導(dǎo)語：基礎(chǔ)設(shè)施與居民消費(fèi)論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、數(shù)據(jù)描述

本文使用的數(shù)據(jù)是1995－2005年中國28個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)(不含重慶、四川、西藏)，數(shù)據(jù)來源主要是國家統(tǒng)計(jì)年鑒及中經(jīng)網(wǎng)提供的公開官方數(shù)據(jù)。我國大部分的基本建設(shè)支出都是屬于公共基礎(chǔ)設(shè)施投資的范疇，因此，我們用國家預(yù)算內(nèi)資金的基礎(chǔ)建設(shè)支出比例作為政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資的度量。從圖1可看出，平均的政府公共設(shè)施投資率基本呈上升的趨勢。本文的居民消費(fèi)率取自國家統(tǒng)計(jì)年鑒中各省份私人消費(fèi)占地方GDP的比例。從圖2中可看出，平均居民消費(fèi)率逐年顯著遞減，充分體現(xiàn)了我國消費(fèi)不足的現(xiàn)狀。圖3進(jìn)一步給出了政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資和居民消費(fèi)率之間的關(guān)系，橫軸代表居民消費(fèi)率，縱軸是政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率，圖中是各省份簡單混合的截面數(shù)據(jù)。可以看出，這兩者之間呈較不明顯的負(fù)相關(guān)，若進(jìn)一步控制其他宏觀因素后，兩者間則呈顯著負(fù)相關(guān)，即提高一個(gè)省的政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資比例，將會(huì)導(dǎo)致省內(nèi)的居民消費(fèi)率降低。

