【摘要】财政政策在1985-1997年间则具有非凯恩斯效应，其余年份则具有凯恩斯效应，说明政府消费对居民消费的影响存在非线性现象，且1998年以来扩张性的财政政策是积极有效的，而在国民经济局部过热时，由“双松”政策转而实施“双稳健”的财政货币政策是正确的。初始财政条件和财政调整幅度并不是财政政策非线性效应产生的必然原因，商品市场和劳动力市场的发展程度和特点变化可能导致了财政政策对居民消费产生非对称性影响。
【关键词】凯恩斯效应 非凯恩斯效应 马尔科夫区制
内需不足已经成为保持我国经济平稳健康增长亟待解决的主要问题之一。1998年我国启动了积极财政政策，政府财政支出规模也随着不断扩大，2008年在全球性次贷危机日趋严峻的情况下，中国政府计划启动4万亿资金，以强力启动内需，促进宏观经济的稳定增长。然而由此产生的一个担忧是庞大的财政支出是否会挤占居民消费，从而降低国内实际消费需求，即我国财政政策对居民消费的影响是否可能存在非凯恩斯效应区域。本文运用内生识别方法马尔科夫转换MS-VAR模型实证分析改革开放以来，我国财政支出（主要是政府消费）对居民消费的影响是否存在非线性效应，以期评价我国财政支出，特别是1998年以来扩张性的财政支出在宏观需求管理中的有效性。
一、非线性有效需求跨期替代模型的理论分析
在Karras（1994）、Evan和Karras（1996）以及Ho（2001a,2001b）等人的研究中，他们假定凯恩斯有效需求由居民消费和政府支出的简单线性（C■■=Ct+■Gt）关系所决定，其中参数■为正（或负）表示政府支出与居民消费存在替代（或互补）关系。由于效用函数是有效需求（C■■）的增函数，参数■为负意味着消费者总效用函数U(C■■)为政府支出（Gt）的减函数，即当政府支出与居民消费呈互补关系时，政府支出性支出增加降低了代表性消费者的效用，这与效用函数的经典假设相矛盾。为了有效克服该问题，与陈创练（2010）和陈创练、陈国进和陈娟（2010）相一致，本文建立了一个政府支出（G■）和居民消费（Ct）具有不完全替代性质的非线性凯恩斯有效需求函数（C■■），即：
C■■=C■■C■■ （1）
其中，α为居民消费对有效需求的弹性系数。黄赜琳（2005）分别对我国居民消费和政府支出的原值比Gt/(Gt+Ct)和增量比ΔGt/(ΔGt+ΔCt)两组时间序列数据进行单位根检验，检验结果表明，原值比序列是非平稳的，而增量比序列则是平稳的，这表明使用非线性刻画中国居民的有效消费行为更为合适。此外，政府公共物品提供不仅仅是居民单纯私人品消费的等量替代，而通常具有某种弹性效应关系，直观上这也比较符合经济含义。由此可见，使用政府支出与居民消费的非线性关系能够更加有效地刻画中国居民的实际有效消费行为。
考虑在一个无穷期限的经济体中，代表性消费者在0时刻终身效用总和最大化可表示为：
U(C■■,G■)=■ E0■β■[u(C■■)+φ(G■)] （2）
s.t.At=At-1(1+r)+Yt-Ct-Gt （3）
其中，Et是基于t时期信息的期望算子，β为主观贴现因子，C■■表示代表性消费者的有效消费需求，At表示代表性消费者t期持有的金融资产，Yt表示t期的劳动收入，假定实际利率r为一个不随时间变化的常量。而有效需求的即时效用函数为u(C■■)=C■■/(1-σ)，在此类相对风险规避系数不变的效用函数中，σ表示曲率参数，特别当σ=1时，C■■/(1-σ)=lnC■■。φ(?）为政府购买的效用函数，必须强调的是由于消费者不能够对政府购买行为决策产生影响，因此代表性消费者效用最大化问题可忽略考虑效用函数φ(?），而简单考虑关于有效需求的即时效用函数u(C■■)。那么，以上最大化问题可转换为确定性条件下的消费者决策模型，其拉格朗日函数为：
