地方财政支出对居民消费的空间效应研究，本文主要内容关键词为：支出论文,居民消费论文,地方财政论文,效应论文,空间论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
20世纪90年代以来，随着我国经济的快速增长，我国居民的收入水平和消费水平也实现了持续增长，但消费的增长速度却远低于收入，居民消费偏低已经成为制约我国经济发展的主要结构性问题之一。财政支出作为政府宏观调控的重要政策工具，可以通过调整公共服务的供给水平和福利保障范围，改变居民消费环境，降低不确定的消费预期，从而影响居民的消费行为。近年来，随着财政分权体制改革的深入，各地方政府已经成为相对独立利益主体，尤其体现在公共服务供给方面。纵向来说，在中国财政分权的体制下，各级地方政府承担着大约70%的财政支出责任，为辖区内居民提供有效的公共服务已经成为地方政府的重要职责之一。横向来说，晋升锦标赛所形成的激励机制使地方政府之间展开了以提供优质的公共服务为主要特点的财政支出竞争，以期更好地满足辖区内居民的公共需求，并吸引更多的稀缺资源和劳动力流入本辖区，从而实现本地区经济的可持续增长。可见地方政府的财政支出决策无疑会对本辖区的居民消费有着重要的影响，考察其对居民消费的作用机制，对于调整财政支出的方向、优化财政支出结构、促进经济健康发展和扩大居民消费需求具有重要的理论和现实意义。 关于财政支出与居民消费关系的研究由来已久，国外学术界从理论上得出了替代效应和互补效应两种相反的结论。传统的凯恩斯主义理论认为财政支出和居民消费两者是互补关系，在经济达到充分就业之前，财政支出可以通过乘数效应促进国民收入的上升和就业的增长，从而增加居民消费，即扩张性的财政支出对居民消费起到了挤入作用（crowding-in effects）。而新古典主义、真实周期理论（RBC）和新凯恩斯理论却认为财政支出与居民消费之间存在替代关系，当经济处于充分就业时，财政支出的增加只会导致价格和实际利率水平的上升，从而降低了居民消费，即扩张性的财政支出对居民消费具有挤出作用（crowding-out effects）。研究的进程大体可以划分为三个阶段：第一阶段，把财政支出引入消费者效用函数。Bailey（1971）最早将财政支出引入代表性消费者决策模型中，使财政支出与居民消费的关系研究具备了微观基础，研究表明财政支出对居民消费存在着替代效应。Barro（1981）对上述模型进行拓展，建立了一般均衡的宏观经济模型，研究表明财政支出在短期和长期内对居民消费有不同的影响。第二阶段，用现代消费理论研究财政支出与居民消费关系。Aschauer（1985）等将生命周期假说引入研究，从理论上进一步完善了财政支出与居民消费关系的研究，研究表明美国的财政支出对居民消费存在着替代效应。第三阶段，采用时间序列分析与面板数据等现代计量方法来进行研究。Amano（1997）将协整理论引入时间序列的数据检验，研究表明美国的财政支出与居民消费是相互替代的。Athanasios（2008）运用1970-2001年19个经合组织国家的面板数据，发现在经济萧条时期扩张性财政支出对居民消费有明显的互补效应。 近年来，借鉴国外的研究思路，我国学者展开了相关研究，但由于理论模型、实证方法和样本选择的差异，学者们研究结论并不一致。一些学者认为，我国的财政支出对居民消费具有互补效应（刘溶沧，2001；李广众，2005；薛鹏，2010；易行健，2013）。另一些学者则认为财政支出对居民消费具有替代效应（黄赜琳，2005；李友永，2006；刘新2010）。还有一些学者认为，财政支出对居民消费的效应难以确定，相同的财政支出对居民消费的效应具有阶段性，不同的财政支出对居民消费的效应存在显著的差异性（温娇秀，2007；王立勇，2009；樊行健，2011；张治觉，2013）。 总体来看，已有的研究得出了很多有价值的结论，但仍存在以下不足：首先，目前的研究很少采用空间计量的研究方法，更多的是采用传统计量模型分析二者之间的关系，传统的计量回归模型假定各个地区之间的财政支出和居民消费彼此是相互独立的。