论文摘要摘要：消防大队的经费支出必须严格遵循支出流程审核管理制度，如此才能确保经费发挥最大程度的能效，保障各项任务的完成。
消防大队的经费支出管理，主要是按照批准的预算（经费收支计划），经过经费支出交换物资的过程，保障各项任务的完成。遵循经费支出原则，严格经费支出流程审核是确保经费支出正确、合理的有力保障，可以最大程度的发挥经费的使用效能。试就经费支出的原则和业务流程透析基层消防部队经费的使用管理。
1.经费支出的原则
1.1执行预算（经费收支计划）。经费支出应坚持先预算再支出的原则，且预算经费来源也已确定，能够得到充足保障。反之，预算中没有列入的项目，就没有经费保障，自然不能办理借款、预支、报销等经费支出业务。
1.2保证火场。火场的经费保障一般可通过猜测列入预算，但一些重、特大火场和抢险救援的开支，往往是不可猜测的，也就不可能列入预算。这是消防部队的职能、性质决定的。对重、特大火场和抢险救援事故现场这种具有战斗性质的非凡经费开支应采取先支出经费保障灭火战斗和抢险救援任务的完成，后办理调整预算、追加经费支出指标的手续，决不能以没有经费支出预算而贻误战机。
1.3压缩消耗。消防大队的经费开支大部分是行政消耗性支出，经费支出应以生成、提高战斗力为前提，合理计划，尽量压缩日常消耗品支出，提高经费使用效益。
1.4恪守权限。按照公安部消防局《有关经费审批权限的规定》，大队一级的经费开支审批权限为摘要：200元以下开支由财务人员根据预算（计划）和有关标准制度审核，大队分管领导审批；200元至500元以下开支由财务人员根据预算（计划）和有关标准制度审核，大队分管领导提请大队党委（总支）审批；500元以上开支，按上述程序审核，由大队党委（总支）提请支队业务部门同意后，报支队后勤处审批。经费开支的审批权限规定的很明确，报销审批程序也很严谨，但仍有不少干部乱序、越权审批。这里首先要解决的是熟悉新问题。任何时候都要清醒地熟悉到摘要：权力和责任永远是相等的，人的人生价值不是用审批权限来衡量的，工作的权力和责任不是个人待遇，按审批程序办理开支业务是分清经济责任的重要环节。
2.经费支出的审核
消防大队的经费支出业务，有货币直接支出、货币换回物资、经费报销结算和个别的实物支出四种类型。办理消防大队的经费支出业务，财务人员既是经费物资支付的经办人，又担负着经济业务审核复查的职责。作为经办人，不可能经办四种类型的全部业务，但作为审核复查人，大队的所有经济业务都在其职责范围以内。下面以审核复查为主线，探询消防大队经费支出业务的重点管理环节。
2.1货币直接支出业务。消防大队的经费支出业务，多数属货币直接支出业务，因此，货币直接支出业务是大队经费支出业务的主要业务类型。货币直接支出业务又可分为凭票报销付款，转账预付货款，现金临时借款和凭票配发实物四种性质不同的业务。在办理和审核这四种性质不同的货币支出业务时，应根据其性质确定不同的侧重点。
2.1.1凭票报销付款。凭票报销付款是以办理经济业务的原始凭证，经过审核、验收、批准等程序后，直接报销经费并领取现金或银行付款票据的业务方式。凭票报销付款业务方式的性质是本单位的经济权益和货币资产等额减少，表现为本单位自愿承担该经济业务的经费支付。凭票报销付款业务方式的特征是付出的货币收回的概率极小，也就是说其经办人、审核人和批准人防止经济损失的责任极大。因此，办理凭票报销付款业务必须注重以下事项摘要：一是受理业务票据时必须对票据进行严格、规范的审查。对经审查发现不合法、不真实、不准确、不完整和不符合报销程序的票据，不得受理。二是核对预算。看该付出业务是否列入预算，是否超出预算数额。三是对审查合格的票据在支付货币时，支付的现金不但要认真清点，而且必须复点，并和收款人当面结清；支付银行存款开具付款凭证不但要数字准确，而且要收款单位名称、收款银行、开户账号、填证时间、预留印鉴等情况都要清楚齐全；货币支付后在原始凭证上加盖“现金付讫”或“银行付讫”戳记。四是对“钱变物”的经济业务，不但要审查经费支付的票据，还要严格审查物品管理的手续资料。够固定资产标准的，是否办理了固定资产管理资料；属库存物资的，是否办理了入库手续；属在用物资的，是否办理了验收责任手续；应入账核算的物品，要根据原始凭证和有关资料记账。五是对用凭票报销的经费清偿债券债务关系的综合业务，要和原债权债务凭证一并审查，仔细结算清楚，假如有收回款项还应按收回款项的数额开给收据，结算结果要在经费结算表上的“结算栏”中填写清楚。
2.1.2转账预付货款。转账预付货款是在经济业务没有完成时提前支付一部分款项，在经济业务终结时结清所有款项的业务方式。转账预付货款业务的性质是支付经费，但并没有报销，使单位形成了债权。表现为本单位货币资产减少，而债权资产增加，单位的资产总额没有变化。转账预付货款业务的特征是债权资产的变现率较低，也就是说要承担预付的款项能否收回的责任。因此，办理转账预付货款业务时应注重以下事项摘要：一是严格审查付款依据。预付款项有合法的、符合经费支出审批程序文字依据，财务部门才能据以办理转款业务。付款依据可能是经济合同，可能是领导批件，也可能是某项协议。但都必须指明经济业务的具体内容，如和之发生经济关系的单位名称和性质，购货数量和单价，交货方式和地点，验收标准和办法，结算方式和期限，开户银行和账号，违约责任和处罚等情况。付款依据还必须有收款单位的收据，作为收到款项的证实凭证，不能仅凭文字依据办理付款业务。二是核对预算。就是看预付款项所办理的经济业务是否在年度预算项目之内，不在预算项目之列不能办理预付款。三是办理过付款业务的所有凭证资料，要及时整理并编制记账凭证登记入账。不能形成“票据抵库”使账账不符或账款不符。在核算往来款项的“暂付款”科目下，必须按收款单位名称设置明细科目具体核算债权清算情况。四是在经济业务结束清算货款时，先要抵扣预付款，以免形成死账、呆账、无头账。
2.1.3现金临时借款。现金临时借款业务方式和转账预付货款业务方式的性质、特征基本是一致的，它们的区别在于转账预付货款是由银行划转给债务单位，而现金临时借款是直接支付现金给个人。办理现金临时借款业务应注重的事项摘要：一是凭“借据”付款。借据一式三联，一联存根；一联付款记账；应交给借款人的一联，暂押在财务部门作为借款的证实，还清借款后再退给借款人。二是核对预算。没有列入支出预算的项目不能借款。三是临时借款要根据“借据”记账联，按照借款人姓名在往来款项科目即“暂付款”科目设置明细科目，具体核算债权清算情况。四是借款人办完经济业务报账时，必须先抵扣临时借款。五是严禁“白条抵库”和借款不入账的行为发生。
2.1.4凭票配发实物。凭票配发实物业务是大队凭物资调（支）拨单无偿地将库存物资配发给消防中队和大队机关使用。这类业务虽然没有直接和货币资产发生关系，但是，库存物资也是资产，资产无偿地发出必然要引起大队权益的减少。大队的库存物资有自购物资和供给物资两种来源，自购物资的减少必然要引起大队有关经费权益的减少；上级供给物资的减少，必然引起“供给基金”的减少。因此，凭票配发实物业务的性质实际上也是大队资产和权益的等额减少。凭票配发实物业务的特征是“明物暗钱”，受“重钱轻物”思想的影响，轻易忽视管理和核算。在办理凭票配发实物业务时应注重的事项摘要：一是配发实物必须开具正规的物资调（支）拨单。物资调（支）拨单最少一式四联，一联存根；一联大队财务记账；一联中队司务长记账；一联仓库保管员记实物账。不得无票发物，也不得打白条领物。二是分清“自购物资”和“供给物资”。大队的库存物资是流动实物资产，作为资产必然有其来源。自购物资的来源是用“银行存款”这一流动货币资产换回的流动实物资产，虽然其经费已从银行支付了，但并没有报销，实物资产无偿地发出形成减少，按照借贷相等的原则必须找出权益减少的对象。因为大队的自购物资是用大队的经费购买的，只能在大队把握的有关经费中报销无偿发出的实物资产；供给物资的来源是上级无偿调拨，大队并没有支付经费而增加了实物资产，当时实物资产入库时就按照借贷必相等的原则，给其确定了一个来源科目即“供给基金”，因此，对供给物资配发使用时形成减少，必然同时等额减少“供给基金”科目。三是对发出的实物资产既要登记经费账，又要登记物资账，还要做到账账相符。四是每次配发业务办完后，要及时清点盘库，检查核对发出物资业务的准确程度，切实做到账实相符。
2.2货币换回物资业务。消防大队的货币换回物资业务，就是通过支付银行存款或库存现金购回库存物资，把货币资产变成了实物资产，其权益并没有发生实质性的变化，也就是说其经费并没有报销。
货币换回物资业务在基层单位的业务量较少，但却是管理上易出现新问题的部位。其原因主要是领导等管理人员思想熟悉和观念存在偏差，认为经费支出后已报账，物品长短和自己已经无责任。这种思想就是熟悉不到货币资产变成实物资产后，其经费并没有报销，仍然还是挂在账上的。因此，办理货币换回物资业务必须注重以下事项摘要：
2.2.1严格控制物资管理定额。物资管理定额主要包括两部分内容摘要：一是库存物资限量。就是大队库存的各种物资不应超过的数量定额。超过限量存放物资，最易发生物资的积压、损坏，最终造成经费的浪费，因此，基层大队应尽量少购置库存物资，库存物资能够保障部队正常的物资保障即可。二是库存物资限额。就是大队库存的各种物资总计不得超过经费定额。超过物资定额购置存放物资，不但易造成物资的积压浪费，而且还会造成影响各项经费保障的严重后果。
2.2.2严格执行单位综合预算。大队的预算不是仅仅对经费而言的，大队的库存物资也是大队预算的主要内容之一。有的预算支出项目发出库存物资就可把预算支出保障项目完成，有的预算支出项目既要支出经费，还要发出物资才能完成保障任务。因此，用预算既控制经费管理，同时控制物资管理，是一种综合管理行为，其效益肯定高于单项管理效益。
2.2.3认真落实财产物资清查。财产物资清查盘点制度是财务管理重要内容之一，也是检查、核对、检验大队经费物资支出业务质量的主要办法。目前，我们基层单位在财产物资清查盘店制度方面普遍落实的不太好，从而引发了不少的经济新问题甚至案件，教训是非常深刻的。必须熟悉到，经费和物资管理是相辅相成、唇齿相依、互为因果的关系，任何重此轻彼的熟悉或行为都是不符合“三个代表”要求的。坚持定期认真地、彻底地、全面地清查财产物资，对清查出的新问题，必须查明原因，追究有关责任人的行政、经济、法律责任。
2.2.4积极学习市场经济知识。在市场经济条件下，尤其是我国加入世贸组织后，同时存在机遇和挑战。新形势就要求我们必须尽快学习市场经济知识，把握市场经济规律、市场价值规律、区域经济规律等经济知识；必须尽快学习市场采购经验，把握物价行情、供需矛盾、讨价还价、谈判技巧乃至集中采购、政府采购、军队采购等方法和经验；必须尽快学习财政金融知识，把握经济发展趋向猜测、财政状况升降猜测、银根松紧物价猜测等知识和眼光。按市场经济要求来处理大队的支出业务，就会趋利避害，减少经费支出，提高保障质量和效益。
2.3经费报销结算业务。经费报销结算业务是指办理经济业务开始时预支或借出经费，在经济业务办理终结时凭据办理经费报销和结算原预支或借出款项手续，解除债权债务关系的综合业务活动。
经费报销结算业务从三个方面引起单位的资产和权益的变化摘要：一是经费支出增加，二是债权权益减少；三是还可能引起货币资产的增加或减少。经费报销结算业务的特征是经费报销业务、债权债务结算业务和货币收付业务综合在一起进行，使业务内容复杂化，对基层财务人员的业务素质要求较高。办理经费报销结算业务应注重以下事项。
