促進(jìn)我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)優(yōu)化分析

羅志紅，朱 青

（東華理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 南昌 330013）

一、引 言

經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最終目的是實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平，促進(jìn)人的全面發(fā)展。即通過(guò)各種措施，使“社會(huì)的每一個(gè)成員都能完全自由地發(fā)展和發(fā)揮他的全部才能和力量”，實(shí)現(xiàn)包括消費(fèi)公平在內(nèi)的社會(huì)公平。城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平作為消費(fèi)公平的重要組成部分，在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的同時(shí)仍然面臨著城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距過(guò)大、城鄉(xiāng)消費(fèi)分化過(guò)分嚴(yán)重等問(wèn)題，制約了其實(shí)現(xiàn)。在社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，市場(chǎng)因其先天的缺陷，存在消費(fèi)資料享用方面的“馬太效應(yīng)”。因此，需要充分發(fā)揮政府的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控作用，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)。財(cái)政支出結(jié)構(gòu)安排體現(xiàn)了我國(guó)宏觀政策傾向，是政府履行其職能的重要內(nèi)容。因此，本文擬分析我國(guó)財(cái)政分類(lèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響，從而有針對(duì)性提出如何優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)以實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平的具體對(duì)策。

二、文獻(xiàn)與理論回顧

早期的古典經(jīng)濟(jì)家和新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家更加片面強(qiáng)調(diào)生產(chǎn)的主導(dǎo)地位，生產(chǎn)是物質(zhì)財(cái)富的源泉，認(rèn)為消費(fèi)服務(wù)于生產(chǎn)，生產(chǎn)是唯一目的，并沒(méi)能真正意識(shí)到對(duì)消費(fèi)調(diào)控的必要性。直到20世紀(jì)30年代，凱恩斯的消費(fèi)需求宏觀調(diào)控理論才成為主流。至此，開(kāi)始了政府支出與居民消費(fèi)關(guān)系的系統(tǒng)研究。

在傳統(tǒng)的IS-LM理論模型里，初期政府支出增加會(huì)通過(guò)“G→AD→Y→Yd→C”傳導(dǎo)機(jī)制影響居民消費(fèi)，但是居民消費(fèi)會(huì)因利率的替代效應(yīng)而相應(yīng)減少，財(cái)政支出并不影響居民消費(fèi)。Bailey(1971)[1]構(gòu)建了一個(gè)代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)U=u(c+θg)，其認(rèn)為財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)的影響取決于系數(shù)θ值。如果θ＞0，則意味著財(cái)政支出“擠入”私人消費(fèi)；否則就存在著“擠出效應(yīng)”。Barro(1981)[2]基于Bailey（1971）的研究，認(rèn)為從長(zhǎng)期來(lái)看，在預(yù)期的真實(shí)利率情況下，通過(guò)稅收、通脹型財(cái)政或是政府公債等方式籌資的政府支出增加將引起消費(fèi)者需求的下降。Aschauer(1985)[3]利用美國(guó)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)一步證實(shí)了政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系系數(shù)θ的取值在（0，1）之間，增加財(cái)政支出的擴(kuò)張性財(cái)政政策在一定程度上可以促進(jìn)居民消費(fèi)。Rancesco Giavazzi，Marco Pagano(1990)[4]基于丹麥和愛(ài)爾蘭的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)分析了兩國(guó)財(cái)政政策對(duì)居民消費(fèi)的效應(yīng)。他們認(rèn)為當(dāng)期政府支出增加意味著未來(lái)的高稅收，從而減少居民消費(fèi)。Blanchard(1990)and Sutherland(1997)[5]持同樣的觀點(diǎn)。Gal?’et al.(2007)[6]則假定存在經(jīng)驗(yàn)型消費(fèi)者，政府支出的增加對(duì)居民消費(fèi)形成正的合成效應(yīng)。

Devereux、Head和Lapham(1996)[7]構(gòu)建了一般均衡模型，將政府支出區(qū)分為永久性的政府支出和臨時(shí)性的政府支出，他們認(rèn)為前者增加將導(dǎo)致穩(wěn)態(tài)工資和穩(wěn)態(tài)消費(fèi)水平的提高，后者可形成對(duì)產(chǎn)出、投資、實(shí)際工資水平和消費(fèi)水平的短暫沖擊，但是并不持久。Blanchard and Perotti(2002)[8]運(yùn)用美國(guó)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)構(gòu)建了SVAR模型以分析二戰(zhàn)后的美國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策效果，認(rèn)為政府購(gòu)買(mǎi)性支出增加刺激了消費(fèi)。歐洲中央銀行的Günter Coenen and Roland Straub（2005）[9]建立了新凱恩斯DSGE模型以觀測(cè)歐元區(qū)政府支出對(duì)私人消費(fèi)的影響，并運(yùn)用貝葉斯推斷方法，發(fā)現(xiàn)歐元區(qū)政府支出的增加有利于提高居民消費(fèi)水平。Luigi Marattin and Simone Salotti(2009)[10]利用UK1981-2007的季度數(shù)據(jù)，建立了政府支出影響居民消費(fèi)的SVEC模型，其發(fā)現(xiàn)凈的社會(huì)保險(xiǎn)轉(zhuǎn)移支出和政府純消費(fèi)支出對(duì)居民消費(fèi)有正向效應(yīng)。