然而，现实中财政支出对居民消费的影响还会受到空间因素的影响，各个区域间的财政竞争、人口流动和信息交流等必然对邻近区域居民的消费行为产生重要的影响，甚至是根本性的改变。因此，财政支出和居民消费存在很强的空间联动性，而各地方财政支出空间的外溢性又强化了各地区居民消费的空间相关性（Poon et al.，2006）。如果不考虑空间相关性对模型的影响，则容易产生有偏估计或是错误的参数检验（Anselin，1988）。近年来，已有学者的研究证明各地区居民消费、财政支出等存在空间相关性（董承章和马海涛，2009；邹红等，2014），但很少有学者在考虑空间相关性的情况下，对二者之间的关系进行深入细致的研究。其次，已有的空间计量的研究也忽视了我国经济发展的异质性和财政支出的结构性特点，没有对东、中、西部地区同一观测期间的样本分开进行考察，也没有考虑不同类型的财政支出对居民消费潜在的结构性影响，这样不能很好地模拟经济现实，其估计结果存在随机性和偶然性。综上，本文的研究将弥补上述不足，选取1995-2012年我国28个省域的数据①，采用空间误差模型（SEM）、空间滞后模型（SLM）和空间Durbin模型（SDM），分别从全国和区域层面实证分析了我国财政支出总量和结构对居民消费的影响，并解释了导致政策效应差异的深层次原因，以期为我国调整财政支出总量和优化财政支出结构来扩大居民消费提供相关政策建议。 二、财政支出与居民消费的相关统计描述 由于地区间的经济行为一般存在一定程度上的空间自相关，研究者多采用Moran指数来度量空间相关性，下面我们分别采用全局指标（Global Moran's I）和局部指标（Local Moran's I）来分析省域财政支出与居民消费在地理空间上的集聚程度。 （一）财政支出与居民消费的全局Moran's I指数分析 全局Moran's I指数用于衡量变量整体上的空间自相关性，指数的变化范围为（-1，1）。若各变量为空间正相关，则I值在0-1之间，I值越接近于1，表明空间正相关性越强，否则为负相关。我国人均居民消费支出的Moran's I值均在5%的水平上显著为正，表明一个省份的居民消费水平会受到邻接省份消费水平的影响，即省际间居民消费水平有显著的正向空间依赖性。而人均财政支出的Moran's I值均在10%的水平上显著为正，可见我国省域财政支出也存在着较为明显的空间集聚性。从图1可以看出，1995-2012年间Moran's I值呈现出波动上升的趋势，表明区域间居民消费和财政支出的空间依赖性平稳地加强。 （二）财政支出与居民消费的局部Moran's I（LISA）指数分析 局部Moran's I（LISA）用于分析相邻局部小区域单元上相同属性值的相关程度以及局部小区域单元上的属性值，低值表明不相似的空间单元的空间集聚，高值则表明相似变量的空间单元的空间集聚。本文计算了2012年的局部Moran's I指数，所有省份都通过了5%的显著性检验，并根据相关结果绘制表1。我们发现，2012年我国居民消费大体形成了四个中心：第一个是以上海为中心，与周边的浙江、江苏等东部沿海省份的形成的高消费聚集区；第二个是以北京为中心，与天津形成的高消费聚集区；第三个是以湖北为中心，与湖南、河南等中部省份组成的低消费的集聚区；第四个是以四川为中心的，与邻近青海、云南、贵州等西部省份组成低消费集聚区。这不仅表明了消费水平显著的空间依赖性，同时也说明东部地区较高的居民消费对中西部地区的带动作用不明显，东西部的消费趋势差距呈扩大的趋势。 从表1可以看出，2012年人均财政支出高—高集聚的省市基本处于东部地区，形成了以上海和北京为中心的两个人均财政支出较高的聚集区，这些省市大多经济增长速度较快、财政实力较强，低—低集聚省市基本分布在西部地区，经济发展比较落后、财政实力较弱。多数中部省市因同时与东部、西部省市相邻，呈现低—高集聚或者高—低集聚特征。上述集聚特征总体上揭示出我国财政支出水平空间分布的不均衡，也反映了各省人均财政支出水平存在空间依赖性。
