財政民生支出、居民可支配收入與城鄉服務性消費

李普亮 賈衛麗 于法穩

摘要：在中國居民消費結構加快升級和財政支出民生化傾向日益突顯的背景下，財政民生支出對居民服務性消費的效應及影響機制備受關注。基于2007—2015年中國省際面板數據聯立方程模型和三階段最小二乘估計法（3SLS）的實證檢驗發現，財政民生支出總體對居民服務性消費具有顯著擠入效應，居民可支配收入是財政民生支出影響居民服務性消費的重要中介變量，但中介效應的大小存在一定程度城鄉差異。對于城鎮居民而言，50.7%的擠入效應是通過居民可支配收入產生的，而對于農村居民來說，居民可支配收入對擠入效應的貢獻率高達70.8%。因此，持續加大“農村傾向”的財政民生支出力度，充分發揮財政民生支出的收入分配功能，是促進居民服務性消費增長和縮小城鄉居民服務性消費差距的有效途徑。

關鍵詞：財政民生支出；居民可支配收入；服務性消費；3SLS

文章編號：2095-5960（2018）01-0001-12；中圖分類號：F812.45；文獻標識碼：A

一、引言

隨著中國經濟由高速增長階段轉向高質量發展階段，居民消費結構進入加快升級的重要關口，服務性消費漸成消費結構升級的重點領域和主要方向。擴大居民服務性消費需求既是中國經濟結構中長期戰略調整的需要，也是促進經濟平穩較快增長的重要舉措，更是改善民生的必然選擇（夏杰長和毛中根，2012）[1]。近年來，盡管中國居民的服務性消費整體趨于上升，但與多數發達國家相比依然明顯不足。究竟哪些因素影響了城鄉居民服務性消費增長？程大中（2009）通過對影響服務消費支出的收入效應和價格效應的分解并基于非均衡增長模型研究發現，服務價格而非收入水平的提高是中國居民服務性消費支出上升的主因，大多數地區在服務消費方面顯露出“成本病”問題[2]。楊碧云等（2014）基于2009年和2002年中國六個省（市）的城鎮住戶調查數據的研究表明，家庭收入、家庭生命周期階段、家庭人口性別結構及家庭其他特征變量和城鎮人口規模等因素均對居民服務性消費需求有顯著影響[3]。江靜（2014）利用全國 30個地區 1997—2011 年數據的實證研究發現，城鎮居民的消費性服務支出與個人可支配收入、服務價格指數、收入差距、城市化水平和服務業發展緊密相關[4]。虞楸樺等（2015）基于2004—2012年浙江省農村固定觀察點數據的研究顯示，農村家庭純收入和收入差距對家庭服務性消費有顯著影響[5]。田侃和瞿華（2015）運用2002—2011年省際面板數據檢驗了城鄉居民醫療保健消費的影響因素，結果顯示，人均可支配收入顯著影響了城鄉居民醫療保健服務消費，但這種影響存在顯著的地區差異[6]。上述文獻雖然基于不同視角、數據和方法對居民服務性消費的影響因素進行了深入探究，卻普遍忽略了財政民生支出這一重要維度。財政民生支出是中國語境下的獨特表達，國外與之對應的支出一般稱為政府社會性支出（public social expenditure）。本文通過系統的文獻檢索發現，研究財政民生支出與居民總消費關系的文獻十分豐富（Emanuele et al.，2010；Luigi Marattin and Simone Salotti，2014；劉志忠和吳飛，2014；藍相潔，陳永成，2015；成峰和席鵬輝，2017）[7][8][9][10][11]，研究結論也是見仁見智，但深入探究財政民生支出對居民服務性消費影響的文獻明顯不足。事實上，財政民生支出作為政府惠民生的重要手段，與居民服務性消費息息相關。問題的關鍵在于，財政民生支出如何影響了居民服務性消費？大量文獻研究發現，可支配收入是影響居民服務性消費需求的重要因素（楊碧云等，2014；江靜，2014；田侃和瞿華，2015），而財政民生支出恰恰能夠通過特定機制對居民可支配收入產生重要影響（魏蔚和賈亞男，2014；洪源等，2014；陳工和何鵬飛，2016）[12][13][14]。由此推斷，居民可支配收入很可能是財政民生支出作用于居民服務性消費的中介變量。那么，“財政民生支出增加居民可支配收入提高居民服務性消費增長”的邏輯究竟是否成立？如果回答是肯定的，財政民生支出會在多大程度上通過居民可支配收入影響居民服務性消費？在中國城鄉二元結構仍未根本扭轉的背景下，居民可支配收入對財政民生支出與居民服務性消費關系的中介效應是否存在差異？這些問題有待基于同一分析框架和樣本數據進行系統的理論詮釋和實證檢驗。

