我國(guó)財(cái)政支出波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)波動(dòng)的影響研究——經(jīng)濟(jì)與管理

 一、文獻(xiàn)綜述
抑制居民消費(fèi)波動(dòng)首先需要了解引起消費(fèi)波動(dòng)的影響因素，國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究主要運(yùn)用了預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說(shuō)和流動(dòng)性約束假說(shuō)。
國(guó)外方面，Mirta N.S.Bugarin&Roberto Ellery Jr（2002）[5]認(rèn)為，過(guò)度的消費(fèi)波動(dòng)與消費(fèi)者面臨信貸限制、不能在經(jīng)濟(jì)周期內(nèi)平滑消費(fèi)有關(guān)；Prasad et al.（2003）[6]指出，國(guó)際資本流動(dòng)是造成發(fā)展中國(guó)家消費(fèi)波動(dòng)上升的主要因素；Neumeyer & Perri（2005）[7]研究了新興市場(chǎng)消費(fèi)波動(dòng)現(xiàn)象，并指出由技術(shù)波動(dòng)引致的借款利率波動(dòng)導(dǎo)致消費(fèi)相對(duì)于產(chǎn)出的過(guò)度波動(dòng)；Carcia-Cicco&Pancrazi（2009）[8]研究表明，考慮到金融摩擦的RBC模型可以很好地解釋新興國(guó)家的經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)現(xiàn)象；Kodama Mashiro（2010）[9]發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口產(chǎn)品消費(fèi)、貿(mào)易條件沖擊及債務(wù)約束是引起低收入國(guó)家消費(fèi)波動(dòng)劇烈的重要原因；Olga Gorbachev（2011）[10]發(fā)現(xiàn)，1970—2004年美國(guó)居民消費(fèi)波動(dòng)有所增加，這與真實(shí)利率變動(dòng)、偏好、收入波動(dòng)、流動(dòng)性約束有關(guān)。
國(guó)內(nèi)方面，宋冬林等（2003）[11]對(duì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期我國(guó)居民消費(fèi)的過(guò)度敏感程度進(jìn)行了檢驗(yàn)，指出由不確定性引發(fā)的粘性預(yù)期、遠(yuǎn)期和理念上的流動(dòng)性約束、非理性和非生命周期行為的作用等觸發(fā)了居民消費(fèi)的過(guò)度敏感特征；張耿等（2006）[12]將我國(guó)居民消費(fèi)波動(dòng)的原因歸結(jié)為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中出現(xiàn)的消費(fèi)行為轉(zhuǎn)型；唐曼（2009）[13]研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民消費(fèi)支出變動(dòng)與收入、儲(chǔ)蓄和不確定性之間存在著一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；喬遷（2010）[14]認(rèn)為，消費(fèi)波動(dòng)產(chǎn)生的原因是來(lái)自未來(lái)的不確定性，一種是因?yàn)椴煌耆畔?dǎo)致行為人的有限理性，另一種是融資渠道不暢導(dǎo)致的流動(dòng)性約束；馬文濤（2010）[15]利用馬爾科夫范式轉(zhuǎn)化模型，得出通貨膨脹不確定性僅對(duì)消費(fèi)波動(dòng)有顯著影響，且方差和均值的不確定性分別導(dǎo)致了消費(fèi)波動(dòng)增大與減??；屠俊明（2012）[16]發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)性約束和政府消費(fèi)分別通過(guò)弱化居民消費(fèi)跨期優(yōu)化能力和增強(qiáng)其對(duì)居民消費(fèi)替代作用的渠道來(lái)增加居民消費(fèi)波動(dòng)，且前者的作用強(qiáng)于后者。