2.3.1严格审查凭证。审查经费报销结算业务的原始凭证包括摘要：一是报销经费的原始凭证。原始凭证是否真实、合法、准确、完整，需报销经费的业务是否纳入预算（计划）、是否超出预算，经办、复审、验收、批准等手续是否齐全，是否达到固定资产标准纳入固定资产核算和管理；二是原借款、预付款项的原始借据。原借据是否保管完整，有无分期还款记录，是否和借款人或单位的债务余额相符，和债务人或单位有无分歧；三是结算后需应收回一部分货币的原始票据。假如是结算后应支付货币，其原始凭证就是经费报销凭证，但必须在经费结算表的“结算栏”填清原借款数额、报销数额和付款数额，以明确结算关系和责任。假如是结算后应收回货币，则必须按入库货币数额开给收据。
2.3.2认真办理结算。办理债权债务结算业务必须头脑冷静，仔细认真，核对清楚，才能达到债权债务双方满足的效果，心平气和地解除债权债务关系。办理债权债务结算业务解除债权债务关系时，会出现三种结算情况摘要：一是报销数大于借款数。报销数大于借款数时，用报销数偿还原借款或预付款项后的余额，应支付给相应数额的货币（现金或银行存款）才能解除债权债务关系，现金或银行付款票据和原借据必须当时付清，并在原始凭证上加盖“现金付讫”或“银行付讫”戳记。不得“打白条”。二是报销数小于借款数。报销数小于借款数时，报销数不够偿还原借款或预付款项，必须收回相应数额的货币，才能解除债权债务关系。收回货币时必须开给和收款数额相符的收据（该收据应和报销凭证一并编制记账凭证），根据收据办理完货币收付后，应在收据上加盖“现金收讫”或“银行收讫”戳记，并将收据的“缴款人收执”联和原借据退给债务人或单位。假如暂时不能收回货币，那就不能解除债权债务关系，应当在原借据上注明扣还日期和数额，并由债务人在原借据上签章，仍在财务抵押。并在经费结算表的“结算栏”注明结算数额情况。三是报销数等于借款数。报销数等于借款数，正好用报销数偿还原借款或预付款项，不发生货币收付业务就解除了债权债务关系。应在经费结算表上的“结算栏”填明原借款数额和报销数额，以明确结算关系和责任。并将原借据退还给债务人或单位。
2.3.3细心清点货币。办理经费报销结算业务引起的货币出、入库业务，因为数额一般不大且比较繁忙，致使对货币的清点、鉴别、整理等方面会出现一些疏漏，是应当非凡注重的。不管业务头绪多么繁杂，都应以冷静的心态认真地、仔细地对货币或银行收付票据坚持清点、鉴别、复点的制度和手续，避免长、短款事故的发生。
2.4实物支出报销业务
实物支出报销业务就是库存物资投入使用时报销其占用的经费的经济核算业务。实物支出报销业务的性质是大队的经费和流动实物资产等额减少。实物支出报销业务的特征是达到固定资产标准的，将进入固定资产核算范围；达不到固定资产标准的，将进入物资账或在用物品登记簿按在用物品管理。实物支出报销业务的性质和特征决定了基层普遍不重视这个核算环节。因此，办理实物支出报销业务时应注重的事项有摘要：
2.4.1认清实物支出实质。一是实物支出报销是经费支出报销的一个重要环节，它的实质和经费支出报销的实质是一样的，都是单位的资产减少。二是库存物资虽然在购置时也付了款，报了账，但它只是资产类型的变化，由货币资产变成了实物资产，其所占用的经费并没有报销。三是对实物计价核算是新时期财务工作主要的拓展领域，是加强部队财务管理的重要举措，也是堵塞基层财务管理“暗流”的具体办法。四是库存资产的实物和经费都可以用“统一尺度”——货币来衡量。
2.4.2按照预算发放物资。物资发放是单位预算组成的一个方面，所有物资配发业务都应严格按照预算列定的支出数额控制支出。做到没列入预算支出的物资不发放，超预算数额的物资不发放，超标准物资不发放。因为，控制不住物资发放，单位经费预算的执行就成了无本之木的空话。
【关键词】消费函数；消费性支出；可支配收入；预防性储蓄；流动性约束
凯恩斯（Keynes，1936）在《就业、利息和货币通论》中提出了“消费函数”的概念。认为收入和消费之间存在函数关系，在他看来，“无论从先验的人性看，或从经验中之具体事实看，所得之绝对量愈大，则所得与消费之差距亦愈大。一般而论，实际所得增加，则储蓄在所得中所占的比例增加”。该理论就是凯恩斯著名的“边际消费倾向递减规律”。消费变动同收入变动始终保持着函数的关系，称为消费函数。
一、凯恩斯消费函数
假设在决定居民消费的众多因素中，除收入外，其他因素都保持不变。凯恩斯用C=C（y）来表示消费和收入之间的关系，其中C是消费支出，y是收入水平。边际消费倾向MPC=c/y，平均消费倾向APC=c/y。如果消费支出和收入水平间存在着线性关系，则边际消费趋向为一常数，可以线性化地表示为：Ct=a+bYt，其中Yt表示第t期的可支配收入，Ct表示第t期的消费性支出，系数b表示边际消费倾向（MPC），和增加一单位的收入所引起的消费增加部分，系数a表示自发消费，消费函数表示自发消费与收入的引致消费之和。
二、凯恩斯消费函数实证检验
（一）模型构建
本文根据凯恩斯绝对收入假说消费理论，建立以下消费函数模型：Yi=β1+β2Xiμi。其中β1和β2为总体回归函数中的系数，μi为总体扰动项。本文首先根据1980至2012年内蒙古城镇居民人均年消费性支出和人均年可支配收入的数据做散点图，从而检验两个变量间是否存在相关关系。通过检验可以发现：人均年消费性支出和人均年可支配收入两个变量间相互关系的散点图上的点接近于一条直线，这说明两个变量间是存在线性相关的关系的。
（二）实证分析和模型求解
本文根据凯恩斯消费函数的指标，选取了内蒙古城镇居民1980至2012年人均年消费性支出（Yi）和人均年可支配收入（Xi）共计33年的数据（单位：元）。这些数据摘自内蒙古自治区统计局编著的《辉煌的五十年》和《奋斗的内蒙古》，其余原始数据分别摘自历年《内蒙古统计年鉴》。
本文数据的处理使用Excel 2007，样本数据的实证分析使用Eviews 5.0软件工具。采用最小二乘法（OLS）对样本数据进行回归，回归估计的主要结果回归估计参数β=0.762307，表明内蒙古城镇居民人均年可支配收入如果每增减变动1元，那么城镇居民人均年消费支出就相应地增减变动0.762307元。这与凯恩斯消费函数中边际消费倾向的经济学意义相符。可决系数调整后R方为0.9983，表明找整体上所构建的模型对样本数据的拟合程度较高，也就是说解释变量“城镇居民人均年可支配收入”对被解释变量“城镇居民人均年消费支出”的绝大部分做出了解释，该估计模型也通过了T检验。
（三）异方差性的检验和修正
根据上述最小二乘法（OLS）的回归结果进行异方差检验，由White检验可知，Obs*R-squared=18.83061>x■■（2）
5.99147，因此拒绝原假设，但不拒绝备择假设，即该模型存在异方差，需要进行异方差的修正。
本文运用了加权最小二乘法（WLS）进行异方差修正。分别运用权数w1=1/X，w2=1/X∧2，w3=1/spr（X），模型经过这三种权数进行修正后的效果如下表1所示。
表1 三种权数修正结果
由于W3的调整后R方值（拟合程度）比W1的调整后R方值要好很多，同时W3的F值也要比W1的F值高很多，综合考虑，本文选择采用较优的W3做权数修正后的结果。
通过运用加权最小二乘法（WLS）而进行异方差的修正后，Obs*R方值=2.099138
（四）自相关的检验和修正
本文对于异方差修正后的回归结果，进行了自相关性的检验。Durbin-Watson stat=0.76089。对于样本量为33，一个解释变量的模型，5%的显著性水平，由查DW统计表可知，dL=1.383，dU=1.508。此时模型的DW=0.76089，正好落在0到dL=1.383之间的正自相关的区域，拒绝H0：p=0，即本例存在自相关。为解决模型的自相关问题，我们对X进行滞后一期处理，消除了自相关对本模型的影响。具体结果见下表2。
表2 修正自相关滞后一期结果
（五）回归方程与实证结论
由表4异方差修正后估计结果可得回归方程为：Yi=
20.83403+0.776226Xi；Se=（113.7098）（0.015839）；t=（0.183221）（49.00804）。调整后R方=0.998895，F=13108.54，df=31，DW=1.54816均达到理想水平。
本文根据内蒙古自治区城镇居民近33年的人均年消费支出和可支配收入进行了回归分析，得出如下结论：解释变量“城镇居民人均可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”的99.88%以上的差异做出解释；通过t检验，本文认为解释变量“城市居民人均可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”有着显著的影响（置信度为95%）。从而证实了凯恩斯消费函数在经济社会中的有效性和实用性。
三、政策建议
（一）增加城镇居民纯收入
根据本文得出的实证结论：“城市居民人均可支配收入”对 “城市居民人均年消费支出”有着显著的影响（置信度为95%），这说明了内蒙古城镇居民的人均年消费支出和可支配收入直接相关。所以要想提高居民的消费水平，首先要想方设法提高居民的可支配收入。只有经济水平提高了，才有可能提高消费水平。提高城镇居民可支配收入，可以通过大力发展特色、绿色生态产业战略，保证内蒙古经济的可持续发展，提高城镇居民的可持续收入。由粗放、传统和封闭型的经济模式向集约、现代、开放型的经济模式转变，从而逐步走向产业化发展的道路。
（二）完善社会保障制度
我国社会保障建设力度的加强对提高居民未来收入，增强居民对消费的信心有着举足轻重的作用。我国用于公共医疗的政府开支，在财政开支中的比例比其他国家低很多，尽管实行全民医疗尚不现实，但可以实行政府主导下的公益保险制度，即由政府出面并根据不同的收入水平对不同的阶层给予财政补贴，再加上企业和个人的出资来购买医疗保险。还要利用保险制度，完善医疗保障。
（三）发展诚信消费信贷
通过发展消费信贷的方式可把中低收入阶层居民未来收入变现为即期收入，从而提高居民即期的消费水平。居民可借助消费信贷这一手段购房、买车和旅游等，这不仅有助于消费结构的改善，更有助于消费层次的升级。发展消费信贷要从两方面入手，一方面从发展金融市场，提高金融服务质量等方面入手，改善贷款条件苛刻、贷款利率较高，降低消费信贷的门槛，完善个人信用积累制度，为居民提供跨期消费的客观条件。另一方面，要转变量入为出的消费历年，鼓励跨期消费，不断完善社会保障制度，从而使居民有跨期消费的愿望和能力。
参 考 文 献
[1]马克思，恩格斯.《马克思恩格斯全集》第1卷.人民出版社，1972
[2]汪浩瀚.《微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展》.经济评论.2012（2）
论文关键词：财政支农结构，农村居民消费，VAR
农业部门的特殊性决定了政府必须对农业发展给予必要的财政支持，对此，中央政府一直非常重视，特别是近年来连续7个中央1号文件说明了这一点。在农业财政的各项支出中，支援农村生产支出和农林水利气象事业费的比重最大且在不断上升，农业基本建设支出次之，在90年代中期后大幅上升，农村救济费和农业科技三项费用支出一直在低位缓慢增长。同时，我国的经济转型之路必须要依靠广大农村居民的消费力的提高才能顺利进行。经济学理论早已证实了政府支出对居民消费的影响VAR，对于财政支农的各项支出，究竟怎样的结构才能对农村居民的消费起到最大的促进作用，这是一个值得研究的问题。