我国财政支出与居民消费在地理分布上形成了大致相同的集聚区域，二者之间存在着较强的依存关系。财政支出高值集聚区一般是我国居民消费的高值集聚区，而财政支出的低值集聚区也是我国居民消费的低值集聚区，因而可以初步判断地方财政支出对我国居民消费具有一定的挤入效应，本文将采用空间计量模型对该假设进行实证检验。 三、财政支出对居民消费影响的空间计量检验 （一）指标选取及数据说明 财政支出是指地方政府为本地区居民提供公共产品或服务过程中发生的政府支出。根据地方财政预算表和数据的可得性，我们把具有相似性质的财政支出项目归为一类，将财政支出（G）划分为三类：其中经济性支出（
）包括增拨企业流动资金、挖潜改造资金、基本建设性支出、支农支出和科技三项费用；民生性支出（
）包括文教科学卫生支出、抚恤和社会福利救济费支出以及政策性补贴；维持性支出（
）包括行政管理支出、国防支出、工交流通部门事业费、地质勘探费等。同时，由于2006年以后实施的财政收支统计改革，为使前后指标统计口径一致，我们对2007-2012年的数据作如下调整：城乡社区事务、交通运输、农林水事务等支出构成经济性支出；教育、科学技术、环境保护、医疗卫生、社会保障支出和就业等支出构成民生性支出；一般公共服务、国防和政府安全等支出构成维持性支出。我们以各省人均财政支出作为代表地方财政支出的变量，以人均生活消费支出作为代表居民消费的变量。人均收入作为代表居民收入的变量，可分为城镇家庭平均每人可支配收入和农村居民家庭人均年纯收入。为了避免由于遗漏变量而造成的内生性问题，我们还进一步控制了国内外文献认为可能影响居民消费的其他控制变量，如财政分权（Fis），选取各省预算内人均财政支出/（各省预算内人均财政支出+中央预算内人均财政支出）来表示分权程度。财政分权不仅可以直接影响居民消费，还可以通过地方政府之间的博弈影响财政支出结构偏好来间接影响居民消费。由于财政支出结构是地方政府博弈策略的体现，因此在空间模型中我们一方面引入财政分权变量，另一方面引入财政分权与财政支出结构的交互项来捕捉由分权导致地方政府博弈对居民消费的间接影响。城市化水平（Urb）为各个省份城镇人口总数占本地区总人口数的比重。人口结构（Dep）为各省0-14岁人口和65岁及以上人口占15-64岁人口的比重。贸易开放程度（Open）为各省进出口总额占本地区GDP比重，其中各省进出口总额以年平均汇率折算成人民币额度。
是虚拟变量，控制2006年前后统计口径变动的影响；
是虚拟变量，控制2008年金融危机政府4万亿投资对财政支出的影响。相关数据由历年《中国统计年鉴》整理得到，各名义变量均按1995年居民消费物价指数为基期进行平减。 （二）模型的设定 根据上文的分析可知，财政支出通过调整公共服务的供给水平和结构来直接或间接影响居民消费需求。为考察不同类型财政支出对居民消费的影响程度和方向，本文采用Graham and Himarios（1991）总消费函数，设定面板数据模型为：
其中，i和t表示第i个省份第t年的数据，InC表示实际人均消费的对数值，α为28个省市的平均自发消费水平，
表示人均经济性支出的对数值，
表示人均民生性支出的对数值，
表示人均维持性支出的对数值，lnY表示人均收入的对数值，X为影响居民消费的其他控制变量。 一个省域的居民消费会受到本省收入水平和经济发展程度的影响，但邻近省域经济增长的辐射性，公共政策的示范性和财政支出竞争性会使区域间财政支出和居民消费的空间联动性增强。居民消费具有很强的空间自相关性，而财政支出在地理上形成了与居民消费大致相同的空间集群进一步增强了居民消费空间集聚性。因此，我们把空间因素纳入分析，采用空间滞后模型（Spatial Lag Model，SLM）、空间误差模型（Spatial Error Model，SEM）和空间杜宾模型（Spatial Durbin Model，SDM）来重新考察财政支出对居民消费的影响。 空间滞后模型考察变量在某一区域的溢出效应如下：
