理财消费论文范文1
【关键词】边际消费倾向递减规律 消费曲线 居民财产累积
一、关于消费理论概述
凯恩斯的消费理论：凯恩斯认为，在诸多影响家户消费的因素中，有决定意义的是家户收入。关于收入和消费的关系，凯恩斯认为，存在一条基本心理规律：随着收入的增加，消费也会增加，但是消费的增加不及收入增加的多，消费和收入的这种关系称做消费函数或消费倾向，即c=c(y)。增加的消费与增加的收入之比率，也就是增加一单位收入中用于增加消费部分的比率，称为边际消费倾向（MPC）。其中边际消费倾向递减规律是凯恩斯重要的理论支柱之一，即消费随着收入增加而增加，但增加幅度越来越小于收入增加幅度。
二、对消费曲线的发展
在诸多影响消费量的因素中，文章认为具有决定意义的是居民收入。关于收入和消费的关系，文章认为存在一条重要的心理规律：财产累积行为，即随着收入的增加和时间的推移，居民财产（文章用财产来代替储蓄，因为在居民的累积收入中主要用来储蓄）逐渐累积，当累积到一定程度后，即居民认为累积的财产已经够安享晚年或者认为已经可以完全承受各种风险后，居民的消费倾向就开始增加。
横轴表示收入Y或时间T，纵轴表示消费C，45°线上任一点到横纵轴的垂直距离都相等，表示收入全部用于消费。C=C(Y)曲线是消费曲线，表示消费和收入之间的函数关系。B点和E点是消费曲线和45°线交点。面积S1代表居民财产积累的初始部分；（45°线可以理解为收入，对45°线和消费曲线进行积分，便得到面积S1）面积S2代表居民财产累积的第二部分。面积S4代表负的居民财产累积。
（一）对改进后的消费曲线的描述
改进后的消费曲线可以分为五个部分：
第一部分，从A点到B点，代表消费大于收入，指必不可少的自发消费部分。在这个阶段边际消费倾向递减。
第二部分，从B点到C点，代表收入大于消费；即边际消费倾向递减；C点还是一个拐点，因为此时已经有初始财产累积S1，具备了基本的风险抵挡能力。
第三部分，从C点到D点，边际消费倾向递增；在D点，边际消费倾向等于1，此时财产累积速度达到最大，人们认为自己累积的财产已经完全有能力抵挡各种风险，或者说如果此时不再进行财产累积也都是可以的。
第四部分，从D点到E点，该阶段是人们的疯狂消费阶段，人们只是会把花剩下的钱存起来，而不是先存起一部分钱来把剩下的消费掉，这两者是有区别的。此时的边际消费倾向递增，而且递增速度很快。
第五部分，E点以后，消费支出大于收入，财产累积开始为负值，总的财产开始减小。人们在财产减少的情况下仍然会消费支出大于收入一段时间，这是由于人们的消费惯性所导致。面积S4应该等于或稍微大于面积S3，因为S1+S2的面积是人们理想的财产累积，而面积S3可以算作财产的“意外收获”，当S4的面积逐渐增大至和S3相等或稍微大于S3时，人们就会意识到如果继续增加消费支出，理想的财产就会越来越少，人们消费支出逐渐等于或小于收入了。
（二）对高、低收入者关于消费曲线的讨论
高、低收入者在消费曲线上的明显区别在于，第一，边际消费倾向递增或递减的速度不一样，第二，初始财产累积完成的时间不一样。
（1）高、低收入者的边际消费倾向的讨论。高收入者在初始财产累积S1时，边际消费倾向递减的速度快一些，在达到理想财产累积面积S2后，边际消费倾向递增的速度又快一些。而低收入者正好相反。
（2）高、低收入者面积S1的讨论：不论对于高收入还是低收入，最终的S1的面积都是大致相等的。对于低收入者，边际消费倾向递减的速度慢一些，面积S1形成的时间也就长一些。因为低收入者收入起点比较低，在很长一段时间内要保持较高的消费比率，因此用于财产累积的那部分收入增加的就慢，所以低收入者的初始累积的财产S1的面积就显得狭长些。而对于高收入者，边际消费倾向递减的速度相对较快，面积S1形成的时间也就短一些。总之：低收入者用延长时间的代价换取了完成初始财产S1的累积。这就是为什么高收入者可以提前步入边际消费倾向递增的原因。
图中ABC面积为高收入者初始财产累积部分，AED面积为低收入者初始财产累积部分。两者的面积是大致相等的，但是高收入者明显比低收入者提前完成了初始财产累积的过程。
三、新消费曲线的现实意义
正如前文所说的，有很多经济学家对凯恩斯关于边际消费倾向递减规律假设提出异议，这种质疑主要基于近几十年各国经济数据统计分析的结果。文章完善了消费曲线，并回答了边际消费倾向递增的原因是由于存在居民财产累积行为。
需要说明的是，上文所述消费曲线是从家户消费函数的角度进行的分析，而社会消费函数是家户消费函数的总和，所以上述观点同样适用于国家间的分析和比较。
发达国家完成初始的财产累积后，就会进入边际消费倾向递增阶段；而不发达国家需要很长的时间才能完成初始的财产累积，然后才能进入边际消费倾向递增阶段。正如库兹涅茨对美国经济进行统计分析后得出的结论一样，美国正处于边际消费倾向递增阶段。而像一些比较落后的国家，正处于边际消费倾向递减阶段，也就是初始财产累积阶段。
通过文章对消费曲线的研究和扩展，能对一国或家庭消费比重的高低和消费时期的把握有着重要的意义。另外，文章得出的另一个具有实际意义的结论是，国家政策不应该偏向于鼓励消费，不要担心过多的储蓄会抑制经济的发展。相反，储蓄达到一定水平后自然会消费，而且是有“底蕴”的消费。
四、结论
文章通过对凯恩斯的消费理论的研究，进一步扩展了消费曲线，提出存在一条重要的心理规律：财产累积行为。认为如果居民累积的财产能够安享晚年或者认为已经可以完全承受各种风险，那么居民的消费倾向就会开始增加。并创造性的利用消费曲线间的面积描述了财产累积，并分为了初始财产累积和理想财产累积，并和实际相联系，解释了有些发达国家的边际消费倾向在递减之后又开始递增的现象。并预测了未来国家将会进入边际消费倾向快速递增阶段。
参考文献
[1]杨亚沙：《对消费及消费曲线的探讨》，国际经济合作，2010年第11期.
[2]黄丹，席酉民：《边际消费倾向递减论》，数量经济技术经济研究，1999年第5期.
