王靜雅 侯帥圻

〔 DOI〕 10.19653/j.cnki.dbcjdxxb.2020.05.004

〔引用格式〕 ?王靜雅，侯帥圻.我國消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的效應(yīng)分析——基于省級城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)的實證考察[J].東北財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2020，（5）：31-41.

〔摘要〕本文探討了消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響，通過構(gòu)建四變量SVAR模型在我國省級政府層面識別消費性政府支出的城鄉(xiāng)居民消費效應(yīng)，識別結(jié)果表明全國層面以及區(qū)域視角下消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響存在顯著差異，且城鄉(xiāng)間差異同樣不容忽視?；趯嵶C識別結(jié)論對城鄉(xiāng)居民消費分為擠入組合擠出組，利用面板數(shù)據(jù)實證分析消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響及傳導(dǎo)機制。研究發(fā)現(xiàn)，收入制度、經(jīng)濟因素、人口結(jié)構(gòu)以及財政制度與城鄉(xiāng)居民消費的相關(guān)關(guān)系存在顯著差異，并且消費性政府支出經(jīng)由上述因素對城鄉(xiāng)居民消費發(fā)揮的作用也呈現(xiàn)顯著的結(jié)構(gòu)性差異。這表明，應(yīng)針對消費性政府支出擠入或擠出城鄉(xiāng)居民消費對應(yīng)的省份，采取差異化調(diào)整優(yōu)化措施。

〔關(guān)鍵詞〕消費性政府支出;城鄉(xiāng)居民消費;擠入效應(yīng);擠出效應(yīng);SVAR

中圖分類號：F126.1;F812.45 ???文獻標識碼：A ???文章編號：1008-4096（2020）05-0031-11

一、引 ?言

消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響不僅是學(xué)界的研究焦點，而且事關(guān)我國財政政策有效性的現(xiàn)實問題。在我國當前經(jīng)濟新常態(tài)的背景下，科學(xué)準確地評價消費性政府支出擴張的政策效果，對校準我國政府經(jīng)濟職能邊界、推動消費升級和促進我國宏觀經(jīng)濟增長具有重要的現(xiàn)實意義。

消費性政府支出對居民消費的效應(yīng)在學(xué)界尚未形成一致性結(jié)論。凱恩斯主義的乘數(shù)理論認為，政府通過財政支出擴張可以促進居民收入上漲進而帶動消費增加，最終刺激總產(chǎn)出上漲，即消費性政府支出的增加會擠入居民消費。相對地，新古典宏觀經(jīng)濟學(xué)派則認為，消費性政府支出的增加會使得經(jīng)濟行為主體預(yù)期未來稅收增加從而收入降低，并對當期居民消費產(chǎn)生負向影響，即消費性政府支出的增加會擠出居民消費。學(xué)界的實證研究也印證了這兩種不同觀點，一些學(xué)者支持消費性政府支出擠入居民消費的觀點，Karras和Song^[1]認為消費性政府支出的增加可以通過提升消費者邊際效用促進居民消費增加，Gali等^[2]則認為提高生產(chǎn)率水平和刺激居民實際收入上漲同樣是促進私人消費增加的渠道。另一些學(xué)者，如Barro^[3]認為消費性政府支出的增加會擠出居民消費，實證分析過程中強調(diào)二者的替代性。

國內(nèi)學(xué)者對消費性政府支出與居民消費的關(guān)系也進行了大量研究，總體上同樣可以分為擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)兩種觀點。

一些學(xué)者認為消費性政府支擠入居民消費，其研究主要圍繞需求管理政策以及經(jīng)典消費理論展開。李永友和叢樹海^[4]實證分析研究表明，作為總需求管理的擴張性財政政策對我國城鄉(xiāng)居民消費具有擠入效應(yīng)。楊子暉^[5]對包括我國在內(nèi)的27個國家和地區(qū)的消費性政府支出與居民消費的關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)我國消費性政府支與居民消費呈互補關(guān)系，而政府債務(wù)水平是兩者關(guān)系的重要影響因素。

另一些學(xué)者認為消費性政府支出擠出居民消費。姜洋和鄧翔^[6]基于代表性消費者均衡模型，利用11個省份的面板數(shù)據(jù)分析消費性政府支出與居民消費的關(guān)系及其影響程度，驗證了我國消費性政府支出會在長期對居民消費產(chǎn)生替代效應(yīng)，其替代系數(shù)為1.04—1.44。申琳和馬丹^[7]研究認為，1978—2005年消費性政府支通過消費傾斜渠道和資源撤出渠道影響居民消費，前者會促使居民消費上升，后者會導(dǎo)致居民消費下降，兩者的綜合影響最終導(dǎo)致居民消費的下滑，這意味著我國消費性政府支出對居民消費存在擠出效應(yīng)。武曉利和晁江鋒^[8]運用動態(tài)隨機一般均衡方法將政府支出作為外生隨機沖擊變量引入模型，前者發(fā)現(xiàn)改革開放后我國政府支出對居民消費存在一定程度的擠出效應(yīng)，而后者認為在長期我國消費性政府支出對居民消費存在擠出效應(yīng)。