一、相关研究述评
关于政府支出与居民消费之间的关系,理论界一直都悬而未决。一种观点认为政府支出对居民消费有促进作用，即有“挤入效应”，另一种观点则认为政府支出会减少居民消费，即有“挤出效应”。国外学术界在实证结果方面也存在较大的分歧。Kormendi[1]、Ahmed[2]、Tsung-wu Ho[3]等运用不同的研究方法发现政府支出对居民消费存在显著的挤出效应。另一些学者却认为政府支出对私人消费有拉动效应，如Aschauer[4]、Blanchard 和Perotti[5]、等的研究。国内研究得出的结论也并不一致。刘溶沧和马栓友[6]、胡书东[7]、李广众[8]等研究证实我国财政支出对居民消费具有挤入效应。而黄赜琳[9]、潘彬等[10]；陈太明[11]等的研究得出财政支出挤出居民消费的结论。
为数不多的学者研究了财政支农对农村居民消费的影响，如李燕凌与曾福生[12]根据布朗—杰克逊估计方法,从农村公共支出影响因素及公共支出对私人消费影响的视角,运用1994年和2003年的截面数据及1994～2003年的面板数据数据对中国东部、中部和西部地区农村公共支出效果进行了分析，得出对不同地区和不同消费项目的影响并不同。储德银和闫伟[13]利用面板模型的研究结果认为财政支出对农村居民消费具有挤入效应。朱建军和常向阳[14]也利用面板模型研究表明,地方财政支农支出对农村居民消费具有显著的正向影响,而补贴性支出的影响不显著。胡永刚和杨智峰[15]使用SVAR方法的研究表明，财政农业支出对农村产出和居民消费是挤入的,科技费、救济及其他费与基本建设费对农村产出与居民消费有较明显的长期效应,事业费对农村产出与居民消费的短期效应明显,长期效应较弱。
检索国内对财政支农对农村居民消费影响的文献，发现大多研究没有注意到将可支配收入这个变量纳入到计量模型中，按照Tsung-wu Ho[3]观点，忽视此点会导致估计结果可能会是有偏的。鉴于此，本文将财政支农中的支援农村生产支出和农林水利气象事业费、农村基本建设支出、农业科技三项费用、农村救济费分别与消费与收入建立向量自回归（VAR）模型以考察不同的支农项目对农村居民消费的影响。
二、数据来源与实证方法的选取
（一）数据说明
财政对农业的支持是通过以下几个项目来实现的：支援农村生产支出和农林水利气象事业费、农业基本建设支出、农业科技三项费用支出、农村救济费等。
为了克服物价波动的影响,农民人均纯收入、农民人均消费支出选取1978～2006年数据，并利用农村居民消费价格指数进行平减。由于1985 年以前的农村居民消费价格指数官方未予公布, 本文用城市居民消费价格指数(1978 年= 100) 代替, 1985 年及其以后的农村居民消费价格指数是将当年官方公布的指数(1985 年= 100) 剩以1.342 (城市CPI1985年=134.2)而得来, 这种指标构造方法来自于Gale Johnson[16]选取农村人均纯收入是因为它实际上就是人均可支配收入。
农民人均所得财政支农数据的说明：由于对2006年后农村基本建设支出、农业科技三项费用和农村救济费的统计已停，鉴于数据的可得性，这三项变量选取了1978～2006 年的数据；支援农村生产支出和农林水利气象事业费选取1978～2008年度数据。财政支农用农村地区商品零售价格指数进行了平减。
变量定义：RI=人均农民纯收入；RC=人均农民消费支出；SZNS=人均支援农村生产支出和农林水利气象事业费；JBJS=人均农村基本建设支出；KJSX=人均农业科技三项费用；JJ=人均农村救济费。最后，为了消除异方差，将变量取对数后再做进一步的检验和回归。
本文数据均来源于相关年度的《中国农村统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《新中国50年统计资料汇编》、中经网统计数据库。
（二）实证方法
传统的经济计量方法（如联立方程模型方法）是以经济理论为基础来描述变量关系的模型。但是VAR，经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明，而且内生变量既可以出现在方程左端又可以出现在方程的右端使得估计和推断变得更加复杂。而Sims[21]提出向量自回归（VAR）这种多方程模型就可以解决这些问题。VAR模型是用模型中所有当期变量对所有变量的若干滞后项进行回归。VAR（）模型为：
， ～
其中，是的列向量，表示滞后阶数，是阶参数矩阵，是阶随机误差列向量。是 阶方差协方差矩阵。对最大滞后期数依据Akaike信息准则(AIC)确定。因为VAR模型右侧只含有滞后变量，而这些变量与误差项不存在相关关系，所以可以用OLS法对VAR模型内的方程逐一进行估计，且参数估计量具有一致性。根据本文的研究目的，建立四个三向量VAR模型，向量取值分别为：
模型Ⅰ：；模型Ⅱ：；
模型Ⅲ：；模型Ⅳ：。
本文将运用基于回归系数的Johansen 协整检验方法来检验变量之间的协整关系。得出协整检验的结果之后, 本文进一步利用Granger 因果关系检验以确定变量之间是否存在短期因果关系。接下来对VAR模型进行脉冲响应函数分析和方差分解以考察内生变量的冲击及不同冲击的重要性。
三、实证结果与分析
（一）ADF检验
对于时间序列数据, 为了避免出现伪回归现象, 本文首先利用ADF单位根检验法检验变量的平稳性,如果变量是单整的, 从而可以对相关变量进行协整检验以确定政府支出和居民消费支出的长期稳定关系。VAR滞后阶数以AIC值最小为原则,检验结果如表1所示。通过检验发现, 这些对数化的变量均为非平稳性变量, 而它们的差分序列平稳变量。所以, 这些变量都是过程，下面将进一步检验它们是否存在协整关系。
表1ADF单位根检验结果
序列
检验形式（C，T，K）
ADF检验值
临界值
结论
（C，T，0）
（C，0，0）
（CVAR，T，1）
（C，0，0）
（0，0，0）
（C，T，0）
（C，T，0）
（0，0，0）
（0，0，0）
（C，T，0）
（0，0，0）
（C，TVAR，0）
-2.719422
-3.403646
-2.813014
-2.849955
3.530990
-6.474696
-2.257807
-5.176240
-1.424645
-5.700810
1.478173
-7.729773
-3.218382*
-2.967767**
-3.221728*
-2.967767**
-1.610211*
-4.309824***
-3.225334*
-2.653401***
-1.609798*
-4.339330***
-1.609798*
-4.339330***
不平稳
平稳
不平稳
平稳
不平稳
平稳
不平稳
平稳
不平稳
平稳
关键词：VEC和VAR模型；劳动力负担；棘轮效应
一、引言
关于消费理论的研究有很多，影响比较大的有凯恩斯学派的绝对收入消费理论、杜森贝里的相对收入消费理论、莫迪利安尼的生命周期消费理论和弗里德曼的持久收入消费理论等等，现在的大部分消费理论都是建立在这些消费理论之上并在这些理论的基础之上进行了发展。潘彬（2006）认为收入是影响农村消费的主要因素。李春琦（2009）建立一个动态宏观经济分析模型，认为农村居民消费习惯非常稳定，少儿抚养系数和老年抚养系数对居民消费均有显著的负影响。刘伦武（2010）以我国30个省（市、区）的面板数据为基础，运用固定效应模型和随机系数模型分析了农村基础设施与农村消费之间的相互关系，认为农村基础设施发展对农村消费增长具有正向促进作用。胡东兰等（2013）采用1978-2010年的年度时间序列数据实证分析了中国财政支农支出对农村居民消费的影响，认为中国财政支农支出对农村居民消费有一定的挤入效应，这种挤入效应效果不明显，且农村居民消费存在一定的滞后性。为更好地拉动农村居民消费、拓展农村消费市场，政府应从优化财政支农支出结构、完善农村社会保障体系等方面做出努力。
通过对已有文献梳理发现大部分学者从收入、社会保障、基础设施建设和财政支出的角度研究农村居民消费，但从劳动力负担的角度研究农村居民消费的文献很少，本文尝试运用VAR和VEC模型，研究嵌入劳动力负担的农村居民消费行为以及居民纯收入、消费价格指数、固定资产投资对农村居民消费的影响。
二、变量、数据与模型构建
（一）变量和数据说明
本文研究所采用的数据是改革开放后1979-2012年湖南省的年度时间序列数据，数据全部来源于《湖南省统计年鉴》以及wind资讯。本研究所采用的主要变量描述如下：农村居民人均消费总支出（Y），本文用农村居民人均消费总支出衡量农村居民人均消费额，农村居民人均消费总支出受劳动力负担，收入，消费价格指数和农村固定资产投资等因素的影响。农村居民个人纯收入（X1），从绝对收入假说到相对收入假说再到生命周期假说，收入都是影响消费的首要因素，农村居民收入水平的提高将导致农村居民消费水平的提高。劳动力负担（X2），本文的劳动力负担指农村居民平均每个劳动力负担人口数（包含本人）。消费价格指数（X3），消费者价格指数反映居民生活有关的产品的价格变动本文用环比年度CPI作为消费价格指数的变量。农村固定资产投资（X4），农村固定资产投资是指政府对农村固定资产投资，为了增加农村固定资产投资变量对农村居民人均消费影响的解释，选取人均农村固定资产投资作为变量。
将各时间序列数据进行自然对数转化，不但没有改变原有数据的协整关系，而且能使趋势线性化，消除时间序列中异方差现象。
（二）模型构建
关键词:民生消费性支出;居民消费;消费行为
中图分类号:F812.4文献标识码:A文章编号:1001-6260(2009)04-0069-08
一、引言及文献回顾
居民消费需求不足是我国经济发展中的一个突出问题。纵向变化来看,我国居民消费率呈现逐年下降的趋势,已由1981年历史最高的52.5%下降到2007年的35.3%,下降幅度超过17个百分点。①横向比较来看,根据世界银行的数据,2006年,全球平均居民消费率为62%,低收入国家为69%,中等收入国家为62%,高收入国家为62%,②我国居民消费率大大低于全球平均水平,在世界正常经济体中是最低的。正是基于这样的事实,我国把扩大居民消费需求作为“十一五”期间经济工作的一项重要内容。特别是在2008年全球金融危机爆发之后,面对出口下滑、外需萎缩和国内经济下行压力,《2009年政府工作报告》将“扩内需、保增长”作为指导今后工作的一项基本原则提出,把扩大国内需求作为促进经济增长的长期战略方针和根本着力点,并强调了扩大内需的核心是扩大居民的消费需求。显然,如何扩大居民消费需求已成为我国宏观经济面临的重大挑战。
从国内外的研究情况来看,政府财政支出一直都被认为是影响居民消费的一个重要因素。国外研究方面,Bailey(1971)最先研究了财政支出和居民消费之间的关系,他构建了一个代表性消费者的效用函数U=u(c+θg)。效用函数中,如果θ>0,就有(u/c)/g0,即财政支出对居民消费会产生挤出效应。国内研究方面,夏兴园等(2002)从理论上总结了财政政策的消费传导机制,认为财政支出的增加将导致消费的扩张。李广众(2005)在消费者最优消费选择欧拉方程基础上推出用以分析财政支出与居民消费之间关系的模型,并对全国、城镇以及农村样本进行估计,结果表明:改革开放以来,财政支出与居民消费之间表现为互补关系。尽管由于在研究中采用的计量方法不同、研究的国家类型不同和研究时期不同,国内外学者对于财政支出对居民消费到底是产生替代效应还是互补效应,至今没有取得一致的结论,但是不可否认,学者们一致认为财政支出与居民消费有着密切关系,财政支出的调整势必对居民消费产生重要影响。
