saving in China，W ashington，D．C．：W orld Bank，EastAsia and Pacific Region， Poverty Reduction andEconom icM anagem entSectorDept．，2005． ② 李扬、殷剑峰：《中国高储 蓄率 问题探究——1992—2()(]3年 中国资金流量表的分析》， 《经济研究》2007年第 6期。 ③ 汪同三：《改革收入分配体 系：解决投资消费失衡》，《金融纵横》2007年第 11期。 ④ 方福前 ：《中国居民消费需求不足原 因研究—— 基于中国城 乡分省数据》，《中国社会科 学》2009年第 2期。 ⑤ 袁志刚、朱国林： 《消费理论 中的收入分 配与总消费——及对 中国消费不振的分析》， 《中国社会科学》2002年第 2期；朱国林、范建勇、颜 燕：《中国的消费不振 与收入分 配 ：理论 与数据》，《经济研究》2002年第 5期。 ⑥ 袁志刚、宋铮 ：《城镇居民消费行为变异与我国经济增长》，《经济研 究》1999年第 11 期；万广华、张茵、牛建高：《流动性约束、不确定性与中国居 民消费》，《经济研究》 2001年第 11期。 ⑦ 罗楚亮：《经济转轨、不确定性与城镇居 民消费行为》，《经济研 究》2004年第 4期 ；杨 汝岱、陈开斌 ：《高等教育改革、预 防性储蓄与居民消费行为》，《经济研究》2009年第 8期 。 ⑧ MarcosD．ChamonandEswarS．Prasad．“W hyAreSavingRatesofUrbanHouseholds inChinaRising?”AmericanEconomicJournal：Macroeconomics，vo1．2，no．1，2010， pp．93—130． · 64 ·

财政政策与城乡居民边际消费倾向 按照已有文献逻辑,居民收人增长率与经济增长率差距越大,居民消费率下降应越 快。但从1985年至1998年,居民收入增长率年均低于经济增长率近3.76个百分 点,从1999年至2009年,前者年均低于后者仅161个百分点,但居民消费率在后 一个时段下降了11.17个百分点,在前一个时段却只下降了5.46个百分点。①就收 入分配的人群结构和消费环境而言,无论是不同收入群体的消费意愿差异,还是消 费跨期平滑能力受限,在我国都是长期因素,更何况收入分配差距和流动性约束至 少在过去10多年中并没有出现恶化趋势,而 Jappelli和 Pistaferri②提供的证据甚至 表明情况在逐步改善。虽然20世纪90年后期的社会事业领域市场化改革,对居民 消费决策产生了冲击,但这种冲击也仅是一次性的,更何况自2002年以来政府出 台了各种社会政策,一定程度上缓解了这一因素的不利影响。上述一系列证据意 味着,虽然收入水平及其分布特征、社会事业领域市场化改革、消费结构升级等 是我国居民宏观消费率下降和偏低的重要原因,但至少在1999年之后,居民宏观 消费率持续大幅度下降,一定还受到其他因素的影响。 逻辑上,决定居民消费的不外乎两个因素,即消费能力和边际消费倾向(也经 常被称为消费意愿),两者都会受到政府财政政策的影响。但从我国过去10多年的 财政政策运用情况看,财政政策在使居民消费能力不断提升的同时,却抑制了居民 边际消费倾向,所以从综合效果看,居民宏观消费率并没有因财政政策持续高强度 运用而有所逆转。由于边际消费倾向不仅是决定居民消费水平的重要变量,也是决 定财政政策运用效果的关键因素,所以边际消费倾向受到抑制,不仅影响居民消费, 而且也恶化了财政政策的运用环境和实际效果。两者的螺旋式恶化,使宏观调控对 财政政策的依赖度不断提高,财政干预强度和调控成本不断上升。然而,上述论断 仅有吕冰洋③曾给出过间接证据。为给出财政政策运用影响居民边际消费倾向的直 接证据,本文将在已有文献基础上,通过分析居民边际消费倾向的趋势变化特征, 以及财政政策在居民边际消费倾向趋势变化中扮演的角色,实证考察财政政策影响 居民边际消费倾向的方式和程度。 、理论框架 在相当长一段时间,学术界讨论财政政策与居民消费关系时,一直认为居民边 ①根据《中国统计年鉴》相关年份统计数据计算。 2 Tullio Jappelli and Luigi Pistaferri, "The Consumption Response to Income Changes The Annual Review of economics,vol.2,2010,pp.479-506.根据樊纲、王小鲁的研 究,银行卡普及率对消费具有显著影响,其对消费的贡献率约1%。参见樊纲、王小 鲁:《消费条件模型和各地区消费条件指数》,《经济研究》2004年第5期 吕冰洋:《财政扩张与供需失衡:孰是因?孰是果?》,《经济研究》2011年第3期。 国家哲学社会 ·65·