可見，當前關(guān)于消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費效應(yīng)的相關(guān)研究結(jié)論并不一致。同時，由于我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性問題由來已久，地區(qū)間、城鄉(xiāng)間發(fā)展不平衡，使得我國消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響因地域、城鄉(xiāng)差別而不存在一致性結(jié)論，但國內(nèi)大部分文獻并未充分考慮該問題。針對這一問題，申世軍和馬建新^[9]采用Theil指數(shù)對我國八大區(qū)域消費差異進行了區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間差異的分解，但未考慮城鄉(xiāng)居民消費的不同影響。

結(jié)合國內(nèi)外相關(guān)文獻的研究現(xiàn)狀并結(jié)合我國情況，本文擬從省級層面的城、鄉(xiāng)兩個維度展開實證研究，為地方政府有區(qū)別地進行政策調(diào)整以刺激和引導(dǎo)城鄉(xiāng)居民消費提供理論依據(jù)?；诖?，本文采用31個省級面板數(shù)據(jù)識別我國消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的影響，通過對比差異提煉總結(jié)出有針對性的政策建議。

具體而言，首先，利用全國以及各省份消費性政府支出、GDP、城鎮(zhèn)居民消費以及農(nóng)村居民消費的宏觀數(shù)據(jù)建立四變量結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（Structural Vector Autoregression，簡稱SVAR），通過符號限制的識別策略，按照當期消費性政府支出外生沖擊導(dǎo)致滯后一期GDP上漲但對城鄉(xiāng)居民消費不設(shè)限制，在省級層面識別消費性政府支出的城鄉(xiāng)居民消費響應(yīng)。其次，基于向量自回歸模型的識別結(jié)果，對我國城鄉(xiāng)居民消費的擠入/擠出組進行分類，在此基礎(chǔ)上進行面板數(shù)據(jù)的實證分析，并通過具有個體固定效應(yīng)的面板模型，實證識別收入、經(jīng)濟、人口以及制度等因素對消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費效應(yīng)的可能影響。最后，在研究結(jié)論的基礎(chǔ)上提出相關(guān)政策建議。

二、我國消費性政府支出居民消費效應(yīng)的實證識別

本文通過構(gòu)建消費性政府支出、國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費的四變量向量自回歸模型，采用符號限制的識別方法，實證識別消費性政府支出對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費的動態(tài)響應(yīng)關(guān)系。

（一）數(shù)據(jù)處理

為識別我國消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的動態(tài)響應(yīng)關(guān)系，本文構(gòu)建四變量符號限制SVAR模型，變量包括消費性政府支出、國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費。對于消費性政府支出數(shù)據(jù)指標的選取，本文直接采用國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫公布的按支出法計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值中消費性政府支出的部分。

消費性政府支出指政府部門為全社會提供的公共服務(wù)的消費支出和免費或以較低的價格向居民提供的貨物和服務(wù)的凈支出，前者等于政府服務(wù)的產(chǎn)出價值減去政府單位所獲得的經(jīng)營收入的價值，后者等于政府部門免費或以較低價格向居民提供的貨物和服務(wù)的市場價值減去向住戶收取的價值。政府部門包括以下行業(yè)的各種行政單位和非營利性事業(yè)單位：農(nóng)、林、牧、漁服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，居民服務(wù)和其他服務(wù)業(yè)中的托兒所和殯葬服務(wù)，教育，衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)，文體行業(yè)，公共管理和社會組織等。國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費數(shù)據(jù)，本文直接采用國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)以及各省份統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)區(qū)間均為1993—2016年。

為識別消費性政府支出沖擊的動態(tài)響應(yīng)，并剔除物價水平波動的影響，本文將原始數(shù)據(jù)利用價格指數(shù)進行真實化處理。對于消費性政府支出數(shù)據(jù)，采用當年居民消費價格指數(shù)進行轉(zhuǎn)換。通過GDP平減指數(shù)將名義GDP轉(zhuǎn)化為實際GDP。

GDP平減指數(shù)=

其中，和分別代表第年的國內(nèi)生產(chǎn)總值和國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，代表1993年的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)。城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費分別采用對應(yīng)地區(qū)的城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)進行處理。數(shù)據(jù)處理過程中，以1993年為基期將價格指數(shù)進行定基處理。價格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫以及各省統(tǒng)計年鑒。

為消除變量數(shù)據(jù)中的異方差影響，對相關(guān)數(shù)據(jù)序列進行對數(shù)處理。運用Augmented Dickey-Fuller方法對調(diào)整后的各序列進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民消費和消費性政府支出為平穩(wěn)序列，農(nóng)村居民消費存在一階單整，GDP數(shù)據(jù)存在二階單整。運用Johansen Cointegretion Test方法對四個序列進行協(xié)整檢驗，顯示跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量均拒絕變量間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，使用對數(shù)一階差分數(shù)據(jù)序列，將四變量系統(tǒng)中的每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值函數(shù)的VAR模型，分析動態(tài)隨機系統(tǒng)針對當期和歷史隨機沖擊的響應(yīng)是適當?shù)摹?/p>

（二）消費性政府支出的脈沖響應(yīng)

