消费支出论文大全11篇

消费支出论文篇（1）

(二)近年来湖南省财政民生支出情况由于财政支出的统计口径在06－07年前后的变化较大，因此选取了2007－2012年湖南省分项财政民生支出的数据。在湖南省五项财政民生支出中，占比最高的是教育支出，其次是社会保障和就业支出、医疗卫生支出、公共安全支出、环境保护支出。总体上来看，五项支出的比例比较稳定，近年来没有特别大的波动，民生投入增加比较明显的是医疗卫生支出，由2007年的4．36%显著提高到了2011年的7．29%。

(三)近十年来湖南省城乡居民消费情况1．居民消费水平逐步提高，但速度较慢2012年全省城乡居民人均消费支出分别为14609元和5870元，比1992年增加12503元和5144元。但湖南城乡居民人均收入和人均消费的年均增长都低于人均GDP年均增速。2．居民消费率和消费贡献率双双持续走低最终消费是由居民消费和政府消费组成1992年湖南居民消费占到最终消费的90%，2000年下降到78%，之后下降趋势不变，2012年居民消费占76．4%。居民消费占比逐年下降。同期政府消费占比逐年提高。湖南省的经济增长模式基本属于消费需求和投资需求双驱动型。2000年以前湖南经济发展主要依赖消费，平均消费率达到70%以上。2000年以后随着工业化进程加快，基础设施和扩大再生产的需求不断加大，投资在经济增长中的地位显现。2000－2012年湖南投资率连续13年攀升，从2000年29．5%的提高到2012年的56．4%，对经济增长的贡献率也从2000年23．1%上升到2012年62．7%;消费率则从2000年69．6%下降为2012年的45．9%，对经济增长的贡献率从2000年68．7%下降为2012年39．8%。

二、湖南省财政民生支出与城乡居民消费关系的实证分析

(一)指标选取与数据来源1．指标选取(1)因变量(Y):Y1表示城镇居民人均消费;Y2表示农村居民人均消费(2)自变量(G)为人均财政民生支出。由于财政民生支出的项目较多，选取湖南省财政民生支出占比排在前三位的项目进行分析，包括:人均教育支出(G1);人均社会保障和就业支出(G2);人均医疗卫生支出(G3)(3)控制变量(I):I1表示城镇居民人均可支配收入;I2表示农村居民人均纯收入2．数据来源选用的变量:城乡居民人均消费支出数据、财政民生支出(含人均教育、人均社会保障和就业、人均医疗卫生支出)数据、城镇居民人均可支配收入及农村居民人均纯收入数据均来源于《湖南统计年鉴》(1992－2012年度)。

(二)模型构建与计量分析1．平稳性检验本文将所有变量取自然对数，然后本文采用ADF检验方法检验被分析序列的平稳性，即是否存在单位根及其个数。对滞后阶数的确定主要依据AIC、SC准则，由Eviews软件自动选择。ADF单位根检验的具体结果见表2，由表2可知，各序列的一阶差分均为单整，符合协整条件。2．协整检验对于同阶单整的时间序列，只有存在协整关系时，变量之间才会有稳定对应的函数关系。常用的协整检验方法有恩格尔———格兰杰两步法(AGE检验)和Johansen协整检验。采用Johansen协整检验。城市居民的人均消费(logy1)与人均财政民生支出(logg1、logg2、logg3)以及(3)控制变量(lo-gi1、logi2)之间的协整检验关系见表3，农村居民的人均消费(logy1)与人均财政民生支出(logg1、logg2、logg3)以及(3)控制变量(logi1、logi2)之间的协整检验关系见表4。由表3、表4可知，logy1、logy2分别与logg1、logg2、logg3以及logi1、logi2在5%显著水平上存在4个协整关系。3．回归结果运用OLS方法对城市居民的人均消费、农村居民的人均消费分别与人均财政民生支出与控制变量的关系，进行回归，得到表5、表6。

三、结论与建议

消费支出论文篇（2）

一、引言

自从20世纪90年代以来，我国经济持续高速增长，城乡居民的收入也大幅度增加。然而，随着居民收入的不断增加，居民消费在整个GDP的比重却逐年下降。我国居民平均消费倾向也逐年下降，其中城镇居民的平均消费倾向从1990年的0.84下降到2011年的0.69，农村居民的平均消费倾向从1990年的0.85下降到2011年的0.74。相反，伴随着平均消费倾向的不断下降，城乡居民的储蓄却屡创新高。为什么会出现这种现象呢？

从20世纪90年代以来，随着医疗、教育、住房的不断改革，逐步实现了市场化。然而，医疗、教育和住房的市场化似乎并没有给国民带来多大的实惠，相反，使得本应由政府承担的这些社会保障公共支出逐渐转移到了老百姓自己的身上。再加上市场化改革后，药价、学费和房价不断上涨，且上涨幅度已经远远超出普通百姓所能承受的范围。从消费结构看，1993年开始，娱乐教育文化支出超过家庭设备成为第三大居民消费支出项目，90年代中期以后，住房成为第四大居民消费支出项目；而从增长速度来看，1990—2006年，居民医疗保健支出在所有消费支出项目中增长最快。所以，在老百姓身上出现了新的三座大山：看不起病、上不起学、买不起房。因此，学术界出现了这样的声音：新的三座大山使得居民不敢消费，反而增加储蓄来预防未来不确定性支出，使得我国城乡居民消费萎靡不振。那么，真的就如大多数学者所说的这样，住房支出、教育支出和医疗支出会对居民消费产生抑制作用？

二、国内外文献综述

Leland（1968）对预防性储蓄进行了理论阐述，后来经过多人的不断改进，形成了目前为大家所认可的消费理论。Kimball（1990）认为未来收入的不确定性会使得边际消费倾向降低。但国外对于居民的预防性储蓄影响居民消费行为的程度并没有统一的观点。那么，中国居民消费不足是否是因为居民过高的预防性储蓄动机引起的呢？黄继炜（2008）研究教育和医疗价格的变化，发现教育和医疗价格的上升会对居民的消费支出产生负面的影响。杨水根和雷楚晶（2013）基于2001—2011年的面板数据分析了医疗保健支出对城镇居民消费的影响，研究发现居民医疗保健支出与消费支出存在正向相关。骆祚炎（2010）研究了住房支出、住房价格与居民消费的影响，他认为住房支出的比例与居民消费的增长呈负相关。杨汝岱和陈斌开（2009）研究了高等教育对居民消费行为的影响，他们以经验时事观察为基础，利用CHIP数据进行实证检验，截面分析表明，高等教育支出对居民消费有显著的挤出效应，它使得有大学生的家庭居民边际消费倾向下降12%，两年混合截面分析也有类似的结论。张乐和雷良海（2010）基于预防性储蓄理论，研究了住房、医疗、教育支出对我国城镇居民消费的影响，结果显示，制度变革引起的教育、医疗和住房支出是制约城镇居民消费的主要因素。

三、实证研究

结合国内外文献，本文利用1993—2011年中国城镇和农村居民的相关数据，通过协整模型，分别研究了住房支出、教育支出和医疗支出对我国城镇居民和农村居民消费的影响。本文与其他文章不同之处有四点：（1）与大多数研究不同，本文的住房支出不是统计年鉴中消费支出中的住房支出，而是购房支出。中国统计年鉴中的住房支出不包括购房支出，居民的购房支出属于固定资产投资，而不属于消费。（2）本文直接研究住房支出、教育支出和医疗支出对城乡居民消费的影响，而不是像其他研究那样，将三者综合为不确定性支出，这样能更好地观察三者对消费的不同影响。（3）本文使用中国统计年鉴1993—2011年的数据，而并没有选用从1978年至今的数据。这是因为教育改革、医疗改革和房地产市场改革是从20世纪90年代开始的，选用这些数据能更好地分析“三改”之后对消费的影响。

（一）模型构建

本文将使用协整模型，利用OLS模型研究三者对消费的长期均衡关系，并且，本文将对城镇和农村进行分别研究。基于上述考虑，本文影响居民消费的回归模型为：

ct=α0+α1ht+α2et+α3mt+ut

其中，ct为t期居民消费支出，ht为t期住房支出，et为t期教育支出，mt为t期医疗支出，ut为白噪声。

（二）变量选取、数据说明及平稳性检验

本文使用1993—2011年城乡时间序列数据，主要变量包括居民消费支出、居民住房支出、居民教育支出和居民医疗支出。其中住房支出为居民的购房支出。

注：D（c，2）表示对消费二阶差分，其他类同。检验类型中依次表示是否有常数项、趋势项和滞后阶数，其中滞后阶数根据SZ准则自动选取。根据上述ADF检验，发现这些变量都是二阶平稳的。

（三）协整检验

运用Johansen检验方法检验是否存在协整关系，结果如下：

根据Johansen检验（表2），我们可以看出不管是城镇还是农村，居民消费支出与住房支出、教育支出和医疗支出存在长期稳定均衡关系。

（四）回归结果

该方程的拟合优度为0.999372，调整后的拟合优度为0.999087，F检验的值为3503.187，概率为0.000，DW值为1.343328。除了教育支出e在15%水平上成立外，其他均在95%以上显著。因此，该模拟的方程还是可以接受的。

该方程的拟合优度为0.993890，调整后的拟合优度为0.992668，F检验的值为813.3679，概率为0.0000，DW的值为1.024508。所有的变量均在95%的水平上显著。因此该模拟方程可以接受。

（五）回归结果分析

城镇居民消费与医疗支出、住房支出以及其滞后一期、二期呈正相关，从模型来看这几个变量都十分显著。其中，医疗支出对城镇居民消费有很强的促进作用。城镇居民消费虽然与住房支出呈正相关，但住房支出对消费的促进作用非常小，可以说住房支出几乎不会促进消费。而消费与教育支出呈负相关，虽然是在15%水平上显著，但我们还是可以认为两者是负相关的，并且教育支出对城镇居民消费的挤出作用也是相当强的，教育支出每增加1元，消费支出就减少1.09元。再看农村，农村居民消费与住房支出、教育支出和医疗支出都呈正相关，且所有变量都显著。与城镇居民一样，医疗支出对农村居民消费也有很大的促进作用，而住房支出对消费的促进作用也是极小。不同的是，农村居民消费与教育支出呈现很明显的正相关，且教育支出对消费的促进作用很强。

四、结论与政策建议

本文利用城乡宏观数据，利用协整模型，分析了长期城乡居民消费与住房支出、教育支出和医疗支出的关系。结果发现医疗支出与消费呈正相关，且有很强的促进作用；住房支出虽然与消费呈正相关，但对消费的促进作用不强；教育支出对与城乡来说都有很强的正的影响。基于实证研究结论，针对“新三座大山”的现实背景，提出如下政策建议。

1.对于住房来说

自从开始房地产市场改革以来，不论是城镇还是农村，房价上涨都过快。尽管本文的实证研究并没有发现住房支出对消费有明显的抑制作用，但在这个动辄需要用一辈子的储蓄买一套房的现实下，政府应当采取适当的政策进一步完善房地产市场，抑制市场上的过度投机行为，控制房价的过快上涨，保证中低收入阶层的住房条件，控制资产过度膨胀带来的危害和风险。另外，在进行城镇化建设时，多多考虑普通百姓的利益，让他们住得起房。

2.对于医疗来说

虽然本文实证研究表明医疗支出对消费有很大的促进作用。但是笔者认为，医疗支出对消费的促进作用是因为现在人的健康意识增强，很多人会去购买一些医疗保健用品。因此，作为政府部门按照“保基本、强基层、建机制”要求，继续重点推进医疗保障、医疗服务、药品供应、公共卫生以及监管体制等综合改革；整合城乡居民基本养老保险和基本医疗保险制度，全面建成覆盖城乡居民的社会保障和医保体系；健全农村三级医疗卫生服务网络和城市社区卫生服务体系。

3.对于教育来说

农村居民普遍意识到只有知识才能改变命运，因此他们会更多地为子女在教育上投入资金。笔者认为这是因为城镇的孩子在择校方面有时要投入很大一笔资金。前段时间说某城市幼儿园一年二十万，还有许多家长排队去给孩子报名。这说明我国在教育资源分配上存在很大问题，政府应该规范学校的收费项目，严禁学校乱收费。

参考文献

[1]郭志仪，毛慧晓.制度变迁、不确定性与城镇居民消费——基于预防性储蓄理论的分析[J].经济经纬，2009（05）.

[2]杨汝岱，陈斌开.2009高等教育改革、预防性储蓄与居民消费行为[J].经济研究，2009（08）.

[3]张乐，雷良海.基于预防性储蓄理论的中国城镇居民的消费行为研究[J].消费经济，2010（04）.

[4]田青，马健，高铁梅.我国城镇居民消费影响因素的区域差异分析[J].管理世界，2008（07）.

[5]杨水根，雷楚晶.我国医疗保健支出对城镇居民消费影响研究[J].价格理论与实践，2013（03）.

[6]易行健，王俊海，易君健.预防性储蓄动机强度的时序变化与地区差异——基于中国农村居民的实证研究[J].经济研究，2008（02）.

[7]骆祚炎.住房支出、住房价格、财富效应与居民消费增长——兼论货币政策对资产价格波动的关注[J].财经科学，2010（05）.