式中，ρ为空间回归系数，代表样本观测值之间空间依赖作用，即相邻省域的观测值对本省居民消费观测值的影响。本文采用空间邻接权重矩阵，ω为n×n空间权重矩阵，即当地区i和地区j相邻时，ω取1；当地区i和地区j不相邻时，ω取0。ε为随机误差项。 空间误差模型是针对地区间的相互作用因所处的相对位置不同而存在的差异，其表达式为：
式中，参数λ为空间误差系数，代表相邻省域居民消费对本省观察值的影响。SEM模型的空间依赖性作用由误差项度量，反映邻近省域由于因变量的误差冲击对本省份观测值的影响程度。μ为呈正态分布的随机误差项。 此外，LeSage and Pace（2009）提出了第三种模型即空间杜宾模型（Spatial Durbin Model，SDM），在空间杜宾模型中不仅存在因变量的空间滞后项，而且存在自变量的空间滞后项，其表达式为：
式中，参数δ为空间滞后自回归参数，代表相邻省居民消费对本省观察值的影响。
代表相邻省份的经济性支出、民生性支出和维持性支出对本省居民消费的溢出效应，如果为正则代表正的溢出效应，如果为负则代表负的溢出效应。 （三）模型的选择 为了保证结果的稳健性和有效性，首先对我国省域居民消费进行空间自相关检验。检验方法如Moran's I、LM（error）、LM（lag）、Robust LM（error）和Robust LM（lag）等主要针对截面数据，只有将截面N×N的权重矩阵用
矩阵扩展成适用于面板数据分析的NT×NT维空间权重矩阵，才可以应用于面板数据检验。本文采用上述方法进行空间自相关检验，所有的检验都在1%的显著性水平下拒绝原假设，说明我国省域居民消费存在着显著的空间自相关，应用空间计量模型进行回归更加适合。在对变量进行空间相关性检验以后，我们进行模型固定效应或随机效应模型的选择，Hausman检验结果显示固定效应优于随机效应的选择，而且由于是对中国28个省份等特定个体进行分析，因此本文采用使用空间固定效应模型进行回归分析（Baltagi，2001）。 接下来，根据Anselin et al.（1996）提出的模型判别准则来确定最终采用哪种形式的空间模型，LM（lag）和LM（error）检验统计量拒绝了零假设，Robust LM（lag）不显著，Robust LM（error）显著，因而SEM模型对样本的解释力度更强。进一步比较发现，本文中SEM模型空间固定效应的Ad-
和logL值明显大于SLM模型的统计值，表明是较优的选择。此外，为了检验邻省财政支出对本省居民消费的影响，本文还采用SDM模型进行了估计。表2给出了SLM、SEM和SDM三个模型的估计结果，为了节约篇幅表3仅给出了SEM的估计结果，实证分析所用软件为Matlab 2012b。 （四）财政支出对居民消费影响的空间计量检验：基于全国样本的实证分析 从表2可见空间误差系数的估计值显著为正，说明相邻省域的消费存在空间上的相互影响，即省域居民消费存在着空间依赖性，邻近省域的居民消费水平较高，本省的居民消费水平也较高，消费水平高（低）的区域相邻。 （1）经济性支出（
）对居民消费存在着挤入效应，但作用较小，影响系数为0.027。这主要是因为我国以经济绩效为考核标准的官员晋升机制使得地方政府偏向于将有限的财政资源投入经济建设项目。首先是因为生产性的财政支出能够通过投资的乘数效应在较短的时间内成倍地推动资本积累，拉动地区经济快速增长。其次，分税制改革后地方政府承担了越来越多的支出责任，这也迫使它增加经济建设的投入，以吸引更多的流动性区外税源，获得更多的财政收入。地方政府的支出偏向短期内可能促进本地区经济增长和提高居民收入水平，从而对居民消费具有一定挤入效应，但长期来说会降低那些具有长期效应的社会性财政支出的比重，导致地方政府的财政支出结构的扭曲，使得这种挤入效应变小而且不具有可持续性，最终导致宏观经济投资和消费结构严重失衡。
（2）民生性支出（