依据财政支出的经济性质,财政支出可以分为以行政管理支出、国防支出为主的自身消费性支出,以教育、医疗、社会保障、住房等支出为主的民生消费性支出,以及以政府投资为主的公共投资性支出
(刘尚希 等,2008)。从我国财政支出的变化来看,自2005年以来,我国政府通过不断调整和优化财政支出结构,使财政支出逐步向民生倾斜,民生消费性支出开始呈现出快速增长的态势。可以预计,今后我国政府在教育、医疗、社会保障、住房等民生领域的投入还将加大。考虑到财政支出与居民消费有着密切联系,今后我国财政支出结构的变化将会对居民消费产生怎样的影响?政府民生消费性支出的增加将对居民消费产生怎样的影响?这些问题都是新时期有待深入研究的课题。本文将在考虑我国居民消费行为特征的基础上,从理论和实证角度分析我国政府民生消费性支出对居民消费的影响,并试图根据分析得出的结论对今后如何优化政府财政支出结构以促进居民消费需求提出建议。
二、政府民生消费性支出对居民消费影响的理论分析框架
当前西方流行的现代消费理论,如生命周期理论和永久性假说,都是就市场机制相对发达完善的经济和社会实践展开的。而对目前正处在经济转型期的我国而言,市场经济的基本框架只是逐步建立,在资本市场极不完善、几乎不存在消费信贷的我国经济中,直接套用以西方经济历史实践为基础的现代消费理论来分析我国消费领域的问题,很可能百思不得其解或者难以得出符合我国实际的“中国解”(尉高师 等,2003)。因此,要分析我国政府民生消费性支出对居民消费的影响,必须从我国居民消费行为特征出发,构建出符合我国国情的消费函数。
图1 中国居民的消费行为模式
具体来看,在几千年的文化传承和经济实践中,我国居民形成了其特有的消费行为特征,主要体现在以下两个方面:
第一,我国居民不是以一生为时间跨度来寻求效用最大化,人们的消费行为呈现出显著的阶段性和周期性特征。教育、医疗、结婚、住房、退休、养老等,每隔一个时段就有一个支出高峰,而且这些通常是生活的“必需品”,其数额远远超过人们当期的收入水平(对于这部分支出可以称之为“大额刚性支出”),并不像现代消费理论认为的那样平稳和长远,如图1所示,A和B两个支出高峰期,大额刚性支出分别为F1和F2。相应地,人们的行为比较“短视”,对收支的安排聚集在某个阶段内进行。
第二,对我国居民而言,几千年来并不存在一个较为发达的消费信贷市场,不仅借款时所付的利率通常高于从储蓄中获得的利率,而且有些人根本无法以任何利率借到钱,这就决定了人们必须在每个阶段都要为迎接相应的支出高峰而进行储蓄,以便在未来高峰时用(余永定 等,2000)。如图1所示,人们可以通过自己的储蓄或者向亲戚朋友借钱来保证阶段内日常消费的相对平滑,但在A期期末和B期期末必须积累起F1和F2水平的财富,一是因为这部分支出数额太大,可能别人也面临同样的问题,向别人借不到足够的资金;二是因为这部分支出在阶段末必然发生,具有强制性。在A期和B期之后,人们耗尽其所有的储蓄(为0),又开始为下一阶段而筹划准备。
以上两个特征决定了我国居民的消费总是处于一种受压抑的状态:为了准备将来的“大额刚性支出”,人们不得不预先从当前的收入中划出一块来用作储蓄,除非收入水平的显著提高,否则会尽量节约日常的消费开支。
在分析我国居民的消费行为特征的基础上,我们可以构建出如下居民消费函数,以便对政府民生消费性支出与居民消费的关系进行理论分析。
假设代表性家庭的效用函数为u(C)=1nC,U′(c)>0,U″(c)
max∫T0e-ρt1nCdt
s.t. W=Y+rW-C(1)
X(0)=0, X(T)=F(2)
其中,C为消费,ρ(>0)为贴现率,W为家庭财富,r为利率,Y为家庭收入,F为“大额刚性支出”。 式(1)反映家庭财富的流量约束,指家庭当前的财富增量等于其当期的收入加上以前财富和利息收入减去当期消费;式(2)为边界条件。
建立Hamilton方程该问题的Hamilton方程为:H=e-ρtlnC+λ(Y+rW-C) ,其中,λ为拉格朗日乘子,它度量家庭财富的边际效用。求解上述问题,即可得我国居民消费函数:
C(t)=1-erTrerT(e-ρT-1)Y+ρe(r-ρ)trrerT(e-ρT-1)F(3)
通过式(3)我们可以看出,由于1-erTrerT(e-ρT-1)>0,因此居民即期消费水平与居民当期收入同方向变化,即居民即期消费水平随着当期收入水平的增减而增减,这与西方现代消费理论的观点是一致的;同时,由于ρe(r-ρ)trrerT(e-ρT-1)
由微分方程可知,e为大于1的常数,因此1-erTrerT(e-ρT-1)>0。同理可知ρe(r-ρ)trrerT(e-ρT-1)
,因此居民即期消费与“大额刚性支出”成反向变化,这也印证了我们前面对我国居民消费行为特征的分析:为了将来某一阶段的“大额刚性支出”,人们将缩减当前的消费,即“大额刚性支出”越大,居民当前的消费就会越少。
在得到我国居民消费函数的基础上,我们可以利用“大额刚性支出”F与政府民生消费性支出G的关系,进一步得出政府民生消费性支出与居民即期消费关系的理论方程式。由于政府民生消费性支出指的是社会公众即期消费的各种公共服务,因此,政府民生消费性支出与居民的“大额刚性支出”有着此消彼长的替代关系:如果政府财政支出中民生消费性支出增加,那么将替换出一部分居民今后自己在教育、医疗、社会保障、住房等方面的开支,也就意味着居民在将来某一阶段的“大额刚性支出”将减少;如果政府的民生消费性支出减少,那么居民今后自己在教育、医疗、养老、住房等方面的开支将会增加,也就意味着居民在将来某一阶段的“大额刚性支出”将会增加。因此,我们可以得出居民“大额刚性支出”F与政府民生消费性支出G之间的线性函数关系式:
F=f(G)=d-kG(4)
其中,常数d表示不随政府民生消费性支出变化的那一部分“大额刚性支出”,k为大于零小于1的常数。式(4)表明了居民“大额刚性支出”与政府民生消费性支出成反向变化关系。将式(4)代入式(3),即可以得出居民即期消费与政府民生消费性支出之间的函数关系式:
C(t)=1-erTrerT(e-ρT-1)Y+ρe(r-ρ)trrerT(e-ρT-1)d+-kρe(r-ρ)trrerT(e-ρT-1)(5)
从式(5)可以看出,由于-kρe(r-ρ)trerT(e-ρT-1)>0,因此居民即期消费水平C与政府民生消费性支出G同方向变化,即:政府民生消费性支出的增长会降低居民对于未来某一阶段的“大额刚性支出”的预期,从而增强居民消费的积极性,刺激居民即期消费的增长;政府民生消费性支出的减少会增加居民对于未来某一阶段“大额刚性支出”的预期,从而减弱居民消费的积极性,抑制居民即期消费的增长。上述函数关系式从理论上推导出了政府民生消费性支出与居民消费的关系。同时,上述函数关系式也为我们对两者之间的关系做进一步实证分析打下了基础。
三、政府民生消费性支出对居民消费影响的实证检验分析
(一)模型、数据与实证检验方法
前面的理论分析为我们推导出居民消费和政府民生消费性支出之间的函数关系,本部分将利用我国1985―2006年的相关数据资料对这一函数关系进行实证检验,以便验证理论分析及其结论的正确性。同时,为了计量检验的需要,我们将式(5)改写为:
Ct=α0+α1Yt+α2Gt+υt(6)
其中,α0=ρe(r-ρ)trerT(e-ρT-1)d,α1=1-erTrerT(e-ρT-1),α2=-kρe(r-ρ)trrerT(e-ρT-1),υ1为随机误差项。
考虑到我国城乡居民消费的二元性,为了更好地比较城乡消费的差异,我们将分为城镇和农村两个样本对此函数关系进行实证检验。在数据选择方面,以各年城镇居民人均实际消费性支出表示城镇居民消费UCt,以各年农村居民人均实际消费性支出表示农村居民消费RCt,以各年城镇居民人均可支配收入表示城镇居民收入UYt,以各年农村居民人均纯收入表示农村居民收入RYt,以各年人均社会文教费减去人均科研支出的余额按国家统计局的口径,我国国家财政按功能性质分为经济建设费、社会文教费、国防费、行政管理费和其它支出五大类。其中,社会文教事业费是指用于文教卫生、社会福利救济、科学研究等方面的事业费支出。因此,在这里我们可以用社会文教事业费减去科研支出的余额作为政府民生消费性支出的统计指标。表示政府民生消费性支出Gt。上述数据都来源于1986―2007年的《中国统计年鉴》,并且所有变量数据为名义变量数据经过商品零售价格指数调整获得(1985=100)。
考虑到上述时间序列数据可能是非平稳的,采用简单的OLS方法可能产生所谓的“伪回归”,因此,本文将采用协整检验的方法,具体步骤是:首先对上述变量进行ADF单位根检验,若各变量都为同阶单整序列,则运用Johansen协整检验来考察变量间是否存在长期稳定的协整关系;若存在协整关系,则建立误差修正(VEC)模型以考察变量间的短期动态调整机制,并根据误差修正模型运用格兰杰(Granger)因果检验来考察各变量之间的因果关系。
(二)单位根检验
本文采用ADF 检验对各变量进行单位根检验。根据表1检验结果可见,UCt、RCt、UYt、RYt和Gt在5%的置信水平下均无法拒绝原假设,即它们都为非平稳时间序列,而它们的一阶差分序列中,各变量的差分序列都可以在5%的置信水平下拒绝原假设。所以,我们可以认为UCt、RCt、UYt、RYt和Gt都是一阶单整序列,即I(1)。
(三)协整检验
对于具有相同单位根性质的时序数据,可以利用Johansen检验来判断它们是否具有协整关系,从而考察各变量序列之间是否存在长期稳定的变动关系。在进行Johansen协整检验之前,必须为待检验的变量组成的无约束VAR模型选择准确的滞后阶数。在这里,我们通过AIC准则和SIC准则确定了由UCt、UYt和Gt组成的VAR模型以及由RCt、RYt和Gt组成的无约束VAR模型的滞后期都为4期。
由于协整检验模型的滞后期即为无约束VAR模型的一阶差分变量的滞后期,因此,可设定两组变量协整检验模型的滞后期为3。同时,根据本文两组变量数据的特性,检验时协整形式选取序列有线性趋势但协整方程只有截距。通过表2所示的两组变量的Johansen检验结果可知,两组变量之间在5%的显著性水平下都存在两个协整方程,但是本文更为关注的是包含所有变量的第一个协整方程,利用EViews6.0,我们可以得出两组变量经标准化后的协整方程:
UCt=80.64715+0.707013UYt+0.656604Gt(7)
(0.00066)[-1067.87](0.01224)[-130.685]
RCt=157.5466+0.503708RYt+0.169183Gt(8)
(0.01743)[-28.8987](0.03610)[-4.68650]
其中,“( )”内为标准差,“[ ]”内为t统计值。
