民生性財(cái)政支出對我國居民消費(fèi)率的影響——基于1996－2009年省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

易行健，劉 勝，楊碧云

（廣東外語外貿(mào)大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510006）

一、典型事實(shí)觀察與相關(guān)文獻(xiàn)回顧

（一）典型事實(shí)觀察

自改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)一直呈現(xiàn)出一種持續(xù)性的高速增長，國內(nèi)生產(chǎn)總值也在2010年趕超了日本躍居世界第二，但伴隨這一現(xiàn)象出現(xiàn)的則是中國居民消費(fèi)率的下降。圖1描述的是自1991年到2009年中國居民消費(fèi)率與我國實(shí)際人均GDP變化趨勢，從中可以看出，在樣本區(qū)間內(nèi)居民消費(fèi)率呈現(xiàn)總體下降的趨勢：20世紀(jì)90年代初期居民消費(fèi)率快速下降，1994－2000年保持一種比較平穩(wěn)的態(tài)勢，2000年后進(jìn)入持續(xù)性下降階段，居民消費(fèi)率自2000年的46.4%下降至2009年的35.1%，而實(shí)際人均GDP則持續(xù)上升。

圖1 居民消費(fèi)率與人均GDP

對于居民消費(fèi)率在2000年后持續(xù)下降的原因，楊汝岱和陳斌開（2009）曾指出，2000年前后是我國經(jīng)濟(jì)體制改革的重要階段，在這段時(shí)期內(nèi)，國有企業(yè)改革、教育體制改革、住房改革、醫(yī)療體制改革、社會(huì)保障體系改革等多項(xiàng)改革措施逐步展開，而經(jīng)濟(jì)體制的變動(dòng)增加了居民收入與支出的不確定性，最終導(dǎo)致了居民消費(fèi)需求的下降。

歐美的社會(huì)保障體制是包括中國在內(nèi)的后起工業(yè)國家的主要參照系，其特點(diǎn)主要在于以政府支出作為社會(huì)保障支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出的主體，教育支出主要集中在初級和中級教育。我國自20世紀(jì)90年代中后期開始實(shí)行一種“教育產(chǎn)業(yè)化”的特殊發(fā)展路徑，高等教育迅速擴(kuò)招的同時(shí)也帶動(dòng)了學(xué)費(fèi)的上漲，但這段時(shí)期內(nèi)初級和中級教育的財(cái)政投入不如歐美國家那樣充足。同時(shí)，我國社會(huì)保障制度和醫(yī)療保障制度雖然也在20世紀(jì)90年代后期開始進(jìn)行改革，但前期主要集中在國企職工與城鎮(zhèn)居民方面。新型農(nóng)村醫(yī)療制度2003年開始實(shí)行，而農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度2009年才開始實(shí)行。如果從實(shí)際數(shù)據(jù)來看我們會(huì)發(fā)現(xiàn)在2000年至2006年這段時(shí)期內(nèi)，醫(yī)療衛(wèi)生、教育與社會(huì)保障的支出占GDP比重依舊變化不大，直到2009年我國教育、醫(yī)療和社會(huì)保障財(cái)政支出占GDP比重也只達(dá)到3.06%、1.17%和2.23%，遠(yuǎn)低于美國、德國和英國等發(fā)達(dá)國家。而根據(jù)余芳東（2011）統(tǒng)計(jì)，教育、醫(yī)療財(cái)政支出占GDP比重的世界平均水平分別為4.6%和5.7%，社會(huì)保障性財(cái)政支出占GDP 比重的OECD 國家平均水平為20.6%，因此也低于世界平均水平。

