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)居民消費的效應分析——基于省級城鄉(xiāng)面板數據的實證考察[J].東北財經大學學報，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，識別結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識別結論對城鄉(xiāng)居民消費分為擠入組合擠出組，利用面板數據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機制。研究發(fā)現，收入制度、經濟因素、人口結構以及財政制度與城鄉(xiāng)居民消費的相關關系存在顯著差異，并且消費性政府支出經由上述因素對城鄉(xiāng)居民消費發(fā)揮的作用也呈現顯著的結構性差異。這表明，應針對消費性政府支出擠入或擠出城鄉(xiāng)居民消費對應的省份，采取差異化調整優(yōu)化措施。

〔關鍵詞〕消費性政府支出;城鄉(xiāng)居民消費;擠入效應;擠出效應;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界的研究焦點，而且事關我國財政政策有效性的現實問題。在我國當前經濟新常態(tài)的背景下，科學準確地評價消費性政府支出擴張的政策效果，對校準我國政府經濟職能邊界、推動消費升級和促進我國宏觀經濟增長具有重要的現實意義。

消費性政府支出對居民消費的效應在學界尚未形成一致性結論。凱恩斯主義的乘數理論認為，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，新古典宏觀經濟學派則認為，消費性政府支出的增加會使得經濟行為主體預期未來稅收增加從而收入降低，并對當期居民消費產生負向影響，即消費性政府支出的增加會擠出居民消費。學界的實證研究也印證了這兩種不同觀點，一些學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二者的替代性。

國內學者對消費性政府支出與居民消費的關系也進行了大量研究，總體上同樣可以分為擠入效應和擠出效應兩種觀點。

一些學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。楊子暉^[5]對包括我國在內的27個國家和地區(qū)的消費性政府支出與居民消費的關系進行研究，發(fā)現我國消費性政府支與居民消費呈互補關系，而政府債務水平是兩者關系的重要影響因素。

另一些學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個省份的面板數據分析消費性政府支出與居民消費的關系及其影響程度，驗證了我國消費性政府支出會在長期對居民消費產生替代效應，其替代系數為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，后者會導致居民消費下降，兩者的綜合影響最終導致居民消費的下滑，這意味著我國消費性政府支出對居民消費存在擠出效應。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，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。

可見，當前關于消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費效應的相關研究結論并不一致。同時，由于我國經濟結構性問題由來已久，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論，但國內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指數對我國八大區(qū)域消費差異進行了區(qū)域內和區(qū)域間差異的分解，但未考慮城鄉(xiāng)居民消費的不同影響。

結合國內外相關文獻的研究現狀并結合我國情況，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)別地進行政策調整以刺激和引導城鄉(xiāng)居民消費提供理論依據?；诖?，本文采用31個省級面板數據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)居民消費以及農村居民消費的宏觀數據建立四變量結構向量自回歸模型（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致滯后一期GDP上漲但對城鄉(xiāng)居民消費不設限制，在省級層面識別消費性政府支出的城鄉(xiāng)居民消費響應。其次，基于向量自回歸模型的識別結果，對我國城鄉(xiāng)居民消費的擠入/擠出組進行分類，在此基礎上進行面板數據的實證分析，并通過具有個體固定效應的面板模型，實證識別收入、經濟、人口以及制度等因素對消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費效應的可能影響。最后，在研究結論的基礎上提出相關政策建議。

二、我國消費性政府支出居民消費效應的實證識別

本文通過構建消費性政府支出、國內生產總值、城鎮(zhèn)居民消費和農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)和農村居民消費的動態(tài)響應關系。

（一）數據處理

為識別我國消費性政府支出對城鄉(xiāng)居民消費的動態(tài)響應關系，本文構建四變量符號限制SVAR模型，變量包括消費性政府支出、國內生產總值、城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費。對于消費性政府支出數據指標的選取，本文直接采用國家統計局數據庫公布的按支出法計算的國內生產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的凈支出，前者等于政府服務的產出價值減去政府單位所獲得的經營收入的價值，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、林、牧、漁服務業(yè)，科學研究、技術服務和地質勘查業(yè)，水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)，居民服務和其他服務業(yè)中的托兒所和殯葬服務，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。國內生產總值、城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費數據，本文直接采用國家統計局數據庫數據以及各省份統計年鑒數據。數據區(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，并剔除物價水平波動的影響，本文將原始數據利用價格指數進行真實化處理。對于消費性政府支出數據，采用當年居民消費價格指數進行轉換。通過GDP平減指數將名義GDP轉化為實際GDP。