現有文獻在考察財政民生支出對居民消費的影響時，往往將居民可支配收入視為一個控制變量，這樣處理的一個后果是難以基于國民收入分配的視角發掘財政民生支出對居民消費的作用機制。盡管有學者提出，民生性支出對居民消費需求的影響效應主要通過作用于收入分配領域，直接增加居民消費需求（儲德銀和閆偉，2010）[15]，但學術界對于這種作用機制尚缺乏必要的實證檢驗。與已有文獻相比，本文的主要貢獻在于：一是與多數文獻側重研究財政民生支出對居民總消費的影響不同，本文立足中國居民消費結構加快升級的背景，重點考察財政民生支出對居民服務性消費的影響，較同類文獻的研究更加細致；二是充分考慮財政民生支出與居民可支配收入的聯動性，從理論上詮釋了居民可支配收入是財政民生支出影響居民服務性消費的重要中介變量，有助于從國民收入分配的視角深刻理解財政民生支出對居民服務性消費的作用機制；三是構建省際面板數據聯立方程模型，運用三階段最小二乘法（3SLS）實證考察了居民可支配收入對財政民生支出與居民服務性消費關系的中介效應及其城鄉差異，為更加精準地發揮財政民生支出的收入分配功能，進而促進居民服務性消費增長和縮小城鄉居民服務性消費差距提供經驗證據。

二、理論分析與研究方法

（一）理論分析

根據消費者行為理論，一個理性消費者會在既定預算約束下選擇能夠最大化自身效用的消費組合。從消費對象的形態看，居民消費可劃分為商品性消費和服務性消費。不同形態的消費對象能夠滿足人們不同層次的需要，許多高層次消費需求的實現往往與服務性消費密不可分。服務性消費通常具有奢侈品的特點，在一定程度上代表了未來消費結構的趨勢和方向（夏杰長和毛中根，2012）[1]，因此，居民消費中的服務性消費比重成為度量居民消費結構高級化程度的重要指標。為便于詮釋財政民生支出與居民服務性消費的關系，本文基于消費對象形態的角度將居民消費劃分為商品性消費和服務性消費兩大類。在經濟學中，居民的效用函數形式存在多種假定，本文借鑒了CES效用函數①①即不變替代彈性效用函數。 分析框架，將效用函數設定為如下形式：

其中，C1和C2分別代表居民的商品性消費數量和服務性消費數量，P1和P2分別代表居民為商品性消費和服務性消費支付的價格，Id為居民的可支配收入，ρ為商品性消費和服務性消費的替代彈性。可以證明，當ρ=1時，表明商品性消費和服務性消費是完全替代的，效用函數可轉換為線性函數；當ρ→0時，效用函數可轉換為Cobb-Douglas效用函數；當ρ→-∞時，表明商品性消費和服務性消費是互補的，如果同時滿足α+β=1，則效用函數可轉換為里昂惕夫效用函數。由此可見，與其他某種特定類型的效用函數相比，CES效用函數更具一般性和包容性，能夠適應商品性消費和服務性消費之間可能存在的關系。

為求解出效用最大化時對應的服務消費數量，先寫出對應的拉氏函數：

L（C1 ，C2 ，λ）≡（αCρ1 + βCρ2 ）1ρ + λ（Id -P1 C1 -P2 C2 ） （3）

LC1 = 1ρ（αCρ1 + βCρ2 ）1ρ-1αρCρ-11 -λP1 = 0（4）

LC2 = 1ρ（αCρ1 + βCρ2 ）1ρ-1βρCρ-12 -λP2 = 0（5）

Lλ=Id-P1C1-P2C2=0（6）

經過運算容易得出，效用最大化時對應的服務性消費數量表達式如下：

不難看出，居民的服務性消費C2主要取決于居民可支配收入（Id）、居民為服務性消費而支付的價格（P2）以及居民為商品性消費支付的價格（P1）。其中，收入對居民消費的影響引發了學術界廣泛而持久的關注，國內外的理論和實證研究大都證實了收入對于居民消費的重要性。但居民收入增長受制于多重因素，其中，財政民生支出的重要性不容忽視。通常來說，財政民生支出主要是指政府用于教育、醫療衛生、社會保障等關鍵民生領域的支出，不僅是提供公共教育、醫療衛生、社會保障等公共服務的物質基礎，同時也是實現國民收入初次分配和再分配的有效手段。按照國家統計局的統計口徑，居民可支配收入是指居民可用于最終消費支出和儲蓄的總和，按照收入的來源可劃分為工資性收入、經營性凈收入、財產性凈收入和轉移性凈收入。從理論上分析，財政民生支出對居民收入的影響機制可凝練為三個方面。