民生性財(cái)政投入的不足是一方面，另一方面則是社會(huì)保障體制上的問題。歐美國家的民生性財(cái)政投入主要以政府為主，個(gè)人和企業(yè)繳納為輔，但我國居民在醫(yī)療衛(wèi)生等社會(huì)保障上的花費(fèi)上個(gè)人和企業(yè)支出還是占主要部分。如根據(jù)鄭秉文（2009）的統(tǒng)計(jì)，在全國城鄉(xiāng)醫(yī)藥費(fèi)支出方面，個(gè)人支出比例為60%，而美國居民個(gè)人健康支出僅占全部支出的14.3%；企業(yè)成本中的個(gè)人“五險(xiǎn)”繳費(fèi)率、住房公積金以及企業(yè)年金支付已經(jīng)接近53%，是全世界企業(yè)福利性繳費(fèi)率最高的國家之一。從上可以看出，政府民生性財(cái)政支出的不足使得個(gè)人和企業(yè)為應(yīng)付未來不確定性的保障性支出增加，從而影響了其在消費(fèi)方面的支出。

基于以上分析我們提出一個(gè)假設(shè)：存在不確定性的前提下，民生性財(cái)政支出的增長能夠促進(jìn)居民消費(fèi)的增加。影響的途徑如下：由于居民存在消費(fèi)支出的不確定性，因而會(huì)進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄從而減少消費(fèi)，民生性財(cái)政一方面會(huì)降低居民在教育、醫(yī)療、社保等方面的支出從而降低不確定性；另一方面則會(huì)對居民收入再分配產(chǎn)生影響，提高居民收入，最終提高消費(fèi)。

（二）相關(guān)文獻(xiàn)綜述

對于財(cái)政政策的有效性可以追溯到李嘉圖等價(jià)定理。由于李嘉圖等價(jià)定理是對凱恩斯需求管理政策的一種否定，因此在財(cái)政政策的研究上一般都會(huì)驗(yàn)證李嘉圖等價(jià)成立與否。Barro（1974）通過數(shù)理推導(dǎo)解釋了這樣的情況：政府無論用債券還是增加稅收籌資，其效果都是相同的或者說等價(jià)的，因?yàn)榫用耦A(yù)期政府會(huì)在未來通過提高稅收來補(bǔ)償當(dāng)期支付的債券利息，因此消費(fèi)者會(huì)縮減當(dāng)期的支出來應(yīng)對未來的稅收。Kormendi（1983）、Kormendi和Meguire（1990）通過對不同國家的數(shù)據(jù)驗(yàn)證分析也支持了李嘉圖思想。在政府財(cái)政預(yù)算平衡的前提下，財(cái)政支出對社會(huì)總需求影響不顯著。但是，Modigliani和Sterling（1986）通過構(gòu)造總的社會(huì)消費(fèi)方程對美國1952－1984年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示凈財(cái)富影響為正，政府債務(wù)影響為正，政府財(cái)政支出影響為負(fù)，稅收的影響負(fù)擔(dān)幾乎為零。但是若根據(jù)李嘉圖等價(jià)則凈財(cái)富與稅收的影響之和應(yīng)為零，政府債務(wù)影響也應(yīng)為零。因此財(cái)政支出對居民消費(fèi)是存在不同影響的，最終會(huì)影響社會(huì)總需求。Karras（1994）曾使用30個(gè)國家1950－1987年的數(shù)據(jù)，構(gòu)造滯后一期的消費(fèi)、滯后一期的政府財(cái)政支出與具有MA（1）的消費(fèi)函數(shù)模型進(jìn)行實(shí)證，研究結(jié)果表明，政府財(cái)政支出與居民消費(fèi)之間存在互補(bǔ)關(guān)系，政府支出能增加居民消費(fèi)水平，且這種關(guān)系隨著政府規(guī)模的增大而減弱。Alessandro（2010）對意大利20 個(gè)地區(qū)1980－2003年的數(shù)據(jù)使用ECM 模型分析也得出，財(cái)政支出對居民消費(fèi)是存在正效應(yīng)的，但是與政府財(cái)政支出的速度成反比。