GDP平減指數=

其中，和分別代表第年的國內生產總值和國內生產總值指數，代表1993年的國內生產總值指數。城鎮(zhèn)和農村居民消費分別采用對應地區(qū)的城鎮(zhèn)和農村居民消費價格指數進行處理。數據處理過程中，以1993年為基期將價格指數進行定基處理。價格指數數據來源于國家統計局數據庫以及各省統計年鑒。

為消除變量數據中的異方差影響，對相關數據序列進行對數處理。運用Augmented Dickey-Fuller方法對調整后的各序列進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果顯示，城鎮(zhèn)居民消費和消費性政府支出為平穩(wěn)序列，農村居民消費存在一階單整，GDP數據存在二階單整。運用Johansen Cointegretion Test方法對四個序列進行協整檢驗，顯示跡統計量和最大特征值統計量均拒絕變量間不存在協整關系的原假設。因此，使用對數一階差分數據序列，將四變量系統中的每一個內生變量作為系統中所有內生變量滯后值函數的VAR模型，分析動態(tài)隨機系統針對當期和歷史隨機沖擊的響應是適當的。

（二）消費性政府支出的脈沖響應

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條件，能較好地避免先驗假設的干擾。符號限制的向量自回歸模型不對模型參數施加約束，而是對沖擊效應本身做方向上的設定，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，得到政策效應的脈沖響應。本文建立包含消費性政府支出、GDP、城鎮(zhèn)居民消費和農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)居民消費和農村居民消費的脈沖響應。模擬過程中對GDP施加正向限制，即假設當期消費性政府支出的增加對GDP產生正向刺激作用，對城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費無限制。

2.全國層面脈沖響應

結合全國消費性政府支出、GDP、城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費數據建立四變量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程度。消費性政府支出沖擊后，城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費都為正向駝峰狀反應，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

為準確識別消費性政府支出對居民消費的沖擊效應，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)居民消費和農村居民消費的動態(tài)響應關系。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)居民消費和農村居民消費年度數據建立四變量SVAR模型，對消費性政府支出和GDP施加正向限制，城鎮(zhèn)和農村居民消費無限制。受數據樣本長度限制，均取一階滯后。按照置信區(qū)間是否包含零點為依據判斷其顯著性，將全部省份的所有顯著結論按照脈沖響應的方向差異進行整理分組，可以得到城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費的擠入、擠出分組實證結論。

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正向反應。其中，江蘇經歷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，經歷7期左右收斂至0附近;新疆和海南在正向反應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，結果顯示城鎮(zhèn)居民消費會呈現顯著的負向反應。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現象，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不存在超調，始終為負向反應，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，結果顯示農村居民消費呈現顯著正向反應。其中，甘肅、廣東、黑龍江、江蘇、云南、湖南、山西7個省份農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，模擬期內均為正;福建和寧夏2個省份農村居民消費在當期達到最大值隨后快速下降，在第2期出現超調現象，隨后負向收斂至0;浙江、西藏、重慶3個省份的脈沖響應在由正值向0附近收斂的過程中呈現出明顯的波動性特征，但從總體上看，以正向反應為主。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，農村居民消費呈現顯著的負向反應。其中上海和貴州的農村居民消費在沖擊當期的負向反應明顯，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回歸至0附近的過程中呈現一定的超調特征，其中海南尤為明顯。如圖5所示。

4.綜合比較分析

根據全國和省級層面的消費性政府支出支出沖擊實證結果，可以得到如下結論：首先，就城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費對消費性政府支出沖擊的脈沖響應方向而言，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)居民消費和農村居民消費均呈現正向反應，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)居民消費和農村居民消費對消費性政府支出的脈沖響應并不存在一致性結論。例如，上海的城鎮(zhèn)居民消費為擠入效應，但農村居民消費為擠出效應。這印證了前文對消費性政府支出作用于城鎮(zhèn)居民消費和農村居民消費的傳導機制存在差異的論斷，所以將城鎮(zhèn)、農村居民消費分別進行實證研究是適當的。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研究相比，擠入和擠出效應并不在經濟發(fā)展水平相似的區(qū)域存在一致性結論。例如，在東部區(qū)域中，北京、上海的城鎮(zhèn)居民消費均呈現顯著的擠入效應，但廣東、浙江卻呈擠出效應;新疆、青海為典型的西部區(qū)域，城鎮(zhèn)居民消費呈現顯著的擠入效應，而同為西部區(qū)域的西藏、寧夏為擠出效應。農村居民消費也呈現相似的特征。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識別，不僅驗證了區(qū)別研究城鎮(zhèn)居民消費和農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的收入因素、經濟因素、人口因素，尤其是制度性因素提供了研究視角。