一是財政民生支出可以通過提升人力資本增加居民可支配收入。20世紀60年代美國經濟學家舒爾茨和貝克爾創立的人力資本理論認為，人力資本表現在蘊含于人身中的各種知識、技能、能力和素質的存量總和，這種資本積累和增加有利于改善個人獲得貨幣收入和生產非貨幣產品的能力。許多研究表明，人力資本水平與居民收入呈現正相關（Mincer，1974；李實、丁賽，2003；呂娜、鄒薇，2015；程名望等，2016）[16][17][18][19]。教育無疑是提高人力資本最基本的手段，加大教育投資有助于人們形成更高的生產能力和資源配置能力，而具有較高生產能力和資源配置能力的人更傾向于從事一些復雜腦力勞動、高收入水平的工作。醫療衛生服務水平直接影響社會成員的健康狀況，而健康是人力資本的重要構成要素，它決定著個人能夠花費在所有市場活動和非市場活動上的全部時間，健康投資既可以通過提高勞動生產率和延長工作時間增加個人勞動成果進而提高個人收入水平，也可以通過延長預期壽命提高人力資本的積累（魏蔚、賈亞男，2014）[3]。教育、醫療衛生領域的財政支出是政府提供教育、醫療衛生等基本公共服務的物質保障，政府加強對這些領域的投入能通過改善居民人力資本積累和配置狀況進而使低收入者獲得更高收入。另外，就業領域的財政支出可通過提供就業公共服務提高居民就業能力和增加居民就業機會促進居民收入增長。

二是財政民生支出可以通過轉移支付提高居民可支配收入。轉移性收入主要是指國家、單位、社會團體對住戶的各種經常性轉移支付和住戶之間的經常性收入轉移，包括養老金或退休金、社會救濟和補助、政策性生產補貼、政策性生活補貼、救災款、經常性捐贈和賠償、報銷醫療費、住戶之間的贍養收入等。現階段，轉移性收入在中國居民可支配收入中的地位已不容小覷。2015年，全國居民人均可支配收入21966.2元，其中轉移凈收入為3811.9元，占比17.4%。社會保險、社會福利、社會救濟及社會優撫、就業等領域的社會保障和就業支出通過養老金或退休金、最低生活保障支出、就業補助、政策性生活補貼、自然災害生活救助、報銷醫藥費等多個渠道有利于推動居民轉移凈收入的增長。

三是財政民生支出可以通過降低服務性消費價格指數提高居民可支配收入的實際購買力。現實中，居民消費的相當一部分服務，如教育、醫療衛生、交通通信等，具有準公共品的性質，其供給成本通常是由政府、社會和居民共同承擔的，在服務供給成本既定的條件下，三者負擔的成本呈現此消彼長的變化態勢，財政民生支出的增加理論上有助于降低居民為消費公共服務支付的價格。以醫療衛生和教育為例，在大多數年份，政府衛生費用占衛生總費用的比重與個人衛生費用占衛生總費用的比重、公共財政教育經費占教育經費比重與學雜費占教育經費比重在多數年份呈現出明顯的反向變化趨勢（見圖1和圖2）。也就是說，財政用于教育、醫療衛生等公共服務的支出增加有助于降低居民在此類服務性消費方面的經濟負擔。服務性消費價格的下降又可提升居民既定可支配收入的實際購買力，進而有利于強化可支配收入對居民服務性消費的擠入效應。

圖1政府衛生費用和個人衛生費用比重 圖2公共財政教育經費和學雜費比重基于上述理論分析，本文將Id和P2分別表達為如下形式：

其中，msh代表財政民生支出，X代表影響居民可支配收入（Id）的其他變量集合，Y表示影響居民為服務性消費支付價格（P2）的其他變量集合。

考慮自變量X對因變量Y的影響，如果X通過影響變量M來影響Y，則稱M為中介變量（溫忠麟，2004）[20]。由公式（7）、公式（8）和公式（9）看出，msh是Id和P2的影響因素，而Id和P2又會直接影響C2，這意味著msh可以通過Id和P2影響C2，因此，Id和P2實際上是msh影響C2的中介變量，結合微積分中的鏈式法則，可以得到如下關系式：