消费支出论文篇（3）

 

农业部门的特殊性决定了政府必须对农业发展给予必要的财政支持，对此，中央政府一直非常重视，特别是近年来连续7个中央1号文件说明了这一点。在农业财政的各项支出中，支援农村生产支出和农林水利气象事业费的比重最大且在不断上升，农业基本建设支出次之，在90年代中期后大幅上升，农村救济费和农业科技三项费用支出一直在低位缓慢增长。同时，我国的经济转型之路必须要依靠广大农村居民的消费力的提高才能顺利进行。经济学理论早已证实了政府支出对居民消费的影响VAR，对于财政支农的各项支出，究竟怎样的结构才能对农村居民的消费起到最大的促进作用，这是一个值得研究的问题。

一、相关研究述评

关于政府支出与居民消费之间的关系,理论界一直都悬而未决。一种观点认为政府支出对居民消费有促进作用，即有“挤入效应”，另一种观点则认为政府支出会减少居民消费，即有“挤出效应”。国外学术界在实证结果方面也存在较大的分歧。Kormendi[1]、Ahmed[2]、Tsung-wu Ho[3]等运用不同的研究方法发现政府支出对居民消费存在显著的挤出效应。另一些学者却认为政府支出对私人消费有拉动效应，如Aschauer[4]、Blanchard 和Perotti[5]、等的研究。国内研究得出的结论也并不一致。刘溶沧和马栓友[6]、胡书东[7]、李广众[8]等研究证实我国财政支出对居民消费具有挤入效应。而黄赜琳[9]、潘彬等[10]；陈太明[11]等的研究得出财政支出挤出居民消费的结论。

为数不多的学者研究了财政支农对农村居民消费的影响，如李燕凌与曾福生[12]根据布朗—杰克逊估计方法,从农村公共支出影响因素及公共支出对私人消费影响的视角,运用1994年和2003年的截面数据及1994～2003年的面板数据数据对中国东部、中部和西部地区农村公共支出效果进行了分析，得出对不同地区和不同消费项目的影响并不同。储德银和闫伟[13]利用面板模型的研究结果认为财政支出对农村居民消费具有挤入效应。朱建军和常向阳[14]也利用面板模型研究表明,地方财政支农支出对农村居民消费具有显著的正向影响,而补贴性支出的影响不显著。胡永刚和杨智峰[15]使用SVAR方法的研究表明，财政农业支出对农村产出和居民消费是挤入的,科技费、救济及其他费与基本建设费对农村产出与居民消费有较明显的长期效应,事业费对农村产出与居民消费的短期效应明显,长期效应较弱。

检索国内对财政支农对农村居民消费影响的文献，发现大多研究没有注意到将可支配收入这个变量纳入到计量模型中，按照Tsung-wu Ho[3]观点，忽视此点会导致估计结果可能会是有偏的。鉴于此，本文将财政支农中的支援农村生产支出和农林水利气象事业费、农村基本建设支出、农业科技三项费用、农村救济费分别与消费与收入建立向量自回归（VAR）模型以考察不同的支农项目对农村居民消费的影响。

二、数据来源与实证方法的选取

（一）数据说明

财政对农业的支持是通过以下几个项目来实现的：支援农村生产支出和农林水利气象事业费、农业基本建设支出、农业科技三项费用支出、农村救济费等。

为了克服物价波动的影响,农民人均纯收入、农民人均消费支出选取1978～2006年数据，并利用农村居民消费价格指数进行平减。由于1985 年以前的农村居民消费价格指数官方未予公布, 本文用城市居民消费价格指数(1978 年= 100) 代替, 1985 年及其以后的农村居民消费价格指数是将当年官方公布的指数(1985 年= 100) 剩以1.342 (城市CPI1985年=134.2)而得来, 这种指标构造方法来自于Gale Johnson[16]选取农村人均纯收入是因为它实际上就是人均可支配收入。

农民人均所得财政支农数据的说明：由于对2006年后农村基本建设支出、农业科技三项费用和农村救济费的统计已停，鉴于数据的可得性，这三项变量选取了1978～2006 年的数据；支援农村生产支出和农林水利气象事业费选取1978～2008年度数据。财政支农用农村地区商品零售价格指数进行了平减。

变量定义：RI=人均农民纯收入；RC=人均农民消费支出；SZNS=人均支援农村生产支出和农林水利气象事业费；JBJS=人均农村基本建设支出；KJSX=人均农业科技三项费用；JJ=人均农村救济费。最后，为了消除异方差，将变量取对数后再做进一步的检验和回归。

本文数据均来源于相关年度的《中国农村统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《新中国50年统计资料汇编》、中经网统计数据库。

（二）实证方法

传统的经济计量方法（如联立方程模型方法）是以经济理论为基础来描述变量关系的模型。但是VAR，经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明，而且内生变量既可以出现在方程左端又可以出现在方程的右端使得估计和推断变得更加复杂。而Sims[21]提出向量自回归（VAR）这种多方程模型就可以解决这些问题。VAR模型是用模型中所有当期变量对所有变量的若干滞后项进行回归。VAR（）模型为：

， ～

其中，是的列向量，表示滞后阶数，是阶参数矩阵，是阶随机误差列向量。是 阶方差协方差矩阵。对最大滞后期数依据Akaike信息准则(AIC)确定。因为VAR模型右侧只含有滞后变量，而这些变量与误差项不存在相关关系，所以可以用OLS法对VAR模型内的方程逐一进行估计，且参数估计量具有一致性。根据本文的研究目的，建立四个三向量VAR模型，向量取值分别为：

模型Ⅰ：；模型Ⅱ：；

模型Ⅲ：；模型Ⅳ：。

本文将运用基于回归系数的Johansen 协整检验方法来检验变量之间的协整关系。得出协整检验的结果之后, 本文进一步利用Granger 因果关系检验以确定变量之间是否存在短期因果关系。接下来对VAR模型进行脉冲响应函数分析和方差分解以考察内生变量的冲击及不同冲击的重要性。

三、实证结果与分析

（一）ADF检验

对于时间序列数据, 为了避免出现伪回归现象, 本文首先利用ADF单位根检验法检验变量的平稳性,如果变量是单整的, 从而可以对相关变量进行协整检验以确定政府支出和居民消费支出的长期稳定关系。VAR滞后阶数以AIC值最小为原则,检验结果如表1所示。通过检验发现, 这些对数化的变量均为非平稳性变量, 而它们的差分序列平稳变量。所以, 这些变量都是过程，下面将进一步检验它们是否存在协整关系。

表1ADF单位根检验结果

 

序列

检验形式（C，T，K）

ADF检验值

临界值

结论

（C，T，0）

（C，0，0）

（CVAR，T，1）

（C，0，0）

（0，0，0）

（C，T，0）

（C，T，0）

（0，0，0）

（0，0，0）

（C，T，0）

（0，0，0）

（C，TVAR，0）

-2.719422

-3.403646

-2.813014

-2.849955

3.530990

-6.474696

-2.257807

-5.176240

-1.424645

-5.700810

1.478173

-7.729773

-3.218382*

-2.967767**

-3.221728*

-2.967767**

-1.610211*

-4.309824***

-3.225334*

-2.653401***

-1.609798*

-4.339330***

-1.609798*

-4.339330***

不平稳

平稳

不平稳

平稳

不平稳

平稳

不平稳

平稳

不平稳

消费支出论文篇（4）

本文选取2007—2016年人均财政性社保支出、人均消费水平和其他影响居民消费因素的数据进行分析，同时考虑到我国地域差异较大，采用Eviews软件对全国31个省(自治区、直辖市)的相关数据构建面板数据固定和随机效应模型分别进行分析，并最终得出东部、中部地区省份财政性社会保障支出对居民消费水平存在正向影响，而西部地区省份存在负向影响的结论。

1财政社会保障支出与居民消费的纵横向分析

1.1时间序列分析(纵向角度)

在数据选取方面，《中国统计年鉴》中财政社会保障支出以总额的形式列式，而本文为了剔除人口增长因素导致的财政社保支出的增加、保持与居民消费水平的人均口径一致，将财政社保支出总额除以当年全国人口总数，得到人均财政社保支出。2007—2016年，我国全国范围内人均财政性社会保障支出呈现出逐年增加的趋势。从理论角度出发，社会保障水平应当与一国经济发展水平相适应，不断向前发展。如果社会保障支出超出一国经济发展水平，那么就会给国家带来沉重的负担，不利于经济发展和居民生活水平的提高。我国人均财政社会保障支出低于人均GDP水平，表明我国社保支出能够与经济发展水平相匹配。从数据来看，2007年我国人均财政社会保障支出为412.26元，2016年已经达到1561.53元，已经接近2007年的四倍。随着时间推移，我国居民消费水平逐年稳步增加。从2007年人均7572元到2017年人均22902元，表明居民消费水平和生活质量大幅提高。除了消费数量的增加以外，消费的形式和结构也发生了很大的变化。随着互联网经济的兴起，“网购”成为居民消费的新形式，甚至超越了传统的实体店消费。仅仅在2018年“双十一”购物狂欢节当天，我国居民在淘宝网等电商平台上的消费就达到了2135亿元，同比增长26.9%，进一步表明我国居民的消费潜力和需求十分巨大，而且互联网的便利性极大地促进了居民消费水平的提升。人均社会保障支出远远低于人均消费水平，且随着时间的推进，两者的差距显著增大。这是因为国家财政社保支出的目的是缩小贫富差距，为养老、医疗等重大事项提供一定的保障，而且财政社保支出只能在一定水平上作用于未来收入的替代效应，无法完全替代收入，因此其数额不能完全覆盖居民消费支出。

1.2地区差异分析(横向角度)

通过观察2007年和2016年我国各省人均财政性社会保障支出数据（除香港、澳门、台湾），发现各省的人均社会保障支出存在很大的差异。总体来说，东部地区各省份的财政社保支出低于中部地区各省份，中部地区各省份低于西部地区各省份。经济发展较快的地区对社保的需求相对较低，而经济发展缓慢地区则相反。而从2007年和2016年我国各省人均消费数据（除香港、澳门、台湾）中可见，各省消费支出之间的差异也不容忽视。甚至与人均财政性社会保障支出相比，居民消费水平的差异更为明显。随着时间的发展，我国人均消费的地区差异在逐渐缩小，国家缩小贫富差距的政策产生了很大的效果，我国正向着更公平公正的方向发展。

2实证分析

2.1数据选取与说明

本文数据来源于《中国统计年鉴》《中国财政统计年鉴》和《中国劳动统计年鉴》等，其中选取了31个省(直辖市、自治区)(除香港、澳门、台湾)2007年至2016年的面板数据构建计量经济模型。

2.2模型构建及假设

结合消费理论分析，针对影响居民消费的主要因素，本文选取了财政性社会保障支出作为解释变量，由于居民可支配收入、消费价格指数(CPI)和上年末居民储蓄存款也可以影响消费水平，所以把它们作为控制变量，居民消费水平作为被解释变量，分析它们之间的相关关系，得出相应的结论。为了降低数据数量级之间的差异，减少波动性，本文将所有的相关变量同时取对数，得出的模型如下：lnC=α+β1lnSBZC+β2lnCPI+β3lnSNCX+β4lnSR+ε其中，C为居民消费水平，SBZC为财政性社会保障支出，CPI为消费价格指数，SNCX为上年末居民储蓄存款，SR为居民可支配收入，ε为随机扰动项。上述模型为全国范围内变量之间的关系，本文为了体现地区之间的差异性，将我国分为东、中、西部地区，分别建立模型如下：根据前文中的论述，我们作出假设：居民消费水平与财政性社会保障支出之间为负向相关关系。

2.3参数估计结果及分析

消费支出论文篇（5）

Abstract：In theory， the effect of fiscal expenditure impact on residents' consumption can be divided into two aspects： "crowding-in-effect" or "crowding-out-effect". Using the panel data of 16 cities from Anhui province， this paper analyses the influence of local government fiscal expenditure to consumption of urban and rural residents from the two dimensions of the total and structure effects. The results shows： from the total effect， local government fiscal expenditure has "crowd-in-effect" on the consumption of urban and rural residents， and the consumption of urban residents 'crowding-in-effect' is more obvious than that of the rural residents. From the structure effect， the administrative expenditure of local government has "crowding-out-effect" on the consumption of urban and rural residents； the health expenditure has "crowding-in-effect" on the consumption of urban and rural residents； education expenditure has "crowding-in-effect" on consumption of urban residents， but the impact on rural residents' consumption is not obvious； the effects of social security expenditure on bot the urban and rural residents' consumption are not obvious.

Key words：local government； fiscal expenditure； residents' consumption； effect

一、文献综述

近年来，内需已成为我国经济增长新的拉动力。为扩大内需、刺激居民消费，政府实施了积极的财政政策、增加财政支出，特别是民生方面的支出。在2014年底召开的中央经济工作会议上，政府又提出“继续实施积极的财政政策”，以此来释放消费潜力，从而“增强内需对经济增长的拉动力、使消费继续在推动经济发展中发挥基础作用”。财政支出与居民消费之间的关系，从影响方向上可以分为两类：一是财政支出促进了居民消费，即财政支出对居民消费具有挤入效应：二是财政支出抑制了居民消费，即财政支出对居民消费具有挤出效应。关于财政支出影响居民消费的效应，国内外学者进行了大量研究，但仍未得出一致的结论。

国外学者很早就开始研究财政支出对居民消费的影响。Bailey（1971）就通过研究发现公共部门提供的商品和服务挤出了θ（0

国内学者对财政支出影响居民消费的效应也进行了大量的研究，这些研究大体上可以分为两个方面：一是研究财政支出影响居民消费的总量效应；二是研究财政支出影响居民消费的结构效应。

（一）财政支出影响居民消费的总量效应。李广众（2005）依据消费者最优选择理论来构建计量模型，运用1952-1978年与1979-2002年两个时期的样本实证分析政府支出与居民消费之间关系，结果表明：改革开放以来，政府支出与居民消费之间表现为互补关系[3]；张治觉和吴定玉（2007）、陈冲（2011）、胡永刚和郭新强（2012）等通过构建模型进行实证分析也认为财政支出对居民消费具有挤入效应[4-6]；胡永刚、郭长林（2013）通过动态随机一般均衡模型（DSGE），运用我国1996Q1―2011Q4的季度数据分析了财政政策对居民消费的影响，研究表明财政支出扩张会导致居民消费增加[7]。但另外的一些学者的研究结论却与上面的截然相反。黄赜琳（2005）通过构建一个三部门实际经济周期模型来我国研究改革开放后的经济，结果表明改革开放后政府支出对居民消费产生了一定的挤出效应[8]；申琳和马丹（2007）、方福前和孙文凯（2014）通过实证分析也认为政府支出对居民消费有一定的挤出效应[9-10]。

（二）财政支出影响居民消费的结构效应。储德银、闫伟（2009）运用1998-2007年我国31个省份的面板数据来实证分析地方政府支出与农村居民消费之间的关系，结果表明：地方政府财政支农支出对农村居民消费具有显著的挤入效应，而转移性支出与农村居民消费的相关程度并不明显[11]。陈冲（2011）经过实证分析认为政府投资性支出和民生性支出对居民消费产生挤入效应，而消费性支出产生挤出效应。刘小川、汪利锬（2014）运用乘数―加速数模型来研究政府支出对居民消费的影响，结果表明一般公共事务性支出对居民消费产生挤出效应，民生性政府支出对居民消费产生挤入效应，经济事务性支出对居民消费呈现为先挤入后挤出的“倒U型”效应[12]。武晓利，晁江锋（2014）利用动态随机一般均衡（DSGE）模型框架来研究财政支出结构对居民消费率的影响，指出政府消费性支出在长期内挤出居民消费，而投资性支出在长期内对居民消费具有挤入效应，服务性支出和转移支付能有效挤入居民消费[13]。