三、基于省際面板數據的實證回歸分析

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

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表示農村，為時間趨勢項，為常數項，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，為隨機誤差項。

（二）控制變量選取與數據處理

1.收入因素

根據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，對農村居民收入，由于2013年統計口徑變化，本文將數據區(qū)間調整為1993—2012年，以各省農村居民人均純收入作為控制變量。數據取自然對數并進行一階差分。

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系，二者的疊加效應會導致城鄉(xiāng)居民收入和消費差距的不斷擴大，并制約我國刺激內需政策的效果。考慮到政府對居民消費可能產生的影響，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。數據通過相關資料計算可得，數據區(qū)間為1993—2016年。

2.經濟因素

居民消費會受到社會整體宏觀經濟環(huán)境制度的影響，體現在農村鄉(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，農村鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的快速發(fā)展有效地吸納了農村剩余勞動力，從而提高了農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，對工資產生沖擊，進而影響城鎮(zhèn)居民收入水平。本文將所有制結構作為控制變量，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)模以上國有經濟總產值占當地國內生產總值比重來衡量。

經濟產業(yè)結構也會對居民消費產生影響。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年代市場經濟體制改革以來，我國國民經濟的產業(yè)結構已經發(fā)生深刻變革，各省份最大產業(yè)正在逐步由傳統第二產業(yè)向現代服務業(yè)既第三產業(yè)轉變，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生深遠影響。周波^[15]認為當前我國產業(yè)結構呈現三大產業(yè)比例失調、產業(yè)內部失衡的基本特征。本文借鑒吳海江等^[16]的做法，將產業(yè)結構作為控制變量引入回歸模型，采用各省份第二產業(yè)當年產值占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以及城市人口的規(guī)模集聚效應勢必對城鄉(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)人口占該省份總人口比重加以衡量，以上三個經濟因素控制變量數據均來自國家統計局，數據區(qū)間為1993—2016年。

3.人口因素

人口的年齡結構是影響居民消費水平的重要因素。人口年齡結構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量與該家庭儲蓄量存在明顯的替代關系，即家庭撫養(yǎng)子女數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，例如人口轉型時期，生育率下降將導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)約的投資支出會轉化為居民消費，進而促使居民人均消費上升。國內學者對人口年齡結構與居民消費的關系進行了研究，王芳^[21]發(fā)現人口的年齡結構除了直接影響居民消費外，還通過間接路徑影響居民消費，如人口年齡結構可能會通過收入分配、產業(yè)結構、經濟增長等途徑對居民消費產生影響。本文采用總撫養(yǎng)比來衡量居民的人口年齡結構，以各省份0—14歲和65歲以上人口總和占當地總人口比重來進行刻畫，數據來自國家統計局數據庫和各省份統計年鑒，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、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，使我國地方政府獲得一定程度和范圍內的財政收支自由裁量權，影響各省份提供公共產品服務的能力，進而影響居民消費水平。本文采用財政分權為控制變量，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，數據來源于中經網統計數據庫，數據期間為1993—2016年。

（三）面板回歸的實證結果

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，并把相應省份數據帶入回歸模型，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，回歸參數在1%的顯著性水平下的估計值為0.216;在此基礎上，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，回歸參數在1%的顯著性水平下大幅提升至1.213。消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的效應在1%的顯著性水平下估計為-0.366，表明消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮減弱消費性政府支出擠入效應的作用。經由人均可支配收入發(fā)揮的效應不顯著。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時，有必要考慮其經由收入因素發(fā)揮的作用渠道。

聯合控制兩個收入因素以及所有制結構、產業(yè)結構因素，并考慮消費性政府支出經由收入因素可能發(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，經由人均可支配收入發(fā)揮的效應仍不顯著。進一步地，在此基礎上增加消費性政府支出與所有制結構和產業(yè)結構的交互項，表1回歸結果如組合（4）所示?；貧w參數以及消費性政府支出經由城鄉(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，經由所有制結構發(fā)揮的效應在10%的顯著性水平下的估計值為0.578，即消費性政府支出經由所有制結構發(fā)揮增強消費性政府支出擠入效應的作用。消費性政府支出經由人均可支配收入和產業(yè)結構發(fā)揮的作用不顯著。本文在表1組合（4）的基礎上，增加控制城市化因素，回歸結果無明顯變化，結論仍然穩(wěn)健。

