| 利率对居民消费具有两方面作用，即正的收入效应和负的替代效应，如果替代效应大于收入效应，居民消费将下降，相反，居民消费将上升。本文采用一年期储蓄存款利率作为指标。由于利率对消费的影响方向不确定。因此，此项在模型中的系数很难确定。
7．财政支出结构（FiscalExpenditureStructure，FES）。政府的竞争主要体现在对经济增长作用显著的基本建设支出上，财政分权也正是通过基本建设支出间接地影响居民消费。因此，在本文中，FES=基本建设支出/地方政府总支出，其主要捕捉财政分权对居民消费的间接作用。
为了刻画财政分权通过拉大居民收入差距、提高通货膨胀预期以及扭曲财政支出结构而降低农村居民的消费水平，我们引入了财政分权和这三个控制变量的交互项，用来捕捉财政分权对农村居民消费的间接影响。
表1主要变量的描述性统计量
|
|
单位
|
观测值
|
最大值
|
最小值
|
方差
|
均值
|
中位数
|
|
Con
|
元
|
406
|
12202
|
660
|
7366755.419
|
2534.1870
|
2030.5000
|
|
FD
|
%
|
406
|
0.2206
|
0.0107
|
0.0018
|
0.0759
|
0.0708
|
|
Inc
|
元
|
406
|
11440.2600
|
878
|
2896586.4060
|
3003.1500
|
2457.4300
|
|
Inf
|
—
|
406
|
135.4850
|
93.6036
|
63.3576
|
106.5232
|
104.4206
|
|
IG
|
—
|
406
|
5.1589
|
1.2142
|
0.5827
|
2.8931
|
2.7360
|
|
FES
|
%
|
406
|
0.4073
|
0.0313
|
0.0032
|
0.1159
|
0.1018
|
|
Y
|
%
|
406
|
0.3604
|
-0.0154
|
0.0027
|
0.1289
|
0.1274
|
|
Dem
|
%
|
406
|
67.4400
|
24.7200
|
70.1565
|
42.6335
|
42.8400
|
|
IR
|
%
|
406
|
0.0802
|
0.0158
|
0.0004
|
0.0321
|
0.0206
|
注：表中数据均经过四舍五入处理并取小数点后四位。
（二）模型处理结果及分析
为了对前面第四部分提到的模型进行面板模型估计，本文采用GMM估计，相比于传统的面板数据估计方法，广义矩（GMM）估计方法的优势在于：它是一个稳健估计量，不要求扰动项的准确分布信息，允许随机误差项存在异方差和序列相关，所得到的参数估计量比其它参数估计方法更合乎实际（高铁梅，2006）。我们从财政分权对居民收入的直接和间接影响两个方面全面分析财政分权对居民消费的影响程度。表2给出了所有估计结果，其中模型1给出了没有加入交互项的财政分权对居民消费的影响，模型2、3、4分别给出加入不同交互项财政分权对农村居民消费的影响，模型5给出同时加入三个交互项情况下，财政分权对农村居民消费的影响。
表2所有回归均为two-waySYS-GMM两步估计结果，Z估计值则根据有限样本标准差进行了调整，因而是稳健的（Windemijer,2000）。且从各方程的从R上看，模型解释消费变异程度较大，拟合效果较好。
表2财政分权对农村居民消费影响的GMM估计结果
|
解释变量
|
模型1
|
模型2
|
模型3
|
模型4
|
模型5
|
|
C
|
-0.2000
（-0.4518）
|
-0.2006
（-0.4522）
|
0.7969
（0.7845）
|
-0.2243
（-0.4914）
|
1.1108
（1.0574）
|
|
FD
|
0.0101
（2.7731 ）
|
0.0117
（0.2230）
|
0.8112
（1.1039 ）
|
0.0450
（1.2634 ）
|
1.0302
（1.3505 ）
|
|
Inc
|
1.0888
（44.9618 ）
|
1.0888
（44.8415 ）
|
1.0889
（44.9768 ）
|
1.1323
（23.5663 ）
|
1.0754
（40.2020 ）
|
|
IG
|
0.2315
（5.9120 ）
|
0.2273
（1.6354）
|
0.2309
（5.9007 ）
|
0.2904
（4.2228 ）
|
0.2442
（1.7308）
|
|
Inf
|
-0.1899
（-1.0384）
|
-0.1888
（-1.0117）
|
-0.6836