上述研究文献，特别是国内文献，对财政支出影响居民消费效应的研究都是基于全国层面的研究，很少具体研究某个地方政府财政支出对居民消费的影响（李广众、黄赜林、胡永刚等）。由于在现行的政府财政支出里，除国防和外交支出需中央承担外，其它支出都是由中央和地方共同承担，或者是地方独自承担。其中如教育支出，医疗卫生支出和社会保障支出等有关民生的支出都由中央和地方政府共同承担，并以地方政府为主。因此，单独研究某个地方政府财政支出对居民消费的影响很有必要。同时，在研究财政支出影响居民消费效应时，有的学者没有考虑到我国城乡二元结构的特殊性（陈冲等）；或者考虑到了这种特殊性，但没有同时研究财政支出影响城乡居民消费效应，并分析两者之间的差异（储德银等）。基于此，本文通过构建面板模型，以安徽省16个地级市为样本，从总量和结构效应两个视角来实证分析安徽省地方政府财政支出对城乡居民消费的影响，研究地方政府财政支出总量和各类支出项目对城乡居民消费的“挤入”与“挤出”之争，并分析了地方政府财政支出对城乡居民消费影响效应之间的差异。本文随后部分的安排结构如下：第二部分阐述地方政府财政支出影响居民消费的作用机制；第三部分构建地方政府财政支出影响居民消费的模型；第四部分实证估计安徽省地方政府财政支出影响居民消费的结果并进行分析；最后就是本文的主要结论和政策建议。

二、地方政府财政支出影响居民消费的作用机制

本文利用凯恩斯的国民收入决定理论来分析地方政府财政支出影响居民消费的作用机制。在这里不考虑各地区之间的经济结构差异和国内产业分工情况，同时假定该地方政府辖区为一个封闭的经济，则引入的收入决定模型为：

依据经济性质的不同，地方政府财政支出可分为购买性支出和转移性支出。首先，购买性支出直接作用于生产和就业，购买性支出的增加会直接增加社会总需求，在社会总供给小于总需求或经济没有达到充分就业时，社会总供给也随之增加、就业增加，居民可以选择更好的就业机会或更多的人获得就业机会，使得居民收入增加。在其他条件不变的情况下，居民收入的增加导致居民消费的增加，即GADS、就业YYdC；其次，转移性支出直接作用于收入分配，当增加转移性支出时，如社会保障支出，通过分配和再分配使居民可支配收入提高，从而促进居民消费，即TRYdC。

上面是分析了财政支出对居民消费的总体影响，由于不同支出项目影响居民消费的作用机制不同，因此就有必要分析各支出项目影响居民消费的作用机制，即财政支出对居民消费的结构影响。第一，行政管理支出与居民消费。行政管理支出是政府履行行政管理这一基本职能发生的支出，政府通过行政管理来维持生产和生活秩序，为企业与居民提供稳定安全的生产和生活环境，有利于社会经济发展和促进居民消费。当行政管理支出规模过大时，就意味着政府规模的扩张和干预程度的加强，此时政府就可能过度干预市场，存在“越位”可能。政府的过度干预可能引起市场机制扭曲，从而抑制了居民消费；第二，教育支出和居民消费。政府教育性经费支出直接影响着教育水平的提升与劳动力素质的高低，而劳动力素质的高低又直接影响着劳动者工资水平的高低。政府通过增加教育支出改善学校基础设施、引进优秀人才等，来提高学校的师资水平和教学质量，从而提升劳动者的受教育水平，提高劳动者的专业技能和素质。劳动者专业技能和素质提升后，可以为企业创造更大的价值，劳动者的工资待遇水平也会提升，从而促进了劳动者的消费水平；第三，社会保障支出和居民消费。一是社会保障支出具有收入再分配功能，直接增加居民可支配收入，从而促进居民消费，二是社会保障支出的增加，可以减少居民预期支出的不确定性，从而间接提高居民消费愿望；第四，医疗卫生支出和居民消费。政府通过增加医疗卫生支出，来提升医疗服务水平和医疗保障水平，从而提高了居民的健康水平，而健康对工资率有显著影响（田艳芳，2013）。因此，居民好的健康水平促进了收入水平的增加，从而进一步促进了居民消费。

三、模型构建和数据说明

（一）模型构建

本文在消费者最优选择理论的框架下，借鉴储德银（2009）、睢党臣（2012）、邹红（2014）等文献的思路，构建以居民消费为被解释变量，地方政府财政支出为核心解释变量的面板数据模型。考虑到居民收入对居民消费有着重要影响，为了提高模型估计结果的精确性和科学性，故将居民收入也加入到模型中，具体的实证分析模型如公式（4）所示：

模型（4）为地方政府财政支出影响城乡居民消费总量效应的模型。其中，下标i和t分别表示第i个地级市和第t个时期，c表示城乡居民人均消费水平，y表示城乡居民人均收入水平，zc表示人均财政支出，且为了减少变量的波动性，对所有变量做对数处理。

考虑到本文还要分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应，根据前文的理论分析，用人均行政管理支出、人均教育支出、人均社会保障支出和人均医疗卫生支出来代替模型（4）中的人均财政支出变量，实证分析模型如公式（5）所示：

模型（2）为地方政府财政支出影响城乡居民消费结构效应的模型。其中，下标i和t分别表示第i个地级市和第t个时期，xz表示人均行政管理支出，jy表示人均教育支出，sb表示人均社会保障支出，yl表示人均医疗卫生支出，所有变量做对数处理。

（二）数据说明

本文的分析样本为安徽省16个地级市，时间跨度为2008-2013年。由于安徽省2011年进行了行政区划改革（撤销巢湖市），为了保证数据的完整性，本文将巢湖市2011年之前每年的数据并入到合肥市处理。本文所有原始数据均来源于《安徽省统计年鉴》（2009-2014），为了增强实证结果的可信度和科学性，所有数据用消费者价格指数进行平减（2008=100）。模型中的各类财政支出的人均变量是指某地级市的该类财政支出总量除以该市的户籍人口数的数值，如人均财政支出就是通过某地级市的财政支出总量除以该市的户籍人口总数得到，其中行政管理支出用一般公共服务支出来代替。各变量的统计特征如表1所示。

四、实证估计结果及其分析

（一）地方政府财政支出影响居民消费的总量效应

1.地方政府财政支出影响城镇居民消费的总量效应

由于本文仅仅分析安徽省内的情况，本文认为固定效应模型在理论上比混合回归模型和随机效应模型更适合。同时根据协方差分析检验，本文最终选取固定效应变截距面板模型来实证分析地方政府财政支出影响城镇居民消费的总量效应，实证估计结果如表2中（1）列所示。

从估计结果可知：首先，人均财政支出的系数显著为正，说明安徽省地方政府财政支出促进了城镇居民消费，即地方政府财政支出对城镇居民消费具有“挤入”效应；其次，人均财政支出的回归系数为0.182 7，说明在其它条件不变的情况下，人均财政支出增加一个百分点，城镇居民人均消费平均增加0.182 7%；最后，城镇居民人均收入和人均消费同方向变化，且城镇居民人均收入增加一个百分点，其人均消费平均增加0.457 9%。

2.地方政府财政支出影响农村居民消费的总量效应

通过协方差分析检验，本文选取固定效应不变系数面板模型来实证分析地方政府财政支出影响农村居民消费的总量效应。实证估计结果如表2中（2）列所示。根据实证估计结果可知：人均财政支出的回归系数为0.089 6，且在10%的显著性水平下通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均财政支出增加一个百分点，农村居民人均消费平均增加0.089 6%。这意味着安徽省地方政府财政支出对农村居民消费具有促进作用，即地方政府财政对农村居民消费也具有“挤入”效应。同时，农村居民人均收入也促进了其消费水平，在其它条件不变的情况下，农村居民人均收入增加一个百分点，其人均消费平均增加0.657 4%。

3、地方政府财政支出影响城乡居民消费总量效应差异的分析

根据表2中的估计结果可知，地方政府财政支出对城乡居民消费都具有“挤入”效应，但是挤入的程度却不相同，地方政府财政支出对城镇居民消费的挤入程度高于其对农村居民消费的挤入程度。本文认为这是由于公共服务非均等化造成的。当前，安徽省基本公共服务的非均等化问题比较突出，并由此使地区间、城乡之间、不同群体之间在基础教育、公共医疗、社会保障等基本公共服务方面的差距逐步拉大。城镇居民享受到的公共服务高于农村居民享受到的，这就使的政府增加财政支出时，城镇居民得到的优惠多于农村居民的，从而更能够促进城镇居民的消费。同时也可以得知，城乡居民人均收入的消费弹性也不相同，城镇居民人均收入的消费弹性小于农村居民的消费弹性，即农村居民人均收入的增加更能促进其消费水平的增长。本文认为这主要是由于农村居民的收入水平低于城镇居民的，导致农村居民的消费水平也低于城镇居民的。当居民收入水平上升时，农村居民会更多将收入用于消费，来提高自己的生活水平。

（二）地方政府财政支出影响居民消费的结构效应

本文除了分析安徽省地方政府财政支出影响居民消费的总量效应外，还分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应。由于本文在分析地方政府财政支出影响居民消费结构效应时的样本时期跨度较短，而且时期较短的原因是我国在2006年进行了政府收支分类改革，安徽省从2007年开始实施新的收支口径，从而使得样本只能从2007年开始，这种客观原因是无法克服的。因此，本文采用混合堆积回归的形式实证分析地方政府财政支出影响居民消费的结构效应。也正因如此，本文仅能运用OLS对模型（5）进行实证估计，实证估计结果如表3所示。

根据表3的实证估计结果可知：首先，人均行政管理支出的回归系数分别为-0.174 9、-0.079 6，且在5%的显著性水平下均通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均行政管理支出增加1%，城乡居民人均消费分别减少0.174 9%、0.079 6%，即地方政府行政管理支出对城乡居民消费均具有“挤出”效应。本文认为这是由于行政管理支出是非生产的消耗性支出，在政府预算规模不变的情况下，行政管理支出增加必然会减少其它方面的支出，如社会保障、教育和医疗卫生等民生性支出，从而不利于增加居民消费。同时，政府行政管理支出规模扩大，意味着政府规模的扩张和干预程度的加强，此时政府就可能过度干预市场，存在“越位”可能。政府的过度干预可能引起市场机制扭曲，从而抑制了居民消费。其次，人均教育支出的回归系数分别为0.199 4、-0.052 2，且前者在1%的显著性水平通过了t检验，而后者没有通过t检验，这意味着地方政府教育支出对城镇居民消费具有“挤入”效应，但是对农村居民消费的影响却不明显。再次，人均社会保障支出的回归系数均没有通过t检验，说明地方政府社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。本文认为这是因为安徽省的社会保障制度还不够完善，不能降低居民的预期支出的不确定性，从而导致社会保障支出对居民消费的影响不明显。最后，人均医疗卫生支出的回归系数分别为0.299 8、0.237 4，且在1%的显著性水平下通过了t检验，说明在其它条件不变的情况下，人均医疗卫生支出增加1%，城乡居民人均消费分别增加0.299 8%、0.237 4%，即地方政府医疗卫生支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应。本文认为这是因为政府增加医疗卫生经费的投入，有利于提高医疗服务和医疗保障，从而提高居民的健康水平，好的健康水平促进了工资收入水平的上升，从而引起居民消费水平的提高。

五、主要结论和政策建议

本文运用安徽省16个地级市面板数据，从总量和结构效应两个维度来实证分析地方政府财政支出对城乡居民消费的影响。结果表明：从总量效应看，地方政府财政支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应，且对城镇居民消费的挤入效果更明显。从结构效应看，地方政府行政管理支出对城乡居民消费均具有“挤出”效应；医疗卫生支出对城乡居民消费均具有“挤入”效应；教育支出对城镇居民消费具有“挤入”效应，但是对农村居民消费的影响却不明显；社会保障支出对城乡居民消费的影响均不明显。

消费支出论文篇（6）

关键词：政府消费；居民消费；挤出；挤入；发展阶段

中图分类号：F1261文献标识码：A

从消费主体上看，最终消费包括居民消费和政府消费两部分。与之相对应，消费率相应地也可以分为居民消费率与政府消费率。由于居民消费在最终消费中的比重更大，内生于经济运行当中，成为消费问题研究的主要对象。本文也着重研究中国居民消费率的内在规律，而将政府消费率视为外生政策变量。

一、文献综述

（一）政府消费与居民消费关系理论

政府消费对居民消费存在着挤出效应、挤入效应，其中前者体现为政府消费对居民消费的负向替代，后者体现为政府消费与居民消费的正向互补。理论上挤出效应源于新古典模型，而挤入效应源于新凯恩斯模型。

在新古典模型中，伴随着政府支出冲击，实际工资必然下降，因为相应的劳动力供给的增加会降低劳动的边际产品。根据新古典主义真实经济周期（RBC）理论，政府消费的增加减少了私人家庭的持久收入，因此产生了某种负财富效应并降低了私人消费。为了防止消费的大幅度下降，私人家庭会增加劳动供给，但这种替代效应通常并不足以抵消负财富效应对消费的影响，因此居民消费总量会减少。Bailey（1971）首次提出政府消费与私人消费之间可能存在一定程度的替代性。Barro（1981）将这一假设结合进一般消费模型，使政府支出对消费者效用产生直接的影响。之后，又有不少经验研究验证了许多发达国家私人消费对政府支出变化的负向替代反应，如Tsung-wu Ho（2001）对日本的实证研究给出了类似的结果。不过，新古典框架中政府消费对居民消费也可以产生正向挤入效应。如Devereux， Head and Lapham （1994）在新古典模型框架内，使用规模报酬递增和垄断竞争的假设，研究了政府支出冲击的影响。结果表明，政府消费将会带来生产率的内生增长，进而提高实际工资水平，并导致消费对闲暇的替代，政府支出的增加将会挤入私人消费。