从协整方程式(7)和式(8)可以看到:无论是在城镇还是农村,我国居民收入和政府民生消费性支出与居民消费都存在长期均衡的正相关性,这与我们前面理论分析中推导出的函数关系是一致的。具体来说,从式(7)可以看到,城镇居民可支配收入在方程中的系数为0.70,且t统计量非常显著,说明城镇居民的平均边际消费倾向为0.70,1单位的城镇居民可支配收入的变动将引起城镇居民消费0.70个单位的正向变动;政府民生消费性支出在方程中的系数为0.66,且t统计量非常显著,说明政府民生消费性支出确实对城镇居民消费产生了正向影响,而且长期来看影响系数还比较大,1单位的政府社会性支出的变动将引起城镇居民消费0.66个单位的正向变动。从式(8)可以看到,农村居民纯收入在方程中的系数为0.50,说明我国农村居民的平均边际消费倾向为0.50,1单位的农村居民纯收入的变动将引起农村居民消费0.50个单位的正向变动;政府民生消费性支出在方程中的系数为0.17,说明政府民生消费性支出对农村居民消费也产生了正向影响,但是要明显小于对城镇居民消费的影响,1单位的政府民生消费性支出的变动将引起农村居民消费支出0.17个单位的正向变动。从式(7)和式(8)的比较中可以看出,政府民生消费性支出对于农村居民消费的影响要小于城镇居民,这其中很重要的原因在于长期以来我国政府用于教育、医疗、社会保障、住房等方面的民生消费性支出大部分都投向了城镇,因此政府民生消费性支出对于城镇居民消费的影响要明显更大。
(四)向量误差修正(VEC)模型
协整方程只能说明变量之间的长期关系和趋势,但是无法得知变量的短期动态关系,误差修正(VEC)模型可以解决这一问题。由于本文前面已经证明选取的两组变量之间存在长期协整关系,我们也就可以利用VEC模型来考察短期动态关系。考虑到VEC模型是含有协整约束的向量自回归(VAR)模型,因此根据协整检验中确定的两组变量无约束VAR模型滞后期为4,我们可以确定两组变量VEC模型滞后期为3。具体两组变量的VEC模型可表示为:
UCt=α0+α1vecmt-1+∑3i=1α2iUCt-i+∑3i=1α3iUYt-i+∑3i=1α4iGt-i+υt
RCt=α5+α6vecmt-1+∑3i=1α7iRCt-i+∑3i=1α8iRYt-i+∑3i=1α9iGt-i+υt
其中,vecmt-1为协整方程的长期均衡误差修正项,υt为白噪声。利用EViews6.0,我们可以得出如表3所示的以UCt和RCt为因变量的两组VEC模型估计结果。
从表3中可以看出,以UCt和RCt为因变量的两组VEC模型中,vecmt-1系数均显著为负,调整方向符合误差修正机制,可以保持并自动地调节两组变量之间的长期均衡关系。具体从两组VEC模型中各变量的系数来看,无论是短期城镇居民收入变动UYt还是短期农村居民收入变动RYt,其滞后1期、2期和3期的系数都为正,且系数都大于0.5,这说明短期内居民收入变动对居民消费变动有着显著的正向影响。同时,短期政府民生消费性支出变动Gt滞后1期、2期和3期的系数虽然都小于0.2,但都为正,这说明在短期内政府民生消费性支出无论对于城镇居民消费还是农村居民消费都产生了正向影响,这与长期均衡时政府民生消费性支出对于居民消费的影响方向是一致的,从而进一步印证了我们前面理论分析所得出的函数关系的正确性。
(五)格兰杰(Granger)因果关系检验
协整方程和向量误差修正(VEC)模型表明居民消费与居民可支配收入和政府民生消费性支出之间存在长期均衡关系和短期调整机制,但这并没有揭示潜在的因果性,为了更好地研究各变量之间的关系,有必要对变量之间的因果关系进行检验,我们在这里采用基于VEC模型的格兰杰(Granger)因果检验方法进行判断。由于VEC模型各方程的随机扰动项都具有独立同分布的白噪声性质,我们可以使用Wald检验对误差修正模型各方程的系数的显著性进行联合检验,来判别各变量因果关系的方向。利用EViews6.0对上文的VEC模型进行Granger因果关系检验的结果如表4所示。
从表4可以看出,如果以城镇居民消费的一阶差分UCt作为因变量,在1%的置信水平上,城镇居民收入增长变化是城镇居民消费增长变化的Granger成因;在1%的置信水平上,政府民生消费性支出增长变化是城镇居民消费增长变化的Granger成因;在1%的置信水平上,城镇居民收入增长变化和政府民生消费性支出联合起来同样是城镇居民消费增长变化的Granger成因。同理,从表4中还可以看出,如果以农村居民消费的一阶差分RCt作为因变量,在10%的置信水平上,农村居民收入增长变化是农村居民消费增长变化的Granger成因;在1%的置信水平上,政府民生消费性支出增长变化是农村居民消费增长变化的Granger成因;在1%的置信水平上,两者联合起来同样是农村居民消费增长变化的Granger成因。
上述Granger因果关系检验表明,无论是对于城镇居民还是农村居民,居民收入和政府民生消费性支出的增长变化都可以显著地引起居民消费增长变化,两者都是导致居民消费变动的主要影响因素。
四、结论及建议
本文从理论和实证角度分析了我国政府民生消费性支出对居民消费的影响,并得出了以下结论:(1)理论分析表明,政府民生消费性支出与居民即期消费水平成正向变动的函数关系。(2)实证检验分析表明,从长期来看,无论是在城镇还是农村,我国政府民生消费性支出与居民消费都存在长期均衡的互补(正相关)关系,这与理论分析中推导出的函数关系是一致的,同时也验证了理论分析及其结论的正确性;从短期来看,无论是在城镇还是农村,政府民生消费性支出对于居民消费都产生了正向影响,并且政府民生消费性支出增长变化是居民消费增长变化的Granger成因,即政府民生消费性支出是导致居民消费变动的主要影响因素之一。
鉴于在实证检验分析中得出居民可支配收入和政府民生消费性支出是导致居民消费变动的两个主要影响因素,我们还可以进一步对我国长期以来居民消费需求不足的原因分析如下:
首先,我国居民部门可支配收入的增长滞后于经济增长是导致我国居民消费需求不足的基本原因。自1985年以来,我国劳动和资本的分配关系在市场化过程中不断向资本一方倾斜,劳动所得的比重不断下降。由于劳动所得是社会多数成员的主要收入来源,因此长期以来劳动所得占GDP比重的不断下降也使得我国居民部门可支配收入的增长率要明显低于GDP增长率。据统计,1985―2006年,我国GDP年均增长9.2%,而城镇居民的可支配收入年均增长8.4%,农民居民实际收入年均增长幅度只有4.3%。数据来源于1986―2007年《中国统计年鉴》和中经网(cei.省略)。在这种趋势下,随着收入的不确定性不断加大,居民必然强化储蓄意愿,从而大多数居民的消费难以提升。
其次,我国政府民生消费性支出没有获得较快增长是导致我国居民消费需求不足的另一重要原因。自1985年以来,随着我国经济转型及各项市场化改革的推进,计划经济时期基本上由国家(企业)全部包下来的居民教育、医疗、养老、住房等项支出开始逐步由居民自己承担。与此同时,我国政府民生消费性支出却一直处于较低水平,1985年至今,虽然政府民生消费性支出的绝对规模一直在增加,但政府民生消费性支出占财政总支出的比重却一直低于24%,占GDP的比重最高时也就4%多一点(见图2),与国际上政府民生消费性支出占财政总支出的比重平均为40%、占GDP比重平均为10%的水平还有较大的差距。在居民预期“大额刚性支出”不断增加而政府民生消费性支出又较低的情况下,居民即期消费的积极性大大减弱,居民不得不调整其收入在消费与储蓄上的比例,将收入更多地用于储蓄,以备将来的“大额刚性支出”的需要。
由上述分析可知,正是由于长期以来我国居民部门可支配收入增长缓慢与政府民生消费性支出不足的情况同时出现,使得居民可支配收入份额的减小在挤压居民消费的同时,政府民生消费性支出不足也在挤压居民即期消费,两者对我国居民消费的挤压形成了“叠加效应”,导致我国居民消费需求的整体相对萎缩。因此,今后要促进我国居民消费需求的增长有两个途径:一是调整劳动与资本的分配关系,促进居民可支配收入的稳步增长,为居民扩大消费打下基础;二是政府应在提供教育、医疗、社会保障、住房等方面承担起基本的责任,以民生状况改善为导向,优化政府财政支出结构,稳步提高政府民生消费性支出占财政支出的比重,以利于构建强有力的社会安全网,降低居民对于未来“大额刚性支出”的预期,刺激居民即期消费的增长。此外,鉴于长期以来我国在政府民生消费性支出上巨大的城乡差异,在扩大民生消费性支出的过程中,要特别注重对农村居民的针对性和适当倾斜,以充分体现出民生消费性支出的公平性,并以此降低农村居民对于未来“大额刚性支出”的预期,促进农村居民消费需求的持续快速增长。
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BAILEY M J. 1997. National income and price level [M]. [S.l]:McGraw-Hill:187.
KOMENDI R C. 1983. Government debts, government spending and private sector behavior [J]. American Economic Review,73:994-1010.
The Influence of Government Expenditure for People′s Livelihood:
From the View of Consumption Behavior of Residents in China
HONG Yuan XIAO Haixiang
( Accounting College,Hunan University,Changsha 410079)
关键词：政府支出；城乡居民消费； 动态影响；时变参数模型
中图分类号：F713.55 文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2014）04-0015-06
Abstract： Using the timevarying parameter model to analyze the impact of government expenditure on private consumption. From the total perspective， the government expenditure has the positive effect on consumer spending，but the effect become weaker than before，and the overall trend appears the inverted L shape. From a structural perspective， economic construction expenditure has always suppressed private consumption， the role of social expenditure on consumption becomes strong， and the role of administrative management expenditure on consumption becomes negative. There are some different effects of these three types government expenditure on all residents， urban residents and rural residents’ consumption in different stages.