1.識別策略

本文參照Mountford和Uhlig^[10]的研究，采用符號限制的向量自回歸識別方法。相較于以往SVAR模型的常用識別方法，符號限制的識別策略可以一定程度上放松模型的假設(shè)條件，能較好地避免先驗假設(shè)的干擾。符號限制的向量自回歸模型不對模型參數(shù)施加約束，而是對沖擊效應(yīng)本身做方向上的設(shè)定，通過蒙特卡洛抽樣方法（Monte Carlo method）將符合符號約束的沖擊保留，得到政策效應(yīng)的脈沖響應(yīng)。本文建立包含消費性政府支出、GDP、城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費的四變量SVAR模型，再施加1單位消費性政府支出正向沖擊后，城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費的脈沖響應(yīng)。模擬過程中對GDP施加正向限制，即假設(shè)當期消費性政府支出的增加對GDP產(chǎn)生正向刺激作用，對城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費無限制。

2.全國層面脈沖響應(yīng)

結(jié)合全國消費性政府支出、GDP、城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費數(shù)據(jù)建立四變量SVAR模型，考慮1單位消費性政府支出沖擊對城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費的影響。采取一階滯后，橫坐標軸為年度時間間隔，縱坐標為百分比為單位度量的城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費針對1單位標準差消消費性政府支出沖擊的反應(yīng)程度。消費性政府支出沖擊后，城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費都為正向駝峰狀反應(yīng)，但短期均不顯著。第3期開始顯著為正，此后逐漸收斂回歸零點。如圖1所示。

3.省級層面脈沖響應(yīng)

為準確識別消費性政府支出對居民消費的沖擊效應(yīng)，在我國省級政府層面，就每個省份單獨實證刻畫消費性政府支出與城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費的動態(tài)響應(yīng)關(guān)系。具體而言，本文選取我國除港、澳、臺之外31個省份1993—2016年消費性政府支出、GDP、城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費年度數(shù)據(jù)建立四變量SVAR模型，對消費性政府支出和GDP施加正向限制，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費無限制。受數(shù)據(jù)樣本長度限制，均取一階滯后。按照置信區(qū)間是否包含零點為依據(jù)判斷其顯著性，將全部省份的所有顯著結(jié)論按照脈沖響應(yīng)的方向差異進行整理分組，可以得到城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費的擠入、擠出分組實證結(jié)論。

在對北京、甘肅、河南、江蘇、新疆、海南、上海、青海8個省份進行1單位正向沖擊后，城鎮(zhèn)居民消費會顯著上升呈現(xiàn)正向反應(yīng)。其中，江蘇經(jīng)歷5期上漲后逐漸收斂至0附近;北京、甘肅、河南、上海、青海5個省份上漲持續(xù)期稍長，經(jīng)歷7期左右收斂至0附近;新疆和海南在正向反應(yīng)衰減的過程中會有所波動，在第3期再次上漲，第6期收斂至0附近。如圖2所示。

對廣東、廣西、寧夏、浙江、西藏、重慶6個省份進行1單位消費性政府支出沖擊，結(jié)果顯示城鎮(zhèn)居民消費會呈現(xiàn)顯著的負向反應(yīng)。其中廣東、廣西、浙江、西藏、重慶5個省份在沖擊當期顯著下降，隨后快速回升并存在超調(diào)現(xiàn)象，在第5期收斂至0附近;寧夏的城鎮(zhèn)居民消費在模擬期內(nèi)不存在超調(diào)，始終為負向反應(yīng)，在第8期收斂至0附近。如圖3所示。

對甘肅、廣東、黑龍江、江蘇、福建、寧夏、云南、浙江、湖南、山西、西藏、重慶12個省份進行1單位消費性政府支出的正向沖擊，結(jié)果顯示農(nóng)村居民消費呈現(xiàn)顯著正向反應(yīng)。其中，甘肅、廣東、黑龍江、江蘇、云南、湖南、山西7個省份農(nóng)村居民消費在沖擊發(fā)生當期顯著上漲，隨后迅速下降逐漸收斂至0附近，模擬期內(nèi)均為正;福建和寧夏2個省份農(nóng)村居民消費在當期達到最大值隨后快速下降，在第2期出現(xiàn)超調(diào)現(xiàn)象，隨后負向收斂至0;浙江、西藏、重慶3個省份的脈沖響應(yīng)在由正值向0附近收斂的過程中呈現(xiàn)出明顯的波動性特征，但從總體上看，以正向反應(yīng)為主。如圖4所示。

對海南、上海、青海和貴州4個省份進行1單位消費性政府支出沖擊后，農(nóng)村居民消費呈現(xiàn)顯著的負向反應(yīng)。其中上海和貴州的農(nóng)村居民消費在沖擊當期的負向反應(yīng)明顯，隨后逐漸收斂回升，在第6期收斂至0附近;海南和青海在負向反應(yīng)回歸至0附近的過程中呈現(xiàn)一定的超調(diào)特征，其中海南尤為明顯。如圖5所示。