其中，ρ1和ρ2 分別代表財政民生支出通過居民可支配收入（Id）和居民為服務性消費支付價格（P2）對居民服務性消費（C2）產生的中介效應占據的權重，如果財政民生支出僅僅通過上述兩個渠道對居民服務性消費產生影響，則ρ1+ρ2=1。當然，現實中的財政民生支出對居民服務性消費的影響渠道可能還有更多，公式（10）可以在此基礎上進行相應擴展。在公式（10）中，C2Id.Idmsh即為居民可支配收入對財政民生支出與居民服務性消費關系的中介效應，它的大小主要取決于兩個因素：一是財政民生支出對居民可支配收入的效應，二是居民可支配收入對服務性消費的效應。

然而，城鎮居民和農村居民由于所處的自然環境、經濟環境和社會環境不盡相同，他們的消費能力、消費習慣、消費意愿和消費預期客觀上也存在顯著差異，尤其對于轉型期的中國來說，城鄉二元結構仍未得到根本扭轉，城鄉居民收入差距依然保持在高位，城鄉服務業發展尤其是公共服務供給水平也存在明顯的差距。在上述背景下，財政民生支出對居民的增收效應以及居民可支配收入對服務性消費的擠入效應很可能不盡一致，由此推測，居民可支配收入對財政民生支出與居民服務性消費關系的中介效應會存在一定程度城鄉差異。

（二）中介效應檢驗方法

本文旨在考察財政民生支出是否會通過居民可支配收入影響居民服務性消費水平，結合前面的理論分析，借鑒溫忠麟等（2004）[20]提出的中介效應檢驗方法設定如下基準模型：

其中，SC代表城鄉居民人均服務性消費，msh代表人均財政民生支出，inc代表城鄉居民人均可支配收入，X和Y為控制變量向量，ε為隨機擾動項。方程（11） 中的β1是財政民生支出（msh）對居民服務性消費（SC）的總效應；方程（12）中的γ1是財政民生支出（msh）對中介變量（inc）的效應；方程（13）中的θ2是在控制財政民生支出（msh）的影響后，中介變量（inc）對服務性消費（SC）的效應；θ1是在控制中介變量（inc）的影響后，財政民生支出（msh）對服務性消費（SC）的直接效應。上述模型中，中介效應即為γ1和θ2的乘積（γ1θ2），它與總效應和直接效應的關系如下：

這樣一來，居民可支配收入（inc）在解釋財政民生支出（msh）對居民服務性消費（SC）作用中所占的比重即為γ1θ2β1，或者表達為（1-θ1β1）。

需要指出的是，學術界一些學者檢驗中介效應的過程似乎與本文并不完全一致。比如，程令國等（2014）在研究教育對健康的影響渠道時，采用了Cutler and Lleras-Muney（2010）的方法，在基準方程的基礎上逐步增添關注的渠道變量，通過估計以下兩個方程得出中介變量的影響[21]。

其中，Hi是個體i的健康存量，Ei是個體i的受教育水平，Xi是其他控制變量，Ci是渠道變量。通過估計公式（15）和（16）中教育變量的系數1和1后，即可得到渠道變量Ci在解釋教育對健康的作用中所占的比重為（1-11）①①證明過程參考程令國、張曄和沈可發表于《經濟學》季刊的《教育如何影響了人們的健康——來自中國老年人的證據》（2014年第1期） 。

通過對比不難發現，本文采用的中介效應檢驗方法與程令國等（2014）的研究方法其實是相通的，但本文的中介效應檢驗還可額外得到渠道變量對被解釋變量的具體效應，較程令國等（2014）的研究方法可以得到更多的信息。

中介效應的檢驗方法有多種，本文采用較為常用且易于理解的逐步法（causal steps approach）。該方法最初由Baron 和Kenny（1986）提出[22]，運用這一方法檢驗中介效應的基本步驟如下：首先檢驗方程（11），如果β1在統計上顯著，繼續檢驗方程（12），如果γ1在統計上顯著，繼續檢驗方程（13），若θ2顯著，則表明中介效應存在。由于逐步法（causal steps approach）比較簡單，而且容易理解和解釋，因而受到很多應用工作者的青睞。但需要注意的是，許多學者發現，逐步法的檢驗力在各種方法中是最低的（Fritz & MacKinnon，2007；Hay，2009；MacKinnonet al.，2002）[23][24][25]，也就是說，逐步法比較不容易檢驗到中介效應顯著，但在此情況下，如果研究者用這種方法仍能得到顯著的結果，檢驗力低的問題對其而言就不是問題，此時，逐步法的檢驗結果甚至好過Bootstrap法（溫忠麟和葉寶娟，2014）[26]。基于上述考慮，本文在進行中介效應檢驗時，首先采用逐步法對H0：γ1θ2=0進行間接檢驗，如果出現γ1=0或θ2=0或γ1、θ2同時為0，將進一步采用Sobel法或Bootstrap 法等直接檢驗H0：γ1θ2=0的方法。