新凯恩斯模型框架下的研究更多支持政府消费与私人消费存在正向互补的挤入效应。不同于无摩擦的新古典范式，Gali、Salido 和Valles（2005）使用具有价格粘性和非竞争性劳动力市场特征的新凯恩斯模型，论证了政府支出对居民消费的正向影响。其传导机制是，在价格粘性的条件下，政府支出的增加导致总需求增加，企业的劳动力需求相应增加。由于劳动力市场的垄断特质，将导致实际工资水平的明显上涨，高的工资收入会提升依照经验规则进行决策的家庭的消费水平，如果这部分消费者在总人口中所占的比重足够大的话，那么消费总量就会增加。从实证研究看，Karras（1994）考察了30个国家私人消费对政府支出增加的反应，发现政府消费的增加会提高私人消费的边际效用，从而在整体上公共消费与私人消费之间更多地表现为一种互补关系而不是替代关系。Coenen和Straub（2005）用新凯恩斯DSGE模型检验了政府消费冲击对欧元区非李嘉图居民消费的影响。通过贝叶斯干预（Bayesian Inference）方法，他们得出非李嘉图居民相对整体而言更倾向于提高消费水平。但主要因为非李嘉图居民的比例相对较低，以及政府消费冲击高度持久的财富负面效应大，政府消费冲击挤出消费的机会小。

不同学派的理论争议为综合研究政府消费对居民消费影响提供了基础，使全面真实地得出政府消费与居民消费关系成为可能。

（二）政府消费与居民消费关系经验研究

政府消费与居民消费关系的经验研究结论不一而足，也源于不同时期、不同经济体的消费结构不同。不同的财政支出对居民消费的效应不同，如科教文卫支出、社会保障支出等对居民消费具有积极的支撑与促进作用，而行政费用支出则可能挤出居民消费。政府消费与居民消费总的关系取决于各部分挤出或挤入效应的加权之和。政府消费的组成结构不同，对居民消费的影响也会不同。因此，要得出特定国家、特定时期准确全面的经验结论，就有必要对政府各类消费对居民消费的影响分别进行分析，这也构成了政府消费对居民消费综合效应的基础。

不同时期、不同国家政府消费的结构不同，与居民消费的关系也会不同，因此实证研究方面不能简单套用外国经验。实际上，也有不少对中国政府消费与居民消费关系的经验研究，但得出的结论也并不一致。如Kwan（2006）就通过面板协整回归检验了东亚9个国家政府消费对私人消费的替代问题，他的结论是中国政府消费与居民消费的关系是正向的。谢建国和陈漓高（2002）通过建立一个居民消费的跨期替代模型，分析了中国政府支出与居民消费之间的关系，认为在短期内政府支出对总需求具有挤入效应，而在长期均衡时具有挤出效应。李广众（2005）利用差分模型对改革开放前后两个不同时期内的政府支出与居民消费的关系进行了分析，认为政府支出与居民消费之间存在一定的互补性，改革开放之后，这种互补性得到加强。

二、政府消费与居民消费的理论框架

本文在新古典理论模型框架下，综合考虑新凯恩斯主义理论暗含的政府可以通过调控支出从而正面影响居民消费的机制，并在政府消费与居民消费关系中加入当期可支配收入一项，这也将大大加强模型的解释能力（见Tsung-wu Ho，2001）。

按照新古典理论经典研究框架，消费者在第t期的有效消费ct*可被表示为：

其中ct是实际消费支出，Gt是政府支出，α是描绘ct*和Gt关系的系数。

满足消费者效应最大化的最优目标函数和约束条件分别为：

其中U0表示消费者的效用函数，At和Yt分别表示消费者在第t期拥有的资产和获得的劳动收入，β代表消费者的主观贴现率，r代表不随时间变化的利率。这个问题的拉格朗日函数可表示为：

可以证明该函数的解满足Euler方程解：

为了便于实证检验，假设消费行为遵循Hall（1978）提出的随机游走假说，即各期的消费水平服从随机游走过程。令β=11+r，可得：

这样（1）式可以被表示为：

上式清楚地表达了政府支出对居民消费的影响。当α>0时，政府支出增加引起居民消费的减少，产生挤出效应；当α

基于上述思路，可以建立如下模型进行实证检验：

基于当期可支配收入在决定居民消费方面的作用不可或缺，我们还需要在上式中增加人均可支配收入。同时为了计算简便，笔者还将各数据与GDP总额相比，分别得出居民消费率CR、政府消费率GR、可支配收入占比YDR。这样就可以建立我们所需要检验的政府消费率与居民消费率的基本方程：

三、中国居民消费率与政府消费率的实证研究

（一）中国居民消费率初步数据分析

中国居民消费率总体呈现出不断下降的趋势，其能从连续时间的数据中体现出来：1978-1992年间在50%附近波动，1993-2002年间在45%左右，而这之后不断下降，2008年已接近35%。

中国居民消费率经历了两个较为完整的周期。第一个周期是1978-1994年，第二个是从1994年至今，其中2000年以来居民消费率下降剧烈。第一个周期中，1978-1981年为上升阶段，居民消费率从488%上升到525%，上升37个百分点；1981-1994年为下降阶段，居民消费率从525%下降到435%，下降9个百分点，大于上升阶段上升的幅度。第二个周期中，1994-2000年为上升阶段，居民消费率从435%上升到464%，上升29个百分点；2000年以后，居民消费率一路下降至2008年的356%，下降11个百分点。考虑中国居民消费率、政府消费率与消费率的相关性。1978-2007年中国的居民消费率与消费率高度正相关，相关系数为098，显著性水平也很高。不过，中国政府消费率与消费率的相关性不强，相关系数为021，且显著性水平都比较低。中国的居民消费率与当年及滞后几年的政府消费率呈现出弱的负相关关系。

（二）居民消费率与政府消费率的均衡关系

为了避免居民消费率（RCR）与政府消费率（GCR）时间序列的谬误回归，本文首先检验这些变量的平稳性。通过ADF检验，发现RCR与GCR的ADP值的绝对数比1%、5%与10%同时都要小，即不平稳。但是，其各自的一阶差分ΔRCR与ΔGCR分别在5%与10%的显著性水平下平稳，见表1。

总体而言，改革开放后中国居民消费率与政府消费率之间均不存在协整关系。利用1978-2008年的数据进行Johansen协整检验，原假设协整方程数为0、1、2时，Trace统计量均小于各自在5%的临界值，说明总体而言中国居民消费率与政府消费率之间不存在长期均衡的协整关系（如表2）。

将改革开放以来的时间序列数据分为1978-1990年、1991-2008年两个阶段，分别对其进行Johansen协整检验（如表2）发现：1978-1990年原假设协整方程数为0、1、2时，Trace统计量均大于各自在5%的临界值，说明此时期中国居民消费率与政府消费率之间存在3个协整关系方程；1991-2008年原假设协整方程数为0时Trace统计量大于在5%的临界值，原假设协整方程数为1、2时，Trace统计量小于在5%的临界值，说明此时期中国居民消费率与政府消费率之间存在1个协整关系方程。分阶段看，1990年前、后两个阶段中国居民消费率与政府消费率之间均存在长期均衡关系。

中国政府消费对居民消费存在挤出效应，且效应阶段性增加。根据分阶段的协整关系，对理论方程crt=β0+β1GRt+β2YDRt+εt进行估计，得到1990年前、后两个阶段中国居民消费率与政府消费率、可支配收入占比的系数值。估计结果显示：这两个阶段中政府消费率对居民消费率的系数均为负值，表明中国政府消费对居民消费存在挤出效应；1991-2008年阶段，政府消费率对居民消费率系数绝对值增加近一倍，表明该阶段中国政府消费对居民消费的挤出效应增强（见表3）。

（三）居民消费率与政府消费率的因果性与动态效应

中国居民消费与政府消费存在相互的Granger因果性。借助格兰杰因果关系检验的方法从实证的角度检验居民消费率与政府消费率变量之间的共生性，发现在确定5%的显著性水平下，滞后2期时GCR是RCR的Granger原因；同时，RCR也是GCR的Granger原因。因此，居民消费率与政府消费率互为Granger因果关系，两者之间存在着相互作用（见表4）。

为了检验中国居民消费率与政府消费率之间的动态作用机制，利用由Sims推出的向量自回归模型，建立居民消费率RCR与政府消费率GCR的VAR模型。根据AIC最小者为最优滞后期的准则，综合考虑模型的解释力与操作性，仍将滞后阶数定为2期。估计采用的实际模型为：

其中，u为误差项，为VAR模型中的脉冲值。

VAR模型在Eviews上进行估计得到结果显示，政府消费率对居民消费率的影响开始为正，但随后产生较大负面影响。这表明虽然总体而言中国政府消费对居民消费有较强的挤出效应，但开始却先体现为一定的挤入效应（见表5）。

通过脉冲响应函数（IRF）进一步观察政府消费率对居民消费率的动态冲击效果，也发现10期内中国政府消费对居民消费的冲击开始小幅正值，但随后为较大的负值，印证了上述动态效应。

四、分析与展望

政府消费对居民消费存在着挤出效应、挤入效应两类影响分别植根于新古典理论与新凯恩斯理论。本文在典型的新古典经济学的分析框架下，引入凯恩斯主义中的当期绝对可支配收入，从而增强了模型的解释力。将此理论模型应用于中国改革开放以来的经验分析发现：居民消费率与政府消费率、可支配收入占比之间存在阶段性的协整关系，政府消费对居民消费存在加强的挤出效应；政府消费与居民消费共生，互为Granger因果；政府消费对居民消费的动态效应是开始为挤入后为更强挤出。中国经验研究结果基本与真实经济周期（RBC）理论的预言一致，而与许多对于发达国家进行经验研究得出的结论不一致。中国政府消费与居民消费的特殊关系是由中国经济的发展阶段、中国政府消费的结构决定的。

1978-2008年中国经济基本处在1 000（1964年）美元之下，按照钱纳里-赛尔昆根据1950-1970年全球经验得出的结论，中国的居民消费率与政府消费率将呈现出相反的替代趋势，中国实证的结论也印证了这一经验准则。改革开放以来的经济发展阶段是中国居民消费率与政府消费率关系的特殊性背景。如果中国经济继续遵循这一发展路径，随着居民消费率稳定、政府消费率下降，中国政府消费对居民消费的关系将从负向替代转为正向互补，即从挤出变为挤入。

在新的经济增长阶段，中国政府消费的职能将从推动经济建设向提供公共服务过渡。政府直接推动经济增长能够保证社会总需求，通过提高居民可支配收入来增加居民消费。不过中国改革开放以来的经验表明这种正向的挤入效应不显著。随着中国经济步入新的发展阶段，经济发展方式从粗放型向集约型过渡，同时要求政府消费提供促进人力资本提高的公共产品。公共产品对于增加居民可支配收入与消费倾向的正向作用在理论上与发达国家的经验上得到了证实，公共产品支出权重增加将增强政府消费对居民消费的正向互补作用。长期来看，中国的政府消费对居民消费的作用也将从挤出变为挤入。

参考文献：

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[5]Pettis M. China′s Consumption Conundrum[N].Wall Street Journal， 2009-04-12.

消费支出论文篇（7）

关键词：社会性支出 居民消费 消费决策

财政社会性支出中包含教育、医疗卫生以及社会保障支出，财政社会性支出对经济增长不仅仅产生直接影响，更重要的是可以营造一个良好的消费环境，是影响居民消费函数的重要因子，进而解释其对经济增长产生的积极效应。借助西方消费函数理论进行分析，可以做出推断：财政社会性支出对居民消费有着重要影响。本文以消费函数理论为基础，通过数理方法推导出财政社会性支出影响居民消费的理论模型，并进行计量检验，以探讨实证结果与理论假设是否一致。

理论模型的构建

为了得出财政社会性支出影响居民消费的传导机理，本文在消费者最优选择框架内对财政社会性支出与居民消费之间的关系进行推导。首先假定代表性消费者在其一生中最大化的效用函数及其面临的预算约束为：

（1）

s.t.At=At-1(1+r)+Yt-Ct-Gt （2）

其中Et代表基于t期信息对未来的预期，β是折现因子，C*t为t期有效消费，At表示t期所拥有的实际金融资产，r是实际利率，Yt是实际收入，Ct是居民消费支出，Gt是政府支出。联立方程（1）、（2），可知为确定条件下求解效用最大值问题，构造其Lagrangean函数为：

（3）

上式中λt是Lagrangean乘子，在此度量财富的边际效应。假定个人消费效用函数为相对风险厌恶函数（CRRA）：

（4）

其中δ>0，U`(C*)=C*-δ>0，U``(C*)=-δC*-δ-1

消费者不仅消费私人产品而且消费公共产品，所以其获得的消费效用应由两部分组成，Baily、Tsung-wu Ho等认为有效消费函数是一个线性的组合即：C*t=Ct+θGt，式中θ代表政府支出与居民实际消费支出之间的效用关系。当θ>0时，政府支出与居民消费具有完全的替代关系，当θ

C*=CtGtφ （5）

式中φ为政府支出与居民消费之间的关系系数。这一改进更符合中国居民的实际消费情况，因此本文采用改进后的模型来定义有效消费函数。接下来对（3）式求解，得到其一阶条件为：

（6）

E0[β(1+r)λt-1]=λt （7）

又因为根据（5）式有，，将（6）式中解出的λt，λt+1代入（7）式中得到：

Ct-δGtφ(1-δ)=[β(1+r)Ct+1-δGt+1φ(1-δ)] （8）

对（8）式两边取对数，整理后有：

（9）

令，，随机误差项为ut，则（9）式可改写成：

lnCt=α0+α1lnGt+ut （10）

影响居民消费的因素很多，通常认为居民可支配收入和居民的消费习惯是影响居民消费的重要因素，因此为了使实证检验的结果更加真实，可以增加居民可支配收入Yt作为解释变量，从而得到基本方程：

lnCt=α0+α1lnGt+α2lnYt+ut （11）

实际上，如果假设居民可支配收入与政府支出相关，即令Yt=β0Gt，则Ct=β1+β2Yt+β3Ct-1=β1+β0β2Gt+β3Ct-1=α0+α1Gt+α2Ct-1，该表达式同样具有可解释性，然而由于居民可支配收入与政府支出之间的相关性有待考证，所以本文选择（11）式作为下一步实证检验的基础。

财政社会性支出与居民消费总量关系的协整检验

（一）变量设定与数据说明

关于财政社会性支出、居民消费函数的理论推导为实证研究提供了逻辑基础，为了从实践角度考察居民消费总量（C）与财政社会性支出（S）、居民可支配收入（Y）之间所存在的函数关系，本文运用1990-2009年的数据资料进行论证，得出三者之间关系的经验结果。其中居民消费支出总量为国民生产总值中的居民消费支出，财政社会性支出根据前文的统计口径计算所得，居民可支配收入=城镇居民人均可支配收入*城镇人口总数+农村居民人均纯收入*农村人口总数（以上数据均来源于中国统计年鉴2010）。为了消除期间通货膨胀对数据的扭曲，居民消费总量和居民可支配收入采用居民消费价格指数（1978年=100）进行调整，财政社会性支出采用商品零售价格指数（1978年=100）进行调整。为了减少时间序列的异方差和波动性，采用对数化形式对其进行处理，即把C、S和Y转化为LnC、LnS和LnY。模型的数据全部使用Eviews5进行处理。