國內(nèi)對財(cái)政支出有效性的研究起步較晚且多為實(shí)證分析，對于李嘉圖等價(jià)是否成立也未有統(tǒng)一的意見。如李廣眾（2005）使用中國1952－2002年城鎮(zhèn)、農(nóng)村年度數(shù)據(jù)建立差分模型，研究結(jié)果說明政府稅收與債務(wù)對居民消費(fèi)存在一定的互補(bǔ)性，但進(jìn)行F 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量、似然率檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量與聯(lián)合缺省變量檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)其拒絕接受二者是影響居民消費(fèi)的重要解釋變量，因此從長期來說李嘉圖等價(jià)在中國近似成立。此外，也存在不少研究成果認(rèn)為財(cái)政支出能顯著影響居民消費(fèi)。比如李永友和叢樹海（2006）在基于居民最優(yōu)決策行為的基礎(chǔ)上構(gòu)建了可變參數(shù)的中國社會(huì)加總消費(fèi)效用函數(shù)，并利用中國1979－2003年的25個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行GMM 估計(jì)得出政府財(cái)政支出對居民消費(fèi)存在擠入效應(yīng)的結(jié)論，而受限方程的Wald檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了財(cái)政政策完全擠出的原假設(shè)，間接證明了李嘉圖等價(jià)的不成立。另外還有一些學(xué)者則基于將城鎮(zhèn)農(nóng)村居民消費(fèi)分離、財(cái)政支出分解以及劃分時(shí)間區(qū)制來檢驗(yàn)財(cái)政支出對消費(fèi)的影響。如洪源和肖海翔（2009）使用協(xié)整、VEC 模型以及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)了我國1985－2006年城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費(fèi)與政府消費(fèi)性支出的關(guān)系，結(jié)果顯示均存在互補(bǔ)效應(yīng)。鄭志剛和范廣哲（2002）利用靜態(tài)次優(yōu)方法構(gòu)建消費(fèi)函數(shù)，參數(shù)模擬顯示民生性財(cái)政支出對居民消費(fèi)存在正效應(yīng)，而投資性財(cái)政支出則效用相反。胡書東（2002）構(gòu)建家庭最優(yōu)消費(fèi)函數(shù)使用1950－2000年的數(shù)據(jù)證明了我國的國防費(fèi)用、行政管理費(fèi)用支出對居民消費(fèi)的影響并不顯著，主要原因是這類支出與居民家庭沒有直接的關(guān)聯(lián)性，而與之聯(lián)系較緊密的社會(huì)文教支出則對居民消費(fèi)存在正效應(yīng)。王立勇和高偉（2009）使用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型檢驗(yàn)了我國1978－2004年間財(cái)政政策對私人消費(fèi)的非線性效應(yīng)，最后結(jié)果說明在1978－1980年和1984－1997年兩區(qū)制中，政府消費(fèi)對私人消費(fèi)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，而在1981－1983年、1998－2004年兩區(qū)制中，政府消費(fèi)和稅收都表現(xiàn)出對私人消費(fèi)顯著的擠入效應(yīng)。以上關(guān)于財(cái)政支出對居民消費(fèi)的影響存在不同觀點(diǎn)，而產(chǎn)生這種不同研究結(jié)果的原因首先在于構(gòu)造的函數(shù)模型是不同的。

本文準(zhǔn)備從民生性財(cái)政支出入手，驗(yàn)證其對我國居民消費(fèi)的影響。本文與以上研究的不同在于：首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多研究政府財(cái)政支出對居民消費(fèi)的影響，而本文專注于民生性財(cái)政支出對居民消費(fèi)率的影響；其次，本文準(zhǔn)備使用1996－2009年中國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，這一樣本區(qū)間歷經(jīng)初步的醫(yī)保、社保與義務(wù)教育改革，更能體現(xiàn)公共支出有效性的穩(wěn)健關(guān)系，也是對我國近年來社會(huì)保障體系改革的效用做驗(yàn)證性分析；最后，鑒于先前大量文獻(xiàn)采用的是時(shí)間序列分析，本文采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，面板數(shù)據(jù)在控制未觀察到的個(gè)體或時(shí)間偏差，以避免設(shè)定誤差，改善估計(jì)效率方面更有優(yōu)勢。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）計(jì)量模型

本文的計(jì)量模型將地區(qū)的居民消費(fèi)率作為因變量，自變量的選擇按照理論的關(guān)聯(lián)性和數(shù)據(jù)可得性原則進(jìn)行，模型設(shè)定如下：