在研究我國(guó)政府支出與居民消費(fèi)的關(guān)系方面，國(guó)內(nèi)外學(xué)者也進(jìn)行了相應(yīng)的研究。Steven Barnett and Ray Brooks（2010）[11]認(rèn)為中國(guó)居民基于預(yù)防性消費(fèi)而選擇高儲(chǔ)蓄和低消費(fèi)。因此，政府在“社會(huì)安全網(wǎng)”建設(shè)方面的支出，如健康、教育和養(yǎng)老等方面的財(cái)政支出會(huì)相應(yīng)地減少居民此類(lèi)支出，從而增加其他方面的消費(fèi)支出。一般而言，政府在健康方面的支出每增長(zhǎng)1元將帶動(dòng)私人消費(fèi)增長(zhǎng)2元，總消費(fèi)（私人加政府）將增加3元。其也注意到政府支出對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)公平的影響，其認(rèn)為現(xiàn)行的中國(guó)政府支出安排不利于城鄉(xiāng)消費(fèi)公平的實(shí)現(xiàn)。我國(guó)學(xué)者也普遍存在三種觀點(diǎn)：一是政府支出“擠入”居民消費(fèi)，如夏興園，洪正華(2002)[12]，胡書(shū)東(2002)[13]，李廣眾(2005)[14]，李永友（2011）[15]；一是政府支出“擠出”居民消費(fèi)，如謝建國(guó)，陳漓高（2002）[16]；一是條件性的“擠入”“擠出”，如楚爾鳴，魯旭(2007)[17]，李樹(shù)培，白戰(zhàn)偉，魏下海（2009）[18]，李建強(qiáng)（2010）[19]。我們可以看出國(guó)內(nèi)外學(xué)者在政府支出與居民消費(fèi)的研究方面，主要是從政府支出政策對(duì)整體居民消費(fèi)能力的影響方面，鮮有文獻(xiàn)研究政府支出的不同組成部分對(duì)居民消費(fèi)公平的研究。本文擬通過(guò)對(duì)政府支出的分類(lèi)，刻畫(huà)出政府支出結(jié)構(gòu)安排對(duì)消費(fèi)公平的影響效力，從而制定促進(jìn)和諧社會(huì)發(fā)展的財(cái)政支出政策。

三、我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)非均衡狀態(tài)描述

首先，從城鄉(xiāng)居民消費(fèi)絕對(duì)量來(lái)看，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)農(nóng)村居民人均消費(fèi)量。1978-2010年期間，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均消費(fèi)量分別從1978年的311.2元、116.1元增加到2010年的13471.45、4381.82元。城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平差距較大，2010年農(nóng)村居民的消費(fèi)水平僅相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民20世紀(jì)90年代時(shí)的消費(fèi)水平，兩者的消費(fèi)差距大約在15年左右。

其次，從城鄉(xiāng)居民家庭的恩格爾系數(shù)來(lái)看，城鎮(zhèn)居民生活水平高于農(nóng)村居民生活水平。根據(jù)德國(guó)統(tǒng)計(jì)學(xué)家恩格爾判定居民生活水平高低的一個(gè)指標(biāo)——恩格爾系數(shù)，城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)隨著家庭收入的增長(zhǎng)而不斷下降，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與生活水平不斷提高。但是城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平仍然存在明顯差異。具體情況見(jiàn)表1。1978-1995年，城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)在0.5～0.6之間，城鎮(zhèn)居民生活尚處在溫飽水平；同期農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)由0.68減少到0.59，總體農(nóng)村居民生活從絕對(duì)困難階段逐步向溫飽階段。1996-1999年，城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)在0.4～0.5之間，城鎮(zhèn)居民生活水平質(zhì)量進(jìn)一步提高，從溫飽走向小康階段；同期農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)在0.5～0.6之間，農(nóng)村居民生活還處在溫飽階段。1999年以后，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)分別處在0.4以下、0.4～0.5之間，城鄉(xiāng)居民生活水平又邁入新的發(fā)展階段，兩者分別處于趨向富裕與小康階段。從城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)的對(duì)比情況來(lái)看，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平至少高于農(nóng)村居民消費(fèi)水平一個(gè)層次。