（二）单位根检验

在时间序列平稳的基础上，确立的计量经济模型才具有实践指导意义，然而现实中绝大多数时间序列数据都存在非平稳性的特点，将非平稳的时间序列数据进行回归分析时，会带来“伪回归”问题，使得估计出的参数产生偏差，所以需要首先判断时间序列的平稳性。可以采用单位根检验的方法，考察时间序列是否平稳，如果序列不平稳，一般可以再通过差分使之变得平稳，经过N次差分，则称之为N阶单整。用ADF方法对LnC、LnS和LnY及其差分变量进行单位根检验，得到的结果如表1所示。

表1显示，LnC、 LnS、LnY的一阶差分的t统计量都小于5%水平的临界值，因此可以认为不存在单位根，均为平稳时间序列。为了考察三者之间的长期均衡关系，需要继续进行协整检验。

（三）协整检验

协整理论（Engle和Granger）认为虽然某些经济变量是非平稳的，但是它们之间的某种线性组合是平稳的，因此可以通过协整理论介绍的方法来处理这些非平稳数据。本文运用EG两步法进行协整检验：先做两变量之间的回归，然后检验回归残差的平稳性。以lnCt为被解释变量，lnSt、lnYt为解释变量，用OLS方法估计回归模型，其回归结果如下：

lnCt=0.12094-0.095913lnSt+1.062850lnYt+et

（0.024168）（-1.501024）（10.52225）

R2=0.996432 F=2373.455

对上式残差进行单位根检验，其结果如表2所示。

由表2可知，t值为-3.304841，小于5%显著性水平下的临界值-3.029970，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，这也说明变量lnCt与lnSt、lnYt之间存在协整关系。

（四）建立误差修正模型

误差修正模型（error correction model，ECM）是具有特定形式的计量经济模型。lnCt与lnSt、lnYt之间存在协整，表明从长期来看三者具有长期均衡关系，但从短期来看，短期波动可能产生失衡，其经济关系是一个从短期失衡趋于长期均衡的动态过程。为了使模型更加精确，可以把误差项et视为均衡误差，通过建立误差修正模型把短期行为与长期变化联系起来，建立的误差修正模型基本结构如下：

VlnCt=β0+β1VlnSt+β2VlnYt+β3et-1

本文以VlnCt为被解释变量，以VlnSt、VlnYt和et-1作为解释变量，估计回归方程，使用Eviews5操作得到的结果如下：

VlnCt=0.058898-0.023993VlnSt+0.357823VlnYt-0.396047et-1+εt

（3.012640）（-478690）（1.944425）（-3.548781）

R2=0.495698 F=4.914690

上述的结果表明，从短期来看，居民可支配收入变化对居民消费的影响更大，而财政社会性支出对其影响并不是很显著。如果前期居民消费偏离均衡水平，则本期将以-0.396047的力度对偏差进行调整。

（五）格兰杰因果检验

变量之间的长期均衡关系并不意味着相互之间存在因果关系，如果缺乏因果关系则相互之间的关系就没有实际意义。所以需要采用格兰杰因果检验法检验它们之间的因果关系。取两期滞后，Eviews得出估计结果（见表3）。

由表3可以看出，在1%的显著性水平下，拒绝“LnS不是LnC格兰杰原因”的原假设，即LnS是影响LnC的重要原因；而1%的显著性水平下不能拒绝“LnC不是LnS格兰杰原因”，即接受原假说。说明两者之间只存在单向的因果关系，而不存在双向的因果关系。

结论

本文通过单位根检验发现，财政社会性支出、居民消费总量的增长都是相对平稳的。通过进一步分析财政社会性支出与全体居民消费总量之间的长期均衡与短期波动，本文可以得出以下结论：无论是短期还是长期，财政社会性支出对居民消费总量都存在程度较弱的“挤出效应”。 短期内财政社会性支出增加虽然可以改变消费者的暂时收入水平，但是由于对持久收入水平产生的影响较小，所以其对居民消费的“挤出效应”较弱，实证研究正好印证了这一点。财政社会性支出的长期变化可以改变消费者持久收入水平，并影响消费者的未来收入预期，进而改变其消费决策，即从长期来说财政社会性支出能明显刺激居民消费。

参考文献：

1.谢建国，陈漓高.政府支出与居民消费—一个基于跨期替代模型的中国经验分析.当代经济科学，2002.10

2.楚尔鸣，鲁旭.基于面板协整的地方政府支出与居民消费关系的实证检验.经济理论与经济管理，2008.6

消费支出论文篇（8）

中图分类号：F812.7 文献标识码：A 文章编号：1008-2670(2011)04-0017-06

收稿日期：2011-05-18

作者简介：李敬子(1988-)，女，河南新乡人，华南师范大学经济与管理学院硕士研究生，研究方向：跨国公司理论与实践;张彦(1986-),女,宁夏银川人，华南师范大学经济与管理学院硕士研究生，研究方向：产业国际竞争力。

一、 引言

改革开放以来，中国经济迅猛发展，GDP平均每年以10%左右的速度增长，但是居民消费需求占GDP的比重一路下滑，到2004年才有上升的趋势，但2006年又开始下降，消费作为拉动经济增长的动力之一，贡献却在逐年减小，消费需求偏低是造成中国内需不足的主要原因。2007年席卷全球的次债危机引发的金融危机对中国经济产生了诸多不利影响，海外债权投资损失增加、中国货币政策加息空间减小、国内出口降低、通胀压力加大等等问题都如期而至，2008年中国政府投资4万亿元来刺激经济。广东省作为贸易大省，2008、2009年GDP均居全国第一位。近年来，政府重视协调投资与消费比例，加大力度刺激居民消费需求，从财政政策方面做好促进消费需求以扩大内需、促进国民经济又好又快发展具有重要的现实意义。然而，财政支出对居民消费需求到底是具有挤入效应还是挤出效应，国内外学者的研究结论不一，本文所研究的问题是广东省财政支出与居民消费需求之间存在怎样的关系，针对广东省经济振兴应该采取什么样的财政政策。

二、 文献综述

（一）国外对财政支出与居民消费需求理论的研究

国外学者对财政支出与消费需求理论的研究，可以归纳为两个方面：

第一，财政支出对居民消费具有挤出效应。新自由主义学派认为政府支出增加会导致税负上升从而减少人们的预期可支配收入, 因此它对私人消费有挤出效用；Bailey［1］从政府公共部门所提供的商品和服务与私人消费角度，Ahmed［2］从小型开放经济中政府的临时性支出和持久性支出与居民消费角度，Tsungwu Ho［3］从经合组织24个工业国的政府支出与居民消费之间的关系进行研究,都得出政府支出对居民消费存在明显的挤出效应。

第二，财政支出对居民消费具有挤入效应。英国经济学家托马斯•罗伯特•马尔萨斯［4］是阐述有效需求与财政支出的密切关系的第一人，认为地主、牧师和政府的支出对增加社会有效需求是很必要的；凯恩斯［5］根据乘数效应理论认为政府财政支出通过乘数效应带动国民经济成倍增长，并且拉动消费增长；Jordi Gali、J. David LopezSalido 和 Javier Valles［6］将价格黏性和非竞争性劳动力市场引入新凯恩斯主义宏观模型，论证了政府支出对居民消费具有正向影响；Athanasios、Tagkalakis［7］运用1970-2001年19个经合组织国家的面板数据，单独分别对经济萧条和经济繁荣时期财政政策对私人消费的影响进行分析，发现经济萧条时期扩张性的财政政策更能刺激私人消费。

国外学者对财政支出对居民消费的影响观点不一，Carlos Fonseca Marinheiro［8］认为基于简单消费函数的经验分析研究，产生不同结论的原因主要是通过总量关系的分析构建当事人的简单消费函数不同，这种函数在计量分析时除了存在变量的度量问题外，还存在变量的内生性和识别问题。

第4期李敬子，张彦：广东省财政支出对居民消费的效应分析山东财政学院学报2011年 （二）国内对财政支出与居民消费需求理论的研究

对于财政支出与居民消费需求理论之间的关系，中国学者们从实证和理论两方面进行了研究，并试图为提高居民消费需求和增强财政政策的有效性发展寻找出路。

基于居民消费行为视角，李广众［9］在消费者最优消费选择欧拉方程基础上推出用以分析财政支出与居民消费之间关系的模型,并对全国、城镇以及农村样本进行估计,结果表明：改革开放以来, 财政支出与居民消费之间表现为互补关系，但是由于分析模型缺乏微观基础，所以得出的结论并不一定就居民消费行为变化的真正原因做出解释；李永友、丛树海［10］通过构建中国加总消费函数进行实证分析，得出政府支出与居民消费之间存在显著的互补关系，这表明财政政策对总需求波动具有明显的稳定效应，但是稳定效应的微观基础不是来自于有限期界的居民消费决策行为，而是来自于中国存在较高比例的流动性约束消费者，这一比例自改革开放以来一直保持在60%以上；孔祥利、司强［11］对新农村建设财政支出与农村消费需求的相关性进行回归分析，得出政府财政对农业的各项支出提高了中国农村居民的可支配收入，从而促进了农村消费的增长，农村消费需求与GDP增长存在着显著的正相关性；洪源、肖海翔［12］从理论和实证角度分析了政府民生消费性支出对居民消费的影响，得出：两者存在显著的互补关系，并且政府民生消费性支出是导致居民消费变动的主要影响因素之一，而且提出政府应当进一步加大教育、医疗、社会保障、住房等方面的民生消费性支出，构建强有力的社会安全网；但是也有学者得出相反的结论，黄赜琳［13］利用实际经济周期模型，构建政府支出与私人消费的非线性关系，结论证实政府支出对居民消费产生了一定的挤出效应；李春琦、唐哲一［14］通过建立代表性消费者的跨期迭论模型，得出：政府的行政管理费用支出对私人消费有挤出作用，政府的社会文教费用支出、经济建设支出以及其他补贴性的财政支出对私人消费有拉动作用。由此可见，国内学者对财政支出与居民消费需求理论之间的关系看法也不一致。

从财政政策的有效性角度，胡琨、陈伟珂［15］利用向量自回归方法，选用居民消费、民间投资、进口、出口四个变量，并采用脉冲响应分析和预测方差分解分析对中国财政政策有效性进行定量分析，得出财政政策加强了宏观经济系统的稳定性和提高了宏观经济系统对外部冲击的灵敏度，财政政策对居民消费和进口的调控能力比较明显，而对民间投资和出口的调控能力较弱，在一定程度上制约了政策效力的发挥；冯珍［16］认为中国财政政策的重点应该是进一步增加经常性财政支出的比重，提高居民的福利水平；放慢资本性财政支出的增长速度，给私人资本更多的投资空间；宋汉光［17］从当前中国应对全球金融危机所实施的反周期经济调节的积极财政政策入手，分析了新政策的理论和现实依据并对未来经济的预期效应做出评价，并从优化资金的投向配置、区域配置、期限配置等方面提出了相关建议；叶文辉、楼东伟［18］对中国应对全球金融危机与1997年亚洲金融危机时所实施的两轮积极财政政策进行了比较分析，通过设定IS-LM模型对1998-2008年两轮财政政策效果进行实证研究，并测算了中国4万亿投资在2009-2010年的有效性，发现1998年至今，财政政策的有效性在逐年递减，金融危机使中国的结构性失衡问题更加突出和严重，积极财政政策的实施还有待调整和改革。

从制约居民消费需求的因素和公共政策角度，童大龙、储德银［19］根据杜森贝利的相对收入消费理论和弗里德曼的永久收入消费理论分别建立了农村居民收入消费函数，并且基于后者对中国农村居民消费的影响因素进行了实证分析，得出现期农村居民消费价格指数和流通中的货币量对消费不具有显著影响，但收入水平对其消费具有系统显著性，特别是永久性收入，而且当前中国农村居民消费行为具有示范效应和攀附行为，最后基于公共财政视角提出促进中国农村居民消费的对策。

三、模型建立与说明

为了研究广东省财政支出对居民消费的影响，建立如下模型：

lnCont=β0+β1lnGovt+β2lnInct+ut（1）

其中：lnCont表示t时期的居民消费；lnGovt表示t时期的财政支出；lnInct表示t时期的居民可支配收入；β0、β1、β1可以为正数，也可以为负数，也可以是0；ut为扰动项。

考虑到居民可支配收入是影响居民消费的一个重要因素，加入该因素可以分离其它因素对居民消费的影响，增强模型的解释力度，得到一致的估计，从而更加清晰准确的反应财政支出对居民消费需求的影响。为了减少模型间的异方差与多重共线性等，模型中的变量均做了对数处理。

四、数据来源与实证分析

（一）数据来源

本文数据来自国家统计局网站、《中国统计年鉴2010》和《广东统计年鉴2010》，选用1978-2009年“各地区最终消费支出及构成”中提供的关于广东省最终消费支出、居民消费、农村居民消费、城镇居民消费、政府消费与“地区生产总值项目结构”中的劳动者报酬等相关数据。运用Eviews6.0进行实证分析，来研究广东省财政支出与居民消费需求之间存在怎样的关系，针对广东省经济振兴应该采取什么样的财政政策。支出法国民收入核算中最终消费项下居民消费（由农村居民和城镇居民共同组成）作为lnCont的衡量指标，政府消费作为财政支出lnGovt的衡量指标。

（二）实证分析

1.序列的平稳性

考虑到时间序列数据可能是非平稳的，采用简单的OLS方法可能产生“伪回归”，因而首先检验各序列的平稳性，采用ADF单位根检验。

表1ADF单位根检验结果变量ADF检验值1%临界值5%临界值10%临界值P值结论lnCon-2.0289-4.2967-3.5684-3.21840.5625不平稳DDlnCon-5.0362-4.3393-3.5875-3.22920.0020平稳lnGov-1.2057-4.2845-3.5629-3.21530.8918不平稳（续表1）DDlnGov-6.5589-4.3240-3.5806-3.22530.0000平稳lnInc-0.9419-4.2967-3.5684-3.21840.9374不平稳DDlnInc-6.4573-4.3098-3.5742-3.22170.0001平稳注：DD代表二阶差分。