二、簡約式計(jì)量模型和變量

(一)基本回歸結(jié)果

我們首先分析政府公共基礎(chǔ)設(shè)施率和居民消費(fèi)率之間的簡約式回歸結(jié)果，基本回歸采用雙向(two－way)固定效應(yīng)模型:hconsmpit=α0+α1pubinvit+βXit+vi+vt+uit(1)其中，hconsmpit是第i個(gè)省第t年居民消費(fèi)率;pub-invit是第i個(gè)省第t年政府公共設(shè)施投資率;Xit是一組協(xié)變量，包括地方政府財(cái)政收入占GDP比重、地方人均GDP(萬元)及其平方項(xiàng)、地方貿(mào)易開放度(進(jìn)出口總額/GDP)、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比例;vi和vt分別代表省份和年份的固定效應(yīng);uit是獨(dú)立同分布的殘差項(xiàng);α0，α1，β是待估系數(shù)。在這里，如果政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率與居民消費(fèi)率是負(fù)相關(guān)，則α1應(yīng)為負(fù)。下面討論引入的協(xié)變量。本文用地方政府財(cái)政收入占比來控制政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率對居民消費(fèi)率的直接“擠出”效應(yīng)，這一點(diǎn)可從GDP恒等式得出。C/Y+G/Y+I/Y+(X－M)/Y=1(2)其中，C/Y代表居民消費(fèi)率，G/Y代表政府支出占GDP比重，I/Y代表私人投資率，(X－M)/Y代表凈出口額占比。通過控制G/Y，回歸方程(1)中的α1即衡量了政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率對居民消費(fèi)率的間接效應(yīng)。然而，地方政府財(cái)政支出很大一部分是來自中央政府的轉(zhuǎn)移支付，如2008年地方政府支出總額為4．92萬億，而地方政府收入總額僅為2．86萬億，兩者之差即為中央政府的轉(zhuǎn)移支付。如果中央政府的轉(zhuǎn)移支付更多用在非資本項(xiàng)目上，如社會(huì)醫(yī)療保障，那么該省的居民消費(fèi)率就會(huì)提高。由于地方政府的財(cái)政收入與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)情況聯(lián)系更緊密，因此政府收入占比所帶來的“擠出”效應(yīng)更明顯，故在本文的基本回歸中用政府收入占比代替了政府支出占比，在后面的分析中也會(huì)用政府支出占比來進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。加入地方人均GDP及其平方項(xiàng)是基于李稻葵等(2009)的結(jié)論:勞動(dòng)收入份額隨經(jīng)濟(jì)增長呈U型曲線，而勞動(dòng)收入份額越高，居民消費(fèi)率也越高［7］，因此地方人均GDP對地方居民消費(fèi)率也應(yīng)有二次項(xiàng)的影響。此外，由于我國出口是勞動(dòng)密集型，因此，貿(mào)易開放度越高的省份所屬的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)越多，勞動(dòng)收入份額也越高，居民消費(fèi)率也應(yīng)越高。最后，地方第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比例也對該地區(qū)的居民消費(fèi)率有影響:一方面，第二產(chǎn)業(yè)是資本密集型，其從業(yè)人員比例越多，則勞動(dòng)收入份額越低;另一方面，第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的工資更高一些，使得勞動(dòng)收入份額也會(huì)更高。在基本模型的回歸中，可以驗(yàn)證這兩種效應(yīng)的大小關(guān)系。表1是本文使用的主要變量的統(tǒng)計(jì)描述。對于回歸中可能出現(xiàn)的反向因果及聯(lián)立性問題，其中，貿(mào)易開放度及第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比例這兩個(gè)控制變量不太可能出現(xiàn)聯(lián)立性問題，因?yàn)檫@兩個(gè)變量衡量的是一個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，與居民消費(fèi)沒有太大關(guān)系。而人均GDP及政府收入這兩個(gè)變量則可能受到私人消費(fèi)影響而出現(xiàn)反向因果問題，不過這個(gè)問題并不嚴(yán)重:首先，正如傳統(tǒng)消費(fèi)理論的研究認(rèn)為，居民收入決定居民消費(fèi)，因此將收入視為先于消費(fèi)決定的變量更合理些。同理，地方政府收入與地方GDP及稅收聯(lián)系更緊密，也是一個(gè)先驗(yàn)的控制變量。其次，即使這兩個(gè)變量中存在與消費(fèi)相關(guān)的因素，也可以被回歸模型中的省份及年份的固定效應(yīng)所控制。另外，由于公共基礎(chǔ)設(shè)施投資來源于政府收入，因而公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率也沒有嚴(yán)重的聯(lián)立性問題。對于可能出現(xiàn)的遺漏變量問題，基本回歸模型采用了含省份和年份的雙向固定效應(yīng)模型。表2給出了簡約式計(jì)量回歸結(jié)果。表2中第1列給出了基本計(jì)量模型(雙向固定效應(yīng)模型)的回歸結(jié)果，所有待估系數(shù)都是統(tǒng)計(jì)上高度顯著的。其中，政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率對居民消費(fèi)率的影響為負(fù):政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率提高1%，居民消費(fèi)率將會(huì)降低0．13%，這符合我們的假設(shè)。更有趣的結(jié)論是，由于樣本中平均的政府收入占GDP比例為0．066，因此政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資占GDP比例提高1%，意味著政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率(占政府收入的比例)提高15．15%，那么，回歸的結(jié)果表明居民消費(fèi)率將會(huì)降低0．132*15．15%=2%，即居民消費(fèi)占GDP的比例下降的幅度是政府投資占GDP比例的2倍。表2還顯示，政府財(cái)政收入對居民消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生負(fù)向作用，政府收入占比每提高1%，居民消費(fèi)率則下降0．465%，正如前面的分析，這一系數(shù)衡量了財(cái)政收入對消費(fèi)的直接“擠出”效應(yīng)，從GDP恒等式出發(fā)，回歸的系數(shù)小于1，表明政府財(cái)政收入還存在其他途徑來補(bǔ)償居民消費(fèi)，如中央轉(zhuǎn)移支付等。此外，人均GDP對消費(fèi)的影響呈現(xiàn)出了U型關(guān)系，即一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，兩次項(xiàng)系數(shù)為正，這符合了李稻葵等(2009)的結(jié)論。進(jìn)一步，貿(mào)易開放度越高，居民消費(fèi)率越高，這也符合關(guān)于我國的出口是勞動(dòng)密集型的假設(shè)。雖然這一影響很微弱:貿(mào)易開放度提高1%，消費(fèi)率僅提高0．036%，但由于我國的出口地是高度集中的，沿海省份幾乎貢獻(xiàn)了全國總出口額的90%。因此，貿(mào)易開放度的提高，會(huì)使沿海省份的居民消費(fèi)率增加更多。最后，第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比例越高，則居民消費(fèi)率也越高，這表明第二產(chǎn)業(yè)對消費(fèi)的后一種效應(yīng)更加顯著，即第二產(chǎn)業(yè)有更高的工資待遇，使得居民勞動(dòng)收入提高，帶動(dòng)了居民消費(fèi)。

(二)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

在表2的第2－4列分別采用了不同的模型來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性。在第2列，將所有的解釋變量滯后一期，一方面是為了減少模型可能出現(xiàn)的聯(lián)立性問題，另一方面是考慮到政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資可能會(huì)產(chǎn)生滯后的影響。在前面的分析中，我們假設(shè)公共基礎(chǔ)設(shè)施投資通過改變產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和收入分配，從而影響消費(fèi)，而這些影響都需要經(jīng)過一段時(shí)間才能發(fā)生。計(jì)量回歸的結(jié)果表明，滯后一期的影響與原模型基本一致。在表2的第3列，將基本模型中的政府收入占GDP比例替換為政府支出占GDP的比例，更直接的表示出對消費(fèi)的直接“擠出”效應(yīng)。雖然此時(shí)公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率的系數(shù)仍然為負(fù)，但已不顯著。并且政府支出的影響小于基本模型中政府收入的影響，這表明中央政府的轉(zhuǎn)移支付的確促進(jìn)了地方私人消費(fèi)。因此，政府收入占比是控制直接“擠出”效應(yīng)更合理的變量。在前面的分析中，我們一直研究的是政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資對消費(fèi)產(chǎn)生的影響，但并未檢驗(yàn)私人投資是否也會(huì)對消費(fèi)產(chǎn)生影響。在表2的第4列，我們用私人投資率代替政府投資率，重新回歸了原模型。結(jié)果表明，私人投資率并未對居民消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響。因此，降低居民消費(fèi)水平的投資確實(shí)是來源于政府部門，我們的基本假設(shè)是成立的。