理财消费论文范文2
财政政策是政府调控经济的重要手段。一旦出现经济衰退，扩张的财政政策会在一定程度上起到拉动经济的作用。但是，这也意味着经济资源会从私人部门流向公共部门，无疑会对私人消费产生影响。正因如此，财政政策扩张是否会影响私人消费以及如何影响一直为经济学的主流研究所关注。这个问题在中国尤为重要。自1997年亚洲金融危机之后，困扰中国政府及学者的一个重要问题就是内需不足，尤其是居民消费不足，而恰好政府的财政政策在这段时期内频繁使用刺激经济和拉动内需的调节手段。因此，研究财政政策对私人消费的影响在中国就显得更具现实意义。本文尝试从一个新的角度对这一问题加以探讨。
已有文献对这一问题的认识经历了一个不断深化的过程。根据传统凯恩斯主义IS-LM模型的分析，财政支出扩张通常会导致产出和消费的增加。但是，由于其缺乏微观基础，所以随后对这一问题的分析主要基于持久收入假说的框架。早期的研究发现，在价格弹性的新古典模型中，财政支出增加会挤出居民消费。基本的传导机制是，对于非生产性政府支出的增加，政府会通过当期和未来的税收进行融资，这就意味着居民当期及未来的收入下降，进而导致消费的下降(即负财富效应)(Aiyagari et al.，1992；Baxter & King，1993)。但是，通过施加不同的识别条件对数据进行SVAR分析，大多数经验研究并不支持新古典模型的结论，而是发现财政支出对居民消费有明显的挤入效应(Blanchard & Perotti, 2002; Mountford & Uhlig, 2004; Gali et al., 2007)。
为了与经验事实相一致，已有文献分别从不同的角度考察了能够缓解甚至抵消负财富效应，从而使财政政策挤入居民消费的机制，大致可以分为三类：第一类文献将政府支出引入效用函数，突出了其与私人消费的互补性(Bouakez & Rebei，2007；Ganelli & Tervala，2010；杨子晖，2006)，或将政府支出引入企业的生产函数强调其生产性(Linnemann & Schabert，2005；王文甫和朱保华，2010)；第二类文献主要通过引入深度习惯，产生逆周期的成本加成的机制使财政政策扩张引致居民消费(Ravn et al.，2007)；第三类文献则通过引入居民的异质性产生财政政策对居民消费的挤入效应(Gali et al.，2007；李永友和丛树海，2006)。但是，上述文献大多假定财政政策是外生的。
Leeper(1991)首先讨论财政政策规则，根据税收是否对政府债务做出反应，主要考察财政货币政策对物价水平的决定。随后，文献从经济周期的角度考察了财政政策规则。基于美国的情况，大多数文献认为利用规则形式所刻画的财政政策主要体现其自动稳定器功能，政府主动采用“逆周期”方式对经济的调节作用微乎其微(Taylor，2000；Auerbach，2002)。目前，国内关于财政政策规则方面的研究尚处于起步阶段。贾俊雪和郭庆旺(2011)从增长的角度研究了财政规则对政府债务的影响，发现不同的规则对政府债务规模存在明显的不同影响。贾俊雪(2012)基于1992-2009年的季度数据发现，我国税收存在对宏观经济走势和政府债务规模系统性的反应，且不同时期表现出不同的政策态势。总体上讲，上述大多数研究的重点考察对象为税收政策规则，主要从自动稳定器的角度去理解财政政策规则，将政策工具对目标变量的反应参数用于衡量自动稳定器功能的大小，而将政府购买性支出作为外生过程给定。但是，对财政政策规则性质的讨论取决于所考察的政策工具。本文的分析表明，上述讨论无法很好地用来评估我国财政政策对经济的实际效果。①
本文着重从财政支出的角度考察当政府主动对经济进行调节时，财政政策对居民消费的影响。具体而言，我们将政府的购买性支出设定为产出和通货膨胀的反应函数，强调政府调节经济的主动性，并考察随着财政支出刺激经济强度的变化，居民消费将如何反应。本文之所以从这一视角考察财政政策对居民消费的影响，主要基于中国的财政实践。
从理论上讲，财政政策通过两种方式影响经济及居民消费：自动稳定器和相机抉择。②尽管从对居民消费的影响来看，财政自动稳定器功能更为直接，但是其作用的发挥依赖于一国税收制度的累进性。Taylor(2000)通过对美国的情况进行研究发现，由于其税制的累进性较强以及社会保障体系相对完善，财政政策主要通过自动稳定器功能发挥作用，政府主动调节经济的作用微乎其微。但是，中国的情况有所不同：从总体上讲，我国税收体系的累进性很弱。这是因为以增值税为代表的商品课税在税收体系中占据了主体地位，这些税种大多采用比例税率，几乎不存在累进性。同时，在我国的所得税中，除了针对工资薪金所得采用了累进税率之外，个人所得税的其他税目以及企业所得税也均采用比例税率，累进性同样非常微弱。所有这些就决定了财政政策无法通过自动稳定器的功能对经济进行自动调节(项怀诚，2001；金人庆，2005；谢旭人，2008)。也正是考虑到这种实际情况，伴随着分税制改革的推进，中央财政收入的增加，从上个世纪90年代中后期开始，财政政策日益成为政府主动调控宏观经济的重要工具，并逐步表现出对经济系统性的反馈：1998年政府实施了扩大政府支出规模的积极财政政策，应对亚洲金融危机对我国经济的不利影响；随着2003年之后经济的逐渐过热，积极财政政策逐步转型为稳健财政政策，政府对财政支出规模进行了有效控制；由于全球金融危机的爆发，我国在2008年第四季度经济增速出现明显下滑，在这样的背景下，政府再次采用了积极财政政策，推出了四万亿的经济刺激计划。从这个意义上讲，根据经济形势，主动调节财政购买性支出规模已经成为我国政府使用财政政策进行宏观调控的主要方式之一。③因此，如果我们要考察我国财政政策对居民消费的影响，那么就必须将政府主动地对经济进行反应这一要素纳入到分析框架之中。正是基于这一判断，本文将以产出和通货膨胀为反应变量的财政支出规则引入动态随机一般均衡(DSGE)模型中，讨论财政政策对居民消费的影响。
我们需要强调一下本文与已有文献的区别。尽管从建模方法上讲，本文也采用了与文献类似的做法，利用规则或反应函数(reaction function)刻画财政支出对经济的反馈。但是，由于政策规则的经济含义最终依赖于所研究的政策工具，所以在经济理解和分析重点方面，两者存在明显区别：那些以税收或政府转移性支出 为主要研究对象的文献，自然应该将其理解为财政的自动稳定器功能。由于政府购买性支出的变化不可能代表财政自动稳定器功能，所以当我们将政府购买性支出设定为产出的反应函数以刻画政府主动对经济的系统性反应时，仍然照搬文献中的分析视角和理解显然有失妥当。基于此，本文与已有文献存在两个方面的差别：在模型设定上，将滞后期的产出作为目标变量以考虑政策时滞等因素。更为重要的是，本文从政府主动调节经济的角度，重点考察财政政策调节经济力度的变化对居民消费的影响。而已有文献则基于自动稳定器的理解，将相关政策工具对目标变量的反应参数视作给定。
本文首先在理论上对这一问题展开讨论。第一，通过对一个具有价格粘性的DSGE模型进行数值实验，对比外生财政政策与财政政策规则对居民消费影响的差别；第二，通过在一个高度简化的代表人模型中求出居民消费的解析解(closed form solution)，非常清晰地展示了以规则形式出现的财政政策影响居民消费的核心机制。