Key words： government expenditure； consumption of urban and rural residents； dynamic effect； timevarying parameter model
1相关文献回顾
关于政府支出和居民消费的关系，不同经济学派的观点大相径庭。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作用，带动居民收入增长，从而刺激居民消费，因此该学派认为政府支出与居民消费是互补关系。一些实证研究支持这一观点：Blanchard和Perotti运用美国经验数据构建了SVAR模型，以分析二战后的美国宏观经济政策效果，认为政府购买性支出增加刺激了消费[1]；Athanasios Tagkalakis运用1970～2001年19个经合组织国家的面板数据，分析财政政策对私人消费的影响，发现在经济萧条时期扩张性的财政政策更能刺激私人消费[2]。但是，古典与新古典经济学派则认为，在完全理性、消费期界无限和资本市场完善的情况下，政府债券融资与征税的影响是一样的（李嘉图等价），会对居民消费产生挤出效应。也有实证研究支持这一观点：Aschauer采用永久性收入的方法研究发现，美国政府支出与私人消费之间存在着显著的替代关系 [3]；Ahmed在跨期替代模型中发现英国政府支出在一定程度上挤出了私人消费[4]；Tsung wu Ho用1981～1997年面板数据对经合组织24个工业国政府支出与居民消费之间的关系进行计量分析，发现政府支出与居民消费之间存在明显的替代关系[5]。
近十年来，为了应对内需不足和金融危机的影响，我国启动了大规模财政刺激措施，因此扩张性财政支出在拉动内需上的有效性成为学术界关注的重要课题。较早的实证研究以政府支出总量对居民消费的影响为主：谢建国、陈漓高通过建立一个居民消费的跨期替代模型分析中国政府支出与居民消费之间的关系，认为在短期内中国政府可能通过增加政府支出的方式增加总需求，但就长期而言政府支出则会完全挤占消费支出[6]；李广众基于消费者最优消费选择欧拉方程，推出用以分析政府支出与居民消费之间关系的模型，实证表明改革开放以来我国政府支出与居民消费之间为互补关系[7]；陈太明基于协整理论和误差修正模型的实证结果一致表明，无论是在短期还是长期，中国的政府支出对居民消费都具有挤出效应，且挤出效应会导致中国积极财政政策的预期效果大打折扣[8]。近期的研究则转移到了政府的支出结构对居民消费的影响：官永彬实证分析表明，在政府支出结构层面，政府投资性支出和转移性支出长期内对居民消费具有引致效应，而政府消费性支出对居民消费具有挤出效应[9]；苑德宇使用省际面板数据对分类财政支出的居民消费效应进行了实证分析，结果表明，科教文卫支出挤入了居民消费，政府消费性支出对居民消费有挤出作用，经济建设支出对居民消费的作用微弱[10]。
以上的文献回顾表明，已有文献在政府支出和居民消费关系研究方面，由于研究方法不同，研究结果差异很大。同时已有研究还存在以下不足：首先，总量研究较多，考察不同性质的财政支出对居民消费影响的研究较少；其次，由于我国是典型的城乡二元结构，相同性质的财政支出可能对城乡居民的消费影响不同，已有研究在这方面考虑欠缺；第三，不少实证研究局限于利用具有固定参数的多元线性回归模型进行静态分析，没有考虑经济变量之间的动态关系，其结论解释力不强。本文从我国居民的消费特征出发，将政府支出划分为经济建设支出、社会文教支出和行政管理支出，并选择时变参数模型，从动态演化的角度分析政府支出对全体居民消费，以及分别对城镇居民和农村居民的影响。
2理论模型设定与计量模型选择
2.1理论模型设定
居民有效消费函数是一个关于居民消费和政府支出的函数，国外学者如Bailey、Tsung-wuHo等都假设它是一个线性的有效消费函数，即C*t=PC1+θGCt，C*t为居民有效总消费，它包括人均实际消费PCt与人均实际政府支出GCt两部分，参数θ为表示人均实际消费支出与人均实际政府支出之间的关系系数。
其次，所有的α2t的值都为正，说明政府在社会文教方面的支出对居民消费有积极的促进作用。该系数在1986～2000年之间在0.2～0.6之间低水平波动，2000～2011年增长较快，从0.57增加到1.14，这表明最近十多年社会文教支出大幅度增强了居民消费意愿。社会文教费是指国家用于文教卫生、科学研究、抚恤和社会福利救济等方面的事业费支出，政府增加该项支出相当于间接提高了居民的收入水平，消除了人们消费的后顾之忧，减少了强制储蓄，增强了消费预期。据统计，1978～2000年社会文教支出大约占政府支出比重的四分之一，远低于在经济建设方面的开支比例。在建立社会主义市场经济的初期（1992～2000年），以前在计划经济时期享受的相关福利待遇被相继取消，教育、医疗和住房等领域被推向了市场，极大地限制了居民在其他方面的消费。2000年以来，政府十分重视改善民生，大幅度增加了社会文教支出，目前该支出占财政支出的比例超过了三分之一。现在义务教育免收学杂费，职业教育费用减免力度也很大，覆盖城乡的医疗保障制度基本形成，各类居民都享有基本的医疗服务、保障房建设，所有这些保障民生的举措都极大地促进了居民的消费意愿。
最后，系数α3t在1984～2003年为正，但总体趋势是下降的，2004年以后变为负值，这说明行政管理开支对居民消费的正面影响越来越小，负面影响逐渐增大。改革开放以来我国行政费用开支占政府开支的比重呈上升趋势，1978年该比例仅为4.71%，但到了2004年该比例高达19.4%。一方面，财政负担的行政事业单位人员不断增多，机构臃肿，服务效率低下，严重挤占了政府在提供公共产品方面的开支；另一方面，行政管理费用的来源是国家税收和行政收费，过高的费用必然会增加整个社会的税收负担，降低居民的可支配收入，这两方面的叠加效应必然导致行政管理支出对居民消费的弹性为负。
3.3政府支出与城乡居民消费的关系
再次，根据图6，系数β3t和γ3t在1986年以前波动幅度较大，1990年达到最高点后两系数逐渐走低，并在2009年后先后变为负值，说明1990年以后行政管理支出对城乡居民消费的刺激作用逐渐降低，并最终变为抑制作用。对此现象的解释前文已有分析，在此不再赘述。从1988年开始，β3t始终大于γ3t，说明行政管理支出对城镇居民消费的作用大于农村居民。对此本文认为，行政管理费支出包括行政事业单位人员工资、“三公”开支和庞大的政府采购等，这些费用的提高有利于财政供养人员的收入提高和增加从事“三公“等相关行业的城镇居民人员收入，但对农村居民来说影响很小。
4结论和政策建议
本文利用时变参数模型先后分析了政府支出对全体居民和城乡居民消费的动态影响以及政府不同支出结构对全体居民和城乡居民消费的动态影响，通过实证分析得出以下结论：
首先，根据方程（7）、（9）和（10），从总量上来看，政府支出对全体居民以及城乡居民的消费都有促进作用，但是这种促进作用在1998年以前表现明显，此后稳中有降，大致呈现“倒L型”，说明财政政策已经出现效应递减现象。
其次，根据方程（8），从结构上讲，政府不同性质的支出对全体居民消费的影响不同。总体来看，经济建设支出一直抑制居民消费；而行政管理支出在2003年前促进了居民消费，以后则相反；社会文教开支始终促进居民消费，且程度不断增强。
再次，根据方程（11）和（12），经济建设支出总体上讲是抑制城乡居民消费的，但对城镇居民的抑制程度更甚；社会文教开支2000年以前对农村居民消费的促进作用很小，但对城镇居民消费起抑制作用，2000年以后对城乡居民消费的提振作用日益明显；1990年以后行政管理开支对城乡居民消费的促进作用逐渐减弱并最终变为阻碍作用。
最后，根据以上分析，我国政府支出虽然在总量上能够促进居民消费，但是从结构上看真正起促进作用的是社会文教支出。
当前我国正处于一个关键的发展阶段，从国际上来看金融危机的影响还未过去；从国内来看，我国经济总量虽然很高，但结构性失衡问题严重，今后必须牢牢抓住扩大内需（关键是扩大居民消费）这一战略基点才能抵御危机，扭转结构失衡问题。为此本文的建议是：
一是不宜长期推行积极的财政政策。虽然实证表明财政支出政策能有效地增加居民消费，但应该清醒地认识到，政府支出对居民消费促进效率不断下滑，政府支出的增加会在一定程度上挤出居民消费，导致政府支出乘数降低，从而使得积极财政政策的效果大打折扣。
二是优化财政支出结构。在财政支出总额中，政府应拿出更多的资金投入到教育、医疗、保障房建设和社会保障等民生领域，消除居民消费的后顾之忧，增强消费预期；把更多的基础建设和公共服务投入到农村地区和中西部地区，实现基本公共服务支出的城乡统筹和区域统筹，完善基本公共服务城乡均等化。
三要理顺政府和市场的关系。经济发展问题主要靠市场解决，政府应减少对微观经济的干预，这样能有效降低政府在经济建设方面的支出；同时精简机构和人员，缩减部门经费支出，提高办事效率，降低行政管理成本，提高对基本公共产品和公共服务的供给能力。
四是扩大居民消费不能仅靠财政支出结构的调整，还需要改革收入分配政策、完善社会保障制度以及优化消费环境等组合政策。
参考文献：
[1]Blanchard， Perotti， An Empirical Characterization of the Dynamic Effects of Changes in Government Spending and Taxes on Output，The Quarterly Journal of Economics，2002，117（4）：1329-1368.
[2]Athanasios.Tagkalakis，The Effects of Fiscal Policy on Consumption in Recessions and Expansions[J].Journal of Public Economics，2008，92：1486-1508
[3]Aschauer D A， Fiscal Policy and Aggregate Demand[J]. American Economic Review，1985，75：117-127.
[4]Ahmed. Temporary and Permanent Government Spending in an Open Economy： Some Evidence for the United Kingdom[J].Journal of Monetary Economics，1986，17（2）： 197-224.
[5]Tsung Wu Ho.The Government Spending and Private on Consumption：A Panel Integration Analysis[J].International Review of Economics and Finance，2001，10（1）：95-108.
[6]谢建国，陈漓高.政府支出与居民消费[J]. 当代经济科学，2002.
[7]李广众.政府支出与居民消费：替代还是互补[J].世界经济，2005（5）.
[8]陈太明.中国的政府支出与居民消费：挤出还是挤入[J].东北财经大学学报，2007（5）.
内容摘要：财政社会性支出对居民消费有着重要影响。本文以消费函数理论为基础，通过数理方法推导出财政社会性支出影响居民消费的理论模型，并进行计量检验。结果表明，财政社会性支出的长期变化可以改变消费者持久收入水平，并影响消费者的未来收入预期，进而改变其消费决策，即从长期来说财政社会性支出能明显刺激居民消费。
关键词：社会性支出 居民消费 消费决策
财政社会性支出中包含教育、医疗卫生以及社会保障支出，财政社会性支出对经济增长不仅仅产生直接影响，更重要的是可以营造一个良好的消费环境，是影响居民消费函数的重要因子，进而解释其对经济增长产生的积极效应。借助西方消费函数理论进行分析，可以做出推断：财政社会性支出对居民消费有着重要影响。本文以消费函数理论为基础，通过数理方法推导出财政社会性支出影响居民消费的理论模型，并进行计量检验，以探讨实证结果与理论假设是否一致。
理论模型的构建
为了得出财政社会性支出影响居民消费的传导机理，本文在消费者最优选择框架内对财政社会性支出与居民消费之间的关系进行推导。首先假定代表性消费者在其一生中最大化的效用函数及其面临的预算约束为：
（1）
s.t.At=At-1(1+r)+Yt-Ct-Gt （2）
其中Et代表基于t期信息对未来的预期，β是折现因子，C*t为t期有效消费，At表示t期所拥有的实际金融资产，r是实际利率，Yt是实际收入，Ct是居民消费支出，Gt是政府支出。联立方程（1）、（2），可知为确定条件下求解效用最大值问题，构造其Lagrangean函数为：