三、模型設定與估計

（一）模型設定、數據來源及說明

根據前文提及的中介效應檢驗方法，本文進一步構建以下三個具體回歸方程：

其中，SC為城鄉居民人均服務性消費，inc為城鄉居民人均可支配收入①①在實證分析中，城鎮居民的人均服務性消費和人均可支配收入分別用CSC和cinc表示，農村居民的人均服務性消費和人均可支配收入分別用RSC和rinc表示。 ，msh代表財政民生支出，用人均財政民生支出度量②②為了檢驗實證結果的穩健性，本文也嘗試用財政民生支出占GDP的比重作為財政民生支出的度量指標，結論保持了較好的一致性。 ，pergdp為人均GDP，stru代表產業結構，用第三產業增加值占GDP比重表示，burden為家庭總撫養比，edu代表居民受教育水平，用6歲人口中高中和大專及以上人口比重表示，i和t分別代表地區和時間，βi、αi和θi為個體效應，用以控制地區間不可觀測的異質因素影響。需要說明的是，由于本文在實證分析時運用服務價格指數對居民服務性消費進行了價格調整，因而模型中未再加入服務價格指數。

理論上，居民的服務性消費應當包括餐飲服務、衣著加工服務、家庭服務、醫療服務、交通通信服務、教育文化娛樂服務以及其他服務等，但本文的實證分析主要選取了教育文化娛樂、醫療保健和交通通信三類支出作為居民服務性消費的代表，主要基于以下三點考慮：（1）國家統計部門發布的農村居民消費支出數據并未對各類服務性消費進行細分，城鎮居民消費支出數據對各類服務性消費的劃分也止于2012年，而教育文化娛樂、醫療保健和交通通信三類支出在城鄉居民服務性消費中保持了較強的一致性和可比性；（2）在服務經濟階段，隨著經濟發展和居民收入提高，人們對公共服務會有更多的需求和更強的支付能力，消費結構中衣食住行等物質性消費支出和一般性服務消費支出比重下降，而有益于居民文化素質和生活質量提高的科教文體衛等服務消費支出比重快速提升（中國經濟增長前沿課題組，2015）[27]，教育文化娛樂、醫療保健及交通通信等領域的消費是人們發展型和享受型服務消費的典型代表，具有更大的增長潛力；（3）教育文化娛樂、醫療保健和交通通信三類消費是居民服務性消費的重點所在，2012年的這一比重就已達到64%。綜上所述，將教育文化娛樂、醫療保健和交通通信作為服務性消費的代表能夠兼顧樣本數據的合理性、代表性和可得性。另外，目前學術界對財政民生支出的口徑并未達成共識，本文在借鑒已有研究成果的基礎上，選取教育支出、醫療衛生支出以及社會保障和就業支出作為財政民生支出的代表，它們涉及人們生存和發展的最基本需要，與國際上的政府社會性支出基本一致，而且學術界對此基本能夠達成共識。

在實證分析的樣本數據選取方面，本文采用中國31個省（市）2007—2015年面板數據進行實證檢驗，各個變量數據均來源于相關年度《中國統計年鑒》。為減少異方差影響，本文對城鄉居民人均服務性消費和人均GDP進行了對數化處理。同時，為剔除價格因素影響，本文分別運用2007年為基期的娛樂教育文化用品及服務價格指數、醫療保健和個人用品價格指數和交通通信價格指數對教育文化娛樂、醫療保健和交通通信三類消費進行了價格調整，運用以2007年為基期的城鄉居民消費價格指數對城鄉居民人均可支配收入進行了價格調整，運用以2007年為基期的人均GDP指數對人均GDP進行了價格調整。各個變量的數值特征如表1所示。

（二）實證結果

本文首先采用單方程估計方法對面板數據聯立方程模型進行估計，基本步驟是：先通過F檢驗判斷每個方程是否存在個體效應，如果存在個體效應，則進一步通過Hausman檢驗判斷適用隨機效應模型還是固定效應模型。相關檢驗表明，各個方程均適用固定效應模型，回歸結果見表2。從單方程估計結果看，本文有如下發現：

（1）在未控制居民可支配收入時，財政民生支出對城鄉居民服務性消費均有顯著的擠入效應，并且對農村居民服務性消費的擠入效應大于城鎮居民。具體而言，人均財政民生支出每增長1%，城鄉居民人均服務性消費分別增長0.584%和0.973%。