4.綜合比較分析

根據(jù)全國和省級層面的消費性政府支出支出沖擊實證結(jié)果，可以得到如下結(jié)論：首先，就城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費對消費性政府支出沖擊的脈沖響應(yīng)方向而言，全國層面與省級層面并不一致。全國層面的消費性政府支出沖擊后，城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費均呈現(xiàn)正向反應(yīng)，與基于我國省級政府層面消費性政府支出的居民消費響應(yīng)可被歸并為擠入組和擠出組，存在顯著差異。其次，省級層面城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費對消費性政府支出的脈沖響應(yīng)并不存在一致性結(jié)論。例如，上海的城鎮(zhèn)居民消費為擠入效應(yīng)，但農(nóng)村居民消費為擠出效應(yīng)。這印證了前文對消費性政府支出作用于城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費的傳導(dǎo)機制存在差異的論斷，所以將城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費分別進行實證研究是適當?shù)?。最后，與東部、中部和西部區(qū)域視角的消費性政府支出的居民消費效應(yīng)研究相比，擠入和擠出效應(yīng)并不在經(jīng)濟發(fā)展水平相似的區(qū)域存在一致性結(jié)論。例如，在東部區(qū)域中，北京、上海的城鎮(zhèn)居民消費均呈現(xiàn)顯著的擠入效應(yīng)，但廣東、浙江卻呈擠出效應(yīng);新疆、青海為典型的西部區(qū)域，城鎮(zhèn)居民消費呈現(xiàn)顯著的擠入效應(yīng)，而同為西部區(qū)域的西藏、寧夏為擠出效應(yīng)。農(nóng)村居民消費也呈現(xiàn)相似的特征。因此，以東、中、西部進行區(qū)域劃分來進行消費性政府支出的居民消費效應(yīng)分析并不恰當，可能會將各省份差異平均。

綜上所述，本文通過對省際脈沖響應(yīng)識別，不僅驗證了區(qū)別研究城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費的必要性，也為基于我國省級政府行政區(qū)劃形成的省級政府層面實證識別提供支持。進一步地，對從省級政府層面實證識別可能影響消費性政府支出居民消費效應(yīng)的收入因素、經(jīng)濟因素、人口因素，尤其是制度性因素提供了研究視角。

三、基于省際面板數(shù)據(jù)的實證回歸分析

（一）計量模型與實證策略

我國不同省份消費性政府支出的居民消費效應(yīng)存在顯著差異，下文分析消費性政府支出居民消費效應(yīng)的影響因素以及傳導(dǎo)機制。本文分別在城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費的擠入組和擠出組運用具有個體固定效應(yīng)的面板模型進行實證分析。與前文研究相對應(yīng)，按照居民消費的擠入、擠出差異進行分組。運用各省份1993—2016年省級面板數(shù)據(jù)，建立固定效應(yīng)回歸模型：

其中，和分別表示居民消費和消費性政府支出的對數(shù)一階差分，即二者的增長率。為各個省級政府，為年份，，1表示城鎮(zhèn)，2表示農(nóng)村，為時間趨勢項，為常數(shù)項，為控制變量組成的向量，為控制變量與消費性政府支出的交互項，為地區(qū)效應(yīng)，為隨機誤差項。

（二）控制變量選取與數(shù)據(jù)處理

1.收入因素

根據(jù)凱恩斯的絕對收入消費理論，居民消費隨收入水平的提升而增加。本文將居民可支配收入作為控制變量。城鎮(zhèn)居民收入采用1993—2016年各省城鎮(zhèn)居民可支配收入，對農(nóng)村居民收入，由于2013年統(tǒng)計口徑變化，本文將數(shù)據(jù)區(qū)間調(diào)整為1993—2012年，以各省農(nóng)村居民人均純收入作為控制變量。數(shù)據(jù)取自然對數(shù)并進行一階差分。

收入差距是影響居民消費的重要因素。朱琛^[11]認為，我國城鄉(xiāng)居民收入差距與城鄉(xiāng)居民消費差距存在緊密關(guān)系，二者的疊加效應(yīng)會導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入和消費差距的不斷擴大，并制約我國刺激內(nèi)需政策的效果?？紤]到政府對居民消費可能產(chǎn)生的影響，本文將城鄉(xiāng)收入差距引入面板回歸模型中作為控制變量。數(shù)據(jù)通過相關(guān)資料計算可得，數(shù)據(jù)區(qū)間為1993—2016年。

2.經(jīng)濟因素

居民消費會受到社會整體宏觀經(jīng)濟環(huán)境制度的影響，體現(xiàn)在農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的快速發(fā)展以及城鎮(zhèn)國有企業(yè)的非國有化，這必然對城鄉(xiāng)居民消費造成一定影響。一方面，農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的快速發(fā)展有效地吸納了農(nóng)村剩余勞動力，從而提高了農(nóng)村居民收入進而刺激消費;另一方面，城鎮(zhèn)國有企業(yè)非國有化使得就業(yè)市場勞動力供給增加，對工資產(chǎn)生沖擊，進而影響城鎮(zhèn)居民收入水平。本文將所有制結(jié)構(gòu)作為控制變量，借鑒陳斌開和林毅夫^[12]的做法，通過國有企業(yè)比重進行刻畫，具體而言以省級規(guī)模以上國有經(jīng)濟總產(chǎn)值占當?shù)貒鴥?nèi)生產(chǎn)總值比重來衡量。

