宋 心 璐

(武漢大學(xué) 政治與公共管理學(xué)院社會(huì)保障研究中心 湖北 武漢　430070)

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基于狀態(tài)空間模型的我國政府消費(fèi)性支出與居民消費(fèi)關(guān)系研究

宋 心 璐

(武漢大學(xué) 政治與公共管理學(xué)院社會(huì)保障研究中心 湖北 武漢430070)

摘要：本文利用我國1978—2013年的財(cái)政支出數(shù)據(jù)和居民消費(fèi)水平數(shù)據(jù)，使用狀態(tài)空間模型，結(jié)合卡爾曼濾波迭代算法，分析了我國政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)支出的長期動(dòng)態(tài)作用。實(shí)證結(jié)果顯示：我國政府消費(fèi)性支出對(duì)總體居民消費(fèi)存在長期的引致效應(yīng)；效果先增大后減弱，在1998年左右達(dá)到峰值；政府消費(fèi)性支出對(duì)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的引致效應(yīng)在大多數(shù)年份大于農(nóng)村居民消費(fèi)的引致效應(yīng)。最后根據(jù)實(shí)證結(jié)果，對(duì)進(jìn)一步提高居民消費(fèi)水平提出了相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：政府；消費(fèi)性支出；居民消費(fèi)狀態(tài)；空間模型

一、引言及文獻(xiàn)回顧

政府消費(fèi)性支出與轉(zhuǎn)移性支出都屬于政府的非生產(chǎn)性支出，它與其他類別的政府支出一樣，對(duì)于居民消費(fèi)支出的影響存在互補(bǔ)與替代兩種效應(yīng)。前者能夠促進(jìn)居民的消費(fèi)支出，因而也被稱作“擠入效應(yīng)”或者是“引致效應(yīng)”，后者會(huì)減少居民的消費(fèi)開支，故亦稱作“擠出效應(yīng)”。引致效應(yīng)的理論源于凱恩斯理論中的乘數(shù)效應(yīng)，理論認(rèn)為乘數(shù)效應(yīng)使得國民收入增加，增加居民的實(shí)際可支配收入，從而提高居民的消費(fèi)水平。擠出效應(yīng)則更多著眼于微觀視角，認(rèn)為當(dāng)政府支出的增加有可能引起更重的稅負(fù)以及更高的價(jià)格水平等情況，從而出現(xiàn)居民的消費(fèi)水平不升反降的結(jié)果。