分析结果表明，在引入财政支出规则后，财政政策会通过两条途径影响居民消费。第一条途径是现有文献中讨论的财富效应，即财政支出增加会导致税收增加，通过减少居民未来的预期收入挤出消费。第二条途径则是本文所发现的财政支出规则的预期效应。当政府采用盯住产出等变量的财政支出规则时，一旦产出下降，居民预期政府将采用扩大财政支出的“逆周期”方式对经济进行调节，经济在未来可能出现复苏，由此会阻止居民未来收入的进一步下降，从而导致居民消费增加。不仅如此，财政支出规则的预期效应还取决于其对产出和通货膨胀(尤其是产出)的反应程度。当反应程度较小时，尽管居民预期到政府会采取提振经济的措施，但是提振的力度不足以阻止产出的进一步下降，其理性的反应就是减少消费。相反，一旦财政支出对产出的反应程度达到一定的临界值，居民预期到政府不仅会提振经济，而且提振经济的力度足以挽救经济的颓势，居民消费就会上升。但是，这并不意味着财政政策拉动经济的力度越大越好。分析表明，如果财政政策拉动经济的力度超出了一定限度，那么过分增加的税收会有损于居民的未来收入，负财富效应的增强会抵消甚至超过预期效应，居民消费反而有可能下降。
为了尽可能清晰地考察上述在规则形式下财政政策对居民消费的影响，本文在分析的过程中抽象掉了文献中所讨论的财政政策有可能挤入居民消费的其他机制。正因如此，通过引入财政支出规则，本文所发现的其影响居民消费的预期效应不仅区别于既有文献中的其他机制，成为财政政策扩张挤入居民消费的又一重要原因，而且还突出了财政政策对居民预期的重要影响。
基于理论上的分析结果，我们在经验分析层面需要解决的两个相关问题是：(1)从中国的数据当中能否发现财政支出规则存在的经验证据？(2)中国的财政支出对居民消费会有怎样的影响？由于理论分析过程中突出了居民预期的作用，所以我们想从经验分析中评估这一作用的大小。本文基于中国1996Q1-2011Q4的季度数据，对这两个问题分别做出了解答：第一，在样本期内，财政支出对产出具有明显的负向反应，并且通过Granger因果关系检验发现短期内产出的变动有助于预测财政支出的变动，而财政支出变动对于预测产出的变动却没有什么帮助。第二，总体上讲，在样本期内，中国的财政支出扩张对居民消费有正向影响。此外，本文采用Blanchard et al.(1993)提出的回归分解法，利用估计得到的财政支出规则对财政支出变量加以分解，由此刻画预期在财政支出对居民消费影响中的作用。结果发现，财政支出规则部分对居民消费有显著的正向影响，而非规则的部分对居民消费的影响为负，经验分析得出的结论与理论分析一致。
二、财政政策对居民消费的影响：理论模型④
我们在一个具有价格粘性的动态随机一般均衡模型中讨论政府财政政策规则对居民消费的影响。为了简化起见，本文的模型仅包括家庭、企业以及政府三个部门。
(一)居民
我们假设经济中存在一个存活无限期的代表性居民，通过选择消费、投资、劳动供给以及政府债券的持有量实现自己一生效用最大化。在进行优化选择的过程中，其收入来源包括：资本收益、劳动报酬、持有政府债券的收益、政府的转移支付以及从企业中得到的分红，因此其决策问题如下：
(四)参数校准⑧
为了求解和分析模型，我们需要对模型的相关参数进行校准。在校准的过程中，我们着重考虑两个因素：(1)保证模型存在唯一的稳定解；(2)尽可能与已有文献取值相一致，对于无法利用文献进行确定的参数，我们利用中国的宏观数据加以确定。此外，本文还通过贝叶斯方法估计了模型的参数，并进行了稳健性检验。限于篇幅，我们没有在文中报告相关结果。
居民部门的参数包括｛β，γ，ε，δ｝。国内大多数文献对居民主观贴现率β和资本折旧率δ的取值较为一致，分别为0.98和0.025，这一数值对应于我国资本的季度收益率在2%左右，资本的年折旧率为10%(李春吉和孟晓宏，2006)，故本文也采用这两个数值。同时，我们取γ的基准值为1.5(林细细和龚六堂，2007)，并令ε等于2(Miao & Tao，2011)。
财政政策方面，根据“中经网数据库”，我们将转移支付与产出的比例Z/y设定为0.02，并将政府债务同产出的比重B/y设定为0.025作为基准值。⑨
三、模型求解与结果分析
给定模型的参数值，本文使用Uhlig(1999)的方法对模型进行求解。这部分主要讨论：(1)引入财政政策规则之后，财政政策冲击对居民消费的影响，并比较其与无规则情形的差异；(2)在一个高度简化的代表人模型中得到了居民消费函数的解析解(closed-form solution)，清晰地展示出财政政策规则对居民消费的影响机制。⑩
(一)引入规则形式后财政政策对居民消费的影响
如前文所述，讨论财政政策对居民消费影响的文献大多将财政政策设定为外生的过程。考虑到外生财政政策为财政政策规则的特殊情形(即反应参数为零)，一个十分自然的问题是：对于那些不考虑财政政策内生反应的模型，其对政策效应的分析是否会存在偏误，或是否会存在模型设定误差？为了回答这个问题，我们首先固定货币政策的类型，然后将外生财政政策与财政政策规则两种情形进行对比，检验两者之间是否存在明显的差别。 我们首先令
从图1中我们能够发现，如果政府支出不对产出变动做出反应(=0)，那么当发生财政政策冲击时，居民消费会出现明显下降，然后缓慢地回到稳态水平，财政政策冲击对居民消费的影响比较持久。这种情况下，模型表现出了财政政策对居民消费的“挤出效应”，即政府支出的增加将社会中的资源从私人部门转移到公共部门，最终导致居民消费的减少。(12)在引入政府购买性支出的反馈机制之后，居民消费对财政政策冲击的反应有所改变：如果政府采用积极的财政政策规则(｜｜＞1)，表明财政支出的反应程度要大于产出的变化程度，那么居民消费对财政政策冲击的反应为正，此时财政政策具有对居民消费的“挤入效应”。如果政府采用消极的财政政策规则(｜｜＜1)，那么财政政策的“挤入效应”会更大。不过，这一结论并不具有一般性，当财政政策“消极”到一定程度时，其挤入效应会逐渐减弱并最终转化成挤出效应，原因将在下文中进行分析。尽管如此，我们还是能够很清楚地看出，对财政政策的不同设定会在不同的方向和程度上影响居民消费。因此，若不考虑财政政策的内生反应将导致模型设定的偏误，其所得结论值得商榷。
为了更加全面地考察在给定货币政策的情况下，财政政策对居民消费的影响如何随着其对产出反应程度的变化而变化，我们对取不同的数值，观察居民消费初始反应的变化。从图2中我们能够发现，财政政策对居民消费的影响并不随着其反应程度的不断增强而增强，两者之间的关系是非线性的。当财政政策不对产出做出反应时(=0)，财政政策冲击会导致初始居民消费减少，当财政政策对产出反应程度的绝对值小于0.6时，减少的程度随着财政政策对产出反应程度的增加而增加。在=-0.6处，这种趋势发生逆转。随着财政政策反应程度的进一步增加，初始的居民消费开始增加，但是增加的幅度会随着财政支出反应程度的增强表现出递减的趋势。这种变化趋势不依赖货币政策的类型。这意味着“逆周期”的财政政策对产出的反应程度应该保持在一定的范围之内：反应程度过低会导致居民消费出现绝对量的下降，而反应程度过高则会使得财政政策对居民消费的拉动作用逐步减弱。