三、結(jié)構(gòu)式計(jì)量模型

我們通過回歸結(jié)構(gòu)式計(jì)量模型來著重研究政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資是如何影響消費(fèi)的。在此，本文提出一個(gè)先驗(yàn)的假設(shè):政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)中更資本密集型的部門即第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而更龐大的第二產(chǎn)業(yè)部門會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)收入份額減少，最終使得居民消費(fèi)水平降低。我們通過以下的關(guān)聯(lián)方程組來表明這一影響渠道。其中，laborshareit是第i個(gè)省第t年的勞動(dòng)收入份額(勞動(dòng)收入/GDP)，secondaryit是第i個(gè)省第t年的第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比例，vi，vt分別代表省份和年份的固定效應(yīng)，u為隨機(jī)殘差項(xiàng)，X為一組協(xié)變量:其中方程(3)中并未包括任何協(xié)變量，因?yàn)槲覀冎饕P(guān)心的是勞動(dòng)收入份額增加會(huì)對居民消費(fèi)產(chǎn)生的定性影響;方程(4)中包含的協(xié)變量有政府收入占比、人均GDP及貿(mào)易開放度。這里人均GDP對勞動(dòng)收入份額沒有U型關(guān)系，且若包含第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比例易產(chǎn)生多重共線性的問題;方程(5)中包含的協(xié)變量有政府收入占比、人均GDP、貿(mào)易開放度及私人投資率。之所以加入私人投資率，是考慮到無論是政府投資還是私人投資都會(huì)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。表3給出了SUR和3SLS回歸的結(jié)果。首先，SUR的回歸中，主要變量的待估系數(shù)均為高度顯著。方程(5)表明，政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資越多，第二產(chǎn)業(yè)比重越高，驗(yàn)證了前面的假設(shè)。并且政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資對第二產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)影響力很大:政府投資率每增加1%，第二產(chǎn)業(yè)占地方GDP的比重提高0．21%。政府財(cái)政收入對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了負(fù)向影響，原因可能是由于較高的政府財(cái)政收入要求更高的稅收，因而削弱了工業(yè)部門的發(fā)展。此外，人均GDP、貿(mào)易開放度和私人投資率均對第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有正向促進(jìn)作用。在方程(4)中，第二產(chǎn)業(yè)比重增加對勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用:第二產(chǎn)業(yè)比重提高1%，勞動(dòng)收入份額下降0．54%。而政府收入占比、人均GDP及貿(mào)易開放度均對勞動(dòng)收入份額產(chǎn)生負(fù)向影響。方程(3)中，勞動(dòng)收入份額增加1%，居民消費(fèi)率增加0．64%，即勞動(dòng)收入越高，居民消費(fèi)也越高，這驗(yàn)證了白重恩等(2009)的結(jié)論。表3中3SLS的回歸結(jié)果和SUR大體一致，主要變量的待估系數(shù)符號(hào)均相同。不過，方程(4)中，第二產(chǎn)業(yè)比重的增加對勞動(dòng)收入份額的影響更大，但人均GDP和貿(mào)易開放度這兩個(gè)協(xié)變量變得不顯著，這可能跟方程組的三個(gè)殘差項(xiàng)的協(xié)方差矩陣有關(guān)。

四、結(jié)論

在控制了政府財(cái)政收入對消費(fèi)的直接“擠出”效應(yīng)后，政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資率的提高顯著降低了居民消費(fèi)率，政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資占GDP的比重提高1%，居民消費(fèi)率將會(huì)下降2%。政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資是通過更多的補(bǔ)貼給工業(yè)部門，發(fā)展了第二產(chǎn)業(yè)部門的規(guī)模，從而降低了勞動(dòng)收入份額，導(dǎo)致了居民消費(fèi)水平的降低。政府首先應(yīng)減少投資型財(cái)政支出，增加消費(fèi)型財(cái)政支出，加大對社會(huì)保障的投入，這將會(huì)降低我國居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而有效緩解我國經(jīng)濟(jì)中長期消費(fèi)率不足的困境。其次，對于公共基礎(chǔ)設(shè)施的投資可以由政府壟斷，逐步放開由私人企業(yè)來投資，這會(huì)提高管理效率，私人投資的增加不會(huì)對居民消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向影響。

作者：黃海峰豐齊同單位：北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院