财政政策与城 乡居民边 际消费倾 向 按照已有文献逻辑 ，居民收人增长率与经济增长率差距越大 ，居民消费率下降应越 快。但从 1985年至 1998年，居民收入增长率年均低于经济增长率近 3．76个百分 点 ，从 1999年至 2009年，前者年均低于后者仅 1．61个百分点，但居民消费率在后 一 个时段下降了 11．17个百分点，在前一个时段却只下降了 5．46个百分点。① 就收 入分配的人群结构和消费环境而言，无论是不同收入群体的消费意愿差异 ，还是消 费跨期平滑能力受限，在我国都是长期因素，更何况收入分配差距和流动性约束至 少在过去 10多年 中并没有出现恶化趋势 ，而 Jappelli和 Pistaferri②提供的证据甚至 表明情况在逐步改善。虽然 20世纪 90年后期的社会事业领域市场化改革 ，对居 民 消费决策产生了冲击 ，但这种冲击也仅是一次性 的，更何况 自 2002年以来政府出 台了各种社会政策 ，一定程度上缓解 了这一 因素的不利影响。上述一系列证据意 味着 ，虽然收入水平及其分布特征 、社会事业领域市场化改革 、消费结构升级等 是我国居民宏观消费率下降和偏低 的重要原因 ，但至少在 1999年之后 ，居民宏观 消费率持续大幅度下降 ，一定还受到其他因素的影响。 逻辑上 ，决定居民消费的不外乎两个因素 ，即消费能力和边际消费倾 向 (-g经 常被称为消费意愿)，两者都会受到政府财政政策的影响。但从我国过去 10多年的 财政政策运用情况看 ，财政政策在使居民消费能力不断提升的同时，却抑制了居民 边际消费倾向，所以从综合效果看 ，居民宏观消费率并没有 因财政政策持续高强度 运用而有所逆转 。由于边际消费倾 向不仅是决定居民消费水平 的重要变量 ，也是决 定财政政策运用效果的关键因素，所以边际消费倾向受到抑制 ，不仅影响居民消费， 而且也恶化了财政政策的运用环境和实际效果。两者的螺旋式恶化 ，使宏观调控对 财政政策的依赖度不断提高，财政干预强度和调控成本不断上升。然而，上述论断 仅有 吕冰洋③曾给出过问接证据。为给出财政政策运用影响居 民边际消费倾 向的直 接证据 ，本文将在已有文献基础上 ，通过分析居 民边 际消费倾 向的趋势变化特征， 以及财政政策在居 民边际消费倾 向趋势变化 中扮演 的角色，实证考察财政政策影响 居民边际消费倾向的方式和程度。 二 、理论框架 在相当长一段时间，学术界讨论财政政策与居 民消费关系时，一直认为居民边 ① 根据 《中国统计年鉴》相关年份统计数据计算。 ② TullioJappelliandLuigiPistaferri，“TheConsumptionResponsetoIncomeChanges，” ThgAnnualReview 0厂Economics，vo1．2，2010，PP．479—506．根据樊纲、王小鲁 的研 究，银行卡普及 率对消费具 有显著影响，其对消费 的贡献率约 1 。参见樊纲、王小 鲁：《消费条件模型和各地 区消费条件指数》，《经济研究》2004年第 5期。 ③ 吕冰洋：《财政扩张与供 需失衡 ：孰是因?孰是果?》，《经济研究》2011年第 3期。 · 65 ·

中国社会科学2012年第12期 际消费倾向是稳定的,影响居民消费水平的仅是居民消费能力。这一传统认识直到 最近才发生改变,因为在过去10多年,一些研究发现,居民边际消费倾向并不是稳 定的,而是变化的。例如 Shapiro和 Slemrod、 Souleles和 Berger-Thomson等①的 研究发现,居民对税收政策变化做出的消费反应,并不总是不变的。通过比较居民 对两次税收政策变化做出的消费反应,他们发现,同样单位的税收变化,居民做出 的消费反应呈减弱趋势。然而,这类文献都是利用比较静态方法和消费对政策冲击 反应,估计两个时点的居民边际消费倾向,并没有获得居民边际消费倾向的整体变 化趋势和特征。此外,与早期研究一样,上述文献所获得的居民边际消费倾向变化 的经验证据,仅是财政政策与消费关系分析的副产品,并没有给出居民边际消费倾 向估计的一般方法。相比较, Haavelmo②则细致地讨论过边际消费倾向的估计问 题,但只是从乘数模型推导出居民边际消费倾向,并忽略了变量间内生决定的问题。 在经验上估计居民边际消费倾向的文献,仅有 Langemeier和 Patrick、 Luengo Prado和 Sorensen。③前者估计美国伊利诺斯州农场主的边际消费倾向,发现短期 边际消费倾向相对稳定,但长期边际消费倾向呈明显下降趋势。后者则基于缓冲存 货模型,估计美国各州的居民平均边际消费倾向,发现存在较强的预防性储蓄动机, 主要源于收入不确定性。然而,上述两篇实证文献都基于制度相对稳定的美国,在 制度不断变化的中国,上述经验发现是否依然成立,还需要给出中国的经验证据 此外,无论是讨论财政政策与居民消费关系,还是讨论边际消费倾向变化,已有文 献都没有给出财政政策影响居民边际消费倾向的方式和程度 理论上,财政政策影响居民消费的机理并不复杂,其途径主要有两个。一是对 居民收入产生直接影响。例如,征收个人所得税和财产税,直接导致居民可支配收 入下降;对交易征税,改变居民可支配收入的真实购买力;向居民或家庭提供直接 补助,即改变居民或家庭的转移性收入,等等。二是改变劳动生产率和居民不稳定 O Matthew D. Shapiro and Joel Slemrod, "Consumer Response to Tax Rebates, "The American Economic Review, vol. 93, no. 1, 2003, pp. 381-396; Nicholas S. Souleles Consumer Response to the Reagan Tax Cuts, "Journal of Public economics, vol. 85 no. 1, 2002, pp 99-120; Laura Berger-Thomson, Elaine Chung and Rebecca Mckibbin, Estimating Marginal Propensities to Consume in Australia Using Micro Data, "The Economic Record, vol. 86, Special Issue, 2010, pp 49-60 rygve Haavelmo, "Methods of Measuring the Marginal Propensity to Consume Journal of the American Statistical Association, vol. 42, no 3, 1947 F, Patrick,“Fa Marginal p Consume: An Application to Illinois Grain Farms, "American Journal of agriculture Economics, voL. 72, 1990, pp. 309-316: Maria Jose Luengo-Prado and Bent E. Sorensen, What Can Explain Excess Smoothness and Sensitivity of State-Level Consumption? "The Review of Economics and Statistics, vol. 90, no 1, 2008, pp. 65-80 国家·66·会科学学术期刊数据库