(二)传导机制分析
我们通过在一个高度简化的代表人模型中得到了居民消费函数的解析解，分析财政政策规则影响居民消费的核心传导机制。
在这个简单的模型中，我们抽象掉了价格粘性和企业的决策，假设仅存在一个代表性居民进行消费储蓄决策。政府会对居民征税并将收入用于开支，为了简化起见，假定政府满足平衡预算的要求。居民的决策问题为：
上式表明居民消费取决于持久收入，而持久收入由两部分构成：当期资产带来的收益和居民基于当期信息所预期的未来可支配收入的现值。此处值得强调的是，当期的信息集中不仅包含未来随机冲击的分布函数，而且还包含政府所采用财政政策的形式。换句话说，财政政策规则形式包含在了居民借以产生预期的信息集中。这一点对理解模型的机制非常重要。
从(3c)中能够很清楚地看到，给定随机冲击的实现值，在引入财政政策规则后，居民消费对财政政策的反应取决于两种效应：第一，(3c)式右边的第一项刻画了居民预期到政府按照财政政策规则行事时，由于财政支出对经济的拉动会导致未来产出增加，从而有可能导致消费增加。我们将财政政策规则通过影响居民对政策行为及未来收入的预期，最终导致消费的增加这一传导路径称为预期效应；第二，上式右边的第二项刻画了为了对更大规模的财政支出融资，政府会向居民增加税收，从而可能导致消费减少，即负财富效应。居民消费的最终变化取决于两种效应的相对大小。
显然，财政支出增量ΔG是政策反应参数φ[yG]的函数，且给定产出的变化，两者之间存在一一对应的线性关系。因此，当财政政策的反应程度增大时，ΔG会相应增加。但是，由于财政支出增量对产出的影响是非线性的，所以财政政策规则对消费的影响最终呈现非线性的关系。图3对这种关系进行了较为直观的描述。
这意味着财政政策对经济的拉动应该保持适当的程度。随着财政政策负财富效应的增强，过分加大财政政策对经济的刺激程度反而会导致居民消费的减少。
四、财政政策对居民消费的影响：经验分析(16)
本节基于中国1996Q1-2011Q4的季度数据从经验分析的角度考察财政政策对居民消费的影响。之所以选择这段时期作为样本期，主要是因为财政支出政策在该时期内表现较为活跃，为经验分析提供了足够的变化。
(一)数据来源及变量选取
本文用于经验分析的数据全部来自中经网宏观月度数据库。结合研究目的，财政政策方面所选择的变量有国家财政收入(Fiscal_rev)、国家财政支出(Fiscal_rev)、财政资金中用于基础设施建设的支出(Infra)。由于在我们的模型中没有区分政府级次，所以在选择财政收支指标的时候，也不进行中央与地方财政的区分；衡量居民消费的变量为社会消费品零售总额(consumption)；价格方面的变量有居民消费物价指数(CPI)以及61—90天的银行同业拆借利率(interest)，选取居民消费物价指数(CPI)主要用于计算通货膨胀率和将相关的名义变量转化成实际变量(17)，而选择61—90天的银行同业拆借利率则是为了在分析中控制货币政策。需要说明的是，由于在2001年之前统计资料中仅包含CPI的同比数据，而此后新增了对其环比数据的报告，所以我们以2001年1月为基期重新计算了样本期内的CPI。(18)我们还选取了国内生产总值(GDP)。除国内生产总值之外，其他变量的原始数据均为月度数据，因此我们分别对国家财政支出(Fiscal_exp)和居民消费(consumption)进行累加求得季度数据，居民消费物价指数(CPI)取几何平均数求得相应的季度数据。在此基础上，将名义变量转换成实际变量后取对数，并通过X-12的方法及HP滤波去除数据中的季节因素及趋势因素。
(二)估计财政政策规则(19)
我们对财政政策规则(2)式中的参数和进行估计。由于在(2)式中，相关的变量都是经过对数线性化之后产生的，所以为了与模型一致，我们必须对选取的变量进行变换。首先，由于财政的相关变量以及国内生产总值都是在取对数之后进行HP滤波处理的，所以得到的周期部分就对应于模型中对数线性化的变量。其次，注意到通货膨胀率不存在趋势，我们将其均值 理解为稳态值，并求解通货膨胀率相对于其稳态的变化率得到用于分析的变量。
估计结果表明：第一，无论采用哪个变量作为因变量或者采用何种模型设定，滞后一期的财政支出变量都是显著的，这说明政府采取的财政支出政策具有明显的连续性；第二，当模型采用不同的财政支出变量作为因变量时，估计的结果存在明显差异。当模型以总财政支出作为因变量时，无论是单独考虑国民生产总值或通货膨胀率的当期和滞后期，还是同时考虑国民生产总值及通货膨胀的当期和滞后期，其估计系数在统计上均不显著。但是，从统计上可以拒绝两者联合对财政政策没有影响的假设。当模型以财政基建支出作为因变量时，我们通过对不同的模型进行估计发现，财政基建支出对滞后一期的产出具有显著的负向反应，而对通货膨胀的反应在统计上不显著。由于我们的估计结果为参数的下界，所以不会受到内生性问题的影响；最后，Granger非因果关系检验表明，短期内(1—4期)产出变动有助于预测财政支出的变动，而财政支出变动却无法用于预测产出的变动。
(三)财政政策对居民消费的影响
我们利用SVAR的方法研究财政政策对消费的影响。参照Blanchard & Perotti(2002)和Ramey(2012)的做法，估计模型的基本框架为：
我们采用Choleski分解来识别财政政策支出冲击。由于财政基建支出对产出会做出更明显的反应，所以我们在分析了财政总支出之后，进一步讨论财政基建支出对居民消费的影响。总体而言，经验分析的结果同前文的理论分析是一致的：当财政政策的反馈力度达到一定程度时，其对消费的正效应会抵消挤出效应，从而出现消费和产出上升的情况。
在引入财政支出规则之后，居民对财政政策的预期会对其消费产生较大影响，故此我们对预期的效果进行定量考察。基于Blanchard et al.(1993)的做法(20)，先利用相对较为稳健的回归分解法(regression-based decomposition)将财政支出变量划分为两部分：被预期到的部分(记为)和未被预期的部分(记为)，然后将这两个变量放入(4)式中进行分析。结果表明，当财政支出的规则部分发生变化时，尽管财政扩张存在挤出效应，但是由于居民预期未来的产出和收入会增加，所以消费也会出现较大幅度的增加。相反，财政支出的不规则部分发生变化时，由于其不对经济的变量做出反馈，所以挤出效应会显现出来，进而导致居民消费减少。
JEL Classification: E20, E60, H30
注释：
①限于篇幅，文中对文献的讨论非常简要。读者可向作者索要更为详细的文献综述。
②此处的相机抉择与文献中的含义并不一致。我们指的相机抉择与自动稳定器相对应，而文献中的相机抉择(discretion)主要指discretionary optimization，与承诺(commitment to a rule)相对应(Kydland & Prescott，1977)。这两对概念之间没有必然的对应关系。只要存在政策对经济变量的系统性反应，均可以用规则加以刻画。
③在2008年全球金融危机之后，美国联邦政府也采用了扩大财政支出规模的救市政策，但是从资金的最终流向看，并未用于政府消费与投资，而是用于了减少地方政府债务(Taylor，2011)。