經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也會對居民消費產(chǎn)生影響。Kanbur和Zhang^[13]認為我國改革開放前優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的戰(zhàn)略對城鄉(xiāng)巨大收入差距產(chǎn)生了重要影響，許秀川和王釗^[14]認為工業(yè)化發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距呈惡性循環(huán)關(guān)系，工業(yè)化的發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距，而城鄉(xiāng)收入差距反過來又阻礙了工業(yè)化的發(fā)展。自20世紀90年代市場經(jīng)濟體制改革以來，我國國民經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生深刻變革，各省份最大產(chǎn)業(yè)正在逐步由傳統(tǒng)第二產(chǎn)業(yè)向現(xiàn)代服務(wù)業(yè)既第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，促進居民收入水平提升，同時直接擴大了居民的消費對象，理論上會對居民消費行為產(chǎn)生深遠影響。周波^[15]認為當前我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)三大產(chǎn)業(yè)比例失調(diào)、產(chǎn)業(yè)內(nèi)部失衡的基本特征。本文借鑒吳海江等^[16]的做法，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為控制變量引入回歸模型，采用各省份第二產(chǎn)業(yè)當年產(chǎn)值占GDP的比重加以衡量。

隨著我國城市化進程不斷加快，城市的空間拉動效應(yīng)以及城市人口的規(guī)模集聚效應(yīng)勢必對城鄉(xiāng)居民消費造成影響。孫永強和巫和懋^[17]認為，城市化可以縮小城鄉(xiāng)間居民收入差距，進而降低居民消費差距。本文將城市化率作為控制變量引入模型，通過各省份城鎮(zhèn)人口占該省份總?cè)丝诒戎丶右院饬?，以上三個經(jīng)濟因素控制變量數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局，數(shù)據(jù)區(qū)間為1993—2016年。

3.人口因素

人口的年齡結(jié)構(gòu)是影響居民消費水平的重要因素。人口年齡結(jié)構(gòu)可通過微觀和宏觀兩個渠道影響居民消費。微觀層面上，Modigliani和Brumberg^[18]基于生命周期假說認為，居民所處的生命周期階段會影響其消費能力，依照效用最大化原則理性居民會傾向于平滑消費，年輕工作時期進行儲蓄并積累財富，而在年老退休期間負儲蓄并消耗財富;Samuelson^[19]基于家庭儲蓄需求假說，認為在單個家庭中兒童數(shù)量與該家庭儲蓄量存在明顯的替代關(guān)系，即家庭撫養(yǎng)子女數(shù)量增加會減低家庭儲蓄。宏觀層面上，Cutler^[20]假定社會中個體行為人持有資本存量不變的前提下，例如人口轉(zhuǎn)型時期，生育率下降將導(dǎo)致勞動人口比重降低，此時由于勞動人口減少而使社會節(jié)約的投資支出會轉(zhuǎn)化為居民消費，進而促使居民人均消費上升。國內(nèi)學(xué)者對人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費的關(guān)系進行了研究，王芳^[21]發(fā)現(xiàn)人口的年齡結(jié)構(gòu)除了直接影響居民消費外，還通過間接路徑影響居民消費，如人口年齡結(jié)構(gòu)可能會通過收入分配、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟增長等途徑對居民消費產(chǎn)生影響。本文采用總撫養(yǎng)比來衡量居民的人口年齡結(jié)構(gòu)，以各省份0—14歲和65歲以上人口總和占當?shù)乜側(cè)丝诒戎貋磉M行刻畫，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫和各省份統(tǒng)計年鑒，區(qū)間為1993—2016年。

4.財政制度性因素

1994年實施的分稅制財政體制是我國界定地方政府事權(quán)、支出責任和財力配置的制度性框架。Bradford和Oates^[22]認為政府間財政分權(quán)，使我國地方政府獲得一定程度和范圍內(nèi)的財政收支自由裁量權(quán)，影響各省份提供公共產(chǎn)品服務(wù)的能力，進而影響居民消費水平。本文采用財政分權(quán)為控制變量，使用各省級政府人均財政支出與全國人均財政支出之比測度財政支出分權(quán)，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)期間為1993—2016年。

（三）面板回歸的實證結(jié)果

1.城鎮(zhèn)居民消費

將北京、甘肅、河南等8個省份劃入城鎮(zhèn)居民消費擠入組，將廣東、廣西、寧夏等6個省份劃入擠出組，并把相應(yīng)省份數(shù)據(jù)帶入回歸模型，探討消費性政府支出對城鎮(zhèn)居民消費的可能影響。

表1是城鎮(zhèn)居民消費擠入組的實證回歸結(jié)果。在控制兩個收入因素的情況下，單獨以消費性政府支出進行估計時，如表1回歸組合（1）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下的估計值為0.216;在此基礎(chǔ)上，加入消費性政府支出與城鄉(xiāng)收入差距、居民人均可支配收入的交互項，考慮消費性政府支出經(jīng)由兩個收入因素可能發(fā)揮的作用，如表1回歸組合（2）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下大幅提升至1.213。消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的效應(yīng)在1%的顯著性水平下估計為-0.366，表明消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮減弱消費性政府支出擠入效應(yīng)的作用。經(jīng)由人均可支配收入發(fā)揮的效應(yīng)不顯著。表1回歸組合（1）和組合（2）說明，在探究消費性政府支出的居民消費效應(yīng)時，有必要考慮其經(jīng)由收入因素發(fā)揮的作用渠道。