（3）
上式中λt是Lagrangean乘子，在此度量财富的边际效应。假定个人消费效用函数为相对风险厌恶函数（CRRA）：
（4）
其中δ>0，U`(C*)=C*-δ>0，U``(C*)=-δC*-δ-1
消费者不仅消费私人产品而且消费公共产品，所以其获得的消费效用应由两部分组成，Baily、Tsung-wu Ho等认为有效消费函数是一个线性的组合即：C*t=Ct+θGt，式中θ代表政府支出与居民实际消费支出之间的效用关系。当θ>0时，政府支出与居民消费具有完全的替代关系，当θ
C*=CtGtφ （5）
式中φ为政府支出与居民消费之间的关系系数。这一改进更符合中国居民的实际消费情况，因此本文采用改进后的模型来定义有效消费函数。接下来对（3）式求解，得到其一阶条件为：
（6）
E0[β(1+r)λt-1]=λt （7）
又因为根据（5）式有，，将（6）式中解出的λt，λt+1代入（7）式中得到：
Ct-δGtφ(1-δ)=[β(1+r)Ct+1-δGt+1φ(1-δ)] （8）
对（8）式两边取对数，整理后有：
（9）
令，，随机误差项为ut，则（9）式可改写成：
lnCt=α0+α1lnGt+ut （10）
影响居民消费的因素很多，通常认为居民可支配收入和居民的消费习惯是影响居民消费的重要因素，因此为了使实证检验的结果更加真实，可以增加居民可支配收入Yt作为解释变量，从而得到基本方程：
lnCt=α0+α1lnGt+α2lnYt+ut （11）
实际上，如果假设居民可支配收入与政府支出相关，即令Yt=β0Gt，则Ct=β1+β2Yt+β3Ct-1=β1+β0β2Gt+β3Ct-1=α0+α1Gt+α2Ct-1，该表达式同样具有可解释性，然而由于居民可支配收入与政府支出之间的相关性有待考证，所以本文选择（11）式作为下一步实证检验的基础。
财政社会性支出与居民消费总量关系的协整检验
（一）变量设定与数据说明
关于财政社会性支出、居民消费函数的理论推导为实证研究提供了逻辑基础，为了从实践角度考察居民消费总量（C）与财政社会性支出（S）、居民可支配收入（Y）之间所存在的函数关系，本文运用1990-2009年的数据资料进行论证，得出三者之间关系的经验结果。其中居民消费支出总量为国民生产总值中的居民消费支出，财政社会性支出根据前文的统计口径计算所得，居民可支配收入=城镇居民人均可支配收入*城镇人口总数+农村居民人均纯收入*农村人口总数（以上数据均来源于中国统计年鉴2010）。为了消除期间通货膨胀对数据的扭曲，居民消费总量和居民可支配收入采用居民消费价格指数（1978年=100）进行调整，财政社会性支出采用商品零售价格指数（1978年=100）进行调整。为了减少时间序列的异方差和波动性，采用对数化形式对其进行处理，即把C、S和Y转化为LnC、LnS和LnY。模型的数据全部使用Eviews5进行处理。
（二）单位根检验
在时间序列平稳的基础上，确立的计量经济模型才具有实践指导意义，然而现实中绝大多数时间序列数据都存在非平稳性的特点，将非平稳的时间序列数据进行回归分析时，会带来“伪回归”问题，使得估计出的参数产生偏差，所以需要首先判断时间序列的平稳性。可以采用单位根检验的方法，考察时间序列是否平稳，如果序列不平稳，一般可以再通过差分使之变得平稳，经过N次差分，则称之为N阶单整。用ADF方法对LnC、LnS和LnY及其差分变量进行单位根检验，得到的结果如表1所示。
表1显示，LnC、 LnS、LnY的一阶差分的t统计量都小于5%水平的临界值，因此可以认为不存在单位根，均为平稳时间序列。为了考察三者之间的长期均衡关系，需要继续进行协整检验。
（三）协整检验
协整理论（Engle和Granger）认为虽然某些经济变量是非平稳的，但是它们之间的某种线性组合是平稳的，因此可以通过协整理论介绍的方法来处理这些非平稳数据。本文运用EG两步法进行协整检验：先做两变量之间的回归，然后检验回归残差的平稳性。以lnCt为被解释变量，lnSt、lnYt为解释变量，用OLS方法估计回归模型，其回归结果如下：
lnCt=0.12094-0.095913lnSt+1.062850lnYt+et
（0.024168）（-1.501024）（10.52225）
R2=0.996432 F=2373.455
对上式残差进行单位根检验，其结果如表2所示。
由表2可知，t值为-3.304841，小于5%显著性水平下的临界值-3.029970，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，这也说明变量lnCt与lnSt、lnYt之间存在协整关系。
（四）建立误差修正模型
误差修正模型（error correction model，ECM）是具有特定形式的计量经济模型。lnCt与lnSt、lnYt之间存在协整，表明从长期来看三者具有长期均衡关系，但从短期来看，短期波动可能产生失衡，其经济关系是一个从短期失衡趋于长期均衡的动态过程。为了使模型更加精确，可以把误差项et视为均衡误差，通过建立误差修正模型把短期行为与长期变化联系起来，建立的误差修正模型基本结构如下：
VlnCt=β0+β1VlnSt+β2VlnYt+β3et-1
本文以VlnCt为被解释变量，以VlnSt、VlnYt和et-1作为解释变量，估计回归方程，使用Eviews5操作得到的结果如下：
VlnCt=0.058898-0.023993VlnSt+0.357823VlnYt-0.396047et-1+εt
（3.012640）（-478690）（1.944425）（-3.548781）
R2=0.495698 F=4.914690
上述的结果表明，从短期来看，居民可支配收入变化对居民消费的影响更大，而财政社会性支出对其影响并不是很显著。如果前期居民消费偏离均衡水平，则本期将以-0.396047的力度对偏差进行调整。
（五）格兰杰因果检验
变量之间的长期均衡关系并不意味着相互之间存在因果关系，如果缺乏因果关系则相互之间的关系就没有实际意义。所以需要采用格兰杰因果检验法检验它们之间的因果关系。取两期滞后，Eviews得出估计结果（见表3）。
由表3可以看出，在1%的显著性水平下，拒绝“LnS不是LnC格兰杰原因”的原假设，即LnS是影响LnC的重要原因；而1%的显著性水平下不能拒绝“LnC不是LnS格兰杰原因”，即接受原假说。说明两者之间只存在单向的因果关系，而不存在双向的因果关系。
结论
本文通过单位根检验发现，财政社会性支出、居民消费总量的增长都是相对平稳的。通过进一步分析财政社会性支出与全体居民消费总量之间的长期均衡与短期波动，本文可以得出以下结论：无论是短期还是长期，财政社会性支出对居民消费总量都存在程度较弱的“挤出效应”。 短期内财政社会性支出增加虽然可以改变消费者的暂时收入水平，但是由于对持久收入水平产生的影响较小，所以其对居民消费的“挤出效应”较弱，实证研究正好印证了这一点。财政社会性支出的长期变化可以改变消费者持久收入水平，并影响消费者的未来收入预期，进而改变其消费决策，即从长期来说财政社会性支出能明显刺激居民消费。
参考文献：
1.谢建国，陈漓高.政府支出与居民消费—一个基于跨期替代模型的中国经验分析.当代经济科学，2002.10
2.楚尔鸣，鲁旭.基于面板协整的地方政府支出与居民消费关系的实证检验.经济理论与经济管理，2008.6
3.韩曙.要重视政府消费对居民消费的拉动作用.光明日报，2001-3-22
[关键词]近距离移动支付 感知价值 网络外部性 消费者用户 接受行为
[分类号]F713.55 F224.7
目前，我国的移动商务产业进入快速发展阶段，各种基于无线网络的应用相继出现，让人目不暇接，如移动互联网、移动即时通讯、移动银行以及移动支付等。据工业与信息化部统计，截至2010年12月末，全国移动电话用户为8.59亿，稳居世界第一，而各种增值服务业务给电信企业带来1 947亿元的年收入，同比增长19.O％，占主营业务收入的21.66％，其所占主营业务比例呈逐年上升趋势。移动商务给移动网络运营商及相关企业带来了巨大的发展空间和利润空间。然而，移动商务的健康发展离不开安全、高效的支付业务的支撑，移动支付是顺利完成移动商务交易的关键。移动支付指交易双方为了买卖某种商品或服务而通过移动设备交换金融价值的过程，这里的移动设备可以是手机、PDA等终端设备，一般即指利用手机完成的支付活动。我国移动支付尚处于起步阶段，但发展迅速，各运营商、主要金融机构、第三方支付企业纷纷推出自己的移动支付方案，但标准尚未统一。如中国移动的“手机钱包”业务；中国联通与建设银行合作推出的手机支付、手机银行业务；中国电信与付费通合作的手机缴费业务；中国银联推出的CUPMobile支付业务；支付宝的移动支付服务等。移动通信技术和移动商务的快速发展给移动支付的应用带来难得的机遇，移动支付的市场潜力巨大。
移动支付根据支付的金额可以分为微支付、小额支付和大额支付；根据支付账户分为手机账户支付、手机绑定银行卡支付、第三方账户(如支付宝账户)支付等；根据支付用户所处的地理位置分为远程支付和近距离支付，远程支付不受地理位置限制，通过移动通信网络或者移动互联网进行传输信息进行支付，而近距离非接触移动支付指通过安全的近距离通信技术，使用移动通信终端，实现货币支付或资金转移功能的支付方式。消费者只需将内置近距离通信芯片的手机靠近专用终端，输入密码或者利用指纹识别技术授权即可完成支付，可以广泛用于商场、酒店、便利店、停车场等场所。这种支付模式对消费者而言相当便利、时尚，对商户而言则可以提高支付处理效率，增加交易额。随着终端技术的快速发展，这种近距离非接触移动支付将成为主要的移动支付手段。目前，移动网络运营商在国内部分地区已经发展该支付模式的试点，但用户接受情况却不容乐观。相比移动支付服务提供方的热情，消费者显得犹豫，这严重制约了移动支付的发展。因此，研究消费者对移动支付的接受行为迫在眉睫。
1 文献回顾
用户接受(acceptance)行为指用户对某新型的产品或服务从认识到使用的行为过程，也称为用户采纳(adoption)行为。用户接受理论主要涉及经济学、社会心理学和行为科学等，早期主要理论及模型有理理论(theory of reasoned action，TRA)、计划行为理论(theory 0f planned behavior，TPB)、技术接受模型(technology acceptance model，TAM)、创新扩散理论(innovation diffusion theory，IDT)、网络外部性理论(network externality，NE)等。上述模型中，应用最为广泛的还是Davis提出的TAM，其局限性在于仅对组织内部员工对信息系统的接受具有很好的解释作用，且仅涉及感知易用性与感知有用性两个外部变量。为了克服单一模型的弱点，近期研究多倾向于将上述模型整合，以解释不同环境下的用户对于新型技术、商务模式、产品或服务的接受行为。例如，Taylor和Todd将TAM与TPB的组合模型decomposed theory ofplanned behavior(DTPB)，用于解释信息技术的使用。Venkatesh、Morris和Davis在对主流模型进行了比较和研究之后提出用户接受信息技术的统一模型(uni―fled theory of acceptance and use 0f technology，UTA―UT)，并验证了其优越性。Nicolas、Castillo和Bouw―man将TAM与IDT结合用于解释移动服务的接受，其中验证了感知柔性(flexibility)对感知有用性的积极影响。Kuo和Yen在TAM基础上增加个人创新意识作为感知易用性和感知有用性的前因变量，并同时考虑感知成本对态度和行为的影响，以此模型对移动增值服务的接受进行了研究。
Dahlberg、Mallat和Ondrus 指出移动支付的相关文献中，从消费者角度进行的定性研究较多，定量研究较少；移动支付用户接受的相关研究主要集中在个体消费者的行为上；实证研究主要基于TAM和IDT理论，影响其接受的主要积极因素有易用性、有用性、信任、便利性、兼容性、安全、社会影响、交易速度等，消极因素主要有成本、风险、对技术的忧虑等。Shintt2j在TAM基础上加入信任与感知安全等变量对手机钱包的消费者接受行为进行了研究。Kim、Mirusmonov和Lee L131对TAM中感知有用性和感知易用性在移动支付环境下的前因变量进行了研究，证实创新意识、消费者知识、移动性、可按人性、便利性是显著的外生变量。Schierz、Schilke和Wirtz基于TAM，加入感知兼容性、移动性、主管规范等变量对移动支付消费者用户接受行为进行实证分析。曹媛媛、李琪基于UTAUT，加入成本因素对移动支付消费者用户使用行为进行了研究。TAM最初用于解释组织内部员工对技术的接受行为，而利用TAM及其相关模型解释移动支付接受行为有许多不当之处。组织内员工对某项技术的采用是以工作为目的的，多数为强制使用，使用成本由组织承担，而消费者的接受行为则是以个人使用为目的，是自愿的，使用成本及一切可能的后果，包括不利的后果均由个人承担。因此从消费者角度，而不是从新技术使用者角度重新构建移动支付接受模型极为必要。