考察人口年齡結構對消費性政府支出居民消費效應的影響?？刂苾蓚€收入因素和三個經濟因素，考察消費性政府支出經由收入因素以及經濟性因素可能發(fā)揮的作用，在此基礎上增加控制總撫養(yǎng)比。如表1組合（6）所示，回歸參數在1%的顯著性水平下的估計值為1.456，消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的減弱擠入效應作用以及經由所有制結構因素發(fā)揮的增強擠入效應作用仍然穩(wěn)健。增加考察消費性政府支出與總撫養(yǎng)比的交互項，回歸結果如表1組合（7）所示?？梢?，各項回歸結果無明顯變化，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因素，如表1組合（8），回歸參數在1%的顯著性水平下的估計值為1.420，消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮減弱擠入效應的作用，系數在1%的顯著性水平下的估計值為-0.429，經由所有制結構發(fā)揮增強擠入效應的作用，系數在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果。控制城鄉(xiāng)收入差距并考慮消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距可能發(fā)揮的作用，回歸參數在1%的顯著性水平下的估計值為-1.003，消費性政府支出經由城鄉(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，系數在1%的顯著性水平下的估計值為0.241。在此基礎上，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由二者可能發(fā)揮的作用。如表2組合（2）所示，回歸參數在1%的顯著性水平下降低至-1.171，消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應的結論仍然穩(wěn)健，系數在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。

聯合控制兩個收入因素以及所有制結構、產業(yè)結構因素，考慮消費性政府支出經由城鄉(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，回歸參數在1%的顯著性水平下降低至-1.223，而消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應以及經由人均可支配收入發(fā)揮的不顯著效應仍然穩(wěn)健。進一步地，在此基礎上增加消費性政府支出與所有制結構和產業(yè)結構的交互項，回歸結果如表2組合（4）所示?？梢?，回歸參數在1%的顯著性水平下大幅降低至-2.431，消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解擠出居民消費效應也明顯增強，參數在1%的顯著性水平下的估計值為0.431，其他交互項參數估計結果不顯著?？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

量后模型估計結果無實質性變化，仍然穩(wěn)健。

考察人口年齡結構對消費性政府支出居民消費效應的影響。控制兩個收入因素和三個經濟性因素，考察消費性政府支出經由收入因素以及經濟性因素的作用，在此基礎上增加控制總撫養(yǎng)比。如表2組合（6）所示，回歸參數在1%的顯著性

水平下的估計值為-2.623，估計結果仍然穩(wěn)健?？疾熵斦謾嘁蛩氐挠绊懀蔚谠黾迂斦謾嘧鳛榭刂谱兞恳约跋M性政府支出與財政分權交互

項。如表2組合（7）所示，當增加財政分權因素作為控制變量時，模型參數無實質性改變，且消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應的作用仍然穩(wěn)健。當增加考慮消費性政府支出與財政分權交互項時，如表2組合（8）所示，回歸參數在1%的顯著性水平下大幅降低至-4.446，消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距、產業(yè)結構和財政分權因素發(fā)揮緩解居民消費擠出效應的作用，系數分別在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時，財政分權因素不容忽視。

2.農村居民消費

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

表3是農村居民消費擠入組的實證回歸結果。控制居民人均可支配收入，考察消費性政府支出經由人均可支配收入可能發(fā)揮的作用，回歸參數在5%的顯著性水平下的估計值為0.213，消費性政府支出經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由二者發(fā)揮的作用。如表3組合（2）所示，回歸參數在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由二者發(fā)揮的作用機制。并增加控制所有制結構和產業(yè)結構因素，考察消費性政府支出經由所有制結構發(fā)揮的作用。如表3組合（3）和（4）所示，單獨增加所有制結構和產業(yè)結構作為控制變量，或是增加消費性政府支出與所有制結構的交互項，消費性政府支出經由城鄉(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的作用仍然穩(wěn)健，所有制結構作用不顯著。在表3組合（4）的基礎上增加控制城市化因素，回歸結果無明顯變化，結論穩(wěn)健。

考察人口年齡結構對消費性政府支出居民消費效應的影響。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，結果如表3組合（6）和（7）所示。可以看出人口總撫養(yǎng)比在農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，將財政分權作為控制變量加入模型，回歸參數在1%的顯著性水平下的估計值為0.962，消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距和人均可支配收入降低居民消費擠入效應，經由所有制結構和人口總撫養(yǎng)比發(fā)揮的作用不顯著。