聯(lián)合控制兩個收入因素以及所有制結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素，并考慮消費性政府支出經(jīng)由收入因素可能發(fā)揮的作用機制，如表1回歸組合（3）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下的估計值為1.429，城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的作用在1%的顯著性水平下估計為-0.413，經(jīng)由人均可支配收入發(fā)揮的效應(yīng)仍不顯著。進一步地，在此基礎(chǔ)上增加消費性政府支出與所有制結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項，表1回歸結(jié)果如組合（4）所示?；貧w參數(shù)以及消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的作用不發(fā)生根本性變化，值得注意的是，經(jīng)由所有制結(jié)構(gòu)發(fā)揮的效應(yīng)在10%的顯著性水平下的估計值為0.578，即消費性政府支出經(jīng)由所有制結(jié)構(gòu)發(fā)揮增強消費性政府支出擠入效應(yīng)的作用。消費性政府支出經(jīng)由人均可支配收入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)揮的作用不顯著。本文在表1組合（4）的基礎(chǔ)上，增加控制城市化因素，回歸結(jié)果無明顯變化，結(jié)論仍然穩(wěn)健。

考察人口年齡結(jié)構(gòu)對消費性政府支出居民消費效應(yīng)的影響?？刂苾蓚€收入因素和三個經(jīng)濟因素，考察消費性政府支出經(jīng)由收入因素以及經(jīng)濟性因素可能發(fā)揮的作用，在此基礎(chǔ)上增加控制總撫養(yǎng)比。如表1組合（6）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下的估計值為1.456，消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的減弱擠入效應(yīng)作用以及經(jīng)由所有制結(jié)構(gòu)因素發(fā)揮的增強擠入效應(yīng)作用仍然穩(wěn)健。增加考察消費性政府支出與總撫養(yǎng)比的交互項，回歸結(jié)果如表1組合（7）所示?？梢?，各項回歸結(jié)果無明顯變化，仍然穩(wěn)健。最后，考察制度性因素的可能影響。進一步增加控制財政分權(quán)因素，如表1組合（8），回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下的估計值為1.420，消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮減弱擠入效應(yīng)的作用，系數(shù)在1%的顯著性水平下的估計值為-0.429，經(jīng)由所有制結(jié)構(gòu)發(fā)揮增強擠入效應(yīng)的作用，系數(shù)在10%的顯著性水平下的估計值為0.560。

表2是城鎮(zhèn)居民消費擠出組的實證回歸結(jié)果。控制城鄉(xiāng)收入差距并考慮消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距可能發(fā)揮的作用，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下的估計值為-1.003，消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮緩解消費性政府支出的居民消費擠出效應(yīng)，系數(shù)在1%的顯著性水平下的估計值為0.241。在此基礎(chǔ)上，同時控制城鄉(xiāng)收入差距和人均可支配收入兩個收入因素，并考慮消費性政府支出經(jīng)由二者可能發(fā)揮的作用。如表2組合（2）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下降低至-1.171，消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應(yīng)的結(jié)論仍然穩(wěn)健，系數(shù)在1%的顯著性水平下的估計值為0.276，人均可支配收入發(fā)揮的作用不顯著。

聯(lián)合控制兩個收入因素以及所有制結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素，考慮消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距、居民人均可支配收入發(fā)揮的作用機制，如表2組合（3）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下降低至-1.223，而消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應(yīng)以及經(jīng)由人均可支配收入發(fā)揮的不顯著效應(yīng)仍然穩(wěn)健。進一步地，在此基礎(chǔ)上增加消費性政府支出與所有制結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項，回歸結(jié)果如表2組合（4）所示?？梢?，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下大幅降低至-2.431，消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解擠出居民消費效應(yīng)也明顯增強，參數(shù)在1%的顯著性水平下的估計值為0.431，其他交互項參數(shù)估計結(jié)果不顯著?？疾斐鞘谢蛩貙οM性政府支出居民消費擠出效應(yīng)的影響，如表2組合（5）所示，增加城市化率作為控制變

量后模型估計結(jié)果無實質(zhì)性變化，仍然穩(wěn)健。

考察人口年齡結(jié)構(gòu)對消費性政府支出居民消費效應(yīng)的影響?？刂苾蓚€收入因素和三個經(jīng)濟性因素，考察消費性政府支出經(jīng)由收入因素以及經(jīng)濟性因素的作用，在此基礎(chǔ)上增加控制總撫養(yǎng)比。如表2組合（6）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性

水平下的估計值為-2.623，估計結(jié)果仍然穩(wěn)健。考察財政分權(quán)因素的影響，次第增加財政分權(quán)作為控制變量以及消費性政府支出與財政分權(quán)交互

項。如表2組合（7）所示，當增加財政分權(quán)因素作為控制變量時，模型參數(shù)無實質(zhì)性改變，且消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應(yīng)的作用仍然穩(wěn)健。當增加考慮消費性政府支出與財政分權(quán)交互項時，如表2組合（8）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下大幅降低至-4.446，消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和財政分權(quán)因素發(fā)揮緩解居民消費擠出效應(yīng)的作用，系數(shù)分別在1%、5%、1%的顯著性水平下的估計值為0.412、3.655和0.469。這表明在考察消費性政府支出對居民消費的擠出效應(yīng)時，財政分權(quán)因素不容忽視。