通过对国内外文献的研究，笔者发现在用户接受行为研究方面：①基于TAM及其相关模型的消费者接受行为研究较多，而基于感知价值理论的接受行为研究较少，然而，对个体消费者来讲，需求、价值、成本和
风险等因素对其影响更为显著，因此基于这些理论的研究可能对解释消费者接受行为更有帮助；②对笼统的移动支付接受研究较多，而针对某一具体移动支付应用模式的用户接受行为研究几乎没有，由于不同移动支付应用模式之间有较大的差异，所以研究某具体支付模式的用户使用行为更具有现实意义。本研究基于感知价值理论及网络外部性理论，对近距离移动支付模式的消费者用户接受行为进行研究，旨在证实影响消费者用户接受近距离移动支付的关键因素及行为过程，从而提出促进消费者接受的策略，为我国移动支付业的快速发展作出贡献。
2 理论与假设
需求是引发消费者购买产品或服务的重要动机，而价值最大化则是进行决策的基本原则。营销大师科特勒认为，顾客通常不能客观或精确地判断产品的客观价值，而是基于感知价值进行购买决策。本文基于感知价值理论和网络外部性理论，并考虑消费者需求程度、服务兼容性和消费者创新意识对接受意向的影响，构建了近距离移动支付的消费者用户接受模型，如图1所示：
2.1 感知价值
感知价值与购买意愿的关系模型最先由Dodds和Monroe提出，该模型将价格和感知质量作为感知价值的前因变量，后来，Wood和Scheer在此基础上加入感知风险变量，形成了基于感知价值消费者购买的基本模型。感知价值是顾客对某产品或服务所带来的收益和为获得该产品和服务所需的付出进行综合评价，是对得与失的平衡。本研究中，消费者对近距离移动支付的感知利益主要包括实际用途、便利性、效率的提高等，而消费者所需的付出，即感知利失，则包括使用成本和相应的风险。由于消费者之间的个体差异，不同消费者对相同产品或服务的感知价值不尽相同，感知价值高的消费者其接受意向也相对较强，因此提出假设H1。
H1：消费者对近距离移动支付的感知价值对其接受意向具有积极影响。
2.2 感知利益
感知利益既包括现实利益，如某实际用途或享受，也包括潜在利益，如便利、效率的提高等。对于消费者来讲，近距离移动支付服务的主要功能在于安全高效地完成支付业务，因此提出感知有用性和便利性两个概念。
感知有用性是TAM的核心变量之一，指用户认为使用某技术可提高工作绩效的程度。从消费者角度看，有用性是产品质量的外在表现，而产品质量是指产品在完成某项功能或实现某种用途方面的能力。既有研究已经证明产品质量对感知价值具有积极的影响，因而感知有用性也可对感知价值有相似的作用。此外，大量研究已经证实感知有用性对技术接受或采纳意向有显著正相关关系，在对移动增值服务采纳方面的研究中也有类似的结果。本研究中，近距离移动支付的有用性主要体现在方便快捷地完成支付功能，那么用户根据自己处理支付业务的实际情况，感知到该服务对其越是有用，其对该服务的感知价值和使用意向也就越强，因此，提出假设H2a和H2b。
H2a：消费者对近距离移动支付的感知有用性对感知价值有积极影响。
H2b：消费者对近距离移动支付的感知有用性对接受意向有积极影响。
近距离移动支付相比传统支付方式，可以给用户提供更多的便利性，如节省时间、提高效率、不必携带现金及零钱等，用户只需将手机一刷就可以完成交易。便利性正是移动支付的独特优势之一，对追求时尚消费体验的顾客具有巨大的吸引力。有研究表明，便利性是用户对移动支付感知有用性和易用性的前因变量之一，笔者认为便利性的增加并不一定导致其有用性的增加，却可以加强用户对移动支付的价值感知。此外，有学者指出移动性(mobility)或无所不在性(ubiquity)对移动支付的用户感知有用性或使用意向有显著影响，而此特性正是移动支付的便利性所在。因此，提出假设H3。
H3：近距离移动支付的便利性对用户感知价值有积极影响。
服务交互性是指用户与移动支付系统之间信息沟通的能力。近距离移动支付与银行卡支付的显著不同之处在于其强大的交互性，即用户随时可以进行查询交易信息，充值、转账等业务，而银行卡的即时交互性极为有限，须借助在线系统方可完成相关的业务。Dahlberg和OOrni。认为，支付及交易信息的可得性是影响用户使用移动支付的重要因素，移动支付的这一特性即为服务交互性的具体体现。那么，移动支付的交互性越强，其功能也越大，感知价值也越大，因此，提出假设H4。
H4：服务交互性对用户感知价值有积极影响。
2.3 感知成本和风险
为了得到近距离移动支付便捷的服务，用户也须承担相应的付出，主要由经济成本和非经济成本组成，前者如手机硬件升级和其他相关费用等，而后者主要指各种由此产生的风险。
经济成本是用户为了接受该服务而需考虑的必不可少的因素之一。不同的消费者对于使用成本的看法差异较大，有的认为难以承受，而有些为了享受高科技的服务则愿意承受较高的成本，为了检验不同消费者的成本承受力对感知价值的影响，提出感知成本这一变量。感知成本指相对于所得期望收益来讲，用户对货币支出的评判。显然，用户对近距离移动支付的感知成本越高，感知价值则越低，因此，提出假设H5。
H5：消费者感知成本对感知价值有消极影响。
非经济成本往往被用户所忽视，本研究中主要指因使用该服务而给用户带来的各种潜在的损失，即使用风险。只有当这些风险被用户所感知，形成感知风险，方可对其行为产生影响。Bauer将消费者感知风险定义为被消费者感知到的由其行为引发的各种可能的负面结果。相关研究表明感知风险是个多维变量，包括各种类别的风险，如可能的经济损失、产品功能可能的缺陷、可能的负面社会评价等。为了便于研究，本文将感知风险作为一个组合型的变量，其测量指标分别由各个维度构成。一般认为感知风险对感知价值和消费者采纳或接受行为意向有负面影响，但是也有研究表明，在不同环境下，感知风险对其结果变量影响的作用并不相同。为了检验感知风险在近距离移动支付环境下的作用，特提出假设H6a、H6b。
H6a：消费者感知风险对感知价值有消极作用。
H6b：消费者感知风险对其接受意向有消极作用。
2.4 网络外部性
网络外部性指某种产品的价值随着使用该产品或兼容产品的用户增加而增大的特性。相关文献已经证实在移动商务环境下网络外部性对感知有用性、用户使用行为的积极作用。对于近距离移动支付的消费者用户来讲，只有当广泛的商户终端网络建立起来以及消费者用户的迅速增加才可能对广大的手机用户形成吸引力。据此，本研究提出假设H7a和H7b。
H7a：网络外部性对消费者感知价值具有积极影响。
H7b：网络外部性对消费者接受意向具有积极影响。
2.5 消费者创新意识
消费者创新意识指消费者对创新性的产品或服务感兴趣的程度。由于消费者个性特征和生活环境的不同，其创新意识差别较大。现有研究认为个人创新意
识直接影响其对新兴产品或服务的接受意向，创新意识越强的消费者，接受意向也越强。那么，对于移动支付来讲，创新意识强的用户对于试用这种高科技服务的意愿可能会很强烈，有时候甚至不会考虑其真正的实用价值，而是为了获得一种兴奋的体验。因此，提出假设H8。
H8：消费者创新意识对其接受意向有积极影响。
2.6 服务兼容性
消费者使用近距离移动支付服务时，将会考虑该服务与已有的银行账户、移动通信账户、支付宝账户等的兼容性。如果移动支付系统与已有账户系统实现无缝对接，则会增加用户使用的可能性。本研究中的服务兼容性指该移动支付服务系统与消费者已有的金融账户系统整合的程度。移动支付系统较好的兼容性可以为消费者及时处理账户之间的现金流提供条件。据此，提出假设H9。
H9：服务兼容性对移动支付接受意向具有积极影响。
2.7 消费者需求
需求是消费者行为的内在动机，消费者对近距离移动支付服务的需求是其接受行为的重要引发因素，因此本研究将消费者需求纳入模型中。在以往TAM相关模型中，着重从技术角度研究用户行为，并未考虑需求因素，而本文重点从个体消费者角度研究其接受行为，消费者对该服务的需求程度将是消费者进行决策的重要影响因素。消费者对该服务需求越强，其接受意愿也越强，因此，提出假设H10。
H10：消费者对近距离移动支付的需求对其接受意向具有积极影响。
3 研究设计
3.1 变量测量
大部分变量的测量指标来自于现有文献，并稍作修改以适应本研究的环境。感知价值和感知经济成本的测量指标来自于文献[18]，感知有用性、便利性和接受意向的测量指标来自于文献[4]和[13]，消费者创新意识的测量变量来自于文献[32]，服务兼容性的测量来自于参考文献[33]，网络外部性的测量来自于文献[29]。此外，将感知风险作为组合型变量，其测度项来自于文献[34]，服务交互性与消费者需求程度系新编变量。
3.2 数据收集
采用Likert 7级量表对变量进行测量。问卷编制后，先对20名本专业的部分专家学者、硕博士研究生进行了预测试，根据他们的建议对问卷进行了修正，使各问项更加清晰和便于理解。本问卷的样本主要选自参加工作的年轻人，采用网上与网下相结合的方式共发放问卷400份，收到有效问卷312份。样本信息统计显示，男性用户占54％，女性占46％；本科学历以上的用户占85％；52％的用户曾有过使用其他类型的移动支付服务的经历，但少有使用近距离移动支付经历的用户，这主要与该服务普及程度过低有关。统计信息表明该样本数据适合本研究。
3.3 数据分析
利用SPSS 13.0软件通过最大方差正交旋转对样本数据进行因子分析，结果如表1所示：首先，样本的适当性检验系数KMO的值为0.902，Bartlett球形检验的结果比较显著，表明本样本适合进行因子分析。其次，对除了感知风险这一组合型变量测量指标之外的其他指标进行因子分析。结果显示共析出10个特征值大于1的因子，方差解释率为87.982％，结构清晰，各指标在其相关因子上的负载均大于0.5，而交叉负载均小于0.5。
采用SmartPLS 2.0对测量模型进行分析，通过composite reliability(CR)和Cronbach’sα的值检验量表信度，利用average variance extracted(AVE)测量量表的聚合效度，通过比较AVE的平方根与因子间相关系数检验差别效度。检验结果显示各因子的CR值均大于0.8，Cronbach’sα值大于0.7，表明量表信度在可接受范围之内；AVE均大于0.5，其平方根均大于所在列的因子间相关系数，表明测量量表的聚合效度和差别效度均可接受，如表2所示：
最后，利用SmartPLS 2.0对结构模型进行检验，结果表明除H5和H9之外的其他假设均得到支持，消费者感知价值和接受意向的方差解释率分别达到49.1％和69.8％，如图2所示：
3.4 结果讨论
首先，模型中大部分假设得到支持，因变量的方差解释率也较高，表明模型可以有效解释消费者用户对近距离移动支付服务的接受行为。其次，从消费者感知价值的前因变量来看，感知利益中的有用性和便利性对其影响较大，其次是交互性，而消极的影响因素主要是风险，此外，网络外部性对感知价值的影响也较显著。消费者感知成本对感知价值影响并不显著，表明消费者对使用该服务的经济成本并不在意，而且似乎也在消费者可承受的范围内。再次，从消费者接受意向的影响因素来看，起决定性作用的应该是消费者对该服务的需求程度，其次是创新意识、感知风险、感知价值和网络外部性，而消费者对服务兼容性考虑得较少。这表明对于创新型服务来讲，需求绝对是引发消费者接受该服务的重要因素，而用户创新意识亦可直接影响其使用行为。可以发现，消费者用户之所以接受缓慢，主要因为缺乏对需求的引导和挖掘，另外用户对其中风险的担忧也阻碍了其接受意向。
4 结论与启示
本文以近距离非接触式移动支付模式为研究对象，基于对该支付模式的分析，对消费者用户的接受行为进行实证研究，揭示了影响其接受移动支付的关键因素及作用机理。结构模型检验结果表明感知有用性、便利性、服务交互性和网络外部性对用户感知价值有积极影响，而感知风险则对用户感知价值有显著的消极影响；消费者需求程度、创新意识、感知价值对用户接受意向影响较大，而感知风险则对用户接受意向具有显著的阻碍作用。本文的创新点体现在从近距离移动支付服务的消费者和技术使用者的双重视角对消费者用户的接受行为进行了研究，将消费者需求程度、网络外部性、消费者创新意识等变量与感知价值理论模型进行整合，充分体现了该服务的特点，有效解释了用户的行为过程。
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