中国社会科学 2012年第 12期 际消费倾向是稳定的，影响居民消费水平的仅是居民消费能力 。这一传统认识直到 最近才发生改变，因为在过去 10多年 ，一些研究发现 ，居民边际消费倾 向并不是稳 定的，而是变化 的。例如 Shapiro和 Slemrod、Souleles和 Berger-Thomson等 的 研究发现，居民对税收政策变化做出的消费反应 ，并不总是不变的。通过 比较居民 对两次税收政策变化做出的消费反应 ，他们发现，同样单位的税收变化 ，居民做 出 的消费反应呈减弱趋势。然而，这类文献都是利用 比较静态方法和消费对政策冲击 反应 ，估计两个时点的居民边际消费倾 向，并没有获得居 民边际消费倾 向的整体变 化趋势和特征。此外，与早期研究一样 ，上述文献所获得的居民边际消费倾向变化 的经验证据，仅是财政政策与消费关系分析的副产品，并没有给出居 民边际消费倾 向估计的一般方法。相 比较 ，Haavelmo@则细致地讨论过边际消费倾 向的估计 问 题 ，但只是从乘数模型推导出居民边际消费倾 向，并忽略了变量间内生决定的问题 。 在经验上估计 居 民边 际消 费倾 向的文献，仅 有 Langemeier和 Patrick、Luengo— Prado和 Sorensen。③ 前者估计美 国伊利诺斯州农场主的边际消费倾 向，发现短期 边际消费倾向相对稳定，但长期边际消费倾向呈 明显下降趋势。后者则基于缓冲存 货模型 ，估计美国各州的居民平均边际消费倾 向，发现存在较强的预防性储蓄动机 ， 主要源于收人不确定性。然而，上述两篇实证文献都基于制度相对稳定的美国，在 制度不断变化的中国，上述经验发现是否依然成立 ，还需要给 出中国的经验证据。 此外 ，无论是讨论财政政策与居民消费关系，还是讨论边际消费倾 向变化 ，已有文 献都没有给出财政政策影响居民边际消费倾向的方式和程度。 理论上，财政政策影响居民消费的机理并不复杂，其途径主要有两个 。一是对 居民收入产生直接影响。例如，征收个人所得税和财产税，直接导致居民可支配收 人下降；对交易征税 ，改变居民可支配收入的真实购买力 ；向居民或家庭提供直接 补助 ，即改变居民或家庭的转移性收入，等等。二是改变劳动生产率和居民不稳定 ① Matthew D．Shapiro andJoelSlemrod，“ConsumerResponseto Tax Rebates，” AmericanEconomicReview ，vo1．93，no．1，2003，PP．381—396；NicholasS．Souleles， “ConsumerResponsetotheReaganTaxCuts，”JournalofPublicEconomics，vo1．85， no．1，2002，PP．99～120；LauraBerger-Thomson，ElaineChung and RebeccaM ckibbin， “Estimating M arginalPropensities to Consume in Australia U sing M icro Data．” EconomicRecord，VO1．86，SpecialIssue，2010，PP．49—60． ② TrygveHaavelmo，“MethodsofMeasuringtheMarginalPropensitytoConsume，” JournaloftheAmericanStatisticalAssociation，VO1．42，no．3，1947，PP．105—122． ③ MichaelR．LangemeierandGeorgeF．Patrick，“Farmers’MarginalPropensityto Consume：AnApplicationtoIllinoisGrainFarms．’’AmericanJournalof Agriculture Economics，vo1．72，1990，PP．309—316；MariaJos6Luengo-PradoandBentE．S~rensen， “WhatCan Explain ExcessSmoothnessand Sensitivity ofState-gevelConsumption?” The Review ofEconomicsandStatistics，vo1．9O，no．1，2008，PP．65—8O．

财政政策与城乡居民边际消费倾向 预期,间接作用于居民消费,后者主要通过居民边际消费倾向传递。提高居民劳动 生产率,稳定经济增长预期,降低居民风险暴露程度等,都会增强居民当期消费信 心,表现为居民边际消费倾向上升,即使居民收入没有发生变化,居民消费也会增 加。上述逻辑实际上在第二个途径方面,建立了财政政策与居民边际消费倾向的关 系,然而这种逻辑推演既缺乏理论支撑又缺乏经验证据。为此,需要从理论和经验 两个层面,再现上述逻辑。 首先建立两者关系的理论框架。将一个地区代表性家庭确定为分析对象,以离 散的 Ramsey模型为基础,①考察其最优消费决策。该代表性家庭追求终生效用最 大化,即maxE∑(1+p)"u(c+,g+n),其中c是家庭消费,g为政府社会性 支出,u(·)为效用函数,满足效用函数的一般特征和稻田条件,p为贴现率。居 民最大化终生效用函数所受预算约束为:b1+1=b2(1+r1)+w1+1(1-t)-c1(1+ t。),其中w;+1为家庭工资收人,t和t。分别为收人所得税和交易税,在最后一期 的家庭资产满足br≥0。②为简化起见,假定家庭是一个风险厌恶者、无弹性供给 的单位劳动。家庭存在较强流动性约束,致使家庭在遭遇收支风险时,无法通过资 本市场平滑消费。这样,家庭每期消费决策就会与其当期遭遇的风险和未来预期有 关。家庭当期工资收入w取决于上期工资收入w-1,本期劳动生产率增长率v和 临时性冲击e",劳动生产率增长率v=v合,其中η为一个常量。这样w w1-1n]e",其中e和e"满足:E(eA)=E(e")=1,cov(ee)=0。从家庭 工资收入决定过程看岀,家庭持久收入p-w-1η将围绕一个既定路径增长。持久 性收入冲击造成的家庭收入变化为p(e-1),持久收入冲击使家庭工资收入在不 同增长路径上发生转换。对风险厌恶型家庭而言,当期实际收入应是经终生收入风 险消除后的部分,即w:/o4“,其中分母两项分别为两类冲击的标准差,以反映终 生收入遭遇的平均风险。 为求出家庭当期最优消费决策,我们采用递归方法,将前述最大化问题表达为 更为紧凑的(1)式: max u(Ct, gs)+Ev(b+1, Wi+1) (1+o) (1)式有两个状态变量b1+和W+1,家庭基于当期信息,预期这两个状态变 量,选择当期最优消费,并受预算b+1=b(1+r1)+w+1(1-t)-c1(1+t)所约 束。设家庭效用为常相对风险规避函数(CRRA),即 (cg:) 1-y。经过前述一系列过 o Frank P Ramsey, "A Mathematical Theory of Saving, "The Economic Journal, vol 38 no.152,1928,pp.543-559 ②即代表性家庭获得的利息收入免税,并在期末偿付清所有债务。 国家 67·