）对居民消费具有显著的挤入效应，影响系数为0.175。在晋升竞争和财政竞争双重压力下，我国地方政府一度偏向将有限的财政资源投入经济建设方面，从而忽视辖区居民对公共服务的需求。但近年来在中央政府大力构建民生财政和推进基本公共服务均等化的背景下，地方政府的支出结构也开始由“以经济建设为中心”向“以改善民生为重点”转变。从各项支出所占的比重来看，经济性支出所占比重从1978年的62.4%下降到2012年的29.6%，民生性支出所占比重从1978年的13.5%上升到2012年的43.4%，成为占比重最大的财政支出项目。可见随着经济水平的提高，对于政府公共服务职能的强调使得地方政府开始对支出结构进行调整，而且基于内生增长理论，科教文卫支出等对人力资本的投资也有利于实现辖区经济的可持续增长。同时为了避免与相邻地区的财政政策产生过大的偏差，各地方政府也开始民生支出模仿的策略互补行为，各地不断完善的教育、医疗等民生性公共服务供给可以降低居民的预防性储蓄，稳定居民消费的预期，有效增强居民的消费意愿。 （3）维持性支出（
）对居民消费存在挤出效应，影响系数为-0.034。主要是因为我国是财政分权与行政集权相结合的体制，一方面财政分权使得地方政府在财政资源总量有限前提下，重视对自身运作的投入和福利的提高，地方政府间的攀比和模仿使得该项支出不断增长，维持性支出占财政支出的比重从1978年的24.1%上升到2012年的27%。特别是行政管理支出一直居高不下，从1997-2009年间我国各省平均行政管理费增长了50多倍，占财政支出的比重也由4.71%上升到17.43%（郑尚植，2012）。在现有财政预算约束下，维持性支出过度的增长一定程度上挤占了用于其他方面的财政支出，尤其是用于教育、卫生等方面的民生性支出，导致公共资源闲置浪费，抑制经济增长和居民消费。另一方面行政集权使得地方政府缺乏基层民众的有效监督，具有不断扩张政府成本的冲动，形成了一种负向的激励效应，忽视辖区居民对公共服务的偏好，使得公共服务的供给无法满足居民的实际需求，过多的政府消费替代了居民消费，从而对居民消费存在挤出效应。 （4）居民人均纯收入（lnY）对居民消费具有显著的挤入效应，影响系数为0.374，表明收入是当前影响我国居民消费重要的因素。近年来，随着中国经济的快速增长，居民的收入水平也迅速提高，1991-2013年间中国城镇居民家庭人均名义可支配收入年均增长11.68%，农村居民家庭人均名义年纯收入平均年增长10.65%。虽然近年来我国人均收入实现了较快增长，但收入分配的不平等程度也开始快速上升。在20世纪80年代初期，中国基尼系数仅为0.3，90年代中期该系数上升到0.452，而2012年中国的基尼系数已经达到了0.474，收入的不平等程度明显高于同等GDP国家的平均标准。已有的研究证明平均消费倾向随着收入的增加而减小，因此收入不平等的持续扩大将导致有效需求不足，对于我国数据的研究也表明我国收入分配差距扩大对居民消费需求也具有负向影响。因此，我国当前应该在增加居民可支配收入的同时缩小收入分配差距才能够有效提高居民消费，促进经济可持续增长。 （5）SDM的回归结果可以看出，我国财政支出的聚集效应对居民消费具有影响，财政支出对周边地区的居民消费存在溢出效应，其中经济性支出和民生性支出具有正的溢出效应，表示相邻省的经济性支出和民生性支出对本省的居民消费具有正效应；而维持性支出具有负的溢出效应，表示相邻省的维持性支出对本省的居民消费具有负效应。其他控制变量对居民消费的影响也与理论预期相符。财政分权对居民消费具有微弱的负效应，可见财政分权对居民消费的直接影响并不强，更多的是影响地方政府的财政支出结构偏好而间接作用于居民消费。从城市化水平和贸易开放程度的回归系数可以看出，城市化和贸易开放程度对居民消费有一定的正效应，而人口负担比例对居民消费具有显著的负效应。金融危机虚拟变量的估计系数为负值，说明金融危机使得地方政府强化了经济性支出进而对居民消费有负效应。 （五）财政支出对居民消费影响的空间计量检验：基于区域样本的实证分析 为了进一步考察财政支出对居民消费的影响，我们将对不同地区的财政支出影响进行检验，考虑到经济发展程度相近或地理位置相邻地区之间的影响可能更为显著，因此本文将全国28省市区分成了东、中、西部地区②分别考察区域财政支出与居民消费之间的关系。空间误差模型中的λ显著为正，表明区域居民消费具有显著的趋同效应，居民消费之间空间依赖性明显。从表3可以看出，东、中、西部不同区域的财政支出对居民消费的影响程度差异显著： （1）经济性支出（
