国债融资能否影响居民消费需求——基于城镇居民经验数据的实证分析.doc
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家庭额外增加的收入储蓄起来，以支付未来所增加的税收负担，这样，政府债务 筹资就不会影响消费很多学者运用经验证据试图对这两种观点进行实证研究一些实证研究支持 “李嘉图等价观点”，如Konnendi运用联立方程的方法分析了国债对居民消费和 储蓄的影响，其认为国债对居民消费没有影响⑴阳“^Aschauer、⑵⑴7■切 McMillin[3]（,67-,77）等也都得出类似的结论但另一些实证研究更支持“传统的政府债务观点”，如Beinheim对“李嘉图等价观点”进行了实证检验，认为由于这 一观点建立在很多严格的假定条件上，而这些假定很多是不符合经验观察的，因 而“李嘉图等价观点”在实际中很难成立⑷（旳-划）国内学界对国债与居民消费的关系也进行了大量的理论和实证研究高培勇 分析了国债对居民消费的初始性影响和继发性影响，认为举借国债会导致民间消 费的增加⑸尹恒、叶海云运用中国的历史数据分别检验了 “凯恩斯主义”和 “李嘉图主义”的政府债务观点，研究结果表明政府债务的增加能够促进居民消 费的增长⑹（3—43）马树才、刘忠敏运用协整和误差修正模型分析了我国国债对民 间消费的效率，研究结果表明国债的存量和流量对民间消费有促进作用，研究结 论支持了 “传统的政府债务观点”。
⑺（73・75）徐先普以总需求函数为基础构建计量 模型对“李嘉图等价观点”进行了检验，检验结果显示国债和财政赤字的增加能 够显著地增加居民消费⑻-105）综观国内外的研究文献，国债对居民消费的影响得到学界的关注，其中尤以 “传统的政府债务观点”与“李嘉图等价观点”两种截然不同的观点引人关注, 焦点在于居民是否将国债视为是其持有的一项资产，从而产生财富效应进而影响 消费本文力图基于生命周期假说，将国债幻觉引入基本消费函数，区分私人部 门持有的国债资产和其他资产两部分，利用中国历年的国债发行数据和城镇居民 持有的其他资产数据，实证检验国债对居民消费的影响二、国债融资消费效应的理论模型根据生命周期假说，将国债融资对城镇居民消费需求的影响模型化，消费者 的消费函数可以表述为：Ct = aY{* + pWt （1）Wt = + W? （2）式（1）和式（2）中：G为私人部门的即期消费需求，Yf为即期可支配收 入，Wt为总净财富，假设私人部门持有的财富包括国债旳和其他资产（股票、 住房，储蓄等）W?,并且对于私人部门而言，其持有的资产以什么形式存在对 其消费需求的影响没有差异在此基础上，我们引入国债幻觉，国债幻觉的程度用式3表示：h = 1 -彳(At>0) ⑶式(3) 4: h为t期居民的初始国债幻觉程度；A,为国债发行所产生的将 来税收负担的现值；A：为居民认识到将来的税收负担的现值。
如果0 Vhwl, 则国债的货币幻觉存在1则意味着国债幻觉是完全幻觉，即居民完全将国 债视为其财富，而不认为是其将来的纳税义务，即“传统债务观点”成立的情 况；h = 0则意味着完全不存在国债幻觉，即“李嘉图等价观点”成立的情况；0 三、中国国债融资对城镇居民消费影响的计*(一)研究设计1 •计量模型的选择根据理论模型式(5),所构造的计量模型如下：ccumt = acyt + |3tbbt + ycwj + 其中，实物资产主要以 住房资产作为替代变量，住房资产主要以人均住宅面积乘以住宅的平均价格计 算，不考虑居民租赁房、自住房和投资房等之间的差别⑼⑷-⑺以住房资产作为 实物资产的替代变量主要有两个原因：一是因为对于居民而言，住房资产在其持 有的实物资产中一般占有绝对的比重，其他资产所占比重相对较小；二是考虑研 究的主题以及数据的可得性，住房资产数据统计较为全面；金融资产主要是指居 民持有的银行储蓄存款、股票资产和社会保险账户，城镇居民持有的股票资产主 要以股票市价总值除以城镇总人口获得社会保险账户主要包括基本养老保险、 医疗保险、失业保险、生育保险和工伤保险，居民购买的商业保险和缴存的住房 公积金没有统计二）实证检验结果1・数据的平稳性及协整检验单位根检验结果表明，至少在10%的显著性 水平下，对原始数据取对数后各变量均是非平稳的，对取对数后的各变量的一阶 差分变量继续检验，可以发现，各变量的一阶差分变量均达到了平稳性的要求, 各变量均是单整序列I （1）,具有存在协整关系的可能，接下来对变量间的协整 关系进行检验«1 各变■的平稳性检验原序列类型 (c,t,n)l值结论一阶差 分序列类型t值结论Inccum,(c,t,0)-1.726不平稳Alnccurrif(c,0,0)-3.609平稳铢*lncy.