财政政策与城 乡居民边际消费倾 向 预期 ，间接作用于居民消费 ，后者主要通过居民边际消费倾 向传递。提高居民劳动 生产率 ，稳定经济增长预期 ，降低居民风险暴露程度等，都会增强居 民当期消费信 心 ，表现为居 民边际消费倾 向上升 ，即使居 民收入没有发生变化 ，居 民消费也会增 加。上述逻辑实际上在第二个途径方面，建立了财政政策与居民边际消费倾向的关 系 ，然而这种逻辑推演既缺乏理论支撑又缺乏经验证据。为此，需要从理论和经验 两个层面 ，再 现上述逻辑 。 首先建立两者关系的理论框架 。将一个地区代表性家庭确定为分析对象 ，以离 散的 Ramsey模型为基础 ，① 考察其最优消费决策。该代表性家庭追求终生效用最 大化，即 maxE ∑ (1+p)～u(c+，g )，其中 c是家庭消费 ，g 为政府社会性 支出，u(·)为效用函数，满足效用函数 的一般特征和稻 田条件，p为贴现率 。居 民最大化终生效用函数所受预算约束为 ：b+一b(1+r)+w+1(1一t)一C(1+ t)，其中 w+ 为家庭工资收入，t 和 t。分别为收入所得税和交易税 ，在最后一期 的家庭资产满足 bT≥0。② 为简化起见，假定家庭是一个风险厌恶者、无弹性供给 的单位劳动。家庭存在较强流动性约束 ，致使家庭在遭遇收支风险时，无法通过资 本市场平滑消费。这样 ，家庭每期消费决策就会与其 当期遭遇的风险和未来预期有 关 。家庭当期工资收入 w 取决于上期工资收入 w ，本期劳动生产率增长率 和 临时性 冲击 ￡，劳动 生 产率 增 长率 一 ￡，其 中 为一个 常量 。这 样 w 一 Ew一1 ]￡，其中 ￡ 和 ￡ 满足 ：E (￡)一 E (￡w)： 1，COV(gA￡w)一 0。从家庭 工资收入决定过程看出，家庭持久收入 P一w一T1将 围绕一个既定路径增长。持久 性收入冲击造成的家庭收入变化为 P (e一1)，持久收入冲击使家庭工资收人在不 同增长路径上发生转换 。对风险厌恶型家庭而言 ，当期实际收入应是经终生收入风 险消除后的部分 ，即 w／a 6w，其中分母两项分别为两类冲击的标准差 ，以反映终 生收入遭遇的平均风险。 为求出家庭当期最优消费决策 ，我们采用递归方法 ，将前述最大化问题表达为 更为紧凑的 (1)式 ： maxu (ct ) + (1) Ct (1)式有两个状态变量 b+ 和 w+，家庭基于当期信息 ，预期这两个状态变 量，选择当期最优消费，并受预算 bt十1=b(1+r)+w+ (1一t)一C(1+t。)所约 rr、． 、1 T 束。设家庭效用为常相对风险规避函数 (CRRA)，til 。经过前述一系列过 ① FrankP．Ramsey，“AMathematicalTheoryofSaving，” EconomicJournal，vo1．38 no．152，1928，PP．543—559． ② 即代表性家庭获得的利息收入免税，并在期末偿付清所有债务。 · 67 ·

中国社会科学2012年第12期 程,根据 carroll可以获得最优化一阶条件(2)式,其中G=1① dw u(c,g)=a【(1+r)w+:(b+1,W+)-de;w;(b+,w+1) (2) 由于在(2)式中消费对工资决定是外生的,所以右边括号内第二项 0。这样,根据包络定理就获得了消费的欧拉方程 c1+1[o(1+r)] 形 式上这个欧拉方程,与无限期界完美预期模型获得欧拉方程一样。由于家庭需 要满足跨期预算约束,这意味着所有消费的贴现值必须等于所有资源的贴现值, 即∑P(c)=b1+∑P(w:),其中∑P(w1)=(w,/o:^a) (1+r))1 (1+r) (1-tm)。根据前述欧拉方程可得消费现值为∑P(c1) +r)/x)-1(a(1+r))1]rt+1 (1+r)/x]-1(a(1+r)) )(1+t),其中x为1加上社会 性支出增长率。②经过上述过程,可获得当期消费水平(3)式 1-[(1+r)/x-1[o(1+r)] 1-[(41+1)/x)-(a(1+r)7+)g(1+t (b+(w;/o4^o) 1-(y/(1+r))-+1 1-n(1+)](1-tm)) (3)式实际上为我们建立了当期消费与家庭工资收入的关系,由于就终生而言, ∑b=0,所以在分析家庭终生消费决策时,暂可忽略b。为得到家庭当期消费与工资 收入关系的简略式,对(3)进行对数线性变换,并将其他与工资收入无关的因素放 到一起,就获得(4)式,其中(g,tw,t,…)为除工资收人以外的其他影响。即: Inc,=anInw,ta2Inoa + Inow FaIn(g, tw, te,.) (4) 从(3)式和(4)式看出,收入本身对消费影响总是正的,但无论是临时性收入冲 击还是持久性收入冲击,对消费的影响都是负的,即(4)式中的a2<0,a3<0。在 (3)式基础上,我们可以进一步考虑财政政策对边际消费倾向的影响,首先简化假 定04=9(g2)°,:=(g),其中-1<a,B<1。这种假定在某种程度上是合理 的,政府经济性支出可能扩大也可能减弱劳动生产率遭遇的外生冲击,政府社会性 支出同样可能扩大或减弱临时性的收入冲击。其次用两个等式替换(3)式中的 和σ",在此基础上对(3)式两边求w:一阶导数,得到(5)式。即: O Christopher D. Carroll, "Consumption under Perfect Foresight and CRRA Utility www.ecin2.jhuedu/people/ccarroll/public/lecturenotes/consumption,2012 ②为简化起见,设定社会性支出增长率为常数,这样ⅹ也就为常数

中国社会科学 2012年第 12期 程 ，根据 carr0ll可以获得最优化一阶条件 (2)式，其 中 一 ：① u(c，g)一 [(1+r)vb+1(b+1，w+1)一_dWt+一 lvw+(b+1，w+1)] (2) 由于在 (2)式中消费对工资决定是外生 的，所 以右边括号 内第二项 dwt+1 一。。这 样 ，根 据 包 络 定 理 就 获 得 了 消 费 的 欧 拉 方 程 一 。形 式上这个欧拉方程 ，与无 限期界完美预期模型获得欧拉方程一样 。由于家庭需 要满足跨期预算 约束 ，这意味着所有消费的贴现值必须等于所有资源 的贴现值 ， 即 ∑T P (c ) 一 b + ∑T P (w )， 其 中 ∑T P (w ) 一 (w／ 。 ) [ _一 ](1-tw)。根据前述欧拉方程可得消费现值为 TP (c)一 cg ( 1一 ／T )(1+t)，其中 x为 1加上社会 [(1+r)／x]～ ( (1+r)) ’ 。 上 性支出增长率。② 经过上述过程 ，可获得当期消费水平 (3)式： c===c1一[((1+r)／x) ((1+r)) ]T 州 g(14-t。) w [ ](1_tw)) (3) (3)式实际上为我们建立 了当期消费与家庭工资收入的关系，由于就终生而言， ∑b一O，所以在分析家庭终生消费决策时，暂可忽略 b。为得到家庭当期消费与工资 收入关系的简略式，对 (3)进行对数线性变换 ，并将其他与工资收入无关的因素放 到一起 ，就获得 (4)式，其中 ( t，t… ．．)为除工资收人以外的其他影响。即： lnct— allnwt+ a21n A+ 33lno + a41n(g ，t ，t，… ) (4) 从 (3)式和 (4)式看出，收入本身对消费影响总是正的，但无论是临时性收入 冲 击还是持久性收人冲击 ，对消费的影响都是负的，即 (4)式中的 a2<0，a3<0。在 (3)式基础上 ，我们可以进一步考虑财政政策对边际消费倾 向的影响，首先简化假 定 一 (g)， 一 (g)p，其中一1<d，13<1。这种假定在某种程度上是合理 的，政府经济性支出可能扩大也可能减弱劳动生产率遭遇的外生冲击 ，政府社会性 支出同样可能扩大或减弱临时性的收入冲击 。其次用两个等式替换 (3)式 中的 和 。在 此基 础 卜对 (3) 式 两 求 w 一 阶导 数 ．得 到 (5)式 即 ： ① ChristopherD．Carroll，“ConsumptionunderPerfectForesightandCRRA Utility， WWW．ecin2．jhu．edu／people／ccarroll／public／lecturenotes／consumption，2012． ② 为简化起见，设定社会性支出增长率为常数 ，这样 x也就为常数。 · 68 ·