由以上研究可知，不確定性是我國(guó)居民消費(fèi)波動(dòng)的來(lái)源之一。宏觀環(huán)境的不確定性導(dǎo)致居民對(duì)未來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期加大，進(jìn)而調(diào)整自身消費(fèi)行為，引起消費(fèi)波動(dòng)。而政府在參與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)時(shí)有其自身的偏好，政策制定和實(shí)施都具有一定的主觀性和盲目性（丁宏術(shù)，2008）[17]，是宏觀環(huán)境不確定性的重要組成部分。李凌（2009）[18]在勞動(dòng)可分RBC模型中，加入流動(dòng)性約束、政府消費(fèi)沖擊和居民消費(fèi)習(xí)慣沖擊等需求因素，得到結(jié)論認(rèn)為政府消費(fèi)沖擊在一定“量的積累”上引起消費(fèi)波動(dòng)大于產(chǎn)出波動(dòng)；周青梅（2010）[19]指出政府的理性是有限的，其行為具有一定程度的不確定性，來(lái)自于政府主導(dǎo)的不確定性使得居民收入與支出存在著許多不確定性因素；陳曉光等（2010）[20]將受到流動(dòng)性約束的異質(zhì)性消費(fèi)者和政府消費(fèi)引入模型，通過(guò)模擬得到結(jié)論信貸約束是解釋中國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征的一個(gè)重要傳導(dǎo)機(jī)制，而政府消費(fèi)沖擊則是一個(gè)重要的波動(dòng)源。
不確定性是政府行為的主要特征之一，作為經(jīng)濟(jì)調(diào)控手段的財(cái)政支出往往會(huì)偏離預(yù)期目標(biāo)，并通過(guò)多個(gè)渠道對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)波動(dòng)產(chǎn)生重要影響。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，大部分學(xué)者僅從收入波動(dòng)、通貨膨脹波動(dòng)、利率波動(dòng)等不確定因素角度出發(fā)，研究了其與消費(fèi)波動(dòng)的關(guān)系，目前還沒(méi)有文獻(xiàn)對(duì)我國(guó)財(cái)政支出波動(dòng)與居民消費(fèi)波動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行研究。因此，本文將財(cái)政支出納入不確定性的來(lái)源，考察財(cái)政支出波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)波動(dòng)的影響。
二、變量描述及數(shù)據(jù)說(shuō)明
（一）變量指標(biāo)選取
1. 被解釋變量的選取。被解釋變量為居民消費(fèi)波動(dòng)率（CV），依盧二坡等（2007）[21]、董冠鵬等（2010）[22]的做法，按5年時(shí)間間隔構(gòu)造面板數(shù)據(jù)，分別計(jì)算1981—1985、1986—1990、1991—1995、1996—2000、2001—2005、2006—2010這六個(gè)時(shí)間段居民消費(fèi)增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差，以此度量各省居民消費(fèi)波動(dòng)率。
2. 解釋變量的選取。解釋變量為政府財(cái)政支出波動(dòng)率，Santiago Herrera（2008）[23]指出，財(cái)政支出政策分為相機(jī)抉擇和自動(dòng)穩(wěn)定器兩類，其中，自動(dòng)穩(wěn)定器政策受經(jīng)濟(jì)周期的影響是經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)本身的內(nèi)在機(jī)制，而相機(jī)抉擇政策是政府根據(jù)經(jīng)濟(jì)情況主動(dòng)選擇并加以執(zhí)行，與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)密切相關(guān)。為分離出財(cái)政支出政策的自動(dòng)穩(wěn)定器成分，得到其中的相機(jī)抉擇成分，根據(jù)Fatas & Mihov（2003）[24]的研究成果建立如下模型：
從回歸檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，系數(shù)聯(lián)合顯著性的Wald檢驗(yàn)值為34.89，在1%的水平上顯著；Sargan檢驗(yàn)不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明工具變量是有效的，即工具變量和誤差項(xiàng)不相關(guān)；AR（2）檢驗(yàn)的概率P值為0.422，同樣不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明殘差不存在二階自相關(guān)，模型在統(tǒng)計(jì)上具有有效性和一致性。以上分析說(shuō)明我們的模型設(shè)定是合理的，據(jù)此可得到模型估計(jì)的殘差，進(jìn)一步計(jì)算得出殘差標(biāo)準(zhǔn)差，即本文分析用到的財(cái)政支出波動(dòng)數(shù)據(jù)。