④限于篇幅，我们略去决策问题的一阶条件，有兴趣的读者可向作者索要。
⑤为了避免财政自动稳定器功能对分析的影响，我们将相关的税收变量设定为外生过程。
⑥是我们主要进行讨论的参数，对也可以做类似的讨论，该参数的取值不会改变分析的结论。
⑦限于篇幅，我们略掉对竞争均衡的定义，有兴趣的读者可向作者索要。
⑧限于篇幅，我们只是简要地讨论了参数的校准过程，更为详细的讨论可向作者索要。
⑨我们令该参数在(0.025，1)均匀取10个点，结果发现其对本文的分析结论没有影响。
⑩我们还分析在完整的DSGE模型中，财政政策规则对居民消费影响的传导机制，在基本的结论保持不变之外，我们还发现，货币政策调节经济的力度会对财政政策效果产生影响。
(11)φ[，π]＜1的情况与此类似，此处从略。
(12)教科书中对挤出效应的定义为政府支出的增加导致利率上升，从而减少私人投资。此处我们借用挤出效应这一概念来描述居民消费由于政府支出增加而下降的现象。
(13)简化起见，我们假设市场利率为常数。
(14)一个例子是，当一个国家的基础设施水平较低时，政府的财政投入对经济的拉动效应比较明显；但是如果政府支出继续用于基础设施建设致使出现过剩时，那么财政支出的拉动效应会明显减弱。
(15)即假定t+1期之后的经济回到了稳态水平。
(16)限于篇幅，我们没有报告这部分分析的技术细节、估计结果表格和脉冲响应图，有兴趣的读者可向作者索要。
理财消费论文范文3
关键词：财政支出；居民收入；居民消费
一、 相关文献回顾
政府财政支出对消费传导效应问题的研究一直是理论研究的热点内容之一。从理论上讲， 财政支出对居民消费既可以产生“挤入效应”， 即财政支出可以促进居民消费的增长， 进而带动经济增长； 也可以产生“挤出效应”， 即财政支出有可能抑制消费的增长。凯恩斯主义的乘数理论，认为财政支出可以使消费的产生倍数的扩张， 进而带动经济增长。古典与新古典经济学派则认为，在完全理性、消费期界无限及资本市场完善的条件下，政府债券融资与征税的影响是一样的（即李嘉图等价），会对居民消费产生挤出效应（Bai-ley， 1971）。甚至一部分凯恩斯主义者也认为，在财产和债务存在转移的情况下，即便个人消费期界有限，政府支出仍会对居民消费产生挤出效应（Samuel-son， 1958； Diamond， 1965）
胡书东（2002）通过回归分析得出，政府支出变动与居民消费之间存在正相关关系。政府消费与居民消费从整体上看是互补的关系，而不是替代的关系，政府支出的增加对民间消费的作用是挤入的，而不是挤出的。刘宛晨、袁闯（2006）通过回归分析表明，我国财政支出对居民消费整体上存在“挤入效应”，对农村居民的“挤入效用”更加明显，但消费还未充分发挥其对经济应有的影响。余宇新（2008）运用误差修正模型对我国的经济数据进行分析，发现财政政策在短期效果是明显的，但存在滞后的挤出效用，财政政策存在结构调整优化的必要。、李林（2012）运用协整和误差修正模型对河北省人均实际财政支出与人均居民实际消费的关系进行试验检验得出，财政支出对居民消费有一定的引致效用，因此，增加财政支出对居民消费有带动作用。
综上所述，国内外学者就政府支出对居民消费的效应进行了大量的实证研究，但并未得出一致的结论，同时对新疆地区的研究较少。从研究方法来看，多数文献运用的是时间序列数据，因而对数据进行的是时间序列的单位根检验和协整检验。那么，新疆地区财政支出对居民消费的效用有多大？怎样合理安排财政支出才能促进经济协调发展？本文试图对新疆地区的财政支出和居民消费关系进行量化分析，结合所收集到的数据，应用典型相关分析，揭示新疆财政支出对居民消费支出的影响，为改善政府的财政支出结构和方向，促进地区经济长期持续发展提供参考借鉴。
二、新疆财政支出与居民消费关系的实证分析
（一）样本数据的收集与处理
本文运用人均财政支出的数据，另外考虑到居民收入对消费的影响，在此基础上加入人均居民收入，用人均GDP代表居民收入。数据均来自于《新疆统计年鉴》（2002-2012）
相关图分析表明，财政支出水平与居民消费密切相关，居民消费随着财政支出的增加而增加，两者大体呈线性变化趋势。我国居民消费增长与居民收入增长有密切相关，二者为线性的相关关系。
（二）单位根检验
由于新疆地区财政支出、居民收入和居民消费支出的数据均为时间序列数据，而大部分时间序列数据是非平稳的。为使三个变量的趋势更加线性化，同时消除时间序列中的异方差现象，需要分别取财政支出（LNX）、居民收入（LNY）和消费支出（LNZ）的自然对数，对其进行ADF（迪克一富勒检验）单位根检验。
从ADF单位根检验结果得知，原始序列LNX、LNY和LNZ的ADF值均大于1%显著性水平下的临界值，无法拒绝原假设，说明这三个序列均不平稳。进行一阶差分处理后的ADF值说明，LNX、LNY是不平稳序列，LNZ是平稳序列。进行二阶差分处理后，LNX、LNY和LNZ在1%的显著性水平下均是平稳序列。可以在此基础上对财政支出与消费支出的关系进行协整检验，以确定二者间的长期关系。
（三）协整检验
本文采用恩格尔一格兰杰两步法（E一G两步法）对人均财政支出X、人均收入Y和消费支出Z这三个时间序列进行协整检验。
对2001年至2011年新疆财政支出X、居民收入Y和消费支出Z三个变量之间的关系进行分析。建立以LNX、LNY为自变量，LNZ为因变量的回归模型：
LNZ=A+BLNX+CLNY
第一步采用OLS方法对LNX、LNY和LNZ进行回归，得出如下回归式：
LNZ= 4.087377+ 0.431014LNX+0.070854LNY
T=（3.745003） （2.670863） （0.285875）
R2=0.976588
DW=2.724735
第二步，对回归方程所得的残差进行单位根检验。回归方程的估计残差表达式为：
E=LNZ-4.087377- 0.431014LNX-0.070854LNY
检验结果表明，残差序列e的ADF检验值为-8.378946，小于1%显著性水平的临界值-4.420595，说明e是平稳的。从而可以说明LNX、LNY和LNZ存在协整关系。并且表达式为：
LNZ= 4.087377+ 0.431014LNX+0.070854LNY
该表达式可以说明新疆财政支出、居民收入与消费支出之间的协整关系，从回归方程中可以看出，财政支出与消费支出之间存在着正相关的关系，并且财政支出每增加1%就会使消费支出增长约0.43%，居民收入与消费支出之间也存在正相关的关系，居民收入每增加1%，居民消费支出增加约0.07%，由此能够推测出新疆财政支出、居民收入与消费支出之间存在稳定的关系，并且是正向促进的关系。
（四）格兰杰因果检验
对财政支出（X）、居民收入（Y）和消费支出（Z）这三个时间序列变量进行滞后一期的格兰杰因果检验，在5%的显著性水平下，新疆财政支出是消费支出的granger原因，而消费支出不是财政支出的granger原因。这说明了新疆财政支出对消费支出的贡献突出，而居民消费对财政支出作用有限。居民收入是消费支出的granger原因，消费支出不是居民收入的granger原因。这说明居民收入对消费支出的引致效用明显，居民消费支出对收入增长的作用不明显。