财政政策与城乡居民边际消费倾向 [(1+r)/x][o(1+r)] )17]r1(g)°(g)1+(1+t) (/(1+r)1+1 v/(1+r)](1-t (5) 从(5)式看出,税收对家庭边际消费倾向的影响总是负的,可以通过对(5)式两 边求t和t。导数得出,只不过所得税tw的影响相对直接,而交易税t。的影响相对 复杂。与税收相比,政府支出对家庭边际消费倾向的影响则相对复杂,不仅取决于 a,B的符号,还取决于其和税收的交互关系。因为对政府而言,需要满足预算平衡 要求,即g+g2+g=w1t+c1t,其中g为政府维持性支出。① 城乡居民边际消费倾向估计及趋势特征 这部分将在(4)式基础上,通过收入分解,利用1991年以来省级面板数据, 估计城乡居民边际消费倾向。②然而,(4)式并不能被直接用于估计居民边际消费 倾向,因为(4)式右边的第二、三两项,仅是两类收入风险对消费决策的影响。获 得居民边际消费倾向,还需将(4)式根据收入类型进行变换。实际收入w1包括三 个部分:持久收入部分,持久收入冲击造成的持久收入变化部分,临时性收入冲击 造成的收入变化部分。无论是持久收人冲击还是临时收入冲击,都难以直接观察, 所以直接利用冲击本身拆分收入的难度较大。为避免这种困难,用两类冲击给收入 造成的风险大小替代冲击本身,同时利用w1=p;ee替换(3)式中的工资收入, 以及E(eA)=E(e")=1条件,将(4)式转换为便于估计的(6)式 apit t a2 Ino. A i pitt a3 Inge (6)式中,a为其他与收入无关的因素对居民消费的影响,为残差。从(6) 式看出,要想估计消费对收入变化的反应,需要首先估计实际收入中的持久收入部 分、持久性收入冲击造成的收入变化部分,以及临时性收入冲击造成的收人变化部 分。然而,如何将实际收人拆分成上述三部分,已有文献还存在较大争议。按照弗 里德曼提出的条件,Pn和E必须正交,且为平稳序列并满足E(-1)=0。基于 ①关于政府支出的三分类法在财政学教科书中都有解释,这里不再赘述。 ②利用省级数据估计居民边际消费倾向具有的劣势非常明显,就是它必须假定辖区内居 民是同质的,不过在没有获得充分家计调查数据情况下,这种处理也不失为一种权宜 之计。因西藏和重庆数据不全,所以分省数据中不包括这两个地区,为了消除通胀因 素对收入文出的影响,城镇居民家庭人均可支配收入、农村家庭人均纯收入以及城镇 居民家庭人均消费性支出和农村家庭人均消费性支出均采用居民消费价格指数(以 1990=100)计算得到的缩减指数进行了缩减 不期刊数据库 ·69

财政政策与城 乡居 民边际消费倾 向 dc ， 1一[(1+r)／x] [o(1+r)] 、 1 dw 1一[((1+r)／x)一((1+r))1／]T一+ (g)(g)+(1+t) [ ](1一tw ㈣ 从 (5)式看出，税收对家庭边际消费倾 向的影响总是负的，可以通过对 (5)式两 边求 t 和 t导数得出，只不过所得税 t 的影响相对直接 ，而交易税 t的影响相对 复杂。与税收相 比，政府支出对家庭边际消费倾 向的影响则相对复杂 ，不仅取决于 Q，p的符号，还取决于其和税收的交互关系。因为对政府而言 ，需要满足预算平衡 要求 ，即 g+g+g一wt+Ct。，其中 g 为政府维持性支出。① 三 、城乡居 民边 际消费倾 向估计及趋势特征 这部分将在 (4)式基础上 ，通过收人分解 ，利用 1991年 以来省级面板数据 ， 估计城乡居民边际消费倾 向。② 然而 ，(4)式并不能被直接用于估计居 民边际消费 倾向，因为 (4)式右边的第二、三两项 ，仅是两类收入风险对消费决策的影响。获 得居民边际消费倾向，还需将 (4)式根据收人类型进行变换。实际收入 w 包括三 个部分 ：持久收入部分 ，持久收入冲击造成的持久收入变化部分 ，临时性收入冲击 造成的收入变化部分。无论是持久收人 冲击还是临时收人 冲击，都难以直接观察， 所以直接利用冲击本身拆分收人的难度较大。为避免这种困难 ，用两类冲击给收入 造成的风险大小替代 冲击本身 ，同时利用 w ===Pt￡￡ 替换 (3)式中的工资收入 ， 以及 E (￡)一E (￡)一1条件 ，将 (4)式转换为便于估计的 (6)式 ： lncit— ao+ atlnpit+ a2lno ipit+ a3lnoewiWit+ it (6) (6)式 中，a。为其他与收入无关的因素对居 民消费的影响， 为残差。从 (6) 式看出，要想估计消费对收入变化的反应 ，需要首先估计实际收入 中的持久收入部 分、持久性收人冲击造成的收入变化部分 ，以及临时性收人冲击造成的收人变化部 分。然而，如何将实际收入拆分成上述三部分 ，已有文献还存在较大争议 。按照弗 里德曼 提 出的条件 ，Pi和 ￡ 必须正交 ，且 为平稳序列并满足 E (￡一1)-0。基于 ① 关于政府支出的三分类法在财政学教科书 中都有解释 ，这里不再赘述。 ② 利用省级数据估计居民边 际消费倾 向具 有的劣势非常 明显，就是它必须假定辖 区内居 民是 同质 的，不过在没有获得充分家计调查数据情况下，这种处理也 不失为一种权 宜 之计。因西藏和重庆数据不全 ，所 以分 省数锯 中不包括这 两个地 区，为 了消除通胀 因 素对收入支 出的影响 ，城镇居 民家庭人均可支 配收入、农村家庭人均纯收入 以及城镇 居民家庭人均消费性支 出和农村 家庭人 均消 费性支 出均采 用居 民消费价格指 数 (以 1990—100)计算得到 的缩减指数进行 了缩减 。 · 69 ·