國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于各個(gè)類別的政府支出所產(chǎn)生的對(duì)各類領(lǐng)域的“引致”或“擠出”作用都有深入的探討。熊勛勝，余吉祥[1]通過跨省人口遷移對(duì)地區(qū)差距產(chǎn)生的影響進(jìn)而提出要將財(cái)政支出向欠發(fā)達(dá)、向農(nóng)村地區(qū)傾斜的結(jié)論。劉卓珺，于長革[2]討論了公共投資支出的效應(yīng)以及其最優(yōu)規(guī)模的測度。茹長云[3]則重點(diǎn)討論了財(cái)政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及農(nóng)業(yè)科技支出管理創(chuàng)新，從而改善農(nóng)村居民生活的路徑。在教育，尤其是高等教育支出方面，許多學(xué)者都討論了我國財(cái)政對(duì)教育支出所產(chǎn)生的效率問題，如王耀忠，丁妥[4]就研究了生均經(jīng)費(fèi)預(yù)算制度下的地方高等教育財(cái)政撥款機(jī)制，分析了我國高等教育財(cái)政撥款體制演變過程，從投入機(jī)制、運(yùn)行體制、分配方式、績效管理、職責(zé)界定等方面提出了改進(jìn)地方高等教育財(cái)政撥款機(jī)制的建議。具體到研究政府消費(fèi)性支出與居民消費(fèi)支出之間的關(guān)系，其同樣受到了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。但是我國政府消費(fèi)性支出對(duì)于居民消費(fèi)所產(chǎn)生的作用并未得到一致的觀點(diǎn)。李廣眾[5]在消費(fèi)者最優(yōu)消費(fèi)選擇歐拉方程基礎(chǔ)上推出用以分析政府支出與居民消費(fèi)之間關(guān)系的模型。對(duì)全國、城鎮(zhèn)以及農(nóng)村樣本的估計(jì)說明，改革開放以來，政府支出與居民消費(fèi)之間表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系。洪源和肖海翔[6]從中國居民消費(fèi)行為的視角探討了政府民生消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)的影響，得出政府民生消費(fèi)性支出與居民消費(fèi)存在顯著的互補(bǔ)關(guān)系, 并且, 政府民生消費(fèi)性支出是導(dǎo)致居民消費(fèi)變動(dòng)的主要影響因素之一的結(jié)論。楊智峰[7]亦對(duì)政府消費(fèi)性支出、國有資本與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，通過設(shè)定有效消費(fèi)函數(shù)，利用跨期優(yōu)化理論建立模型進(jìn)行并以全國30個(gè)省1992—2005年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出我國政府消費(fèi)性支出系數(shù)達(dá)0.86。國外學(xué)者Linnemann[8]，Bouakez、Rebei[9]等亦持類似觀點(diǎn)。同時(shí)，另有一些學(xué)者認(rèn)為，政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)的影響更多的表現(xiàn)為擠出效應(yīng)。申琳，馬丹[10]從消費(fèi)傾斜渠道與資源撤出渠道分析政府支出對(duì)于居民消費(fèi)的影響，結(jié)果表明，中國人均政府支出增加通過消費(fèi)傾斜渠道促使人均居民消費(fèi)上升，而通過資源撤出渠道導(dǎo)致人均居民消費(fèi)下降，綜合來看，中國人均政府支出增加通過兩種渠道最終導(dǎo)致人均居民消費(fèi)下降，即存在替代效應(yīng)。方福前，孫文凱[11]利用2007—2012年中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國政府消費(fèi)性支出與居民消費(fèi)率和總消費(fèi)率之間存在負(fù)向影響關(guān)系，說明了政府消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)和社會(huì)總消費(fèi)有一定的擠出效應(yīng)。

綜上所述，有關(guān)政府支出(包括消費(fèi)性支出)對(duì)于居民消費(fèi)影響的研究已較為豐富詳實(shí)，但自2007年財(cái)政部預(yù)算司發(fā)布《財(cái)政部關(guān)于印發(fā)政府收支分類改革方案的通知》開始，我國便展開了政府收支分類改革[12]，導(dǎo)致各類財(cái)政支出的統(tǒng)計(jì)口徑產(chǎn)生變化，因此，很多研究所使用的數(shù)據(jù)都止步于2006年，缺乏對(duì)2007以后政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)的作用探討。因此，本文在根據(jù)政府消費(fèi)性支出定義、各方學(xué)者研究以及我國財(cái)政數(shù)據(jù)可得性的情況下，選取了13項(xiàng)財(cái)政支出類別及若干財(cái)政支出款，作為2007年以后我國公共財(cái)政中消費(fèi)性支出的數(shù)據(jù)來源，從而獲得了1978—2013年相對(duì)完整的政府消費(fèi)性支出數(shù)據(jù)，以期考察改革開放以來，我國政府消費(fèi)性支出對(duì)于居民消費(fèi)的作用。

二、模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源

在本節(jié)中，利用狀態(tài)空間模型，結(jié)合卡爾曼濾波迭代法，對(duì)我國公共財(cái)政中消費(fèi)性支出對(duì)于居民消費(fèi)的影響進(jìn)行可變參數(shù)分析。