3. 控制變量的選取。居民收入的波動(dòng)率（RV）。因現(xiàn)行的統(tǒng)計(jì)口徑僅包括城鄉(xiāng)居民各自的人均收入，為得到全國(guó)居民的平均收入水平，我們將城鄉(xiāng)居民人均收入進(jìn)行加權(quán)平均，權(quán)重為各年的城鄉(xiāng)人口。由相關(guān)消費(fèi)理論可知，收入是決定消費(fèi)水平的主要因素，對(duì)未來(lái)收入預(yù)期的不確定性是造成消費(fèi)波動(dòng)的重要原因。面對(duì)不確定的貨幣收入，居民出于防范未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的考慮，將增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，減少不必要的支出，從而引起消費(fèi)總量的波動(dòng)。因此，收入的波動(dòng)越大，消費(fèi)支出的波動(dòng)也應(yīng)越大，預(yù)計(jì)系數(shù)符號(hào)為正。
金融發(fā)展水平（FL），用人均貸款余額表示，通過(guò)計(jì)算每個(gè)時(shí)間段內(nèi)人均貸款余額的平均增長(zhǎng)率得到。根據(jù)流動(dòng)性約束理論，當(dāng)金融發(fā)展水平不高，金融體系不完備時(shí)，居民難以取得金融機(jī)構(gòu)的貸款，消費(fèi)較易受到外生沖擊的影響。金融發(fā)展程度越高，居民借助于信貸及購(gòu)買保險(xiǎn)等風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制分散風(fēng)險(xiǎn)的能力越強(qiáng)，從而對(duì)消費(fèi)波動(dòng)進(jìn)行平滑，以在受到外生沖擊時(shí)，保持其自身的邊際效用水平不變。據(jù)此，其系數(shù)符號(hào)應(yīng)為負(fù)。
貿(mào)易開(kāi)放度（TR），用進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重來(lái)衡量。一方面，對(duì)外開(kāi)放會(huì)改變國(guó)內(nèi)資源配置狀況，從而增加匯率和產(chǎn)出等經(jīng)濟(jì)變量的不確定性，使國(guó)內(nèi)市場(chǎng)受到國(guó)外沖擊，引起國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，增加居民消費(fèi)的波動(dòng)性；另一方面，《加入世界貿(mào)易組織十年后的中國(guó)》課題組（2010）②指出，隨著開(kāi)放程度的增加，我國(guó)能夠在全球而不是局限于國(guó)內(nèi)進(jìn)行資源配置，回旋空間大大擴(kuò)展。這有利于減少經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不確定性，平滑居民消費(fèi)計(jì)劃，降低消費(fèi)波動(dòng)。并且根據(jù)系統(tǒng)論的基本原則，大系統(tǒng)比小系統(tǒng)穩(wěn)定，開(kāi)放系統(tǒng)比封閉系統(tǒng)穩(wěn)定。由以上分析可知，TR變量的系數(shù)符號(hào)是不確定的，需要在實(shí)證中進(jìn)一步驗(yàn)證。
（二）數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明
本文的研究樣本為全國(guó)27個(gè)省級(jí)地區(qū)，因四川、重慶、海南、西藏缺少必要的數(shù)據(jù)沒(méi)有列入，另港、澳、臺(tái)地區(qū)統(tǒng)計(jì)口徑不一致也沒(méi)有列入。樣本期為1981—2010年，時(shí)間跨度為30年，未經(jīng)特殊說(shuō)明，基本數(shù)據(jù)均來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及各省歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒，個(gè)別數(shù)據(jù)缺失采用線性插值法補(bǔ)齊。
各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表1所示，相比較財(cái)政支出和居民收入而言，居民消費(fèi)波動(dòng)率具有更高的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，這說(shuō)明我國(guó)居民消費(fèi)的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)較大，與張耿（2006）[12]和喬遷（2010）[14]通過(guò)HP濾波法計(jì)算波動(dòng)值得到的結(jié)論一致，說(shuō)明統(tǒng)計(jì)口徑的選取對(duì)問(wèn)題的研究沒(méi)有本質(zhì)影響，這點(diǎn)將在后文中通過(guò)穩(wěn)健性分析驗(yàn)證。
三、實(shí)證分析
根據(jù)以上分析，構(gòu)建本文待估計(jì)基準(zhǔn)模型如下：
其中為反映個(gè)體差異的誤差項(xiàng)，為隨個(gè)體與時(shí)間改變的誤差項(xiàng)，為復(fù)合誤差項(xiàng)。