（2）財政民生支出對城鄉居民的增收效應比較明顯，并且對農村居民的增收效應大于城鎮居民。具體來看，人均財政民生支出每增長1%，城鄉居民人均可支配收入分別增長0.376%和0.539%。

（3）人均可支配收入對城鄉居民服務性消費的擠入效應十分顯著，并且對農村居民的擠入效應大于城鎮居民。具體來說，城鎮居民可支配收入每增長1%，其服務性消費相應增長1.276%，農村居民人均可支配收入每增長1%，其服務性消費相應增長1.854%。

綜合上述回歸結果，可以進一步計算居民可支配收入對于財政民生支出與居民服務性消費關系的中介效應。對于城鎮居民而言，中介效應的數值為0.480（0.376×1.276），對于農村居民來說，中介效應的數值為0.999（0.539×1.854）。整體來看，居民可支配收入產生的中介效應呈現出農村大于城鎮的特點。

然而，單方程估計結果可能不夠穩健，這是因為：（1）居民人均可支配收入和人均服務性消費會同時受到一些共同因素的影響，而且二者本身也很有可能存在相互影響，因此，兩個變量的內生性不可避免；（2）對三個方程進行依次估計沒有考慮到各個方程擾動項的相關性，事實上，聯立方程模型中各方程的擾動項可能超越本方程式而與其他方程的擾動項相關。為此，本文進一步采用三階段最小二乘法（3SLS）克服各方程之間隨機擾動項相關造成的估計偏誤，估計結果見表3。

對比表2和表3不難發現，兩種方法的估計結果整體上比較吻合，但各方程的參數估計值出現一定變化。在3SLS估計結果中，當未控制居民可支配收入時，財政民生支出對城鄉居民服務性消費均有顯著的擠入效應，并且對農村居民服務性消費的擠入效應大于城鎮居民，人均財政民生支出每增長1%，城鄉居民人均服務性消費分別增長0.580%和0.953%。財政民生支出對城鄉居民的增收效應也比較明顯，并且對農村居民的增收效應大于城鎮居民，人均財政民生支出每增長1%，城鄉居民人均可支配收入分別增長0.417%和0.578%。人均可支配收入對城鄉居民服務性消費的擠入效應十分顯著，并且對農村居民的擠入效應大于城鎮居民，其中，城鎮居民可支配收入每增長1%，其服務性消費相應增長0.706%，農村居民人均可支配收入每增長1%，其服務性消費相應增長1.167%。

根據表3回歸結果，可以進一步計算居民可支配收入對于財政民生支出與居民服務性消費關系的中介效應。對于城鎮居民而言，中介效應的數值為0.294（0.417×0.706），對于農村居民來說，中介效應的數值為0.675（0.578×1.167）。整體來看，居民可支配收入產生的中介效應呈現出農村大于城鎮的特點（見表4），這與前面的單方程估計結果是一致的，只不過采用3SLS方法得到的中介效應數值相對較小。由此可見，財政民生支出對城鄉居民服務性消費均具有顯著的擠入效應，對于城鎮居民而言，50.7%的擠入效應是通過居民可支配收入產生的，而對于農村居民來說，居民可支配收入對擠入效應的貢獻率高達70.8%。

表4城鄉居民人均可支配收入的中介效應比較

城鎮居民農村居民財政民生支出對居民服務性消費的總效應0.5800.953居民可支配收入對居民服務性消費的中介效應0.2940.675中介效應占總效應的比重（%）50.770.8另外，從表3的回歸（3）可以看出，在控制居民可支配收入后，財政民生支出對城鄉居民的服務性消費仍然具有一定程度的擠入效應，原因在于，財政民生支出對居民服務性消費的影響渠道是多元的，除了收入渠道外，還包括供給渠道和預期渠道等。從供給渠道看，居民的服務性消費水平不僅取決于居民的消費能力，同時還取決于居民的消費意愿，對于既定的居民可支配收入，居民對服務的消費意愿越強，相應的服務性消費水平就越高。而居民對服務的消費意愿又在很大程度上取決于服務供給與服務需求的匹配程度。一般來說，財政民生支出如果能夠得到有效配置和利用，總體上將有利于改善教育、醫療衛生等服務供給，而此類服務供給數量和質量的提升又進一步刺激居民的服務消費意愿，進而有利于增強居民可支配收入對服務性消費的擠入效應。從預期渠道看，根據預防性儲蓄理論，居民儲蓄的一個重要動機是預防未來收支方面的不確定性，未來風險越大，預期未來消費的邊際效用就越大，因此就越能吸引消費者進行預防性儲蓄，把更多的財富轉移到未來進行消費，財政民生支出通過降低民生性公共服務價格和提升居民社會保障水平為居民擴大服務性消費提供了物質基礎和信心基礎，有利于改善居民的消費預期和降低居民的儲蓄動機，進而強化了居民可支配收入對服務性消費的擠入效應。