表1显示lnCont、lnGovt和lnInct都是二阶单整序列，即都服从非平稳的I（2）过程，满足协整的必要条件。考虑序列之间是否存在协整关系，只有存在协整关系，参数才不会出现有偏估计。

2.协整检验

首先采用AEG检验残差的稳定性，来判断lnCont与lnGovt、lnInct之间是否存在长期稳定的均衡关系，检验结果显示，通过查麦金农表发现，AEG值为-3.0923

然后探讨lnCont与lnGovt、lnInct之间到底存在几个协整关系，采用常用Johanson协整检验来判断，检验结果如下表：

表2Johanson协整检验特征值H0H1迹统计量最大特征值迹统计量5%临界值最大特征值5%临界值0.5450r=0r=143.977642.915323.622925.82320.4367r1r=220.354725.872117.217419.38700.0993r2r=33.137312.51803.137312.5180综合考虑迹统计量与最大特征值与临界值的比较，得出模型（1）式存在1个协整关系，既然各个变量是同阶单整又存在协整关系，故可对（1）式进行估计，运用OLS法进行回归分析，结果如下：

lnCont=-0.085-0.113lnGovt+1.082lnInct+ut（2）

（-0.549） （-1.863）（16.136）

（0.587）（0.073）（0.000）

注：第一排括号内为各变量的T值，第二排括号内为各变量的P值（下同）。

模型（2）的回归结果表明：从整体上模型中解释变量对被解释变量影响影响显著；就单个变量而言，常数项和财政支出对居民消费的影响不显著，居民可支配收入对居民消费的影响显著。去掉常数项，重新设定模型如下：

lnCont=-0.081lnGovt+1.145lnInct（3）

（-4.983） （81.891）

（0.000） （0.000）

用怀特检验模型（3）发现它也不存在异方差性。可以看出，在经济系统达到长期均衡后，广东省财政支出对居民消费具有一定的挤出效应，财政支出每增长1%，居民消费就会降低0.081%；但居民可支配收入对消费具有很大的挤入效应，居民可支配收入每增长1%，消费就会增长1.145%，这说明长期而言，居民消费更大程度上取决于居民收入。

3.误差修正模型

协整方程只能说明变量之间的长期关系和趋势，但是无法得知变量的短期变动关系，误差修正（VEC）模型可以解决这一问题。前面已经证明选取的变量之间存在长期协整关系，我们也就可以利用VEC模型来考察短期动态关系：

ΔlnCont=-0.041-0.329ecmt-1+0.264ΔlnComt-+0.023ΔlnCont-2+0.053ΔlnGovt-1+0.098ΔlnGovt-2+0.661ΔlnInct-1+0.084ΔlnInct-2（4）

R2=0.625R2=0.500Log likelihood=145.059

误差修正模型的估计结果显示，短期内财政支出对居民消费需求具有挤入效应，滞后一期财政支出每增长1%，当期居民消费就会增加0.053%，滞后二期财政支出每增长1%，当期居民消费就会增加0.098%。居民可支配收入对消费在短期内具有很强的挤入效应，滞后一期居民收入每增长1%，当期消费就会增长0.66%。

4.格兰杰因果关系检验

为了进一步研究财政支出与居民消费需求之间的变动关系，挖掘它们之间潜在的因果性，对两者之间双向因果关系做进一步的分析。

表3格兰杰因果关系检验因变量原假设F值 P值 lnContlnGovt的变动 不是lnCont变动的原因3.422470.0486 lnGovtlnCont的变动不是 lnGovt变动的原因2.354800.1156上述格兰杰因果关系检验表明，在95%的置信水平上，政府消费即财政支出的增长变化可以显著地影响居民消费的增长变动，财政支出是居民消费的主要影响因素；但是反过来，居民消费对财政支出的影响却不显著，居民消费的变动不能引起财政支出的变动。

五、结论与对策建议

通过实证分析广东省政府财政支出总量对居民消费的影响，得到以下结论：广东省财政支出与居民消费在长期内存在反向变动的函数关系，也就是说财政支出对居民消费需求具有挤出效应，而且财政支出变动是居民消费变动的Granger成因。财政支出对居民消费的弹性-0.081，即财政支出增加1%，居民消费支出将减少0.081%，弹性的绝对值小于1，说明广东省的财政政策对居民消费有一定的挤出效应，但不大。在短期内，财政支出对居民消费具有挤入效应，但效应也不是很大。居民可支配收入对消费无论在长期或是短期都具有挤入效应，长期内更明显。

根据理论和实证方面的结果，政府应该着力提高居民的可支配收入或者是他们对未来收入的预期上，文章试图基于财政挤出和挤入效应从区域层面提出促进消费需求的财政政策建议。就城镇地区而言：（1）由于行政管理费用对居民消费具有明显的挤出效应，所以应当减少政府行政管理费用在财政支出中的比重，增加城镇基础设施建设费用的投入。继续加大水、路、气、电等的投入力度，加快教育、文化和生态环境等基本公共服务建设；（2）合理调整经济建设支出资金在财政支出中所占的比例，建立完善的社会保障制度。保证居民的基本生活，缓解贫富差距带来的社会危机；（3）改革并逐步完善医疗卫生体系。就农村地区而言：（1）进一步减少农业税，实行农业生产补贴，提高农业综合生产能力，从而带动农村经济增长，居民收入增加；（2）提高农村居民就业、医疗保障、养老保险和各种补贴；（3）提高社保的覆盖面，从而提高居民对未来收入的预期。

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The Effect of Financial Expenditure on Household Consumption

in Guangdong Province

LI Jingzi， ZHANG Yan

消费支出论文篇（9）

1.引言

改革开放以来，我国经济取得了巨大的发展，人民生活水平得到很大的提高。然而，我国过去三十年的经济发展主要依赖于出口与投资拉动，消费不足成了制约着国民经济持续发展的首要问题。为此，国家提出了“扩内需、保增长”的宏观经济政策，以促进国家经济持续发展。由于浙江省城镇居民消费是居民消费的主要力量，分析研究城镇居民消费水平及其影响因素，对于浙江省制定恰当的消费政策，提高居民消费水平以及刺激经济增长具有重要的现实意义。

2.研究意义

消费是人类社会经济生活中的重要行为和过程，任何社会都离不开消费。在我国，随着社会主义市场经济体制的确立，消费在全民经济生活中的作用更显重要。可以说，消费活动是经济活动的终点，一切经济活动的目的就是为了满足人们不断增长的消费需求；但另一方面，消费活动又是经济活动的起点，是拉动经济增长的动力。国家一系列决策和尚待解决的问题很大程度上是既源于消费，又回归到消费。要使我国经济长期增长，启动消费需求，就要正确解决“潜在需求很大”与“有效需求不足”的矛盾。

消费水平的提高对经济发展有很大的影响。社会再生产总是以生产为起点运行的，生产是消费的基础，并为消费提供了对象，决定消费水平。但消费也能反作用于生产，首先它是生产的归宿和目的，它使产品得以最终完成和实现，其次它把生产者的劳动能力再生产出来，为生产提供生产主体，三是它充当产品的价值、使用价值的鉴定者，四是它为再生产提供动力和投入的导向，从而促进再生产在规模结构和布局上的优化、合理化。在市场经济条件下，消费水平的提高会促进消费增长和扩大，加快经济运行，增加投资和进出口贸易，推动国民经济的快速增长，国家对此也提出了扩内需、保增长的宏观经济政策。

本文利用浙江省1986年到2009年统计年鉴上的相关数据，对影响城镇居民消费水平的因素进行了实证研究，首先找出可能影响消费水平的因素，然后采用多元线性回归模型其进行分析和检验，最终得出结论，并根据分析结果提出几点提高消费水平的建议。

3.理论假设、数据来源和分析方法

根据大量的消费理论文献的借鉴和研究可知，影响居民消费水平的因素有很多，如居民人均可支配收入、对收入的预期、消费心理、消费偏好、消费惯性、消费者年龄性别及全社会人均固定资产投资、人均生产力水平、消费价格指数等等。由于消费心理等一些因素是不可度量的，因而本文排除这些不可测量的变量，从浙江省居民人均可支配收入、人均固定资产投资、人均生产力水平、消费价格指数等四个可度量的方面来考察其对浙江省城居民消费水平的影响状况，其中本文以浙江省城镇居民人均消费支出来代表人均消费水平。通过对大量相关文献的参阅，本文选择四个对消费水平可能存在显著影响的因素，具体如下：

第一个因素，浙江省城镇居民家庭人均可支配收入，指居民家庭在支付个人所得税之后所得的实际收入。收入和消费的关系非常的紧密，城镇居民的收入水平的高低决定消费水平的高低，是制约消费的基本因素，近年来随着改革开放的深入，人民生活水平的提高，城镇居民的收入普遍增加，所以居民消费水平也相应地提高。

第二个因素，全社会人均固定资产投资。它是反映固定资产投资规模、结构和发展速度的综合性指标，用我省全社会固定资产投资额除去全省人口数就得出人均固定资产投资额。根据西方经济学的基本理论可知投资具有乘数的效应，较小的投入可以引起大的资产流动。投资乘数的放大作用体现在对生产的拉动和引发居民消费上。因为固定资产投资增加必然使企业扩大生产规模，这样社会各部门的劳动者收入也会随之增加，从而消费增加。

第三个因素，消费价格指数指居民支付所购买生活消费品和获得的服务项目的价格。CPI提高，则通货膨胀率提高，居民实际消费水平下降。CPI提高，则居民可分配收入减少，恩格尔指数上升，生活水平下降。CPI提高，刺激居民减少储蓄，增加消费，

第四个因素，全社会人均生产力水平。生产力水平提高，促进劳动生产率的提高，同时降低产品生产成本，因此这将导致产品的价格的下降，从而促进消费者进行消费支出。

变量选取及数据收集主要来自于《浙江统计年鉴》，本文共选取5个变量：浙江省城镇居民人均生活消费支出（Y）；居民人均可支配收入（[x1t]）；人均固定资产投资（[x2t]）；消费价格指数（[x3t]）；人均生产力水平（[x4t]）。通过《浙江省统计年鉴》收集有关数据（1986-2009年），整理后得到所需数据。

本文将城镇居民人均消费支出作为被解释变量，城镇居民家庭人均可支配收入、全省社会人均固定资产投资、全省社会人均生产力水平和消费价格指数等作为解释变量，除了以上几个主要因素做解释变量外，其余的因素都归到随机项中。

4.分析结果

4.1　数据描述性统计

通过spss软件，对变量进行描述性统计其结果如下：

从表1可以看出，人均生产力水平均值大于城镇居民人均消费支出、人均可支配收入、人均固定资产投资与消费价格指数。同时，各变量的标准差较大，1986年至2009年随着经济的飞速发展，全社会人均生产力水平、人均消费支出，人均可支配收入，人均固定资产投资与消费价格指数都在稳定增长。

4.2　回归分析结果

根据表2可以看出，R2=0.998，模型整体拟合较好，则模型系数不全为0。且城镇居民人均可支配收入及消费价格指数系数在1%水平内显著不为0，人均固定资产投资在5%水平内也显著不为0。城镇居民人均消费支出与城镇居民人均可支配收入，人均固定资产，消费价格指数间存在正相关，即收入与固定资产投资及消费价格指数的增长将导致消费支出的增长。但人均生产力水平与城镇居民人均消费支出存在负相关关系，这与经济理论不符，且以人均生产力水平为被解释变量，做对城镇居民人均消费支出的回归，可以看出，二者呈正相关关系，系数为0.357，在1%水平内显著不为0，因此本次回归中人均生产力水平的回归系数不具有经济意义。

4.3　多重共线性的检验与消除

从表2可以看出各系数的方差膨胀因子（　variance　inflation　factor，　VIF）均远大于10，因此认为各变量间存在多重共线性，且对各变量间做pearson相关系数，得表3。

表3　变量相关系数矩阵（　N　=　24）

[＼&1＼&2＼&3＼&4＼&5＼&城镇居民人均消费支出＼&1.000＼&＼&＼&＼&＼&城镇居民人均可支配收入＼&.997＼&1.000＼&＼&＼&＼&人均固定资产投资＼&.976＼&.987＼&1.00＼&＼&＼&消费价格指数＼&.878＼&.848＼&.760＼&1.000＼&＼&人均生产力水平＼&.986＼&.995＼&.994＼&.800＼&1.000＼&]

从表3可以看出各变量间存在较严重的多重共线性，且城镇居民人均可支配收入与城镇居民人均消费支出相关系数最大，因此根据经济理论与统计检验，收入是最重要的解释变量，选出最优简单回归方程为[yt=f（x1t）]，

5.结论与建议

通过分析，本文得出城镇居民的人均可支配收入和消费价格指数都是影响消费水平的因素，对其具有显著的正相关作用。从实际情况来说，我国城镇居民的相当一部分都是工薪阶层，收入主要来源于工资，是消费的来源及基础，只有满足基本的生活需要以后才会去消费，而消费水平的提高其实很大程度上是受该部分消费的制约，因为剩余的可支配收入越多时，由其而带动的引致消费就会越高，引致消费对消费水平的贡献较大，所以消费水平也会相应得到提高。与此同时，消费价格指数间存在正相关，即收入及消费价格指数的增长将导致消费支出的增长。

为了使我省经济快速持续发展，必须增加人们的消费。通过增加消费，拉动经济增长，通过经济增长带动消费的增加。这样才能使我区经济不断向前发展。因此，从上面分析可知，我们可以通过以下几种方法来增加人们的消费。

第一，要着力增加居民收入。把增加城镇中低收入居民作为重点和中长期目标加发确立；逐年提高收入分配在国民收入总分配中的比例，使居民收入保持一个合理的、较快的增长速度，使其与经济发展速度相适应。综合运用财政、税收、货币等政策，努力增加就业机会，缩小收入差距，重视对有发展前景的劳动密集产业的大力扶持，增加就业人数，提高居民收入，从而提高居民的消费能力。

第二，建立健全的社会保障制度。要尽快建立覆盖现更广、更规范、更透明的社会保障制度，提高保障水平。当前，要采取经济、行政、法律等措施，保证居民养老、医疗保险和失业救济等款项足额到位，及时发放，尽最大努力减少对居民消费预期的负面影响。

第三，发展消费信贷。发展消费信贷是促进内需扩大的必然选择。发展消费信贷，可以联通生产与消费，疏导巨额储蓄适当向消费领域分流，解决现实购买力与消费需求不匹配的矛盾，这里的信贷不仅包括耐用消费品及住房方面，还指居民对子女教育信贷的程度。只有这样，才能减少居民对本期收入的严重依赖性。