中国社会科学2012年第12期 这一要求,国内一些文献通过收入建模方式得到持久收入,例如罗楚亮①等。也有 些文献利用收入数据自身特征,识别收入持久部分和冲击,例如高梦滔等。②考 虑到本文数据特征和研究需要,我们采用 Luengo-Prado和 Sorensen(③方法。该方 法认为,代表性家庭持久收入服从AR(1)过程。这样,根据前述对收人过程的刻 画,可以将家庭收入过程描述为wn/wn-1=mE和=中-1e,其中m为收人增 长率,中为收入增长持久系数。本文采用的是省级面板数据,对一个地区而言,前 文所指的家庭工资收入即为地区人均真实可支配收入Yn,对农村而言,就是农村家 庭真实人均纯收入。④ 经过前述一系列处理,我们首先对收入进行拆分。为此利用yn=Yn/Y-1得到 真实可支配收入增长率,并对y:-1进行单位根检验,结果表明符合弗里德曼的平 稳性要求。在此基础上,基于BP滤波方法和一阶自回归分析,获得y=mE"和m 中n-E。利用上述方法,可以获得各地区ψ、和a三个重要参量估计值。表 1对估计结果进行了总结。从中看出,无论是城镇还是农村,不同地区居民收入过 程存在较大差异。就持久收入平均情况而言,经济越发达,ψ越大,表明持久收入 增长的稳定性越高。从两类收入冲击情况看,收入遭受临时性冲击的风险相对更高。 从城乡对比看,农村居民人均收入持久系数都要小于城镇居民,两类收入冲击又高 于城镇居民。比较结果说明,相对于城镇居民,农村居民的收入不仅稳定性较差, 遭遇冲击的风险也更高。 表1我国城乡居民收入过程估计结果 城镇居民 农村居民 「收人持久系数中 收人持久系数ψ可A 0.85(0.11)3.20 5.09 0.80(0.15) 5.65 6.20 0.90(0.11) 0.59(0.19) 3.94 内蒙古0.92 3.50 0.97(0.08) 0.74 3.22 0.65(0.19) 3.24 5.87 吉林0.85(0.11) 3.50 41 0.42(0.21) 3.88 黑龙江 0.92(0.11) 0.24(0.23) ①罗楚亮:《经济转轨、不确定性与城镆居民消费行为》,《经济研究》2004年第4期。 ②高梦滔、毕岚岚、师慧丽:《流动性约束、持久收入与农户消费—一基于中国农村徼观 数据的经验研究》,《统计研究》2008年第6期。对收入过程的考察,也有文献采用考 察期内均值代表持夂收入,例如施建淮、朱海婷:《中国城市居民预防性储蓄及预防性 动机强度:19992003》,《经济研究》2004年第10期 Maria Jose Luengo-Prado and Bent E. Sorensen, " What Can Explain Excess Smoothness and Sensitivity of State-Level Consumption? "pp. 65-80 ④利用城镇消费价格指数和农村消费价格指数,以190年为基期消除名义收入中的通胀 因素,获得真实收入。后续涉及的所有名义变量,都采用类似方法,折算以1990年为 基期的真实值 0

中国社会科学 2012年第 12期 这一要求 ，国内一些文献通过收入建模方式得到持久收人 ，例如罗楚亮①等。也有 一 些文献利用收入数据 自身特征 ，识别收入持久部分和冲击，例如高梦滔等。② 考 虑到本文数据特征和研究需要 ，我们采用 Luengo-Prado和 Sorensen@方法。该方 法认为，代表性家庭持久收入服从 AR (1)过程 。这样，根据前述对收入过程的刻 画 ，可 以将家庭收入过程描述为 wi／wi一一 i￡ 和 i一 i11i一￡ ，其 中 T1i为收入增 长率 ， i为收人增长持久系数。本文采用的是省级面板数据 ，对一个地区而言，前 文所指的家庭工资收入即为地区人均真实可支配收入 Yt，对农村而言，就是农村家 庭真实人均纯收入 。④ 经过前述一系列处理，我们首先对收入进行拆分 。为此利用 Y。一Yi／Yi一 得到 真实可支配收入增长率，并对 yi一1进行单位根检验 ，结果表明符合弗里德曼的平 稳性要求。在此基础上，基于 BP滤波方法和一阶 自回归分析 ，获得 yi===11i￡和 rli 一 iT】i一￡。利用上述方法，可以获得各地区 、 和 三个重要参量估计值 。表 1对估计结果进行了总结。从中看出，无论是城镇还是农村 ，不同地区居民收入过 程存在较大差异。就持久收入平均情况而言，经济越发达， 越大，表明持久收入 增长的稳定性越高。从两类收人冲击情况看 ，收人遭受临时性冲击的风险相对更高。 从城乡对比看 ，农村居民人均收入持久系数都要小于城镇居 民，两类收入冲击又高 于城镇居民。比较结果说明，相对于城镇居民，农村居 民的收入不仅稳定性较差 ， 遭遇冲击的风险也更高。 表 1 我 国城 乡居 民收入过 程估计 结果 城镇居民 农村居民 收入持久系数 ‘IJ OA 口w 收入持久系数 ‘fI 廿A dw 河 北 0．85 (0．11) 3．2O 5．O9 0．8O (O．15) 5．65 6．20 山 西 0．90 (O．11) 2．O2 3．67 0．59 (0．19) 3．94 6．18 内蒙古 0．92(O．07) 3．5O 4．41 O．29(O．22) 2．66 8．44 辽 宁 0．97 (O．08) O．74 3．22 0．65 (O．19) 3．24 5．87 吉 林 O．85 (0．11) 3．5O 4．41 o．42 (0．21) 3．88 8．86 黑龙江 0．92 (o．11) 2．65 3．52 0．24 (O．23) 1．82 7．62 ① 罗楚亮：《经济转轨、不确定性与城镇居民消费行为》，《经济研究》2004年第 4期。 ② 高梦滔、毕岚岚、师慧丽：《流动性约束、持 久收入与农户消费——基于 中国农村微观 数据的经验研究》，《统计研究》2008年第 6期。对收入过程的考察 ，也有文献采用考 察期 内均值代表持久收入，例如施建淮、朱海婷 ：《中国城市居 民预 防性储 蓄及预防性 动机强度：1999-2003》，《经济研 究》2004年第 10期。 ③ MariaJos6Luengo—PradoandBentE．Sorensen，“WhatCanExplainExcessSmoothness andSensitivityofState-LevelConsumption?”PP．65—80． ④ 利用城镇消费价格指数和农村消费价格指数，以 1990年为基期消除名义收入 中的通胀 因素，获得真实收入。后续涉及 的所有名义变量 ，都采用类似方法，折算 以 1990年 为 基期 的真实值