）对东部影响最小，其次为中部，西部影响最大（东、中、西部地区影响系数分别为0.017、0.028和0.135）。财政分权和经济性支出的交叉项的结果表明，东部地区的财政分权一定程度上弱化了经济性支出对居民消费的挤入效应，但中西部地区的财政分权则强化了经济性支出的挤入效应。虽然我国地方政府在处于相同的经济增长目标驱动下，但差异化的地区禀赋和增长潜力会使地方政府呈现出差异化的财政支出模式。由于地方政府对不同性质的财政支出具有不同的偏好倾向（Keen and Marchand，1997），对经济性支出的竞争偏好明显大于其他性质的支出。经济发展水平整体较高的东部地区，地方政府的支出约束程度较低，通过经济性支出而进行的引资竞争使得东部地区的生产性基础设施较为完善，居民对经济性公共服务的需求已经得到了较好的满足。由经济性支出不断增加所带来的边际收益开始递减，继续扩大经济性支出对居民消费的拉动作用逐渐变小。而中西部地区经济相对不发达，支出受到财力水平约束较强，地区之间的财政支出竞争较弱，落后的基础设施建设使得经济性支出对居民消费的挤入作用较为明显。此外，近年来我国实施了扩张性的财政政策并配合西部大开发战略，对西部大区大规模的财政投资极大地改善了西部落后的基础设施和消费环境，这使得经济性支出对西部地区居民消费的拉动作用超过了中部地区。 （2）民生性支出（
）对各区域的居民消费的凯恩斯效应呈现东、中、西“阶梯”递增态势（东、中、西部地区影响系数分别为0.132、0.179和0.156）。财政分权和民生性支出的交叉项的结果表明，东部地区的财政分权一定程度上强化了民生性支出对居民消费的挤入效应，但中西部地区的财政分权则弱化了民生性支出的挤入效应。主要是因为东部地区属于沿海经济发达地区，首先进入经济增长方式转变和产业结构升级阶段，为了不断提高产业层级和产品附加值，需要调整财政支出结构，增加对教育、医疗等民生性公共服务的供给，通过改善人居环境和支持科技发展来吸引高科技人才和资本流入本辖区。比较而言，中西部地区更侧重于改善本地区基础设施，加大生产性建设的投资，从而使得民生性公共服务供给不足。此外，各地财政实力的差异使得东部地区财政支出策略选择首先考虑经济系统内的公共服务供给水平，对相互财政支出竞争较为敏感；而中西部地区财政支出策略更多地取决于本地的经济发展水平和财政收入状况，对地区之间的支出竞争缺乏敏感性。所以，东部地区民生性支出的策略互补特征更为明显，较为完善的公共服务有效地降低了居民的预防性储蓄动机，而中西部地区居民大多选择增加预防性储蓄、减少当期消费来实现自我保障。因此，如果不同地区的政府增加相同额度的民生性支出，对中西部地区省份居民消费带来的挤入效应要强于东部地区。同时，三大区域在民生性支出挤入效应程度上的差别，也揭示出实现基本公共服务均等化的必要性。 （3）维持性支出（
）对三大区域居民消费的影响并不相同，其中对东部地区的居民消费有微弱的挤入效应，但对中西部地区则是挤出效应（东、中、西部地区影响系数分别为0.013、-0.121和-0.133）。财政分权和维持性支出的交叉项的结果表明，东部地区的财政分权一定程度上强化了维持性支出对居民消费的挤入效应，但中西部地区的财政分权则强化了维持性支出的挤出效应。经济发展水平不同地区的财政支出的竞争策略也存在显著的异质性，虽然东部地区财政约束较为宽松，但由于维持性支出既不能像经济性支出对辖区经济短期内增长具有明显的拉动作用，也不能像民生性支出对辖区经济增长产生长期深远的影响，因此面临晋升竞争压力的地方政府反而会有意识地控制维持性支出规模的扩张，以节省资金投入辖区内的公共服务供给，以期拉动本地经济增长和居民消费。