狀態(tài)空間模型最早由Harvey[13]和Hamilton[14]提出的，其本質(zhì)上是一個(gè)以隱含著的時(shí)間為自變量的動(dòng)態(tài)時(shí)域模型。模型求解的核心在于卡爾曼(Kalman)濾波，它是在時(shí)刻t基于所有可得到的信息計(jì)算狀態(tài)向量的最理想的遞推過程。當(dāng)擾動(dòng)項(xiàng)和初始狀態(tài)向量服從正態(tài)分布時(shí)，它能夠通過預(yù)測誤差分解計(jì)算似然函數(shù)，從而可以對(duì)模型中的所有未知參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，并且當(dāng)新的觀測值一旦得到，就可以利用卡爾曼濾波連續(xù)地修正狀態(tài)向量的估計(jì)。因此，狀態(tài)空間模型廣泛應(yīng)用于動(dòng)態(tài)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列分析，且由于卡爾曼算法的存在，對(duì)樣本容量要求并不嚴(yán)苛。在本文中，我們將探討政府消費(fèi)性支出對(duì)于居民消費(fèi)支出的作用，狀態(tài)空間模型的特征可以幫助我們較為精準(zhǔn)地探求兩者之間的動(dòng)態(tài)作用，同時(shí)克服時(shí)間序列數(shù)據(jù)不多的缺陷。其基本方程是：

量測方程：Yt=Xt×βt+Zt×γ+μt

(1)

狀態(tài)方程：Yt=Xt×βt+Zt×γ+μt

(2)

βt=δ×β(t-1)+εt

(3)

式(1)中，Xt是存在隨即系數(shù)的因變量集合；βt隨時(shí)間變化而修正，為不可觀測變量，需要利用Yt和Xt來估計(jì)；Zt是存在固定系數(shù)的因變量集合，γ為固定參數(shù)。式(2)中，βt與β(t-1)存在卡爾濾波迭代關(guān)系，并服從AR(1)模型。式(3)中,μt和εt是式(1)和式(2)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且相互獨(dú)立。

由此，可得出針對(duì)政府消費(fèi)性支出對(duì)于居民消費(fèi)支出的狀態(tài)空間模型：

測量方程1：CS=α+β1t×GCS+μt

(4)

狀態(tài)方程1：β1t=δ+η×β1(t-1)+εt

(5)

測量方程2：UCS=α+β2t×GCS+μt

(6)

狀態(tài)方程2：β2t=δ+η×β2(t-1)+εt

(7)

測量方程3：RCS=α+β3t×GCS+μt

(8)

狀態(tài)方程3：β3t=δ+η×β3(t-1)+εt

(9)

式(4)至式(9)是我們所需要的分析的基本模型。其中CS是全體居民消費(fèi)支出，UCS是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出，RCS是農(nóng)村居民消費(fèi)支出， GCS是政府消費(fèi)性支出。βit，(i=1，2，3)和δ則是我們需要估計(jì)的參數(shù)。(4)、(5)式代表了政府消費(fèi)性支出對(duì)于全體居民消費(fèi)支出的作用；(6)、(7)式代表了政府消費(fèi)性支出對(duì)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的作用；(8)、(9)式代表了政府消費(fèi)性支出對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)支出的作用。

本文所使用的1978—2013年數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，CS、UCS以及RCS數(shù)據(jù)可直接獲取。GCS數(shù)據(jù)則以2007年為界，分為兩個(gè)階段考慮。2007年之前我國財(cái)政支出統(tǒng)計(jì)類目以經(jīng)濟(jì)性質(zhì)分類為主，大多數(shù)學(xué)者對(duì)于政府消費(fèi)性支出的涵蓋范圍沒有分歧，即包括行政管理費(fèi)，國防支出，文教、科學(xué)和衛(wèi)生事業(yè)費(fèi)用以及工業(yè)交通商業(yè)等部門的事業(yè)管理費(fèi)用四個(gè)部分[15]。2007年開始我國對(duì)財(cái)政收支類目進(jìn)行了改革，財(cái)政支出類目從按經(jīng)濟(jì)性質(zhì)分類轉(zhuǎn)化為按收入、支出功能及支出經(jīng)濟(jì)三類分類，GCS數(shù)據(jù)由此產(chǎn)生了口徑變化。根據(jù)《中國非經(jīng)濟(jì)普查年度國內(nèi)生產(chǎn)總值核算辦法》中對(duì)于政府消費(fèi)性支出的定義：政府部門為全社會(huì)提供的公共服務(wù)的消費(fèi)支出和免費(fèi)或以較低的價(jià)格向居民住戶提供的貨物和服務(wù)的凈支出，前者等于政府服務(wù)的產(chǎn)出價(jià)值減去政府單位所獲得的經(jīng)營收入的價(jià)值；后者等于政府部門免費(fèi)或以較低價(jià)格向居民住戶提供的貨物和服務(wù)的市場價(jià)值減去向居民住戶收取的價(jià)值，以及相關(guān)學(xué)者的觀點(diǎn)，選擇了13個(gè)大項(xiàng)財(cái)政支出和若干小項(xiàng)財(cái)政支出類別作為我國2007—2013年政府消費(fèi)性支出的數(shù)據(jù)來源，具體包括：一般公共服務(wù)、外交、國防、公共安全、教育、科學(xué)技術(shù)、文化體育與傳媒、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障和就業(yè)(其中有部分屬于轉(zhuǎn)移支付)、節(jié)能環(huán)保(環(huán)境保護(hù))、城鄉(xiāng)社區(qū)事務(wù)、工業(yè)商業(yè)金融等事務(wù)、糧油物資管理事務(wù)以及若干小項(xiàng)，由于小項(xiàng)占比較少，在此不予以贅述。所有的數(shù)據(jù)皆以1978年為基期，利用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)予以了平減。