财政政策与城乡居民边际消费倾向 续表1 城镇居 农村居民 收人持久系数中 收入持久系数 江苏 0.82(0.11) 3.94 6.18 0.76(0.16) 5.66 浙江 0.95(0.08) 安徽 7.28 福建 2.86 4,21 0.93(0.10) 3.30 江西 5.16 0.78(0.16) 83(0.13) 3.75 5.91 湖北0.83(0.17) 3.52 4.85 0.63(0.19) 4.05 5.81 4.72 2.32 广西0.78(0.14) 6.19 0.67(0.20) 3.23 5.31 海南 0.66(0.15) 0.75(0.18) 2.78 川0.92(0.08) 0.69 5.44 贵州0.78015 3.41 0.74(0.18) 4,31 南 0.74(0.14) 2.54 5.01 075(0.17) 4.74 陕西 甘肃 5.84 青海 0.64(0.26) 3.74 6.72 0.78(0.16) 2.57 3.06 宁夏0.89(0.12)3.95 4.24 0.31(0.23) 2.61 注:表中括号内为持久系数估计标准误差,估计时间跨度为1991年至2009年 其次,对(6)式进行估计,以获得消费的收入弹性,并进而获得城乡居民边际 消费倾向。在估计之前,参照前述真实可支配收入转换方式,对居民名义消费进行 转换,获得真实消费增长率,在此基础上,对其进行平稳性检验,结果表明符合平 稳性要求。考虑到我国地区间不论在经济发展水平还是文化习俗等方面,都表现出 明显异质性,推定各地居民消费对收入变化反应可能存在差异。为此在对(6)式进 行估计之前,利用F统计量对截距和系数在所有样本点和时期都相同这一假设,进 行设定检验,结果驳斥了同截距同系数的原假设。在此基础上,再对系数在不同样 本点不同时期都相同但截距不同这一假定,进行F统计量检验,结果同样拒绝原假 设。鉴于上述两步检验,对(6)式采用变系数面板模型进行估计,估计结果见表2。 表2(6)式估计结果 城镇居民 农村居民 0.98354(0.13983) 2.64888(0.20614) 0.00089(0.01040) 0.01990(0.01819) 0.95443(0.10017) 87241 0.61563(0.05445) 0.84350(0.14941) 0.77711(0.06246) 0.88447(0.12285)

财政政策与城 乡居 民边际消费倾 向 续表 1 城镇居 民 农 村居 民 收入持久系数 ‘』】 dw 收入持久系数 d￡w 江 苏 0．82(0．11) 3．94 6．18 0．76(O．16) 4．31 5．66 浙 江 0．95(0．08) 3．69 3．52 0．86(O．13) 2．45 4．13 安 徽 0．89(0．10) 3．25 4．27 0．39(O．20) 3．5O 7．28 福 建 0．91(O．13) 2．86 4．21 0．93(O．10) 3．1O 3．3O 江 西 0．85 (0．14) 3．32 5．16 0．78 (O．16) 3．33 5．O8 山 东 0．98(0．06) 2．85 2．21 0．91(O．10) 2．85 3．41 河 南 0．83(0．13) 3．75 5．91 0．87(O．13) 3．85 4．68 湖 北 0．83 (0．17) 3．52 4．85 0．63 (O．19) 4．O5 5．81 湖 南 0．81(O．20) 3．24 4．72 0．77 (O．17) 3．43 4．55 广 东 0．86(0．12) 3．67 3．52 0．94 (O．09) 2．31 2．32 广 西 0．78 (0．14) 4．34 6．19 0．67 fO．20) 3．23 5．31 海 南 0．66 (O．15) 3．94 6．74 0．75 (0．18) 2．78 4．71 四 川1 0．92 (0．O8) 2．74 2．81 0．69 (O．18) 3．27 5．44 贵 州 0．78 (0．15) 3．41 5．O8 0．74 (O．18) 3．01 4．31 云 南 0．74 (0．14) 2．54 5．O1 0．75 (O．17) 4．14 4．74 陕 西 0．85 (O．15) 4．OO 4．97 0．77 (0．16) 4．OO 4．41 甘 肃 0．75(O．16) 4．O7 5．9O 0．36(O．23) 1．87 5．84 青 海 O．64(O．26) 3．74 6．72 0．78(O．16) 2．57 3．O6 宁 夏 0．89 (0．12) 3．95 4．24 0．31(0．23) 2．61 8．72 新 疆 0．65(O．12) 3．19 ’ 5．92 0．43 (O．23) 2．73 6．18 注 ：表中括号内为持久系数估计标准误差 ，估计 时间跨度 为 1991年至 2009年 。 其次 ，对 (6)式进行估计 ，以获得消费的收人弹性 ，并进而获得城乡居民边际 消费倾 向。在估计之前 ，参照前述真实可支配收人转换方式，对居 民名义消费进行 转换 ，获得真实消费增长率 ，在此基础上 ，对其进行平稳性检验 ，结果表明符合平 稳性要求。考虑到我国地区间不论在经济发展水平还是文化习俗等方面 ，都表现出 明显异质性，推定各地居民消费对收入变化反应可能存在差异。为此在对 (6)式进 行估计之前，利用 F统计量对截距和系数在所有样本点和时期都相同这一假设 ，进 行设定检验 ，结果驳斥了同截距 同系数的原假设 。在此基础上 ，再对系数在不同样 本点不同时期都相 同但截距不 同这一假定，进行 F统计量检验，结果同样拒绝原假 设。鉴于上述两步检验 ，对 (6)式采用变系数面板模型进行估计，估计结果见表 2。 表 2 (6)式估计结果 城镇居 民 农村居 民 80 0．98354 fO．13983) 2．64888 (O．2O614) a2 — 0．00089 (O．01040) 一 0．01990 (0．01819) a3 0．04122 (0．OO624) 0．03532 (O．00610) 81991 0．95443 (0．10017) 0．87241 (O．19514) a1992 0．98875 (O．29564) 0．81425 (O．12O57) a1993 0．61563 (O．O5445) 0．84350 (O．14941) a1994 0．77711 (O．06246) 0．88447 (O．12285)