（-1.4000）
|
-0.2850
（-1.3660）
|
-0.8114
（-2.6210 ）
|
|
Y
|
-0.0634
（-3.3289 ）
|
-0.0635
（-3.2955 ）
|
-0.0615
（-3.2170 ）
|
-0.0598
（-3.0063 ）
|
-0.0614
（-3.1794 ）
|
|
Dem
|
0.0237
（2.4306）
|
-0.0047
（-0.1805）
|
0.0276
（0.5066）
|
0.0380
（0.6582）
|
-0.0240
（2.7385 ）
|
|
IR
|
-0.0046
（-0.1781）
|
-0.0047
（-0.1805）
|
-0.0033
（-0.1299）
|
-0.0010
（-0.0376）
|
-0.0028
（-3.1101 ）
|
|
FD* IG
|
|
-0.0033
（-3.0311 ）
|
|
|
-0.0256
（4.2312 ）
|
|
FD*Inf
|
|
|
-0.3956
（-3.8903 ）
|
|
-0.5153
（-5.3664 ）
|
|
FD* FES
|
|
|
|
0.0594
（1.0586）
|
-0.0188
（-4.1834 ）
|
|
n
|
406
|
406
|
406
|
406
|
406
|
|
R
|
0.9298
|
0.9298
|
0.9300
|
0.9258
|
0.9303
|
|
RootMSE
|
0.0621
|
0.0622
|
0.0621
|
0.0640
|
0.0621
|
|
HansenJ
|
9.50E-14
|
2.41E-14
|
1.66E-10
|
6.01E-11
|
5.63E-11
|
注：（）中为估计系数的t统计量，*表示5%显著性水平，**表示1%显著性水平；表中数据均经过四舍五入处理并取小数点后四位。
模型（1）显示：在没有加入交互项的情况下，财政分权与居民消费成正相关关系，并且在5%水平上显著，从影响程度上看，财政分权每增加1%，将使居民消费水平提高0.0101个百分点，说明目前我国的财政分权程度有利于我国农村居民消费水平的提高，这也从某种程度上说明我国财政分权过度的结论（邹恒甫，1998）不正确。从模型（2）（3）（4）的交互项系数可以看出：在地方政府相互竞争的机制下，财政分权通过拉大城乡居民收入差距显著的降低了农村居民消费水平；通过提高物价水平降低了我国农村居民消费水平；虽然通过提高政府的基本建设支出比重促进了我国农村居民消费水平，但从统计量上看并不显著。
模型（5）显示：在加入所有交互项的情况下，与前四个模型相比，模型（5）更好的解释了财政分权对居民消费水平的直接和间接影响。从直接影响上来看，财政分权程度每提高1个百分点，将使居民消费水平提高1.0302个百分点，这表明财政分权显著地提高了我国农村居民消费水平。从间接影响上看，财政分权通过拉大居民收入差距降低了农村居民消费水平，即居民收入差距每增加1%，将使我国农村居民消费下降0.0256个百分点，其影响方向与预期相同。随着我国财政分权程度的不断提高，财政分权将通过居民收入差距的拉大进一步降低我国农村居民消费水平。在政府竞争机制下，财政分权通过提高我国通货膨胀指数，间接地缩小了我国居民的消费水平，从数值上看，通货膨胀提高1个百分点，将使我国居民消费水平降低0.5153个百分点，其影响方向与预期一致。从中可以看出，财政分权的提高使我国通货膨胀预期加大，且对农村居民消费产生的影响较大。财政分权通过提高政府的基本建设支出，挤出了农村居民的消费，即政府财政支出结构上升1个百分点，将使农村居民消费水平降低0.0188个百分点，且影响方向与模型（4）不同，从中可以看出，财政支出结构对居民消费的影响虽然也为负，但影响不大。
从其它控制变量来看，我国农村居民人均纯收入系数为正，且在1%显著性水平上显著，这表明我国居民收入提高1个百分点，将使居民消费提高1.0754个百分点，即我国农村居民的边际消费倾向为1.0754。而通货膨胀、GDP增长率、人口抚养比和一年期存款利率的估计系数都显著为负，这表明目前，我国通货膨胀和一年期存款利率都降低了我国农村居民的消费水平，但是GDP的显著提高不但没有提高我国农村居民消费水平，反而使农村居民消费水平有所下降，其中的原因可能是经济的增长拉大了收入差距和通货膨胀水平，并且我国的社会保障制度不完善、医疗卫生价格偏高，这些都使农村居民的消费水平下降。而居民收入差距对农村居民消费的直接影响系数为正，与理论上有一定差异，但是在统计上不显著。 3/4 首页 上一页 1 2 3 4 下一页 尾页 |