根據(jù)Guijarati的觀點(diǎn)，當(dāng)反映個(gè)體差異的誤差項(xiàng)與解釋變量相關(guān)時(shí)，選取固定效應(yīng)模型，反之則選取隨機(jī)效應(yīng)模型。而模型2的？孜i中可能包括消費(fèi)習(xí)慣等難以量化的個(gè)體特征，這些特征會(huì)對(duì)消費(fèi)波動(dòng)產(chǎn)生一定的影響，故不能否認(rèn)？孜i與解釋變量不相關(guān)。因此，利用固定效應(yīng)模型對(duì)模型2進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表2（第2至5列）。其中，模型3至模型5在模型2的基礎(chǔ)上依次加入RV、FL、TR三個(gè)控制變量，以對(duì)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行考察。
事實(shí)上，居民消費(fèi)波動(dòng)也是引起政府支出波動(dòng)的一個(gè)重要原因。當(dāng)居民消費(fèi)波動(dòng)較為劇烈時(shí)，政府傾向于出臺(tái)宏觀調(diào)控措施，運(yùn)用財(cái)政支出工具來(lái)熨平波動(dòng)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)，減少福利損失。因此，本文利用工具變量估計(jì)法對(duì)模型2至模型5重新進(jìn)行估計(jì)，以控制和解決變量間的內(nèi)生性問(wèn)題（表2中第6至9列）。所有模型DWH檢驗(yàn)的P值都在10%的水平上顯著，拒絕解釋變量均為外生變量的原假設(shè)，模型存在內(nèi)生性；其次，檢驗(yàn)工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性，表3顯示弱工具變量檢驗(yàn)的P值都小于1%顯著性水平，說(shuō)明工具變量與內(nèi)生變量之間具有很強(qiáng)的相關(guān)性；最后檢驗(yàn)工具變量的外生性，Sargan檢驗(yàn)P值表明，所有模型都不能在10%的水平上拒絕工具變量都為外生變量的原假設(shè)。因此，我們選擇的工具變量是有效的。
由表2可知，在考慮和不考慮內(nèi)生性的情況下，GV在模型2至模型5中均顯著為正，估計(jì)結(jié)果較穩(wěn)健。且GV的系數(shù)值均大于RV，說(shuō)明與居民收入波動(dòng)相比，政府財(cái)政支出波動(dòng)為居民消費(fèi)波動(dòng)的主要來(lái)源。一方面，隨著我國(guó)市場(chǎng)取向經(jīng)濟(jì)體制改革目標(biāo)的明確，經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程不斷加速，其中涉及教育、社會(huì)保障等多個(gè)領(lǐng)域，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的競(jìng)爭(zhēng)特點(diǎn)，必然引起經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的不穩(wěn)定性和高風(fēng)險(xiǎn)性。當(dāng)居民不能抵御風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，政府作為居民等微觀主體的最后擔(dān)保者，必須承擔(dān)責(zé)任，抵御風(fēng)險(xiǎn)。這種風(fēng)險(xiǎn)的不確定性，使得政府支出也具有不確定性，對(duì)于居民而言，居民為有限理性，并不能迅速預(yù)期到政府支出政策調(diào)整的整個(gè)實(shí)現(xiàn)過(guò)程和最終的狀態(tài)，最終受到政府支出的沖擊，加大了居民對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的不確定性和預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平，并引起居民消費(fèi)波動(dòng)；另一方面，根據(jù)新古典主義真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期學(xué)派的解釋，政府支出增加或減少所帶來(lái)的不確定性，也會(huì)相應(yīng)引起稅收變動(dòng)，產(chǎn)生負(fù)財(cái)富效應(yīng)和替代效應(yīng)，擠出或擠進(jìn)民間的消費(fèi)和投資，使居民形成或打消謹(jǐn)慎消費(fèi)念頭，并帶來(lái)居民消費(fèi)波動(dòng)。