三、 结论及对策建议
（一）结论
财政支出和居民消费存在单向的granger关系，财政支出是居民消费的granger原因，居民消费不是财政支出的granger原因。居民收入与居民消费之间也存在单向的granger关系，居民收入是居民消费的granger原因，居民消费不是居民收入的granger原因。
从以上结果看，新疆财政支出对居民消费有引致效应。财政支出对居民消费的弹性为0.43，即财政支出增加1%，在长期内居民支出增加0.43%，说明新疆财政政策对居民消费有挤入效应。因此，我们可以通过增加财政支出拉动居民消费的增长，进而刺激经济的发展。
（二）对策建议
首先要继续增加财政支出。根据协整模型，新疆地区财政支出的增加对居民消费有一定的引致效应，因此，增加财政支出可以对居民消费起到带动作用。但增加财政支出并不是盲目增加财政支出总数，教育、医疗卫生费用的支出是抑制居民消费的最重要因素，因此应该将财政支出的重点投向教育、医疗、社会保障等方面，提高居民消费预期。
调整财政支出结构，提高保障性支出占财政支出的比例，强化财政政策的收入再分配功能，使之成为促进居民消费率提高的有效工具，从而实现由依靠外需的增长方式向依靠内需的增长方式转变。
缩小贫富差距，提高低收入者的收入。通过税收、转移支付等手段提高低收入群体的收入，对提高居民的整体消费率有促进作用。扶持中小企业，目前大规模的财政资金主要投于交通、能源、基础设施等领域。通过财政补助、奖励、税收减免等措施提高财政投入，加大对中小企业的扶持力度，以提高企业投融资能力，增加就业机会，进而保障居民的收入。
培育新兴消费点，促进消费升级。政府在对住房、汽车、旅游、通信、商贸这五大传统消费热点进行引导、提升的同时，可适当增加对公共文化体育等社会公共产品的支出。比如加大对全民健身的宣传力度，增加公共文化体育设施供给等，提升全民消费高雅文化和体育的意识，正确引导居民在文化和健康等方面进行人力与资本投资。（作者单位：新疆财经大学）
参考文献
[1]张治觉，吴定玉.我国政府支出对居民消费产生引致还是挤出效应基于可变参数模型的分析[J].数量经济技术研究，2007（5）
[2]范一青.经济学基础[M].北京理工大学出版社，20113.高铁梅.计量经济分析方法与建模—Eviews应用及实例[M].清华大学出版社，2005
[3]新疆统计年鉴，2002——2012
[4]王俊海等.积极财政政策下财政支出对城镇居民消费需求的影响[J].统计与决策，2005（1）
[5]李晓西.国际金融危机对中国经济增长和就业影响及对策[M].科学出版社，2010
[6]，李林.财政支出对居民消费的消费效用分析[J].商业时代，2012（35）
[7]刘宛晨，袁闯.我国财政支出的消费传导效应分析[J].消费经济，2006（8）
理财消费论文范文4
[关键词] 消费函数 房地产价格 财富效应
一、引言
随着我国经济的发展，我国房地产市场也得到了迅速发展。在房地产市场高速发展的同时，房地产价格也一路飙升。消费不足一直是我国经济运行中的难题，居民消费需求不足已成为我国经济持续快速增长的阻碍。在拉动经济增长的“三驾马车”中，消费需求是基础、最不可替代的，而房地产市场可以通过财富效应拉动居民消费的增长。因此，对房地产市场财富效应的研究，就显得尤为重要。
近几年对房地产市场财富效应的研究主要集中于宏观层面，对地区的研究甚少，本文运用格兰杰因果关系检验和协整理论对山西省房地产市场财富效应进行了研究，得出山西省房地产市场的财富效应并不明显。
二、房地产市场的财富效应理论
根据新帕尔格雷夫的经济学词典中的定义，财富效应是指“假如其他条件相同，货币余额的变化，将会在消费者总开支方面引起变动。这样的财富效应常被称作庇古效应或实际余额效应”。房地产是居民的重要财富，当房地产市场发生波动从而房地产资产价格波动时，人们的财富存量发生变化，从而直接影响人们的收入分配及其差距、消费支出和消费政策，进而影响总需求和经济增长。这就是房地产资产的“财富效应”。目前，理论界对于资产财富效应的研究，一般都借助于现代消费函数理论。这一理论认为，决定消费支出的主要因素是居民的当期收入和实际持有的财富。应用现代消费函数理论，本文建立房地产财富效应检验模型如下：
CI=c+a1・I+a2・P+ε （1）
其中CI代表人均消费支出，I代表人均可支配收入，P代表商品房销售面积，c代表常数项。
三、实证分析
1.变量及数据选择
考虑到山西省房地产价格自2003年以来变动较快的实际情况，因此本文设定样本区间为2003年到2010年的季度数据，共32组季度数据。人均消费支出（CI）、人均可支配收入（I），以及房地产销售面积（P）的数据均来自中国统计数据库，
2.单位根检验
在处理时间序列数据时，我们得考虑序列的平稳性。如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，那么该序列就是非平稳的。对于非平稳的数据，采用传统的估计方法，可能会导致错误的推断，即伪回归。单位根检验是检验时间序列的平稳性的常用方法，该方法通过判断时间序列是否存在单位根，来检验其平稳性。本文运用在单位根检验中常用的ADF检验法，对等式（1）中的CI、I、P三个变量展开检验，检验的结果如表1所示。
表1 变量的ADF检验结果
由表1检验结果表明，时间序列CI、I、P在经过一阶差分后在1%的置信水平下均表现出平稳性，所以原时间序列为同阶单整。
3.Granger因果关系检验
在进行协整检验之前，应该先对已经经过平稳性检验的时间序列进行Granger因果关系检验，考察变量间的因果关系。对于变量CI、I、P三个变量的因果关系检验，结果如表2所示。
表2 Granger检验检验
从表2的数据显示，在5%显著水平下，人均可支配收入水平与房地产销售价格均是人均消费支出变动的Granger原因。变量之间的因果关系已经明确，但是它们之间的数量关系还需要通过建立协整关系来确定。
4.Johansen协整检验
在上面的例子中我们分析出城镇居民可支配收入为一阶单整序列，同时我们采用同样的分析方法，可知城镇居民的人均消费支出和房地产销售面积也为一阶单整。由此，可以对序列进行协整估计。本文采用Johansen极大似然估计法，对这三个变量进行检验，结果如表3所示。
表3 Johansen协整检验结果
表3协整检验的结果表明：CI、I、P之间在5%的置信水平下，只存在惟一的一个协整关系。
我们将标准化的系数进行整理，可以得到如下协整方程：
CI=-472.03+1.70I+0.17P （2）
四、实证检验结果
式（2）的协整方程显示了人均消费支出水平与人均可支配收入、房地产销售面积之间，存在着长期的均衡关系，即：
1.人均消费支出与人均可支配收入之间，存在着长期的正向均衡关系。
2.人均消费支出与房地产销售面积之间的长期均衡关系并不明显，因为房地产销售面积没有通过变量的t检验。这表明山西省房地产市场在样本期间，并未表现出财富效应。
五、结论
根据本文的实证研究，得出了山西省房地产市场不存在财富效应的结论。说明了山西省房地产市场财富效应的作用机制并未得到很好的发挥。因此，地方政府有必要从分析原因入手，制定有利于房地产健康、协调、稳定的发展的政策，从而发挥房地产市场的财富效应，拉动经济的增长。