表4是農村居民消費擠出組的實證回歸結果。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作用，系數在1%的顯著性水平的估計值為0.507。在此基礎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結果如表4組合（2）和（3）所示，回歸參數在1%的顯著性水平下分別降低至-2.305和-2.638，消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應的作用仍然穩(wěn)健，參數在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上，依次加入控制所有制結構和產業(yè)結構因素，以及消費性政府支出經由二者可能發(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由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應仍然穩(wěn)健，經由人均可支配收入、所有制結構和產業(yè)結構發(fā)揮的作用均不顯著。

考察人口年齡結構對消費性政府支出居民消費效應的影響。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，回歸參數在10%的顯著性水平下雖有波動但無實質性變化，而消費性政府支出經由城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮的緩解居民消費擠出效應分別在1%和10%的顯著性水平下的估計值為0.604和0.490，經由其他因素發(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?，將財政分權作為控制變量加入模型，如表4組合（8）所示，估計結果仍然穩(wěn)健。

3.實證結果匯總分析

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，在農村居民消費擠入組中則會減弱擠入效應，在城鎮(zhèn)居民消費擠入組以及農村居民消費擠出組不顯著。

第二，所有制結構在城鎮(zhèn)居民消費擠入組中發(fā)揮著增強擠入效應的作用，而擠出組中則發(fā)揮微弱地緩解擠出效應的作用，在農村居民消費分組中不顯著。產業(yè)結構、財政分權在城鎮(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關系。無論是城鎮(zhèn)居民還是農村居民，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關系，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)和農村居民消費都為負相關，表明城鄉(xiāng)收入差距加大會抑制居民消費的上漲，而在農村居民消費的擠入組系數符號為正。所有制結構在城鎮(zhèn)居民消費擠出組中回歸參數系數符號為負（不顯著，但t值大于1），在其他分組中無顯著性影響。產業(yè)結構對農村居民消費無影響，對城鎮(zhèn)居民消費擠入組負相關，在擠出組為正相關（均不顯著），這或許與本文回歸分析中采用第二產業(yè)所占比重衡量有關。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，均表現為與居民消費增長率負相關關系（農村居民消費分組中不顯著，但t值大于1）?？倱狃B(yǎng)比衡量人口年齡結構對居民消費的影響，在城鎮(zhèn)居民消費擠出組中與居民消費增長率呈現正相關關系，即總人口中0—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，財政分權在城鎮(zhèn)居民消費擠出組中與居民消費增長率呈現負相關關系，其他三個分組均不顯著。

四、結 ?論

本文將城鎮(zhèn)居民消費與農村居民消費區(qū)分開來，基于消費性政府支出對居民消費的擠入效應和擠出效應判別財政政策宏觀調控的重要性，在省級政府層面構建消費性政府支出、GDP、城鎮(zhèn)居民消費和農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。在此基礎上，對我國31個省份面板數據進行分組，主要從收入制度、經濟體制、人口年齡結構、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和擠出效應的影響因素。通過實證分析，主要得到以下結論：

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并不存在一致性結論，這不僅體現在擠入效應和擠出效應的差別，在城鎮(zhèn)與農村兩個層面也存在差異。具體而言，按照居民消費效應的不同，我國省級政府可以被劃分為四組：城鎮(zhèn)居民消費擠入效應組和擠出效應組、農村居民消費擠入效應組和擠出效應組。其次，針對城鎮(zhèn)和農村居民消費擠入組和擠出組，運用具有個體固定效應的面板回歸模型，探討消費性政府支出的居民消費效應影響因素及傳導機制。實證結果表明，收入因素、經濟結構因素、財政分權因素在消費性政府支出的擠入效應組和擠出效應組發(fā)揮著差異化的結構性影響。

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需時，應注意區(qū)分不同省份并對制度進行結構性調整。具體來說無論在城鎮(zhèn)還是農村，都應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變以往的擴張方式，以調節(jié)居民收入為主。針對城鎮(zhèn)居民消費擠入組，應優(yōu)化所有制結構;而在城鎮(zhèn)居民消費擠出組，應降低政府支出規(guī)模，優(yōu)化產業(yè)結構和所有制結構，降低第二產業(yè)和國有企業(yè)比重。

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（責任編輯：李明齊）