其中CGDP為居民消費(fèi)率，y為實(shí)際GDP，X為影響消費(fèi)的其他控制變量，ε為誤差項(xiàng)。由于本文的考察內(nèi)容為研究存在收入或支出不確定性影響下，財(cái)政支出中民生性財(cái)政支出對居民消費(fèi)率的影響，因此在模型（1）中加入民生性財(cái)政支出占財(cái)政支出比Pubexp與消費(fèi)不確定性代理變量Unc。再根據(jù)前文文獻(xiàn)綜述中提到的影響居民消費(fèi)的因素，添加進(jìn)出口總額占GDP比Iexpratio、收入不平等變量Ineq、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量即第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比Secratio、少兒撫養(yǎng)比Yd、老年撫養(yǎng)比Od以及性別比Sexration作為控制變量。因此將模型（1）擴(kuò)展如下：

（二）數(shù)據(jù)描述

本文的計(jì)量分析數(shù)據(jù)使用的是1996－2009年中國29個(gè)省、直轄市、自治區(qū)①的省際面板數(shù)據(jù)，樣本容量為406，居民消費(fèi)率CGDP 為各省市居民消費(fèi)除以地區(qū)生產(chǎn)總值計(jì)算所得；y為各省市用以1996年為基期的定基比GDP指數(shù)進(jìn)行削減的實(shí)際GDP；民生性財(cái)政支出②占比Pubexp為地方財(cái)政支出中民生性財(cái)政支出除以政府財(cái)政支出總值計(jì)算所得。根據(jù)上文綜述，民生性財(cái)政支出一方面能調(diào)整國民收入分配結(jié)構(gòu)，另一方面通過公共事業(yè)項(xiàng)目改變居民支出預(yù)期，從而最終達(dá)到促進(jìn)消費(fèi)的目的，因此民生性財(cái)政支出占比前的系數(shù)預(yù)期為正。另外由于在2006年之后中國財(cái)政統(tǒng)計(jì)發(fā)生變化，因此分別如下定義民生性財(cái)政支出：1996－2006年民生性財(cái)政支出＝文體廣播事業(yè)費(fèi)＋科學(xué)事業(yè)費(fèi)＋教育事業(yè)支出＋衛(wèi)生經(jīng)費(fèi)＋撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)＋社會(huì)保障補(bǔ)助支出，2007－2009年民生性財(cái)政支出＝教育＋科學(xué)技術(shù)＋文化體育與傳媒＋社會(huì)保障和就業(yè)＋醫(yī)療衛(wèi)生③。根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，消費(fèi)者為預(yù)防未來收入與支出的不確定性對消費(fèi)的沖擊而進(jìn)行額外的儲(chǔ)蓄，在此將實(shí)際人均年消費(fèi)增長率偏離平均增長率的平方Unc作為消費(fèi)支出不確定性的代理變量，使用以1996年為基期的消費(fèi)價(jià)格定基比指數(shù)進(jìn)行削減得到實(shí)際值，根據(jù)前文綜述，消費(fèi)支出不確定性前的系數(shù)預(yù)期為負(fù)。進(jìn)出口總額占GDP比Iexporatio為衡量對外開放程度的代理變量，并用名義匯率將進(jìn)出總額的單位從美元轉(zhuǎn)化為人民幣，預(yù)期其系數(shù)為正。本文參照李文星、徐長生和艾春榮（2008）以及陳春良和易君?。?009）采用城鄉(xiāng)收入之比作為收入不平等Ineq的代理變量，根據(jù)前面的文獻(xiàn)綜述，收入不平等前的系數(shù)預(yù)期為負(fù)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量Secratio為各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重，系數(shù)預(yù)期為負(fù)。依據(jù)生命周期理論，少兒撫養(yǎng)比ydr及老年撫養(yǎng)比odr越高，居民平均消費(fèi)傾向越高，因此它們前面的系數(shù)均預(yù)期為正?；谥袊木唧w實(shí)情加入性別比sexratio，以每100位女性所對應(yīng)的男性數(shù)目為計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)，系數(shù)預(yù)期為正。本文所有數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國財(cái)政年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述如下：