E0■β■u(C■■)+λ■(Y■+(1+r)A■-C■-G■-A■ （4）
其中，拉格朗日乘子λ■度量了财富的边际效用，对上式进行一阶条件求解，可得：
αC■■G■■=(1+r)βE■(1-α)C■■G■■ （5）
在最优化条件下，居民消费和政府支出给居民带来的边际效用相等，则有Gt=(1-α)Ct/α①，将其代入（5）式做进一步分析，两边同时取对数并整理可得实证方程：
ΔlnCt=μ+θ1ΔlnGt+et （6）
其中，μ=ln[β(1+r)]/[1-α(1-σ)]，θ1=[(1-α)(1-σ)]/[1-α(1-σ)]，et是均值为零的随机扰动项。由于在计量实证分析中如果模型设定遗漏了重要解释变量，则估计结果将会是有偏的。Graham（1993）、Evan与Karras（1996）以及Ho（2001a,b）研究表明，由于个人可支配收入是影响居民消费的重要因素之一，因此在实证模型中综合考虑居民的个人可支配收入（y■■）对消费的影响，将会弱化政府支出与居民消费之间的关系。与此同时，我们考虑两状态下政府支出与居民消费的关系，从而，待估模型可进一步完善为：
ΔlnCt=μ+θ1(st)ΔlnGt+θ2(st)Δlny■■+et （7）
其中，st表示状态变量。在本文的理论框架中，由相关数学证明可知：当θ1(st)>0时，表示政府支出增加挤入（促进）居民消费，则政府支出具有“凯恩斯效应”；反之，当θ2(st) Pr[s■=i|?渍■]=Pr[s■=i|?渍■,yt]=■ （12）
其中，f(y■|?渍■,st)是由（9）式定义，然后再通过采用迭代极大似然函数的方法即可获取模型收敛的各个估计值。
（二）经验研究结果及分析
本文采用年度频率数据，考虑到制度变迁因素，选取样本的时间跨度为1978～2008年②，并且所有序列均采用商品零售价格指数（基期为1978年）进行调整为实际变量。与此同时，为了对理论模型进行估计，分别使用人均实际居民消费、人均实际政府消费和人均实际国民收入对数的差分序列③。三个序列变量的平稳性检验结果列于表1中，检验结果表明ΔlnCt、ΔlnGt和Δlny■■序列都为平稳序列，从而可使用MSIAH模型对（7）式进行估计。
说明：（1）ADF单位根检验形式（C,T,K），其中C表示常数项，T表示时间趋势项，K表示根据SC准则选择的滞后阶数；PP单位根检验形式（C,T,B），其中C表示常数项，T表示时间趋势项，B表示采用Newey-West（1994）选择的带宽；（2）变量前加“Δ”表示对变量做一阶差分；（3）**和***分别表示在5%和1%的显著水平上拒绝有单位根的零假设，其中检验临界值根据MacKinnon（1996）确定，并由Stata10.0给出。
根据AIC、HQ和SIC等信息准则，本文选取q=0，p=0。与此同时，利用极大似然法得到本文选取MSIAH(2)估计模型中方程截距项和各系数的估计结果，如表2所示。
说明：（1）估计模型MSIAH(2)允许截距项、自回归参数和异方差性转变。
（2）*、**和***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平拒绝零假设。
模型非线性检验统计量LR为17.28，其伴随概率χ2(6)= [0.0083***]，④在1%的显著水平拒绝了原假设H0：μ1=μ2；θ1=θ2；γ1=γ2，这说明在1978~2008年间我国政府消费对居民消费的影响存在显著的区制转移非线性效应，各区制转移概率矩阵的估计结果列于表3。从表3估计结果中，我们可以看出我国政府消费对居民消费的影响明显存在两个区制。在非凯恩斯效应区制1中，政府消费增加将降低居民消费，从而减弱了我国财政政策在刺激消费和扩大内需上的乘数效应，即为政府支出对居民消费存在非凯恩斯效应；在凯恩斯效应区制2中，政府支出具有显著挤入的凯恩斯效应，即政府消费增加刺激了居民消费，这进一步为中国政府通过扩张性财政政策带动内需提供了理论依据。就表3中的估计结果而言，两个区制都相对稳定，其转移概率分别为P11=0.79，P22=0.85。