而中西部地区由于经济欠发达，财政支出受到财力水平的严格约束，“吃饭财政”现象较为普遍，对地区之间的支出竞争缺乏敏感性，在考核晋升无望的情况下，地方政府倾向于增加与自身福利更加密切的维持性支出，相应降低其他支出的比重。而且在经济不发达地区，公民掌握信息能力和权利意识相对较弱，对政府维持性支出扩张不太敏感，使得这部分支出扩张的可能性较大，从而导致政府行政效率的低下，对经济增长和居民消费形成了负效应。可见我国以GDP为主要政绩的考核机制对地方政府财政支出形成了一种反向的激励效应，这可能是维持性支出对居民消费差异效应的主要原因。 （4）居民人均纯收入（lnY）对居民消费的影响效应呈现东、中、西递减态势（东、中、西部地区影响系数分别为0.442、0.362和0.323）。从收入水平来看，区域经济发展水平的差异使得我国不同地区的居民收入水平存在较大差距，2012年东部地区人均纯收入要高于全国的平均水平，分别是中、西部地区人均纯收入的1.47倍和1.81倍。从收入分配来看，我国省级区域居民收入基尼系数也明显呈现聚集性、区域性的特点，居民收入基尼系数由东部向西部呈逐步升高的趋势。由于我国的收入水平和收入分配大体出现由东向西逐步恶化的态势，因此收入对东部居民消费的挤入效应要强于中西部地区。 四、简要结论及政策建议 本文采用1995-2012年的省级面板数据，运用空间误差模型（SEM）、空间滞后模型（SLM）和空间Durbin模型（SDM）实证分析了地方政府财政支出对我国居民消费的影响，得出了如下主要结论：首先，我国省域财政支出与居民消费存在显著的空间自相关性，在我国地理分布上形成了大致相同的集聚区域，目前财政支出的高值聚集区一般是我国居民消费的高值聚集区，财政支出的低值聚集区一般是我国居民消费的低值聚集区，可见一个地区的财政支出和居民消费与其所处的地理位置和周边省域密切相关。其次，不同类型的财政支出对居民消费的影响不同，其中民生性支出对居民消费的正效应最为显著，相同类型的财政支出居民消费存在着区域性差异。最后，我国财政支出的聚集效应对居民消费具有影响，相邻省的经济性支出和民生性支出对本省的居民消费具有正效应，相邻省的维持性支出对本省的居民消费具有负效应。 据此，我们提出相应的政策建议：第一，应加强区域间地方政府公共政策合作，推进公共服务的均等化是扩大居民消费的必然选择。第二，各级地方政府应不断优化财政支出结构。中央政府应进一步完善综合性的考评机制，转变单纯以经济性指标为主的考核标准，把居民福利的提高作为考核地方政府工作的标准，激励地方政府不断提高民生性支出的比重并完善民生性公共服务的供给，降低居民的预防性储蓄，稳定居民支出的预期，有效增加当期消费。此外，不同地区的政府应根据本地区居民消费需求的差异，适时调整支出的制度安排，积极推动基本公共服务的均等化进程。而中央政府绩效考核评价体系也不能采用同一模式，需要充分考虑到各地资源承载能力和禀赋差异，不断强化绩效考核指标的可信性和权威性。将新增的民生性支出更多投向中西部地区，改善当地居民的消费环境，提高居民的消费意愿，长效引致居民消费的增长。第三，各地政府应该打破行政垄断，在经济活动相关性所覆盖的空间实现有效的公共政策的相互合作，充分发挥财政支出的空间外溢性，避免公共资源利用率低下的情况。 ①不包括西藏、海南，将重庆并入四川进行计算。 ②关于区域的划分，本文采用国家统计局的统计口径，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东10个省市；中部地区包括山西、吉林、安徽、江西、黑龙江、河南、湖北和湖南8个省；西部地区包括四川、贵州、云南、甘肃、青海、宁夏、广西、新疆、陕西、内蒙古10个省市。
标签：财政支出论文; 公共服务均等化论文; 政府支出论文; 国内宏观论文; 经济研究论文; 财政分权论文; 经济模型论文; 集聚效应论文; 经济学论文;