RV的符號(hào)與預(yù)期一致，但均不顯著，說(shuō)明居民消費(fèi)波動(dòng)對(duì)收入的變動(dòng)不敏感，這與國(guó)外成熟市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下居民消費(fèi)的狀況并不相同，印證了田青等（2008）[25]、楊文芳等（2010）[26]的研究結(jié)論。這可能是因?yàn)槲覈?guó)居民收入水平普遍較低，大部分居民的收入除維持基本生活外，都用于儲(chǔ)蓄，以備未來(lái)之需，所以當(dāng)收入波動(dòng)時(shí)，受影響較大的為居民儲(chǔ)蓄，而消費(fèi)受其影響較小。金融發(fā)展水平對(duì)居民消費(fèi)波動(dòng)的影響顯著為負(fù)，這與賀秋碩（2006）[27]得到的結(jié)論一致。金融發(fā)展水平的提高能夠降低信貸約束的門(mén)檻，緩解流動(dòng)性約束，平滑居民即期和未來(lái)消費(fèi)能力，降低消費(fèi)波動(dòng)。貿(mào)易開(kāi)放度有助于減小消費(fèi)波動(dòng)，其系數(shù)在10%的顯著性水平下顯著。對(duì)外開(kāi)放提升了我國(guó)參與全球分工的程度，使國(guó)內(nèi)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)向國(guó)際市場(chǎng)分散，降低了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定性，進(jìn)而減小了居民消費(fèi)波動(dòng)程度[28]。
為進(jìn)一步探討三大區(qū)域④財(cái)政支出波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)波動(dòng)的影響程度是否存在差異，本文分別以東、中、西地區(qū)作為研究樣本，考察不同地區(qū)消費(fèi)波動(dòng)的主要影響因素，檢驗(yàn)其是否受地理位置的影響，結(jié)果見(jiàn)表3。
從分地區(qū)的回歸結(jié)果來(lái)看，只有東部地區(qū)居民消費(fèi)波動(dòng)受政府支出波動(dòng)的影響較明顯，原因可能是我國(guó)財(cái)政支出在地區(qū)間失衡，支出規(guī)模存在很大差異，東部地區(qū)財(cái)政支出總量遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中西部，中西部地區(qū)的基礎(chǔ)公共建設(shè)相對(duì)投入不足，降低了居民消費(fèi)的意愿，居民在社會(huì)保障和各種福利補(bǔ)貼方面的相對(duì)缺乏導(dǎo)致了其儲(chǔ)蓄傾向較高，邊際消費(fèi)傾向相對(duì)東部地區(qū)居民來(lái)說(shuō)較低，造成了中西部地區(qū)居民消費(fèi)對(duì)政府支出波動(dòng)的敏感性較低。
三大區(qū)域居民消費(fèi)波動(dòng)受收入波動(dòng)的影響均不顯著，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的東部地區(qū)來(lái)說(shuō)，居民收入水平較高，基本消費(fèi)需求已得到滿足，我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期進(jìn)行的各項(xiàng)制度改革所帶來(lái)的收入不確定性，對(duì)其影響較小；對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后的中西部地區(qū)來(lái)說(shuō)，大多數(shù)居民的收入僅能滿足基本消費(fèi)需求，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較強(qiáng)，具有較高的消費(fèi)剛性，導(dǎo)致收入的變動(dòng)對(duì)其消費(fèi)的影響不顯著。金融發(fā)展水平對(duì)各地區(qū)居民消費(fèi)波動(dòng)均具有平滑作用，金融體系的完善有助于減輕居民的融資約束。三大區(qū)域中僅西部地區(qū)受貿(mào)易開(kāi)放的影響顯著，且為負(fù)向，說(shuō)明貿(mào)易開(kāi)放程度的加深有助于減小西部地區(qū)居民消費(fèi)的波動(dòng)。
四、穩(wěn)健性分析
上文中我們采用了各時(shí)段增長(zhǎng)率的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)表示波動(dòng)，這一度量方法的波動(dòng)中包含了各種頻率的成分，可能會(huì)使結(jié)果產(chǎn)生偏差。據(jù)此，考察不同的波動(dòng)度量方法是否會(huì)影響上文得出結(jié)論的穩(wěn)健性，利用HP濾波法重新計(jì)算居民消費(fèi)波動(dòng)率、居民收入波動(dòng)率這兩個(gè)指標(biāo)。首先根據(jù)下式得到各指標(biāo)的波動(dòng)項(xiàng)，進(jìn)而計(jì)算各子時(shí)間段波動(dòng)項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差，將其作為波動(dòng)率的度量。
根據(jù)HP濾波法得到的波動(dòng)率數(shù)據(jù)對(duì)模型2至模型5重新進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表4，可以看到，除模型5外，財(cái)政支出波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)波動(dòng)的影響都統(tǒng)計(jì)顯著，且為正。收入波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)波動(dòng)無(wú)顯著影響，金融發(fā)展水平及貿(mào)易開(kāi)放度都可顯著地減小居民消費(fèi)波動(dòng)，結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。