与此同时，表4给出了各区制的样本数、区制出现的频率以及平均持续期，其中在同一区制的持续时间为D（St)=1(1-pii)。估计结果显示，在1978～2008年间政府消费对居民消费的非凯恩斯效应区发生制频率为41.47%，而政府消费对居民消费的凯恩斯效应区制发生频率为58.53%，这说明凯恩斯效应发生的年份多于非凯恩斯效应。
表5给出了政府消费对居民消费凯恩斯效应和非凯恩斯效应的区制划分，从表中可以看出，非凯恩斯效应区制主要发生在1985~1997年间，随着1985年中央银行体系的建立，货币政策作为一项调控宏观经济的政策工具开始走向历史舞台，与此同时，为了预防改革初期和经济转轨过程中的过热现象，在此期间我国政府实施了适度“双紧”的财政政策与货币政策，成功推动国民经济实现了“软着落”。而从紧的财政货币政策降低了经济的活力，减少了居民能够获取的可支配资源，这直接导致政府消费增加挤占了居民消费。凯恩斯效应区制主要发生在1979～1984年间和1998年以后，在这两个阶段，我国主要实施了“双紧”的财政货币政策或双“稳健”的财政货币政策，从而刺激了国民经济整体的活力，使得政府支出在某种程度上挤入了居民消费。
从表5以及图1和图2中还可以看出，1979～1984年和1998～2008年等区制里，发生政府消费发生凯恩斯效应的概率接近于0.9（如图1所示），而1985～1997年区制里发生非凯恩斯效应的概率接近于0.9（如图2所示），这说明我国政府消费对居民消费的影响存在非线性现象，这为合理评价我国财政政策有效性以及后续财政货币政策安排提
说明：方括号里的数值表示政府支出发生非凯恩斯效应的概率，如[0.9042]表示发生非凯恩斯效应的概率为90.42%。
在非凯恩斯效应区制内，政府不能够一味依靠增加政府支出来刺激经济和扩大内需，这样不但不能达到带动内需的目的，而且还有可能造成不可持续的财政赤字或国债规模。政府为了刺激消费，应该采取配套的货币政策，实施结构性减税，增加转移性支付、完善社会保障体系、提高地区居民的可支配收入，以从根本上刺激居民的实际消费需求。在凯恩斯效应区制里，政府则可通过增加政府支出来刺激消费或经济总需求。此外如图1所示，1998年以来我国扩张性的政府支出对居民消费的影响一直位于凯恩斯效应区制内，这充分说明近年来我国的财政政策是积极有效的，而在国民经济出现局部过热现象的情况下，由于“双松”政策转而实施“双稳健”的财政货币政策是正确的。
三、财政支出非线性效应的宏观决定因素分析
纵观现有文献，主要是从预期观点和劳动力市场观点对财政政策的凯恩斯非线性效应进行解释。能够影响个体对未来政策预期变化的因素，主要包括初始财政水平（国债、赤字）或财政政策的调整力度（政府支出调整、赤字调整）两个方面上。本文试图从这两个方面上给出改革开放以来到全球金融危机爆发之前，我国财政发生非线性效应的宏观决定因素。
（一）初始财政水平
国外研究文献表明，初始财政条件可能改变人们对未来政策的预期，从而产生财政政策非线性效应(Blanchard，1990；Felcdstein，1982；Sutherland，1997)。下面将利用中国国债、赤字数据对初始财政条件在引起财政政策非线性效应方面的作用进行检验。图3表示中国国债比例(国债余额/GDP)和赤字比例(赤字总额/GDP)波动路径。