為保證2007年之前與之后政府消費(fèi)性支出數(shù)據(jù)口徑的一致性，在實(shí)證分析前，首先對(duì)兩個(gè)階段的政府消費(fèi)性支出做基本觀測，結(jié)果如圖1所示。

圖1　1978年至2013年我國政府性消費(fèi)支出變化趨勢圖

注：計(jì)算1996—2010年的消費(fèi)性支出占公共財(cái)政支出比重時(shí)，分母包括了預(yù)算外資金總額，分子則包括以下預(yù)算外資金支出項(xiàng)目：1996—2005年預(yù)算外資金支出中的“行政事業(yè)費(fèi)用”加入了“行政管理費(fèi)用”中； 2007—2010年預(yù)算外資金支出中的“一般公共服務(wù)”和“教育”加入了“一般公共服務(wù)”和“教育”中。

由圖1可知，經(jīng)30多年的發(fā)展，我國的公共財(cái)政消費(fèi)性支出絕對(duì)水平一直呈現(xiàn)上升趨勢，從1978年的300多億元上升到2013年的70 000多億元，增長倍數(shù)達(dá)200余倍。尤其是在2000年以來，消費(fèi)性絕對(duì)支出呈快速上升狀況。在占比方面，消費(fèi)性支出處于“波動(dòng)明顯，總體上升”的情況之中。1978—1995年從30%平緩上升至45%后，1996—2006年呈現(xiàn)低谷狀態(tài)，基本處在30%～40%的水平上，這可能與加入了預(yù)算外資金總額，導(dǎo)致分母數(shù)有較大的增幅有關(guān)。2007年增長至55%左右，隨后又下降至50%，這其中可能存在統(tǒng)計(jì)口徑變化的原因，同時(shí)，也可能與2008年全球金融危機(jī)背景下，我國財(cái)政政策從“穩(wěn)健積極”轉(zhuǎn)化為“適度寬松“有關(guān)。但從總體而言，經(jīng)過統(tǒng)計(jì)口徑的變化，兩個(gè)階段的支出比重依然較為正常，未出現(xiàn)異常值。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

在計(jì)算模型(4)至(9)之前，對(duì)變量進(jìn)行相關(guān)性分析，表1給出了主要變量的特征值和相關(guān)系數(shù)矩陣，可知變量之間相關(guān)性很強(qiáng)，均在1%的置信水平上顯著。由此，可進(jìn)行后續(xù)的模型檢驗(yàn)。繼而，利用計(jì)量軟件，得到式(4)到式(9)的估計(jì)方程，如表2所示。

表1　主要變量的統(tǒng)計(jì)特征及相關(guān)系數(shù)