(c,t,5)-0.638不平稳Alncyt(cOO)-2.877平稳关lntbb,(c,0,0) 1-0.030不平稳(c,0,5)-3.168平稳* *lncw；(cO5)-1.770不平稳Alncw}(c,0,l)-5.W2平稳* * *lncw^(c,t,O)-2.715不平稳AlncwJ(cOO)-4.871平稳* * *注汕* * * X*分别表示1%、5%JO%的显著性水平，滞后期根据AIC准则自动选取。 △表示一阶差分,t,cfn分别表示趋勞项，常數项和滞后期阶数结合目前存在的两种检验变量间协整关系的主要方法（E - G两步法和Jo- hansen协整检验方法），基于VAR（向量自回归）方法的Johansen协整检验方法，在 检验多变量间的协整关系时具有很大的优势，而且其具有很好的小样本特征,鉴于 本部分所分析数据涉及的变量为5个，且样本容量不足30,我们选用Johansen协整 检验方法来检验各变量间的协整关系我们通过建立各变量间的VAR模型（向量自回归），根据AIC.SC准则选定 VAR模型的最优滞后期阶数为2,由于Johansen协整检验的最优滞后阶数比其对应的无约束VAR模型的最优滞后阶数应该小于1,所以我们进行协整检验时确定 的滞后阶数为1,选择协整检验形式为:在协整方程和协整检验中具有截距项而没 有线性趋势项在上述设定条件下，可得到协整检验结果见表2：表2 Johansen协整检验结果原假设待征值0个协整向最* * *0.859235最多1个协整向最*0.696263最多2个协整向最0.501054最多3个协整向量0.156345最多4个协整向議0.000147迹统计量最大特征根统卄量92.4064045.0951947.3112127.4066719.9W5415.990913.9136313.9102590.0033720.003372注：**・，**,*分别表示的显著性水平。 上述检验结果表明，序列inccum,>lncy,AlntbbtIncw｝、lncw?在10%的显著性水 平上最多存在2个协整向量，表明1985年以来中国城镇居民的人均消费性支出、 人均可支配收入、人均国债余额、其他金融资产和住房资产保持长期稳定的动态关 系，其中以城镇居民人均消费性支岀被解释变量的协整关系表达式为：lnccurr^ = 0.90821ncyt + 0.08991ntbbt - 0.0279lncw} + 0.1461ncw? (7)(0.05458) (0.01610) (0.01力8) (0.04806)式（7）中，括号中的数字为标准差，由协整方程可知，在各变量之间的相 互影响下，国债余额对城镇居民的消费性支出具有显著性的正向影响，这说明我 国城镇居民从心理上将国债视为一项资产而持有，国债具有明显的财富效应即 我国城镇居民持有国债的消费效应符合“传统的政府债务观点”再从作用方向 来考察，城镇居民持有的其他金融资产（包括居民储蓄存款、股票和保险）对城 镇居民消费需求具有反方向的作用，而住房资产对于城镇居民消费需求具有同方 向的作用；就绝对影响来看，住房资产对城镇居民消费需求的影响要大于其他金 融资产。 但在各种因素的影响中，居民收入仍是影响消费的最主要因素2.脉冲响应函数及方差分解我们力图运用脉冲响应函数和方差分解方法, 进一步揭示各变量之间的动态关系根据各变量间所建立的VAR模型，在取最 优滞后阶数为2的条件下，各变量与城镇居民消费之间的脉冲响应结果见图1所由图1可知，面对居民人均可支配收入、人均国债余额、其他金融资产和住 房资产一个标准差的正向冲击，城镇居民消费需求会做出不同的反应面对居民 人均可支配收入的冲击，城镇居民消费需求当期就跳跃性地上升约0.03个百分 点，并在第三年达到最高点，之后开始下降，大约在第7年后渐趋收敛；面对人 均国债余额一个标准差的正向冲击，城镇居民消费需求呈现一个明显的波动过 程，在前两期，人均国债余额的变化会引起城镇居民消费正方向的变化，从第三 期开始，二者呈现负方向的运动关系，大约五期以后，又开始呈现正向的变化,且一直持续；其他金融资产的一个标准差正向冲击，城镇居民消费需求当期的反 应程度要大于国债，而与国债资产不同的是其在第6期以后影响逐渐收敛，渐趋 于零当期，城镇居民消费需求对人均持有的住房资产一个正向冲击没有立即做 出反应，但此后会发生较为明显的负向反应，且在第2年达到最低值，此后开始上升，约4年后进入正向反应阶段，大约9年后渐趋平稳。 Response of lnccum to lncyJOO・075・f 7・•• • f.050-.025-•・O25・-,05a123456789 10。