图中阴影区域表示检验出的财政政策产生非线性效应的区制(下同)。从图3可以看出，中国国债比例连年升高，财政政策非线性效应都产生在国债比例较低的时间段。而国债比例较高的近儿年财政政策具有显著凯恩斯效应。图3中的赤字比例具有同样的现象，即在赤字较高的近儿年单财政政策对私人消费并未产生非凯恩斯效应。可见，初始财政条件在中国并不是财政政策对私人消费产生非线性效应的必然原因。
（二）财政政策调整
现有文献中将财政扩张或调整的幅度作为财政政策非线性效应产生的原因，即大幅度财政扩张或调整会影响人们对未来政策的预期，从而产生非线性效应。我们在此采用中国赤字比例的变化幅度作为对财政扩张或调整幅度的衡量。图4表示赤字比例变化额的波动路径。
从图4可以看出，1978～1980年中国财政赤字比例波动较大，似乎印证了大幅度的财政变化是产生财政政策非线性效应的原因，然而，在财政政策非凯恩斯效应的1984～1997年的区制中，赤字比例变化极小。同时，1998～2004年的赤字比例变化比1984～1997年大很多，但财政政策在该区制内却具有显著的凯恩斯效应。可见，财政调整幅度与非凯恩斯效应并不存在必然的对应关系。据此，本文认为在中国，初始财政条件和财政调整幅度并不是财政政策非线性效应产生的必然原因。
事实上，正如王立勇和刘文革（2010）指出，我国财政政策非线性效应是由我国商品市场和劳动力市场的发展程度和特点决定。这表明政府要识别财政政策效应类型，则应密切关注商品市场和劳动力市场的特征变化。
四、结论
财政政策对居民消费的影响研究是宏观经济学长期讨论的重要话题之一。90年中后期以来，我国经济在转轨过程中出现了以有效需求不足为主要特征的运行态势，居民消费率一直处于低位并且逐年下降。1998年以来国家一直出台相关的政策措施刺激内需和居民消费增长。本文采用MSVAR模型，对改革开放以来，我国财政政策的有效性进行识别。研究表明，在1979～1984年和1998～2008年份，财政政策具有凯恩斯效应，而1985～1997年份则具有非凯恩斯效应，说明政府消费对居民消费的影响存在非线性现象，同时也表明1998年以来扩张性的财政政策是积极有效的，而在国民经济出现局部过热现象的情况下，由“双松”政策转而实施“双稳健”的财政货币政策是正确的。最后，指出初始财政条件和财政调整幅度并不是财政政策非线性效应产生的必然原因，而商品市场和劳动力市场的发展程度和特点变化可能导致了我国财政政策对居民消费产生非对称性影响。
注释
①对上述最优化问题，分别求出居民消费边际效用和政府消费边际效用，令两者相等可获得该等式。
②本部分所用数据均来自于中经网数据库（www.cei.省略）及《中国统计年鉴》（1978年~2009年）各卷整理获得。
③人均实际国民收入、人均实际政府支出和人均实际居民消费分别使用各变量除以总人口获得。
④检验统计量LR=-2(LR-LU)~χ2(q)，LR和LU分别是有约束和无约束模型的极大似然函数值，其中，q为约束个数。根据LR统计量可算出其对应的P值，当P值较小时则拒绝原假设，选择无约束制估计模型；反之，当P值较大而无法拒绝原假设时，则选择有约束估计模型。
参考文献
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[6]王立勇，刘文革.财政政策非线性效应及其解释[J]，经济研究.2010（7）：65-78.
基金项目: 2010年广州市属高校科研项目“广州外贸企业国际贸易结算多元化战略研究”(10B071)。
作者简介: 张宏博（1965-），女，满族，副研究员、高级经济师，西方经济学硕士，研究方向：公司治理、学校经营。