（三）進一步討論

隨著各級政府對民生重視程度的提高，財政用于民生支出的力度也持續加大。財政用于教育、醫療衛生以及社會保障和就業等領域為代表的民生支出由2007年的14559.44億元增至2015年的57243.75億元，占財政支出的比重相應由2007年的29.25%升至2015年的32.55%，占GDP的比重相應由2007年的5.39%升至2015年的8.35%。由于統計數據限制，本文的財政民生支出無法在城鄉之間進行清晰劃分。但有一點是比較明確的，改革開放后的很長一段時期內，我國財政支出的“城市偏向”特征明顯，特別是在基礎教育、醫療衛生、社會保障等民生性公共服務支出領域，農村居民難以享受到與城鎮居民同等的待遇。但近些年來，隨著“三農”地位的提升及民生財政建設進程的加快，民生財政支出的“農村傾向”開始顯現，全國農村普遍實施免費義務教育，農村中小學教育經費保障機制不斷完善，新型農村合作醫療的財政補助水平逐年提高，新型農村居民社會養老保險實現全覆蓋，公共財政惠及農村的力度持續加碼。以農村義務教育經費為例，2004年城鄉普通小學生均教育經費分別為952.44元和823.22元，農村生均教育經費僅為城鎮生均教育經費的86.43%。隨著政策對農村義務教育支持力度的加大，重城市輕農村的義務教育投入問題得到了很大程度改善，2013 年城鄉普通小學生均教育經費分別為 6901.77元和6854.96元，農村生均教育經費達到城鎮生均教育經費的99.32%（孫鶴、秦紹娟，2015）[28]。而且，自2016年春季學期開始，我國統一了城鄉義務教育學校生均公用經費基準定額，從2017年春季學期開始，又統一了城鄉義務教育學生“兩免一補”政策。此外，自新型農村合作醫療試點至今，各級財政的補助標準由最初的20元持續增至2017年的450元，增長21.5倍。考慮到上述背景，加之本文實證分析的樣本所屬期間為2007—2015年，財政民生支出對農村居民的增收效應大于城鎮居民也就不難理解。洪源等（2014）基于2002—2012年省際面板數據的實證研究表明，民生財政支出的增長及其資金投向的“農村傾向”特征有效縮小了城鄉居民收入差距[13]。可見，本文的實證結果與洪源等（2014）的研究結論是一致的。另一方面，當前農村居民的服務性消費水平整體上明顯低于城鎮居民，其中一個重要原因在于農村居民收入水平偏低制約了自身的消費能力，盡管縱向來看我國城鄉居民收入差距趨于縮小，但城鄉居民收入比高達2.7以上，絕對收入差距仍接近2萬元，因此，相對于城鎮居民來說，農村居民的服務性消費對收入變動更為敏感。綜上所述，由于財政民生支出對農村居民的增收效應相對于城鎮居民更大，同時農村居民服務性消費的收入彈性相對于城鎮居民更高，從而導致居民可支配收入對財政民生支出與居民服務性消費關系的中介效應呈現出農村大于城鎮的特征。

盡管本文關注的焦點在于財政民生支出對城鄉居民服務性消費的影響，但通過表3顯示的實證結果本文同時也有一些其他發現：（1）第三產業增加值占GDP比重（stru）對于居民服務性消費具有顯著的正向影響，表明通過推進供給側結構性改革加快發展現代服務業是拉動居民服務性消費的重要舉措；（2）家庭撫養比（burden）對城鎮居民的服務性消費的影響并不顯著，但卻增加了農村居民的服務性消費，可能的原因是中國農村社保體系尚未完善，農民仍需自己負擔醫療、養老等大部分支出①①由于家庭撫養比包括了少年兒童撫養比和老年人口撫養比，兩者對居民服務性消費的影響機理不盡相同，為此需要進一步深入分析，但因上述變量并非本文的研究重點，故在此不再展開討論。 ；（3）第三產業增加值占GDP比重（stru）以及居民受教育程度（edu）對城鄉居民可支配收入均具顯著有正向影響，符合理論預期，人均GDP（pergdp）對城鎮居民的增收效應比較顯著，對農村居民的增收效應雖然為正，但統計上不夠顯著，表明經濟發展的滴流效應還有待強化，應進一步優化國民收入分配結構，使經濟發展成果更多惠及農村居民。