五、結(jié)論及啟示
本文利用1981—2010年我國(guó)27個(gè)省級(jí)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，首先運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計(jì)法將財(cái)政支出政策的自動(dòng)穩(wěn)定器成分分離出來(lái)，得到與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)密切相關(guān)的相機(jī)抉擇成分，作為政府支出波動(dòng)的度量指標(biāo)。并在加入居民收入波動(dòng)、金融發(fā)展水平、貿(mào)易開(kāi)放度三個(gè)控制變量的基礎(chǔ)上，綜合運(yùn)用固定效應(yīng)模型及工具變量估計(jì)法，分析了財(cái)政支出波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)波動(dòng)的影響。我們得到以下結(jié)論及啟示：
1. 政府支出波動(dòng)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)波動(dòng)的影響顯著，兩者呈正相關(guān)關(guān)系。分區(qū)域的回歸結(jié)果顯示，僅東部地區(qū)居民消費(fèi)波動(dòng)受政府支出波動(dòng)的影響顯著。政府支出的過(guò)度波動(dòng)，會(huì)加大居民對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)不確定的預(yù)期，促使居民進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄，調(diào)整自身消費(fèi)行為，并造成消費(fèi)的波動(dòng)。據(jù)此，政府應(yīng)降低我國(guó)財(cái)政支出政策的調(diào)整幅度與頻度，保持財(cái)政政策的連續(xù)性和長(zhǎng)期穩(wěn)定性，適時(shí)適度地進(jìn)行必要微調(diào)，實(shí)現(xiàn)政策調(diào)整的軟著陸，從而減小其對(duì)居民消費(fèi)的沖擊，削弱居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，降低居民消費(fèi)的不確定性和波動(dòng)程度，保持居民消費(fèi)的健康平穩(wěn)增長(zhǎng)。
2. 無(wú)論是全國(guó)層面，還是分區(qū)域?qū)用?，居民消費(fèi)波動(dòng)受收入波動(dòng)的影響均不顯著，這可能與我國(guó)居民收入水平較低、預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較強(qiáng)、居民消費(fèi)較謹(jǐn)慎有關(guān)；金融發(fā)展水平對(duì)全國(guó)及各地區(qū)居民消費(fèi)波動(dòng)均具有顯著的平滑作用，加快金融改革和發(fā)展的步伐，降低信貸的門(mén)檻應(yīng)是我國(guó)政府今后關(guān)注的重點(diǎn)之一；貿(mào)易開(kāi)放度有助于減小居民消費(fèi)波動(dòng)，三大區(qū)域中僅西部地區(qū)受其影響顯著，進(jìn)一步推進(jìn)對(duì)外開(kāi)放，尤其是加大西部地區(qū)對(duì)外開(kāi)放的力度，可在一定程度上控制居民消費(fèi)的波動(dòng)。
注釋：
①括號(hào)內(nèi)為概率P的值，當(dāng)P值小于顯著性水平，則應(yīng)拒絕原假設(shè)，說(shuō)明系數(shù)顯著。
②資料來(lái)源于http：//news.xinhuanet.com/fortune/2011-12/07/c_122388596.htm
③參見(jiàn)陳強(qiáng)：《高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及STATA應(yīng)用》，高等教育出版社。
④按照傳統(tǒng)劃法，東部地區(qū)包括11個(gè)省級(jí)行政區(qū)，分別是北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括8個(gè)省級(jí)行政區(qū)，分別是黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括12個(gè)省級(jí)行政區(qū)，分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古。
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