参考文献：
[1]杜冰.房地产市场财富效应传导机制探析[J]. 理论界. 2011,(1)
[2]刘丽,刘爱松.房地产市场财富效应实证分析-基于广州市房地产市场的经验证据[J].价值工程,2008,(8)
理财消费论文范文5
关键词：财政支农支出；农村居民消费；江苏；面板数据
中图分类号：F126.1 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2016）08-03 -03
一、引言
居民消费是促进我国国民经济增长的三驾马车之一，但现阶段农村居民消费严重落后于城镇居民消费，成为影响内需增长的重要“瓶颈”，亟需政府财政的大力支持。虽然政府支出和居民消费的关系一直是倍受学术界关注的话题，相关研究成果颇为丰富，但侧重财政支农支出影响农村居民消费的文献相对较少。对于这一问题的研究其实具有非常重要的政策含义，如果财政支农支出能有效促进农民居民消费，则既在微观层面提高了农民福祉，又在宏观层面夯实了国民经济基础，起到了“一箭双雕”的作用。理论上政府支出对居民消费的影响效应有两种：一种是“挤出效应”，即政府支出增加会抢占居民消费的资源，从而抑制居民消费的增加；另一种是 “挤入效应”，即政府支出增加也会导致居民消费的增加，从而促进经济增长。对于政府支出对居民消费的最终影响性质，国内外学者的研究并没有得出一致的结论，财政支农支出与农村居民消费分别是政府支出与居民消费的重要组成部分，同样存在“挤出效应”还是“挤入效应”的争议，需要进行针对性的研究。
国外学术界缺乏针对财政支农支出与农村居民消费的相关文献，国内学者在这方面取得了一定进展，获得了很多有益的启示，不过不同学者的研究视角有所不同，主要角度包括结构分析、长短期效应以及区域差异对比等。总的来说国内学术界对于财政支农支出和农村居民消费间的关系意见并不统一，而且相关研究还存在一些不足之处，许多问题有待进一步解决。江苏省财政支农政策一直走在全国前列，近年来全省财政支农投入持续增加，对农村居民的收入与消费产生了极大的促进与带动作用。现阶段侧重财政支农省级视角的研究还比较匮乏，江苏既是经济发达省份又是农业大省，江苏苏南、苏中、苏北三大区域与全国东部、中部、西部具有明显的梯度特征相似，因此对江苏的研究具有一定的典型意义。理论上政府财政支农支出会对农村居民消费产生全方位的影响，但不同性质的项目支出产生的影响是不一样的，挤出或挤入效应的判断需要进行准确的计量分析。国内学术界由于数据口径限制，缺乏关于2007年财政改革之后财政支农政策最新变化的研究。基于上述背景，本文从江苏省财政部门获取了江苏省财政支农2007～2012年相关原始样本数据，通过计量模型实证分析财政支农支出对农村居民消费的影响，为政府改进财政支农政策、提高支农资金效率提供参考依据和建议。
二、江苏省农村居民收入与消费的现状分析
江苏省历来重视“三农”问题，农村经济的发展水平在全国也处于领先地位，是其他省市学习的重要标杆和榜样。有效提高农民的收入消费水平一直是“三农”工作的核心内容，近年来全省财政对“三农”领域的支持力度不断加大，财政支农支出呈现稳定的上升态势，为农村居民收入与消费的增长做出了重要贡献。如表1中所示，江苏省人均财政支农支出、农村居民人均纯收入和人均消费支出自2007年以来都是在持续增加，这说明在政府财政的重视之下江苏省农村居民的生活福利水平得到了显著改善。农村居民人均纯收入从2007年的6561元增加到2012年的12202元，共增加5641元，年均增长率达17%。农村居民人均消费支出从2007年的4792元增加到2012年的8655元，共增加3863元，年均增长率也达16%。虽然江苏省农民收入与消费的增长都已超过全国平均水平，但目前仍存在财政支农政策支持力度相对不足的问题。以2012年为例，人均财政支农支出占农村居民收入与消费的比重仍然稍低，分别仅为21%和30%。因此，虽然江苏省财政支农投入近年来已经获得了成倍的增长，但还是无法满足农村实际需要，随着未来财政支农支出长效稳定增长机制的最终形成，江苏省农民收入与消费水平也将迈上新的台阶。
表1 2007～2012年江苏省财政支农与农村居民收入消费概况（元）
资料来源：根据2008-2013年《江苏统计年鉴》数据计算整理而得
三、江苏省财政支农支出对农村居民消费的影响分析
（一）模型设定与数据处理
根据消费理论的相关解释，收入是影响消费的关键因素，因此农村居民消费同样与农村居民的收入水平密切相关。另外消费是个长期的、连续的过程，居民消费不仅受当前收入影响，而且还受过去的消费影响，尤其是“高峰时期”消费，这是消费习惯作用的后果，可称之为“消费不可逆或消费棘轮效应”，所以模型中还应引入农村居民消费的前期水平。本文主要研究不同性质的支农项目支出对农村居民消费的影响，但2007年财政改革之后财政支农数据口径发生很大变化，前后数据不具备可比性和连续性。
与国内传统研究不同，本文从江苏省财政部门获取了2007～2012年13个省辖市财政支农各项原始数据，根据资金用途和研究需要划分为农业发展支出GN、基础建设支出GJ、社会建设支出GS三大类。财政农业支出可以提高收入水平，对农村居民消费有直接的影响；基础建设提供了消费的基本条件，长期促进作用会比较明显；社会建设可以节省生活开支，相当于间接拉动了消费。在借鉴普遍采用的布朗―杰克逊模型（C.V.Brown & P.M.Jackson，1954），以及其他学者研究成果的基础上，本文建立如下财政支农支出影响农村居民消费的面板数据（Panel Data）模型：
（1）
式（1）中，C表示农村居民的人均年消费支出；Cit-1表示消费的前期水平；PI表示农村居民的人均年纯收入；GN、GJ、GS分别是按农村人口进行人均化处理的三类支农项目支出。μ为不可观察的具有时间不变性的个体异质项，ν是随机误差项，α、β、γ分别表示各影响因素的作用系数。除财政支农外的其余数据都来自于2008～2013年《江苏统计年鉴》，所有变量都以元计量，采用当年价格表示的名义值作为分析基础。
（二）模型估计结果与讨论
本文研究的时间区间为2007～2012年，横截面为江苏省13个省辖市，根据面板数据模型的一般原理，为了确定面板数据模型形式首先进行F统计量检验，以判断采用混合回归模型还是个体效应模型。利用STATA11.0软件计算得到：
F（12，47）=12.19 Prob>F=0.0000
查F分布表得到5%显著水平下临界值为2.03，所以拒绝原假设，建立个体效应模型比混合回归模型合理。在此基础上通过HAUSMAN检验以确定采用固定效应模型还是随机效应模型，计算得到卡方统计量值为14.73，接受原假设的概率为0.0116，因此在5%的显著性水平下拒绝原假设，应当使用固定效应模型以及相应的估计方法。最终采用离差变换最小二乘估计法（within OLS），得出如表2所示估计结果：
表2 实证分析模型估计结果
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%显著性水平下显著
模型中，整个方程的拟合度比较好，R2= 0.9869，F（5，47）= 708.63，Prob>F=0.0000。