2.農(nóng)村居民消費

基于向量自回歸模型的實證識別結(jié)果，將甘肅、廣東、黑龍江等12個省份作為農(nóng)村居民消費擠入組，將海南、上海、青海等4個省份作為農(nóng)村居民消費擠出組，分析消費性政府支出對農(nóng)村居民消費的影響。

表3是農(nóng)村居民消費擠入組的實證回歸結(jié)果?？刂凭用袢司芍涫杖耄疾煜M性政府支出經(jīng)由人均可支配收入可能發(fā)揮的作用，回歸參數(shù)在5%的顯著性水平下的估計值為0.213，消費性政府支出經(jīng)由人均可支配收入發(fā)揮的作用不顯著。同時控制城鄉(xiāng)收入差距和人均可支配收入兩個收入因素，考察消費性政府支出經(jīng)由二者發(fā)揮的作用。如表3組合（2）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下大幅提升至0.943，此時消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距和人均可支配收入都發(fā)揮降低居民消費擠入效應(yīng)的作用，且分別在1%和5%的顯著性水平下估計值為-0.162和-1.578。

聯(lián)合控制城鄉(xiāng)收入差距和居民人均可影響收入，考察消費性政府支出經(jīng)由二者發(fā)揮的作用機制。并增加控制所有制結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素，考察消費性政府支出經(jīng)由所有制結(jié)構(gòu)發(fā)揮的作用。如表3組合（3）和（4）所示，單獨增加所有制結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為控制變量，或是增加消費性政府支出與所有制結(jié)構(gòu)的交互項，消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距和人均可支配收入發(fā)揮的降低居民消費擠入效應(yīng)的作用仍然穩(wěn)健，所有制結(jié)構(gòu)作用不顯著。在表3組合（4）的基礎(chǔ)上增加控制城市化因素，回歸結(jié)果無明顯變化，結(jié)論穩(wěn)健。

考察人口年齡結(jié)構(gòu)對消費性政府支出居民消費效應(yīng)的影響。依次將人口總撫養(yǎng)比以及消費性政府支出與總撫養(yǎng)比的交互項加入回歸模型，結(jié)果如表3組合（6）和（7）所示。可以看出人口總撫養(yǎng)比在農(nóng)村居民消費擠入組中作用并不顯著。考察制度性因素的作用，將財政分權(quán)作為控制變量加入模型，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下的估計值為0.962，消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距和人均可支配收入降低居民消費擠入效應(yīng)，經(jīng)由所有制結(jié)構(gòu)和人口總撫養(yǎng)比發(fā)揮的作用不顯著。

表4是農(nóng)村居民消費擠出組的實證回歸結(jié)果。居民城鄉(xiāng)收入差距為控制變量，加入消費性政府支出與城鄉(xiāng)收入差距的交互項。如表4組合（1）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下估計值為-1.691，消費性政府支出因城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮緩解居民消費擠出效應(yīng)作用，系數(shù)在1%的顯著性水平的估計值為0.507。在此基礎(chǔ)上次第增加居民人均可支配收入和消費性政府支出與人均可支配收入的交互項?；貧w結(jié)果如表4組合（2）和（3）所示，回歸參數(shù)在1%的顯著性水平下分別降低至-2.305和-2.638，消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應(yīng)的作用仍然穩(wěn)健，參數(shù)在1%的顯著性水平下分別提升至0.671和0.697，人均可支配收入發(fā)作用不顯著。

在控制兩個收入因素以及考察消費性政府支出影響作用基礎(chǔ)上，依次加入控制所有制結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素，以及消費性政府支出經(jīng)由二者可能發(fā)揮的作用機制。如表4組合（4）和組合（5）所示，回歸參數(shù)分別在1%和10%的顯著性水平下的估計值為-2.389和-2.088，而消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應(yīng)仍然穩(wěn)健，經(jīng)由人均可支配收入、所有制結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)揮的作用均不顯著。

考察人口年齡結(jié)構(gòu)對消費性政府支出居民消費效應(yīng)的影響。依次將人口總撫養(yǎng)比以及消費性政府支出與總撫養(yǎng)比的交互項加入回歸模型。如表4組合（6）和組合（7）所示，回歸參數(shù)在10%的顯著性水平下雖有波動但無實質(zhì)性變化，而消費性政府支出經(jīng)由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應(yīng)分別在1%和10%的顯著性水平下的估計值為0.604和0.490，經(jīng)由其他因素發(fā)揮的作用均不顯著。因此，人口總撫養(yǎng)比在農(nóng)村居民消費擠出組中并未發(fā)揮顯著性影響?？疾熘贫刃砸蛩氐淖饔?，將財政分權(quán)作為控制變量加入模型，如表4組合（8）所示，估計結(jié)果仍然穩(wěn)健。