第四，拓宽消费领域、发展消费热点、开辟新的消费方式。随着社会的发展与进步，涌现出大量的新的消费热点，比如旅游、住房、汽车等。当然上述的消费品必然要有政府的一系列的配套改革，推进城市住房、用车信贷的制度。还要调整在短缺时期与消费一般水平内限制性消费措施，如高消费税等，调整社会的消费水平偏离度。

第五，强化舆论引导。转变人们的消费观念，引导合理消费。传统观念制约着居民消费的倾向，间接导致消费结构的不合理，消费不足，倡导科学消费、文明消费、适度消费。可以从舆论引导和典型示范两个方面入手。要坚持“适度超前消费”的舆论导向。媒体要加大宣传力度，努力提高实际效果。在全社会广泛开展消费者教育。消费者教育是指对广大消费者所进行的有目的、有计划、有组织地传授有关消费知识和技能，提高消费者自身素质的一种社会活动。在全社会广泛开展消费教育，不仅可以直接增长消费者的科学文化知识，而且可以培养消费者形成各种必要的消费技能。

参考文献：

[1]浙江省统计局网站.浙江省统计年鉴

[2]高鸿业.西方经济学第四版[M].北京：中国人民大学出版社，2007

[3]李子奈.计量经济学第二版[M].北京：高等教育出版社，2005

[5]李娅玲，王智慧.浙江城镇居民消费现状的实证分析[J].商场现代化，2006

[6]尧华英.中国城镇居民平均消费倾向对收入分配的影响的实证研究[J].现代经济信息，2009.2

消费支出论文篇（10）

一、消费函数理论

消费理论是宏观经济学理论的重要内容,旨在研究消费行为。消费函数是宏观经济学中最基本和最重要的经济函数之一,它被广泛地用于分析国民收入的使用动向,研究居民的生活水平与收入水平的关系,从而帮助政府制订宏观经济政策从而实施宏观调控等。消费函数模型是关于研究对象的总消费与影响因素,主要是可支配的总收入之间关系的数学表达式。凯恩斯的绝对收入假设消费函数理论认为,消费是由收入唯一决定的,消费和收入之间存在着稳定的函数关系。随着收入的增加,消费将增加,但消费的增长低于收入的增长,即边际消费倾向递减。根据这一理论假设,可建立消费函数:,其中,为横截面样本数据中第t(时间序列里是第t期)样本的消费支出,为相应的绝对收入(可支配收入),截距a表示自发性消费,a>0,b为边际消费倾向,0

深人研究和分析长三角的消费函数及其特点,将有助于我们把握消费者的行为特征及其规律,有助于判断促进经济增长的各项政策的取向是否正确、政策效应是否能充分发挥,有助于我们加强对消费需求这一重要宏观经济变量的调控,本文即用上述模型对我国长三角近二十五年城镇居民收入和消费行为进行实证分析。

二、数据的收集

改革开放以来,长三角城镇居民人均消费性支出和可支配收入都有了很大的提高,近二十五年上海、江苏省、浙江省城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出都有了很大的提高。下面我们根据这25个统计数据资料,对长三角城镇居民的收入和消费之间的定量关系进行研究。

本研究使用的数据是《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》,这样得到了用于协整分析的25期数据。

三、长三角居民消费行为的分析

1.上海城镇居民的消费函数根据消费函数:,其中,为横截面样本数据中第t(时间序列里是第t期)样本的消费支出,为相应的绝对收入(可支配收入),截距a表示自发性消费,a>0,b为边际消费倾向,0

从图形上可以看出,平均而言,上海城镇居民消费性支出随其可支配收入的增加而增加,以及从回归方程的残差图可以看出,变量之间存在异方差。

用0Ls方法估计回归方程Xt= 0.742650131*Yt+ 251.7862985,可以观察到Xt具有明显上升的趋势。Xt序列的ADF检验如下:

由结果可以认为1992年没有发生结构的变化。

四、结论

我国经济正朝着预期方向快速发展,但消费和收入增长不协调、消费率偏低,势必会影响经济持续稳定与健康发展。那么,究竟是什么让消费支出偏低呢?1.高价房透支了居民的未来消费。房价持续、非理性上涨,房价水平和居民的收入水平越来越背离,使越来越多的购房族被迫背上沉重的房贷,抑制了居民正常、健康的投资和消费,透支了居民的未来消费。2.社会保障不完善挤压中低收入阶层即期消费。随着人口老龄化的压力越来越大,我过社会保障形式不容乐观,我国公共养老保障体系的覆盖面偏低,由于我国社会保障体系尚未完善、健全,城镇居民中高收入阶层和中低阶层的收入差距正在逐渐拉大,相当多的消费者尤其是中低收入消费者对未来支出预期不稳定,即使收入总额增加,也不愿增加即期消费,而为可能出现的失业、医疗支出及养老等进行储蓄。3.商业环境不佳限制居民消费潜力释放。近几年,我国市场上消费环境缺乏诚信和竞争无序化等问题日渐凸显,根据中国消费者协会的一项统计,欺诈消费者投诉数量明显上升。针对我国市场上频频出现的食品安全、商业欺诈、消费陷阱等现象,信用缺失让市场有序公平竞争机制及资源配置功能失灵,消费者对现实消费的不良感受将直接影响他们的即期消费,有钱不想花的心态将限制居民消费潜力的释放,进而影响国内总需求的扩大。

参考文献:

[1]李子奈 潘文卿:计量经济学.高等教育出版社.2000

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[3]潘爱民:外商直接投资与区域经济增长的关系研究.财经理论与实践.2006.5

[4]吴承业:福建省整体收入和消费的关系分析和政策建议.东南学术.2005.2

消费支出论文篇（11）

关于政府支出与私人消费关系的研究国内外相关文献成果丰硕，但结论却是见仁见智。近年来，随着社会各界对民生问题关注程度的提高，民生财政应运而生，各级政府对民生领域的财政投入也在不断增加，财政民生性支出与居民消费的关系日益引起学者的关注。“民生财政”是中国语境下的一种表达，国外鲜有学者专门研究财政民生性支出对居民消费的影响，但近年来西方学者开始关注特定类型政府支出对居民消费的影响。如Chou等(2006)［3］基于中国台北相关数据的研究发现，政府在健康方面的支出占GDP的比重每上升1个百分点，当期增加的家庭消费为GDP的0.4%～0.6%。Bar-nett和Brooks(2010)［4］利用来自CEIC数据有限公司的中国省级数据研究发现，政府用于居民健康方面的支出每增加1元，城镇家庭消费相应增加2元。Emanuele等(2010)［5］分析了政府社会性支出对家庭消费的作用渠道，同时以中国为例实证检验了政府社会性支出与家庭消费的关系。其研究显示，政府在健康、教育、社会保障等方面的支出与家庭消费呈现正相关，如果社会性支出占GDP的比例增加1个百分点，则由此增加的家庭消费会占到GDP的1.2%;从对家庭消费的影响程度来看，社会保障支出的影响最大，其次为健康支出和教育支出，并且，政府社会性支出对城镇居民和低收入群体消费的影响分别大于农村居民和高收入群体。BaldiGuido(2013)［6］运用校准的两部门动态随机一般均衡模型研究发现，生产性政府支出和非生产性政府支出对私人消费的影响存在差异。事实上，由于政府用于教育、社会保障、公共卫生保健等方面的支出即是财政民生性支出的典型代表，因此，国外学者的研究其实已从某个侧面刻画出了财政民生性支出对私人消费的影响。相比之下，国内有关财政民生性支出与居民消费关系研究的文献更加丰富，但结论并不完全一致。如洪源(2009)［7］、李普亮和郑旭东(2014)［8］研究发现，政府民生性支出挤占了居民消费。易行健等(2013)［9］利用中国1996年～2009年间的省际面板数据，使用固定效应模型研究地方政府民生性财政支出占比对居民消费率的影响，结果表明，在存在预期消费支出不确定性的前提下，增加民生性财政支出有利于促进居民消费。李建强(2010)［10］将政府民生支出引入最优消费函数进行理论分析，并利用1978年～2008年的相关数据对政府民生支出与居民消费需求的动态关系进行实证检验，发现政府民生支出对居民消费产生倒V字形影响。另外还有不少实证文献发现，财政民生性支出对居民消费的影响存在着城乡之间和区域之间的差异。如魏向杰(2012)［11］基于1997年～2009年省级面板数据的实证分析发现，政府民生支出对农村居民消费的影响大于对城镇居民消费的影响。刘志忠等(2012)［12］采用1995年～2010年中国内地31个省(市)面板数据进行实证检验，发现人均民生性财政支出对农村居民消费的影响为正，但对城镇居民消费的挤入效应并不显著。刘沁清(2012)［13］的实证研究结果显示，财政民生支出对居民消费影响的地区差异较大，在加大财政民生支出的同时应注意不同地区民生支出的结构优化和比较优势的发挥。李嘉晓和钟颖(2013)［14］从总量和结构的角度分析地方政府支出对我国居民消费的政策效应，发现民生性支出对各区域内的居民消费都具有显著的凯恩斯效应，且呈现东、中、西部依次递减的态势。由于不同学者采用的分析数据和方法不同，由此导致对于财政民生性支出与居民消费关系的研究并未形成一致结论。但总的来看，已有文献主要侧重于从宏观视角分析财政民生性支出规模对居民消费支出的影响，鲜有文献基于居民个体这一微观视角分析财政民生性支出对居民消费满意度的影响，从而无法判断财政民生性支出增长是否有助于从消费的角度提升国民社会福利。此外，多数学者在实证检验财政民生性支出对居民消费的影响时往往运用的是时间序列数据、省级或跨国面板数据，没有考虑到居民的个体特征和家庭特征等微观因素对居民消费的潜在影响。那么，财政民生性支出影响居民消费满意度的机制是什么?我国的财政民生性支出对居民消费满意度究竟产生了何种效应?不同类别的财政民生性支出对居民消费满意度的影响是否存在差异?本文试图对以上问题作出回答，这不仅有助于从一个新的视角检验我国民生导向财政政策的实施效果，而且还可为优化财政民生性支出结构提供微观证据。.

二、理论诠释:基于拓展的C-D效用函数解析框架

居民消费满意度指的是居民从消费各种商品和服务中获得满足感的程度。一般来说，居民从消费商品和服务中获得的满足感越强，其消费满意度相应就越高。本文在理论分析中选取居民效用作为居民消费满意度的变量。在经济学术语中，效用是消费者从一个市场篮子中得到的满足程度的数值表示，它实际上也反映了消费者从一个消费组合中获得满足感的程度。因此，本文以居民效用替代居民消费满意度，借鉴效用函数分析框架分析财政民生性支出对居民消费满意度的影响。居民消费的对象既包括食品、衣着、家庭设备等私人品，也包括教育、医疗保健、交通通信等公共品。通常情况下，居民消费的私人品可以通过市场获得，其对应的成本通常由消费者本人负担，财政民生性支出的增加不会对私人品的数量和价格产生直接影响。但另一方面，如果教育、医疗保健等公共品完全由市场来提供则容易导致供给不足，为此需要政府进行适当的干预，而政府民生性支出的增加可以直接影响公共品的数量、质量和价格。实践中，居民消费的公共品成本通常由个人和政府共同分担。令居民消费的私人品数量为C1，对其支付的价格为P1，消费的公共品数量为C2，对其支付的价格为P2。假定一个代表性居民的效用函数符合C-D效用函数形式，则居民通过消费私人品和公共品得到的总效用为:需要注意的是，公式(1)－(5)的推导过程存在两个重要缺陷:一是居民的效用函数仅仅考虑了居民所消费商品和服务的数量，而忽视了商品和服务的质量对居民效用的影响。事实上，财政民生性支出的增加即便没有扩大居民享受的公共品数量，但如果改善了居民享受的公共品质量，则居民的效用同样是增加的。二是忽略了政府提供公共品对居民收入的影响，从而无法全面把握财政民生性支出对居民效用的真实效应。这是因为，财政民生性支出是政府为居民提供公共品的成本，按照税收“取之于民，用之于民”的逻辑，财政民生性支出的资金来源于居民直接或间接承担的各种税收，这就意味着财政民生性支出的变动与居民税负的变化是联动的。基于上述考虑，有必要对前面的C-D效用函数形式进行适当拓展。考虑到对公共品质量的精确度量比较困难，本文采取了一种简易处理办法，将公共品的质量视为其数量的θ倍，也就是说，如果居民消费的公共品名义数量为C2，则在虑及公共品质量的条件下，居民消费的公共品实际数量相当于(1+θ)C2。具体来看，在公共品的名义数量保持不变但其质量得以提升时，θ为正，此时(1+θ)C2＞C2，即居民享受的公共品的实际数量大于名义数量;反之，在公共品的数量保持不变但其质量出现下降时，θ为负，此时(1+θ)C2＜C2，即居民享受的公共品的实际数量小于名义数量。在考虑财政民生性支出与居民税负的联动时，假定一个代表性居民的税前收入为I，税收负担为T，社会人口数量为N，政府提供公共品的单位成本为Pg，则政府提供公共品时的预算约束为:根据公式(10)－(12)，可以得出如下几点推论:(1)居民的消费满意度与居民享受的公共品质量θ呈现正相关，即居民享受的公共品质量越高，其消费满意度越大。(2)居民的消费满意度与居民为享受公共品支付的价格P2呈现负相关，即居民为享受公共品支付的价格越低，其消费满意度越高①。(3)居民的消费满意度与居民承担的税负T呈现负相关，即居民承担的税负越低，其消费满意度越高。因此，财政民生支出对居民消费满意度的影响主要取决于财政民生支出的增加是否改善了居民享受的公共品质量、是否降低了居民为享受公共品支付的价格以及是否以增加居民税负为代价。一般来说，财政民生支出的增加既可以在保持居民税负不变的条件下通过提高税收用于民生支出的比例来实现，也可以在保持税收用于民生支出比例不变的条件下通过增加居民税负来实现。在比较乐观的假设下，如果财政民生支出的增加是在保持居民税负不变的条件下通过提高税收用于民生支出的比例来实现，而且财政民生支出能够得以有效配置和使用，那么，它应该有利于提高公共品质量和降低公共品价格，从而可以推动居民消费满意度的上升。反过来，如果财政民生支出的增加提高了公共品质量、降低了公共品价格，但却是以增加居民税负为代价，此时，其对居民消费满意度的影响在理论上并不确定。当然，在比较悲观的假设下，如果财政民生支出的增加不仅没有提高公共品质量和降低公共品价格，反而增加了居民税负，此时，其对居民消费满意度将会产生负向影响。因此，总的来看，财政民生支出对居民消费满意度的影响具有一定的不确定性，有待进一步实证检验，其影响方向和大小在很大程度上取决于财政民生支出对θ、P2和T的实际效应。另外，由于财政民生支出具有不同分类，其在不同领域的配置和使用效率客观上存在一定差异，因此，不同类别的财政民生支出对居民消费满意度的影响可能有所不同。