表2的结果表明，农村居民人均纯收入PI和农村居民前期消费水平C-1都对农村居民消费产生了非常显著的正向影响，是影响农村居民消费的主要因素，而且两者弹性系数的大小也排名靠前，明显大于政府财政支农支出。另外农村居民前期消费水平C-1的影响效应要大于农村居民人均纯收入PI，这说明农村居民消费同样存在“消费棘轮效应”，前期消费比当期收入作用效果更明显。模型中常数项也比较显著，这反映了江苏省农村居民的初始固定消费水平。
财政支农支出的作用效果相对逊色，总的来说江苏省财政支农支出对农村居民消费产生了明显的促进与带动作用，但不同性质的支农项目影响效应存在很大区别。三类支农支出根据系数大小和显著性依次排序为农业发展支出GN>社会建设支出GS>基础建设支出GJ，这与三类支出不同的作用机理有很大关系。农业发展支出GN主要用于发展农业生产，根本目的是提高农民来自于农业渠道的收入水平，收入提高了消费自然也会随之增长，模型结果也表明GN的确有非常直接的正向影响，不过由于现阶段农业收入仍然相对较低，GN投入力度未来有待加强。社会建设支出GS主要用于加强农村社会保障工作，既节省了农民的生活开支，也可免除后顾之忧，模型结果表明GS的作用效果仅次于GN，其影响效应未来提升的潜力很大。基础建设支出GJ主要用于农村基础设施建设领域，该支出长期可以提高农民收入，同时提供消费的基础条件，但短期反而没有明显影响，模型结果也表明GJ产生了一些负向作用，不过经济初期必须进行大规模基础建设，这也是目前制约江苏农村地区发展的主要因素。综合判断，三类支出的作用效果各有侧重，农业发展支出GN和社会建设支出GS可以在短期内有效提高农村居民消费，而基础建设支出GJ更侧重于长期的影响。
四、主要结论与政策建议
综合上文实证分析，可以发现江苏省财政支农支出对农村居民消费产生了显著的正向影响，即总体上有挤入作用，但不同性质的支农项目挤入效果不同。虽然财政支农支出是农村居民消费持续增长的重要基础，但江苏省财政支农政策目前仍存在很大改进与优化的余地，无论从农村消费的发展需求还是从“三农”问题的现状来看，未来都面临着诸多挑战。为了更好地发挥财政支农资金的政策绩效，应遵循如下政策建议：
第一，继续加大支农资金投入，加快建立财政支农支出的稳定增长机制。财政支农政策的实施是国家财政支持农村发展的重要体现，足够的资金投入是发展农村消费的基础。江苏省应从提高财政支农份额和城乡统筹发展的思路出发，（下转第51页）（上接第4页）依据《农业法》的要求强化制度性约束，将支农资金与地方财力挂钩，建立财政支农支出的长效稳定增长机制。
第二，合理优化财政支农结构，科学确定财政支农的重点项目。财政支农政策为了获得最大效益，必须整合支农资金，加大对重点项目的支持力度。结合江苏实际情况，财政支农支出应在保持总体平衡的前提下，适当维持农村基础建设现有投入规模，同时将更多的资金用于支持农业发展和农村社会建设等领域，以获得事半功倍的作用效果。
第三，完善支农绩效管理体系，提高财政支农资金的使用效率。财政支农资金毕竟有限，使用效率如果得到提高，有助于更加充分地拉动农村内需。目前江苏省对于支农资金的使用管理仍存在诸多不足，未来必须高度重视支农绩效问题。要切实强化监督机制，严格规范分配流程，做到奖惩分明、权责清晰，确保支农资金运行机制的科学有序。
参考文献：
[1]韩林.财政农业支出促进我国农村消费增长分析[J].消费经济，2009，（06）：56-59.
[2]朱建军，常向阳.地方财政支农支出对农村居民消费影响的面板模型分析[J].农业技术经济，2009，（02）：38-44.
[3]李普亮.财政农业投入与农村居民消费：理论与实证分析[J].广东商学院学报，2010，（05）：55-63.
[4]苑德宇，张静静，韩俊霞.居民消费、财政支出与区域效应差异―基于动态面板数据模型的经验分析[J].统计研究，2010，（02）：44-50.
[5]杨世柳，温涛.我国财政支农对农村居民消费影响的实证研究[J].南京市委党校学报，2011，（01）：31-36.
[6]李小凤，邵战林.财政支农支出对农村居民消费的影响研究进展[J].中国证券期货，2013，（04）：118-119.
理财消费论文范文6
【关键词】VAR模型，H-P滤波技术，财政支出缺口，消费缺口
一、引言
从上个世纪90年代中后期以来，在经济转轨过程中我国出现了有效需求不足的问题，居民消费率一直比较低且逐年下降。消费增长相对滞后、内需不足成为经济快速、平稳增长急需解决的迫切的问题。基于此，结合我国实际，检验财政支出与居民消费的关系，显得十分必要，它直接关系到未来财政政策的制定与安排。
二、模型设定
经济系统中通常用经济变量的绝对离差或增长率衡量经济变量波动的情况，本文利用财政支出缺口作为财政支出波动的动态度量，利用居民消费缺口作为居民消费波动的动态度量。财政支出缺口是指实际财政支出与潜在财政支出的差占潜在财政支出的百分比，同理可定义居民消费缺口。同时，考虑到消费需求有滞后性，所以消费的之后效应也纳入模型中讨论。
因此，我们通过建立财政支出波动与居民消费波动的向量自回归模型（VAR）来研究它们之间的动态影响机制与影响效果，具体模型如下：
三、实证分析
通过消除趋势法计算出我国在1978-2010年的财政支出缺口与居民消费缺口。消除趋势法计算过程简单，对数据的要求比较少，得到广泛的运用。该方法计算财政支出缺口的基本思想是利用平滑化工具将实际财政支出分解为趋势部分与周期部分。趋势部分就是潜在财政支出，周期部分就是实际财政支出与潜在财政支出的差。在利用消除趋势法计算财政支出缺口时，我们采用H-P滤波技术。同样，我们可以计算出居民消费缺口。数据来源于《中国统计年鉴》（2011）
由于财政支出缺口与居民消费缺口都是经过H-P滤波技术消除趋势而得到，所以这两个时间序列都是协方差平稳的（见表一）。因此，我们可以建立一个二元VAR模型来分析财政支出波动与居民消费波动的相互冲击情况。
通过EVIEWS6.0对模型进行参数估计（详细情况见附件2），结果如下：
首先，从单期的滞后效应分析，财政支出缺口滞后一期系数（0.137）是正数，这表明扩张性财政政策对居民消费有挤入效应，即能够增加居民消费。同时，财政支出缺口滞后二期系数（-0.125）是负数，这表明扩张性财政政策对居民消费有挤出效应，即减少居民消费。
其次，从累积效应分析，财政支出缺口滞后一期和二期系数之和（0.137-0.125=0.012）是正数，这表明扩张性财政政策对居民消费总影响是正的，即存在挤出效应，能增加居民消费。
最后，从自身效应分析，居民消费缺口滞后一期系数（1.316）是正数，这表明滞后一期对本身表现为挤入效应，即增加居民消费。
同时，居民消费缺口滞后二期系数（-0.548）是正数，这表明滞后二期对本身表现为挤出效应，即减少居民消费。此外，居民消费缺口滞后一期和二期系数之和（1.316-0.548=0.768）是正数，这表明居民消费缺口对居民消费总影响是正的，即存在挤入效应，能增加居民消费。
四、结论
综上所述，财政支出对居民消费表现为挤入效应，即扩张性财政政策扩张性财政政策能够有效地刺激经济，扩大国内消费需求。居民消费本身对居民消费表现为挤入效应，能够刺激消费需求。
参考文献：