表1 變量的定義與統(tǒng)計(jì)性描述

（三）實(shí)證檢驗(yàn)

1.民生性財(cái)政支出對居民消費(fèi)率影響的實(shí)證檢驗(yàn)

依據(jù)之前的假設(shè)，本部分對民生性財(cái)政支出占比對居民消費(fèi)率的影響進(jìn)行基本的實(shí)證檢驗(yàn)，依據(jù)模型（2）對1996－2009年的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，分析結(jié)果如表2所示。為了詳細(xì)地檢驗(yàn)政府民生性財(cái)政支出占比對居民消費(fèi)率的影響并驗(yàn)證其穩(wěn)健性，我們在民生性財(cái)政占比、消費(fèi)不確定性以及GDP的基礎(chǔ)上逐步加入其他控制變量進(jìn)行回歸，在計(jì)量方法上首先直接采用固定效應(yīng)模型④進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，另外加入時(shí)間虛擬變量以克服時(shí)間趨勢和政策等難以觀測因素對儲(chǔ)蓄率的影響，但它有可能吸收一部分其他解釋變量的效應(yīng)。

表2 居民消費(fèi)率影響因素的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中可以看出民生性財(cái)政支出占比一直保持在10%水平下顯著，且在逐步加入其他控制變量的情況下系數(shù)變動(dòng)較小且比較穩(wěn)定，表明民生性財(cái)政支出占比對居民消費(fèi)率存在明顯的正效應(yīng)。另外，不確定性變量Unc前的系數(shù)顯著為負(fù)，這也間接驗(yàn)證了我國居民存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。結(jié)合這兩項(xiàng)我們對于民生性財(cái)政支出占比與居民消費(fèi)率的關(guān)系作出如下解釋：始于20世紀(jì)90年代中后期的住房體制改革、醫(yī)療體制改革與教育體制改革可能增加了居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。比如楊汝岱和陳斌開（2009）指出，高等教育支出對居民消費(fèi)有顯著的擠出效應(yīng)，它使得有大學(xué)生家庭的居民邊際消費(fèi)傾向下降12%，居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)明顯。因此擴(kuò)大政府民生性財(cái)政支出可以有效降低居民未來消費(fèi)支出的不確定性，從而提高居民消費(fèi)率。另外，經(jīng)濟(jì)開放程度Iexporatio顯著為正，符合預(yù)期。收入不平等Ineq為正且不顯著，可能存在的原因在于城鎮(zhèn)居民的收入增加對居民消費(fèi)的拉動(dòng)作用更大，另外的原因可能是城鄉(xiāng)收入比不是最佳的衡量收入不平衡的代理變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)Secratio為負(fù)且顯著，可能產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理會(huì)引起收入分配不平等⑤進(jìn)而引起消費(fèi)不振。人口結(jié)構(gòu)變量ydr、odr均為負(fù)，與生命周期理論的結(jié)論不符，但兩者都不顯著；性別比sexratio顯著為正說明男性在生命周期中的消費(fèi)傾向比女性更大，如婚嫁、購房購車等，但系數(shù)變動(dòng)較小。

2.民生性財(cái)政支出對消費(fèi)影響的穩(wěn)健性驗(yàn)證

表3的模型（1）使用隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行對比檢驗(yàn)，從結(jié)果來看，民生性財(cái)政支出占比的系數(shù)變化不大，從0.128變化到0.099，另外對隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)做hausman檢驗(yàn)以確定是否應(yīng)該選用固定效應(yīng)模型，hausman的檢驗(yàn)結(jié)果（p－value＝0.0013）表明需要拒絕選用隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)。模型（2）為面板數(shù)據(jù)的OLS估計(jì)，結(jié)果如表中描述，關(guān)注變量的系數(shù)波動(dòng)也不大。模型（3）考慮政策實(shí)施影響的滯后性，取滯后一期的Pubexp驗(yàn)證其對居民消費(fèi)率的影響，發(fā)現(xiàn)系數(shù)變得更大且更加顯著。模型（4）取所有解釋變量的滯后一期，關(guān)注變量的系數(shù)依舊變化不大，因此可以確定表2的回歸結(jié)果基本穩(wěn)健。