三、变量选择、数据来源及相关说明

(一)变量选择由于本文旨在分析财政民生性支出对城镇居民消费满意度的影响，因此，财政民生性支出和城镇居民消费满意度成为研究中关注的核心变量。城镇居民消费满意度体现的是城镇居民的一种主观评价，本文采用李克特量表对其进行刻画。设计问题如下:您对自己目前的消费水平满意吗?城镇居民的评价等级分别为“满意”、“一般”和“不满意”，分别赋值为3、2和1。对于个体城镇居民而言，财政民生性支出的规模是客观的，其对城镇居民收入及公共品数量、质量和价格的影响同样不取决于个人意志。从理论上分析，如果能够得到每个城镇居民实际分享到的财政民生性支出的客观数据，则本文的实证分析将可大大简化。遗憾的是，财政民生性支出通常不会直接分配给个体居民，试图通过对城镇居民的问卷调查获得每个个体所能分享的财政民生性支出的确切数据并不现实。不过，由于城镇居民的生活与政府的财政支出息息相关，每个城镇居民对财政民生性支出所提供的公共品的数量、质量和价格有其特有的认知和评价，而且个体之间认知能力、信息渠道、主观偏好、价值观念等方面的差异也会导致他们对财政民生性支出的评价各异，我们可以通过一定的方法测度城镇居民对财政民生性支出的主观评价，并据此对财政民生性支出进行刻画。为此，本文选取城镇居民对财政民生性支出的满意度作为财政民生性支出的变量。事实上，对这种满意度的测量不仅有助于了解城镇居民对财政民生性支出规模的认知程度，在一定意义上还可以反映城镇居民对财政民生性支出资金使用绩效的认可程度。从理论上分析，城镇居民对财政民生性支出的满意度不仅取决于他们所能享受的民生性公共品的数量和质量，还取决于这些公共品的数量和质量与城镇居民期望值的相对差距以及公共品在不同地区和群体之间分布的公平程度。比如，如果财政民生性支出的增加总体上提高了辖区内的教育质量，但却使不同学校之间的教育质量差距变得更大，那么可能带来的结果是，有的城镇居民会对财政民生性支出持有较高评价，有的则会更加不满。为了能够更清晰地度量城镇居民对财政民生性支出的评价，本文同样采用李克特量表刻画城镇居民对财政民生性支出的满意度。虽然“民生”一词已经广为人知，加大财政对民生的投入也是民之所求，但究竟何为财政民生性支出却仍是一个有待明晰的话题。考虑到城镇居民对财政民生性支出认知的有限性，本文将财政民生性支出进一步细化为教育支出、医疗卫生支出、社会保障支出、文化体育支出、交通通信支出和住房保障支出六个方面，分别询问城镇居民对上述领域财政民生性支出的满意情况，共设定“非常满意”“满意”“一般”“不满意”和“非常不满意”五个等级，分别赋值为5、4、3、2、1。然后根据城镇居民对六个方面民生性支出的评价得分，利用因子分析法计算综合得分得到城镇居民对财政民生性支出的总体满意度。这样处理的好处在于，既避免了因城镇居民对财政民生性支出的模糊认知而导致其对财政民生性支出评价的理解偏差，也有助于考察不同类别财政民生性支出与城镇居民消费满意度的关系，为优化财政民生性支出结构提供微观证据。尽管本文重点考察财政民生性支出与城镇居民消费满意度的关系，但城镇居民消费满意度的影响因素却是复杂多样的。为此，本文在研究过程中还选取了如下控制变量:(1)城镇居民的个体特征，包括性别、年龄、文化程度等。(2)城镇居民的家庭特征，主要选取了家庭收入水平和在校子女数量两个变量。无论是凯恩斯的绝对收入消费理论和莫迪利亚尼的生命周期消费理论，还是弗里德曼的持久收入消费理论，均将收入作为影响私人消费的核心变量，后期的大量实证文献也证实收入对居民消费存在重要影响。一般来说，家庭收入水平越高，其对应的消费水平也越高，居民的消费满意度也会越高。在校子女数量也可以通过多种机制影响城镇居民消费，现阶段，城镇居民普遍对子女教育高度重视，越来越多的父母抱着“绝不让孩子输在起跑线上”的心态逐年加大教育投资①。在家庭收入水平既定的条件下，为保障孩子的教育支出，一些城镇家庭只能削减其他消费开支。此外，他们还要为子女将来的就业、结婚、购房而增加储蓄，这些都在一定程度上影响了城镇居民的消费水平。(3)城镇居民的户籍身份。改革开放后，我国财政再分配政策有明显的城市偏向(雷根强、蔡翔，2012)［15］，即便在同一城镇内部，是否拥有城镇户籍对于城镇居民所能享受的公共品也有着重要影响，因为在现实中，城镇的许多社会福利与户籍挂钩，拥有城镇户籍的居民享受的公共品水平总体上高于没有城镇户籍的居民。据此推断，拥有城镇户籍的城镇居民的消费满意度可能更高。(4)城镇居民家庭的流动性约束。如果城镇居民拥有较强的借贷能力，则他的现期消费可以大于现期收入，但如果城镇居民存在借贷约束，则会影响到消费者的消费决策，进而影响其消费满意度。屠俊明(2012)［16］的研究发现，流动性约束通过弱化居民消费跨期优化能力而增加居民消费波动，而且流动性约束的增加会减损居民福利。为了刻画城镇居民是否存在流动性约束，本文设置了如下问题:如果家庭出现收支缺口，您认为向银行贷款或向他人借款容易吗?如果回答“容易”，则认为其不存在流动性约束，否则认为其存在流动性约束。(5)城镇居民的消费观念。一般来说，消费观念越强的城镇居民，通常也越愿意和敢于消费，因而其消费满意度可能会越高。本文通过以下问题刻画城镇居民的消费观念:您认同“借钱消费是不会过日子的一种表现”这种说法吗?如果认同，则在一定程度上表明城镇居民的消费观念比较保守，否则可以认为消费观念相对较强。

(二)数据来源及说明本文样本数据源自对广东省发达程度不同地区城镇居民的随机抽样调查。此次调查缘起于作者主持的2012年度广东省高等学校人文社科研究一般项目《广东省宏观税负、民生财政支出与城乡居民消费增长》。调查由惠州学院部分经过专门培训的在校大学生于2013年暑期完成，调研地区涉及深圳、惠州、汕头、潮州和揭阳五个地市。上述地市虽然均隶属于广东省，但经济发展水平呈现出明显的梯度差异。表1显示了2012年5个地市的人均GDP。其中，深圳市的人均GDP是全国平均水平的3.2倍，是中国最发达的城市之一，可将其视为发达地区的代表;惠州人均GDP较全国平均水平高出12530元，可视为中等发达地区的代表;汕头、潮州和揭阳的人均GDP明显低于全国平均水平，可将其作为欠发达地区的代表。因此，本次调研兼顾了不同经济发展水平的地区，有利于强化样本的代表性。为了保证问卷调查的质量，在调研实施之前，调研人员对问卷内容进行了认真学习和交流，并选择部分城镇居民进行小范围的预调查，根据预调查反馈结果对问卷内容进行修改和完善。正式调查期间共发放和回收问卷2107份，其中有效问卷1745份，有效率为82.9%，问卷在各地市的分布情况如表1所示。本次调研采取的是“一对一”式问卷调查，在调研实施过程中，调研人员向访谈对象解释了相关的专业术语，使其准确理解问卷内容，避免了访谈对象因理解偏差而影响作答质量。出现较多无效问卷并非主要缘于问卷回答不够完整或存在逻辑矛盾，而是因为许多访谈对象在问及其对财政民生性支出的满意程度时选择了“说不清楚”。考虑到本文主要关注城镇居民的财政民生性支出满意度对其消费满意度的影响，“说不清楚”不能简单等同于“不满意”，所以，这部分城镇居民的问卷信息由于无法满足本文实证分析的需要，故将其作为无效问卷加以处理。回收问卷并剔除无效问卷后统一对问卷进行编号，将调研数据录入Epidata3.1数据库，运用计算机进行逻辑检查并进行随机抽查，以确保数据录入的准确性。受访城镇居民基本特征如表2所示。从性别来看，女性访谈对象所占比例稍高;从年龄来看，访谈对象呈现低龄化特征，其中年龄在40岁以下的城镇居民占比达到71.1%;从受教育水平来看，访谈对象的文化程度总体较高，其中高中及以上的访谈对象所占比例为63.1%。这表明多数访谈对象年富力强，文化水平较高，有助于增进其对相关问题的理解能力，从而提高问卷的作答质量。

四、实证检验

(一)模型设定及变量特征鉴于因变量的多值离散变量性质，本文选择OrderedLogistic模型对财政民生性支出与城镇居民消费满意度的关系进行实证检验。模型基本形式如下:

(二)模型估计运用Stata10.1对OrderedLogistic模型进行估计，得到表4所示结果。由表4中回归结果(1)和(2)可知，不论有无控制其他影响因素，财政民生性支出与城镇居民消费满意度均呈现显著正相关。如前所述，城镇居民的消费对象不仅包括食品、衣着等私人品，还包括教育、医疗保健、文化娱乐等公共品，政府的各项财政民生性支出通过提高城镇居民享受的公共品数量和质量提高了城镇居民消费满意度。但值得注意的是，不同类别财政民生性支出对城镇居民消费满意度的影响不尽一致。回归结果(3)和(4)显示，医疗卫生、社会保障和交通通信等方面的财政支出对城镇居民消费满意度具有显著的正向影响，在教育、文化体育和住房保障方面的财政支出对城镇居民消费满意度的影响在统计上并不显著。这表明，教育、文化体育和住房保障方面的财政民生性支出的配置和利用效率不容乐观，其提供的相应公共品的质量以及居民为享受这些公共品而支付的价格与城镇居民预期还存在一定差距，在提高城镇居民的消费满意度方面没有发挥出应有的作用。在各个控制变量中，家庭收入水平、在校子女数量和消费观念对城镇居民消费满意度在统计上具有显著影响，而且影响方向均与理论预期吻合。城镇居民的性别、年龄、受教育程度和户籍身份对其消费满意度的影响在统计上并不显著。根据前面的分析，拥有城镇户籍的居民其消费满意度可能更高，但实证结果并未支持这一推断，原因可能在于:一方面，很长时期以来，社会福利与户籍挂钩似乎成为人们默认的社会规范，拥有户籍的城镇居民想当然地认为自己应该享有这种福利，而且也已习惯于享受这些福利，而没有城镇户籍的城镇居民似乎也逐渐认可社会福利与户籍挂钩的潜规则，因此，两者在评价消费满意度时没有过多考虑户籍身份的影响;另一方面，随着民生财政建设的推进，许多地方的公共服务开始逐渐向常住人口覆盖，户籍对社会福利的影响正在逐渐弱化，从而在一定程度上淡化了户籍对城镇居民消费满意度的影响。流动性约束对城镇居民消费满意度在统计上表现出显著影响，但影响方向与理论预期不太吻合，背后蕴含的机理有待进一步发掘，本文初步认为可能的原因在于，存在流动性约束的城镇居民在进行消费决策时往往遵循“量入为出”的原则，对自身消费的心理期望值相对较低，更容易形成“知足常乐”的心态，因此，较之不存在流动性约束的城镇居民其消费满意度反而更高。为了进一步比较不同类型财政民生性支出对城镇居民消费满意度的影响程度，本文还报告了Or-deredLogistic模型的标准化估计结果(见表5)。从中很容易就能看出，社会保障领域的财政支出对城镇居民消费满意度的影响最大，其次分别为医疗卫生支出和交通通信支出，而教育、文化体育和住房保障领域的财政支出对城镇居民消费满意度并未表现出显著影响。虽然各级政府近年来在教育、住房保障领域的投入不断增加，但由于相关公共资源配置效率不高，而且分配不够公平，“上好学难，上好学贵”、“住房难，住房贵”等现象并未得到根本缓解，这在一定程度上弱化了教育、住房保障领域的财政支出对城镇居民消费满意度的正向影响。

(三)稳健性检验为了确保实证结果的可靠性，本文从以下两个方面对模型进行了稳健性检验:(1)前面的实证分析将城镇居民对消费满意状况评价划分为“满意”“一般”和“不满意”三个等级，而将其对各项财政民生性支出的满意状况划分为“非常满意”“满意”“一般”“不满意”和“非常不满意”五个等级，考虑到“非常满意”和“满意”、“非常不满意”和“不满意”之间的界限并不特别明确，同时也为了保持两个变量赋值规则的一致性，本文进一步将“非常满意”和“满意”统一赋值为3，将“一般”赋值为2，将“非常不满意”和“不满意”统一赋值为1，再次对OrderedLogistic模型进行估计。(2)运用OrderedLogistic模型的前提是假定残差服从logistic分布，本文进一步假定残差服从正态分布，运用该模型对财政民生性支出与城镇居民消费满意度的关系进行实证检验。上述实证检验结果证实，本文的核心结论没有明显变化，表明实证结果是稳健的①。

(四)进一步讨论实证分析结果表明，城镇居民对财政民生性支出的满意度与其消费满意度呈现显著正相关，这为我们从消费的视角提升国民社会福利提供了一个新思路。但需要反思的是，尽管当前各级政府对民生领域的投入力度不断加大，城镇居民对财政民生性支出的满意度总体上却并不乐观。表6显示了城镇居民对各项财政民生性支出的满意程度及其得分。满意度得分的计算方法如下:根据李克特量表的规则，非常不满意=1，不满意=2，一般=3，满意=4，非常满意=5，其对应的频数分别为x1、x2、x3、x4和x5，则城镇居民对某项财政民生性支出的满意度得分score计算公式为:由表6不难看出，城镇居民对各项财政民生性支出的满意度总体较低，只有在财政用于文化体育方面支出的满意度指标得分上勉强及格①，对其余各项财政民生性支出的满意度均在及格线以下，其中对住房保障支出的满意度最低，这应该与目前多数城市房价快速上涨和居高不下有着密切关系。