四、結論及啟示

現階段，中國財政支出民生化傾向愈加突顯，居民消費結構加快升級，服務性消費尤其是發展型和享受型服務性消費已成重要消費增長點。財政民生支出作為政府保障和改善民生的有效政策工具，與居民服務性消費息息相關。理論上，財政民生支出對居民服務性消費的影響渠道是多元的，從本文實證結果來看，居民可支配收入的重要性無可替代，成為影響財政民生支出對居民服務性消費擠入效應的關鍵渠道。但居民可支配收入帶來的中介效應存在一定程度城鄉差異。對于城鎮居民而言，50.7%的擠入效應是通過居民可支配收入產生的，而對于農村居民來說，居民可支配收入對擠入效應的貢獻率高達70.8%。由于近年來財政民生支出的“農村傾向”特征開始顯現，財政民生支出對農村居民的增收效應相對于城鎮居民更大，再加之農村居民服務性消費的收入彈性相對于城鎮居民更高，進而導致居民可支配收入對財政民生支出和居民服務性消費關系的中介效應呈現農村大于城鎮的特征。本文的研究結論可以提供以下三點政策啟示：

首先，應當繼續加大財政民生支出力度，進一步強化其對城鄉居民的增收效應。由于財政民生支出對城鄉居民服務性消費具有顯著的擠入效應，因此，強化財政支出的民生化取向是推動居民消費結構升級的現實選擇。考慮到財政民生支出對居民服務性消費的擠入效應主要通過居民可支配收入實現，因而在推進現代財政制度建設過程中，必須注重強化財政民生支出對居民的增收效應。為此，應當持續加大對教育、醫療衛生、社會保障和就業等重點民生領域的投入力度，著力提升民生性財政資金的配置和使用效率，提高教育、醫療衛生、社會保障、社會就業等公共服務的供給水平，一方面通過提升居民人力資本水平增強其參與國民收入初次分配的能力，另一方面通過加大轉移支付力度提高居民從國民收入再分配中的獲益程度，努力提高居民尤其是農村居民的可支配收入水平，持續改善國民收入分配格局，不斷提升城鄉居民消費能力。

其次，財政民生支出應當繼續向農村傾斜。鑒于財政民生支出對農村居民的增收效應相對于城鎮居民更大，而且，農村居民服務性消費對可支配收入的敏感度較之城鎮居民也更高，因而堅持財政民生支出的“農村傾向”成為縮小城鄉居民收入差距和消費差距的應有之義。為此，必須以打造新型工農城鄉關系為契機，持續加大對農村重點民生領域的投入力度，著力補齊農村基礎教育、醫療衛生、社會保障以及基礎設施短板，盡快實現城鄉基本公共服務均等化，為提高農村居民的服務性消費水平奠定扎實的基礎。

最后，強化財政民生支出對居民消費性消費的擠入效應需要多管齊下。居民可支配收入是影響財政民生支出對居民服務性消費擠入效應的關鍵變量，但并非唯一變量，除此之外，還應著力發揮財政民生支出在優化公共服務供給、改善居民消費預期、降低居民服務性消費價格等方面的作用，通過打出“組合拳”確保城鄉居民“能消費、敢消費、愿消費”，推動城鄉居民服務性消費持續增長。

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Abstract：In the context of accelerating the consumption structure of Chinese residents and increasing the tendency of fiscal expenditure on peoples livelihood， the effect of fiscal expenditure on residents service consumption and the influence mechanism are of great concern. Based on the empirical study of Chinas provincial panel data simultaneous equations model and the three-stage least squares estimation （3SLS） in 2007-2015， it is found that the expenditure of the peoples livelihood has a significant effect on the service consumption of the residents. Residents disposable income is an important intermediary variable through which financial expenditure on peoples livelihood affects residents service consumption， but the size of the intermediary effect shows a little difference between the urban and rural residents to a certain degree. For urban residents， 50.7% of the crowding in effect is generated through the disposable income of residents， and for rural residents， the contribution of residents disposable income to the crowding in effect is up to 70.8%. Therefore， it is an effective way to promote the growth of service consumption of urban and rural residents and to narrow the service consumption gap between urban and rural residents by increasing the expenditure of the peoples livelihood in rural areas.

Key words：financial expenditure on peoples livelihood； residents disposable income； service consumption； 3SLS

責任編輯：吳錦丹 吳錦丹 蕭敏娜 常明明 張士斌