注：***，**，*分別表示在1%、5%和10%的置信水平上顯著。

表2　政府消費(fèi)性支出對(duì)全體、城鎮(zhèn)及農(nóng)村居民消費(fèi)的測量方程及狀態(tài)方程

注：***，**，*分別表示在1%、5%和10%的置信水平上顯著。

由此可繼續(xù)估算出，每一個(gè)年份的動(dòng)態(tài)值βit，i=1,2,3，其含義是每1億元政府消費(fèi)性支出會(huì)增加(減少)的居民消費(fèi)支出。也即，若βt>0，則說明政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)支出存在引致效應(yīng)；若βt<0，則說明政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)存在擠出效應(yīng)。表3是根據(jù)式(4)至(9)估算了每一年的動(dòng)態(tài)值。圖2給出了1978—2013年政府消費(fèi)性支出對(duì)于居民消費(fèi)支出動(dòng)態(tài)影響值以及城鄉(xiāng)各占總影響動(dòng)態(tài)值比重的變化趨勢。

圖2　1978—2013年政府消費(fèi)性支出對(duì)于居民消費(fèi)支出的動(dòng)態(tài)影響值及城鄉(xiāng)比重

年份β1t值β2t值β3t值年份β1t值β2t值β3t值19790.9412462860.6202207880.3201406619977.2585266574.9430573382.65654086319801.2238189780.678715490.54382167819987.5239854674.9933936062.524822119811.7188220530.963953070.75274853819997.1262746024.9139085072.20807070719822.3095208911.1760283611.12978257920006.8250672174.8366467011.98517626419832.6082063281.2422533111.36148344320016.6135758614.784214931.82688061919842.9159259271.3041115831.60654394620025.894575444.3126826121.58033087619853.3667431381.4862606871.87436521520035.1869507173.8456572681.34061106919864.1213923951.8932648822.22083879120044.996626163.8173292841.34061106919874.0880327692.001608322.08003188420054.9166853843.7974592651.11957823219884.6776841962.3778697122.29269589920064.7207180813.6135200521.10754544819895.3481322682.9043652472.43632323920074.5152769763.6135200521.03294473419905.0233367122.8651205182.15196140820082.8931604842.2559957330.63889672819915.0015866112.9769214132.01917692920092.7029774882.108670640.59616005619925.1918070283.191139451.99558660120102.5815927032.0402419070.5434123119935.705943293.6148299142.08603712920112.8602756742.275931410.58636380619946.1822483034.1023123832.07527820420122.9688631952.3426294090.62812481219956.3067567374.23206762.07023703820132.8513290982.2572860870.596035412

由上述圖表可以得出以下結(jié)論：

首先，我國政府消費(fèi)性支出對(duì)于居民消費(fèi)支出水平存在引致效應(yīng)，即財(cái)政消費(fèi)性支出促進(jìn)了居民消費(fèi)支出。在實(shí)證結(jié)果中，無論是得出的測量方程還是在此基礎(chǔ)上計(jì)算而得的每年動(dòng)態(tài)影響值，其值皆為正，說明財(cái)政消費(fèi)性支出能夠增加居民的消費(fèi)水平。

其次，引致效應(yīng)呈現(xiàn)“先提高，后減緩”的趨勢。以政府消費(fèi)性支出對(duì)于總體居民消費(fèi)的引致效應(yīng)看，β1t從1979年的每增加財(cái)政消費(fèi)性支出1億元，即可增加居民消費(fèi)0.94億元；上升至1998年峰值水平7.52億元，然后又不斷下降，至2013年時(shí)僅為2.85億元。說明政府消費(fèi)性支出對(duì)于居民消費(fèi)支出的引致效應(yīng)在經(jīng)歷了大增長以后，目前已逐步趨軟。這個(gè)結(jié)果與張治覺，吳定玉等學(xué)者所得出的結(jié)論有一致之處[16]。