3.實證結(jié)果匯總分析

第一，收入因素。城鄉(xiāng)收入差距對于消費性政府支出擠入還是擠出居民消費作用不同。無論在城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，城鄉(xiāng)收入差距在擠入組都發(fā)揮降低消費性政府支出居民消費擠入效應(yīng)的作用，而在擠出組則發(fā)揮緩解擠出居民消費的作用。人均可支配收入在城鎮(zhèn)居民消費擠出組中會微弱地緩解消費性政府支出擠出居民消費效應(yīng)，在農(nóng)村居民消費擠入組中則會減弱擠入效應(yīng)，在城鎮(zhèn)居民消費擠入組以及農(nóng)村居民消費擠出組不顯著。

第二，所有制結(jié)構(gòu)在城鎮(zhèn)居民消費擠入組中發(fā)揮著增強擠入效應(yīng)的作用，而擠出組中則發(fā)揮微弱地緩解擠出效應(yīng)的作用，在農(nóng)村居民消費分組中不顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財政分權(quán)在城鎮(zhèn)居民消費擠出組中都發(fā)揮著緩解居民消費擠出效應(yīng)的作用，在其他三個分組中均不顯著。

第三，控制變量本身。與居民消費增長率存在相關(guān)關(guān)系。無論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，或在居民消費擠入組還是擠出組，人均可支配收入與居民消費均呈正相關(guān)關(guān)系，這意味著居民可支配收入的提升會促進居民消費上漲，符合一般規(guī)律。城鄉(xiāng)收入差距對居民消費的影響存在差異性。在居民消費擠出組中，城鄉(xiāng)收入差距對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費都為負相關(guān)，表明城鄉(xiāng)收入差距加大會抑制居民消費的上漲，而在農(nóng)村居民消費的擠入組系數(shù)符號為正。所有制結(jié)構(gòu)在城鎮(zhèn)居民消費擠出組中回歸參數(shù)系數(shù)符號為負（不顯著，但t值大于1），在其他分組中無顯著性影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費無影響，對城鎮(zhèn)居民消費擠入組負相關(guān)，在擠出組為正相關(guān)（均不顯著），這或許與本文回歸分析中采用第二產(chǎn)業(yè)所占比重衡量有關(guān)。城市化率作為作為控制變量時，除城鎮(zhèn)居民消費擠入組之外，均表現(xiàn)為與居民消費增長率負相關(guān)關(guān)系（農(nóng)村居民消費分組中不顯著，但t值大于1）。總撫養(yǎng)比衡量人口年齡結(jié)構(gòu)對居民消費的影響，在城鎮(zhèn)居民消費擠出組中與居民消費增長率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，即總?cè)丝谥?—14歲和65歲以上人口所占比重越高，居民消費增長越快，但在其他分組中不顯著。作為財政制度的重要考量，財政分權(quán)在城鎮(zhèn)居民消費擠出組中與居民消費增長率呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，其他三個分組均不顯著。

四、結(jié) ?論

本文將城鎮(zhèn)居民消費與農(nóng)村居民消費區(qū)分開來，基于消費性政府支出對居民消費的擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)判別財政政策宏觀調(diào)控的重要性，在省級政府層面構(gòu)建消費性政府支出、GDP、城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費的四變量SVAR模型，識別消費性政府支出對居民消費的擠入或擠出作用。在此基礎(chǔ)上，對我國31個省份面板數(shù)據(jù)進行分組，主要從收入制度、經(jīng)濟體制、人口年齡結(jié)構(gòu)、財政制度約束角度，探究消費性政府支出居民消費的擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)的影響因素。通過實證分析，主要得到以下結(jié)論：

首先，在我國省級政府層面消費性政府支出的居民消費效應(yīng)并不存在一致性結(jié)論，這不僅體現(xiàn)在擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)的差別，在城鎮(zhèn)與農(nóng)村兩個層面也存在差異。具體而言，按照居民消費效應(yīng)的不同，我國省級政府可以被劃分為四組：城鎮(zhèn)居民消費擠入效應(yīng)組和擠出效應(yīng)組、農(nóng)村居民消費擠入效應(yīng)組和擠出效應(yīng)組。其次，針對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費擠入組和擠出組，運用具有個體固定效應(yīng)的面板回歸模型，探討消費性政府支出的居民消費效應(yīng)影響因素及傳導(dǎo)機制。實證結(jié)果表明，收入因素、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)因素、財政分權(quán)因素在消費性政府支出的擠入效應(yīng)組和擠出效應(yīng)組發(fā)揮著差異化的結(jié)構(gòu)性影響。

綜上所述，我國消費性政府支出擴張并非必然擠入居民消費。當政府采刺激居民消費和擴大內(nèi)需時，應(yīng)注意區(qū)分不同省份并對制度進行結(jié)構(gòu)性調(diào)整。具體來說無論在城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，都應(yīng)該提升居民人均可支配收入并縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，政府的消費性政府支出要轉(zhuǎn)變以往的擴張方式，以調(diào)節(jié)居民收入為主。針對城鎮(zhèn)居民消費擠入組，應(yīng)優(yōu)化所有制結(jié)構(gòu);而在城鎮(zhèn)居民消費擠出組，應(yīng)降低政府支出規(guī)模，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和所有制結(jié)構(gòu)，降低第二產(chǎn)業(yè)和國有企業(yè)比重。

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（責任編輯：李明齊）