中国社会科学2012年第12期 续表2 城镇居民 农村居民 0.89227(0.063733 0.77252(0.16007) 0.78837(0.19132) 0.80701(0.11690) 0.67350(0.07019) 0.84823(0.1143 0.86244(0.33068) 0.89871(0.13669) 0.81145(0.09496) a2000 87387(0.06477) 0.91717(0.28177) 84158(0.10908) 94196(0.16348) 0.81366(0.06275) 0.65304(0.13921) a2003 0.76717(0.22918) 63588(0.04856) a2005 0.79297(0.04549) 0.76313(0.22872) a206 0.60626(0.06644) 0.77012(0.14721) a2007 0.61945(0.05842) 0.80949(0.10286) 0.88298(0.04973) 0.73153(0.18139) F-statistic 23.6 1.99 2.05 注:括号内为标准误差 在表2基础上,利用公式en=a1ψ十a3o,计算城镇和农村居民消费支出与 收入变化的弹性。①以河北城镇居民为例,1991年持久收入弹性为0.95443,利用 这个弹性与收入持久系数相乘,可以得到消费和持久收入之间的弹性为0.95443× 0.85,约0.806。这个弹性并没有考虑各种收入冲击对支出收入弹性的影响。从表2 看,临时性收入冲击影响是非常显著的,尽管持久性收入冲击影响为负但并不显著 这一点无论对城镇居民还是农村居民都一样。临时性收入冲击使城镇居民支出收入 弹性大约上升0.21,农村居民支出收入弹性大约上升0.22。这样,考虑收入冲击影 响,1991年河北城镇居民支出收入综合弹性约为1.01。在获得支出收入弹性后,最 后利用AC_。Cc,即可获得居民边际消费倾向。图1和图2描绘了居民边际 △Yn=anYa=1 消费倾向地区均值变化的趋势特征。从中看出,城镇居民边际消费倾向总体上要比 农村居民高,这一结论与 McCarthy、刘建国等的研究基本一致。②在趋势上,城镇 与农村存在一定差异,城镇居民边际消费倾向总体呈逐步下降趋势,尤其是自1999 年之后,下降趋势更为明显,所有地区平均水平从2000年的约0.73下降到2009年 ①因持久性收入冲击系数a2不显著,所以忽略持久收入冲击对消费产生的边际影响 Jonathan McCarthy, "Imperfect Insurance and Differing Propensities to Consume across Households, "Journal of Monetary Economics, vol 36, no. 2, 1995, pp. 301-327; x) 建国:《我国农户消费倾向偏低的原因分析》,《经济研究》1999年第3期 72

中国社会科学 2012年第 12期 续表 2 城镇居 民 农村 居民 al995 0．89227 (0．06373) 0．77252 (O．16007) al996 0．78837 (O．19132) 0．80701 (O．11690) a1997 0．67350 (0．07019) 0．84823 (O．11437) a1998 0．86244 (O．33068) 0．89871 (O．13669) al999 0．81145 (0．09496) 0．85124 (O．17969) a2ooo 0．87387 (O．06477) 0．91717 (O．28177) a2ool 0．84158 (0．10908) 0．94196 (O．16348) a2oo2 0．81366 (0．06275) 0．65304 (O．13921) a2003 0．79136 (O．07122) 0．76717 (O．22918) a2004 0．63588 (O．04856) 0．60669 (O．12692) a2oo5 0．79297 (0．04549) 0．76313 (O．22872) a2006 0．60626 (O．06644) 0．77012 (O．14721) a2oo7 0．67291 (O．06519) 0．71465 (O．09998) a2oo8 0．61945 (0．05842) 0．80949 (O．10286) a2oo9 0．88298 (O．04973) 0．73153 (O．18139) AR-squared 0．840 0．492 F-statistic 124．21 23．69 D—W 1．99 2．O5 注 ：括 号 内为 标 准误 差 。 在表 2基础上，利用公式 ei一 a i+ a。 ，’计算城镇和农村居 民消费支出与 收入变化的弹性。① 以河北城镇居 民为例，1991年持久收入弹性为 0．95443，利用 这个弹性与收入持久系数相乘 ，可以得到消费和持久收入之间的弹性为 0．95443× 0．85，约 0．806。这个弹性并没有考虑各种收入冲击对支出收人弹性的影响。从表 2 看 ，临时性收入冲击影响是非常显著的，尽管持久性收入冲击影响为负但并不显著。 这一点无论对城镇居民还是农村居民都一样。临时性收人冲击使城镇居民支出收人 弹性大约上升 0．21，农村居民支出收入弹性大约上升 0．22。这样 ，考虑收人冲击影 响，1991年河北城镇居民支出收入综合弹性约为 1．01。在获得支出收人弹性后 ，最 ^r ． ，． 、 后利用 一ai ，即可获得居 民边际消费倾 向。图 1和图 2描绘了居 民边际 L 上 it 上 i(t一 1) 消费倾向地区均值变化的趋势特征。从中看出，城镇居 民边际消费倾向总体上要 比 农村居民高，这一结论与 McCarthy、刘建国等的研究基本一致。② 在趋势上 ，城镇 与农村存在一定差异，城镇居民边际消费倾向总体呈逐步下降趋势，尤其是 自 1999 年之后，下降趋势更为明显，所有地区平均水平从 2000年的约 0．73下降到 2009年 ① 因持久性收入冲击系数 az不显著，所以忽略持久收入冲击对消费产生的边 际影响。 ② JonathanMcCarthy，“ImperfectInsuranceandDifferingPropensitiestoConsumeacross Households，”JournalofMonetaryEconomics，vo1．36，no．2，1995，PP．301—327；刘 建 国：《我国农户消费倾 向偏低 的原 因分析》，《经济研究》1999年第 3期。 · 72 ·