表3 民生性財(cái)政支出與居民消費(fèi)的穩(wěn)健性分析

三、結(jié) 論

本文通過對中國實(shí)際情況的分析提出假設(shè)在存在不確定性的前提下，民生性財(cái)政支出占比的增長能夠促進(jìn)居民消費(fèi)率的增加，并利用1996－2009年中國省際面板數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)模型研究地方政府民生性財(cái)政支出占比對居民消費(fèi)率的影響，并通過將解釋變量滯后一期等來考察原方程結(jié)果的穩(wěn)健性，結(jié)果表明政府民生性財(cái)政支出確實(shí)對居民消費(fèi)存在顯著的促進(jìn)作用，證明了前述假定。另外對經(jīng)濟(jì)開放程度的考察表明經(jīng)濟(jì)開放有利于提高我國居民消費(fèi)，同時(shí)偏重于第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將對提高居民消費(fèi)率產(chǎn)生阻礙作用。

由于20世紀(jì)90年代中后期的住房體制、醫(yī)療體制與教育體制改革所產(chǎn)生的影響仍將持續(xù)較長一段時(shí)期，雖然我國自2007年以來快速增加了對教育、醫(yī)療、衛(wèi)生等民生方面的財(cái)政支出，且支出增長速度較快，但其占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重依舊過小，仍然遠(yuǎn)達(dá)不到世界平均水平。依照國家戰(zhàn)略決策，未來較長一段時(shí)期內(nèi)擴(kuò)大內(nèi)需仍是一個(gè)中心主題，提高我國居民消費(fèi)占GDP比重關(guān)系到我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，其中降低我國居民消費(fèi)支出的不確定性將是關(guān)鍵。本文認(rèn)為政府應(yīng)該加大民生性財(cái)政投入，大幅增加民生性財(cái)政支出占財(cái)政支出的比重，這樣可以有效降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，提升居民消費(fèi)率。

本文從民生性財(cái)政支出出發(fā)研究其對居民消費(fèi)的影響，這對國家未來時(shí)期財(cái)政支出具有一定的經(jīng)驗(yàn)性借鑒意義與決策參考價(jià)值，但本文的不足與需要進(jìn)一步研究的方向在于：可以將地方政府在民生性財(cái)政支出的分項(xiàng)支出引入微觀家庭資源配置模型，以進(jìn)一步研究具體分項(xiàng)支出在居民消費(fèi)與收入方面的影響；財(cái)政政策在宏觀上的變動(dòng)對居民的消費(fèi)以及支出的影響過程是比較復(fù)雜的，因此對于不同民生性財(cái)政政策變動(dòng)的影響效果的探究也是今后可以延伸的一個(gè)方向。

注釋：

①西藏因?yàn)閿?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)不全而未包括在內(nèi)，重慶則因?yàn)?997年才成為直轄市缺少1996年數(shù)據(jù)而省去。

②基于前文的分析，本文選取教育支出、文體廣播支出、科學(xué)技術(shù)支出、衛(wèi)生醫(yī)療支出以及社會(huì)保障與就業(yè)支出作為民生性財(cái)政支出的指標(biāo)。

③對于民生性財(cái)政支出的設(shè)定是因?yàn)?007年財(cái)政收支改革后許多項(xiàng)目發(fā)生了變動(dòng)。根據(jù)李有志（2006）對改革前后財(cái)政支出科目的分解，教育、文體廣播、科學(xué)、衛(wèi)生基本科目不變，只有項(xiàng)目名稱上的差異，2007年后將之前的社會(huì)保障補(bǔ)助支出與撫恤及社會(huì)福利支出合并為社會(huì)保障和就業(yè)一項(xiàng)。

④直接采用固定效應(yīng)模型的原因在于我國各省差異巨大，各省不可觀測的異質(zhì)性會(huì)影響估計(jì)的一致性。另外，固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)相比更能在一般情況下滿足漸進(jìn)一致性。

⑤萬廣華（2008）將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)引入不平等分解式函數(shù)，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也能引起收入的不均等。

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