再次，城鄉(xiāng)內(nèi)部的政府消費(fèi)性支出引致作用有較大差別，且隨時(shí)間推移而產(chǎn)生變化。除在1979—1989年間，政府消費(fèi)性支出對(duì)于城鎮(zhèn)及農(nóng)村居民消費(fèi)的引致作用基本一致，甚至在個(gè)別年份有農(nóng)村內(nèi)部引致作用更大的情況出現(xiàn)以外，自1990年開始，政府消費(fèi)性支出對(duì)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的引致作用就大大超過農(nóng)村內(nèi)部。這個(gè)結(jié)果從UCS與RUS動(dòng)態(tài)值占總影響動(dòng)態(tài)值的比重變化趨勢亦可見一斑，UCS動(dòng)態(tài)值占比從1979年的60%以上降至1985年的最低值不足50%后，繼而再上升至2013年近80%的比重，而RUS比重則相對(duì)降到了20%。

四、結(jié)束語

由于政府支出對(duì)居民消費(fèi)存在互補(bǔ)作用和替代作用這兩種效應(yīng)，且在2007年我國財(cái)政支出類目統(tǒng)計(jì)改革后，財(cái)政支出數(shù)據(jù)缺乏一致性和連貫性，因而在對(duì)這兩種效應(yīng)的觀測中，鮮有最新數(shù)據(jù)的應(yīng)用。我們?cè)诒疚闹袆t根據(jù)政府消費(fèi)性支出的定義和多方學(xué)者的觀點(diǎn)，重新統(tǒng)計(jì)了2007—2013年的政府消費(fèi)性支出，并考察了改革開放至今，政府消費(fèi)性支出對(duì)全體居民消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出以及農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響。實(shí)證結(jié)果表明，我國政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)支出存在引致效應(yīng)。同時(shí)，引致效應(yīng)先增強(qiáng)，在1998年達(dá)到峰值以后減弱。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)于政府消費(fèi)性支出的彈性存在差異，前者普遍高于后者，說明我國政府消費(fèi)性支出對(duì)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的引致影響更大。

綜上所述，我國公共財(cái)政中的消費(fèi)性支出總體對(duì)居民消費(fèi)支出產(chǎn)生了長期的引致效應(yīng)，但是隨著人民物質(zhì)生活的進(jìn)一步發(fā)展，這種引致效應(yīng)正在逐步減弱。且在分析結(jié)果中可見，政府消費(fèi)性支出對(duì)于農(nóng)村消費(fèi)的拉動(dòng)作用大大低于城鎮(zhèn)，而我國的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)勢必會(huì)在未來很長一段時(shí)間內(nèi)繼續(xù)存在。因此，我們可以將更多政府消費(fèi)性支出投入農(nóng)村，通過增加農(nóng)村人口的實(shí)際可支配收入，完善農(nóng)村社會(huì)保障體系，提高農(nóng)村教育水平，加大農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生產(chǎn)品的供給等路徑，激發(fā)農(nóng)村消費(fèi)市場的活力，進(jìn)一步提高政府消費(fèi)性支出的引致效應(yīng)。

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Research on the Relationship Between Government Consumption Expenditure and Residents Consumption in China Based on State Space Model

Song Xinlu

(College of Politics and Public Administration Social Security Research Center, Wuhan University, Wuhan, 430070, China)

Abstract:This paper, using the data of fiscal expenditure and resident consumption from 1978 to 2013, analyzes the long term dynamic effects of government consumption expenditure on household consumption in China through the state space mode and Kalman filtering. Empirical results show that: the Chinese government consumption expenditure has a crowd-in effect on the household consumption. The effect first enhanced and then weakened, arriving at the peak in 1998; at the same time, the crowd-in effect in urban areas was greater than that of the rural areas. Finally, based on the empirical results, the relevant policy recommendations are proposed to further improve the consumption level of residents.

Key words:government; consumption expenditure; household consumption, state space mode

文章編號(hào)：2095-0365(2016)02-0070-06

收稿日期：2016-03-05

作者簡介：宋心璐(1992-)，女，碩士研究生，研究方向：公共經(jīng)濟(jì)、社會(huì)保障。

中圖分類號(hào)：C913.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

DOI:10.13319/j.cnki.sjztddxxbskb.2016.02.13

本文信息:宋心璐.基于狀態(tài)空間模型的我國政府消費(fèi)性支出與居民消費(fèi)關(guān)系研究[J].石家莊鐵道大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2016，10(2)：70-75.