表1 1978-2010年城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)

第三，從城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)來(lái)看，城鎮(zhèn)居民的生活質(zhì)量?jī)?yōu)于農(nóng)村居民。在糧食類(lèi)消費(fèi)方面，城鎮(zhèn)居民的食品支出總量遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)農(nóng)村居民兩倍以上，并且其糧食消費(fèi)更多地側(cè)重于副食品。在衣著類(lèi)消費(fèi)方面，城鎮(zhèn)居民更多消費(fèi)中、高檔服裝；農(nóng)村居民則更多購(gòu)買(mǎi)中、低檔服裝。在耐用消費(fèi)品方面，城鎮(zhèn)居民處于消費(fèi)品不斷更新?lián)Q代的階段，而農(nóng)村居民還處在基本耐用消費(fèi)品的不斷滿足階段。在醫(yī)療保健、交通通信及教育文娛消費(fèi)方面，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民隨著收入的增加更加側(cè)重生活質(zhì)量的進(jìn)一步改善。

四、財(cái)政支出結(jié)構(gòu)影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平的計(jì)量分析

（一）變量說(shuō)明及模型

財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。本文主要借用李永友（2008）的歸類(lèi)方法，將歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的財(cái)政支出項(xiàng)目分為經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出（ec）、行政服務(wù)支出（ac）、共享發(fā)展支出（sc），以作為解釋變量。其中，經(jīng)濟(jì)性支出主要包括基本建設(shè)支出、支農(nóng)支出、企業(yè)挖潛改造資金、增撥企業(yè)流動(dòng)資金、工業(yè)交通商業(yè)等部門(mén)的事業(yè)費(fèi)、農(nóng)林水利氣象等部門(mén)的事業(yè)費(fèi)用、城市維護(hù)建設(shè)支出和地震災(zāi)后恢復(fù)重建等傳統(tǒng)意義上的經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出；行政服務(wù)支出主要指行政管理費(fèi)、國(guó)防支出、公檢法支出等；共享發(fā)展支出主要指文科衛(wèi)事業(yè)費(fèi)、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)、社會(huì)保障支出、行政事業(yè)單位離退休支出、政策性補(bǔ)貼支出等。

城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平。其是指在一定時(shí)期內(nèi)居民基于對(duì)消費(fèi)資料占有、安排和使用的能力公平，屬于代內(nèi)公平。這里我們用城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出差（ces）作為衡量消費(fèi)公平的指標(biāo)，該消費(fèi)差距越大說(shuō)明我國(guó)居民消費(fèi)越不公平；該消費(fèi)差距越小說(shuō)明我國(guó)居民消費(fèi)越來(lái)越公平。

在數(shù)據(jù)范圍的選擇與處理方面，由于無(wú)法取得1978年和1979年完整的居民消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，因此本文選取1980-2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)。所有這些數(shù)據(jù)均根據(jù)歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理。同時(shí)，為了減少異方差使模型的設(shè)定更加合理，對(duì)各個(gè)變量分別取自然對(duì)數(shù)，這些對(duì)數(shù)序列分別用lncest、lnect、ln?act、 lnsct表示。

根據(jù)研究需要，本文借鑒Barro（1981）研究政府支出與居民有效消費(fèi)需求關(guān)系的研究方法，建立了不同財(cái)政支出項(xiàng)目影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平的計(jì)量模型：

其中，α1，α2，α3表示財(cái)政支出項(xiàng)目對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響系數(shù)；μ1為誤差項(xiàng)。

本文所有檢驗(yàn)均通過(guò)Eviews5.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證。

（二）檢驗(yàn)與估計(jì)

1.ADF檢驗(yàn)

為了避免偽回歸需要對(duì)模型中的數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文主要采用1981年Dicky和Fuller提出的ADF單位根檢驗(yàn)方法，以觀察各變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 變量單位根的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表 2可知，lncest、lnect、 lntct、 lnsct變量在 10%的置信水平下無(wú)法拒絕原假設(shè)，即它們都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，但是經(jīng)過(guò)一階差分后，在10%顯著水平下都通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即各變量均為一階單整過(guò)程，記為I（1）。因此，接下來(lái)將考察變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

從前面的ADF檢驗(yàn)可知上述變量均是一階單整的，因此可以對(duì)lncest與各解釋變量(lnect、lnact、 lnsct)進(jìn)行協(xié)整分析，考察各變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。如果時(shí)間序列是協(xié)整的，則方程（1）應(yīng)該看成是長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。我們采用Johansen檢驗(yàn)法進(jìn)行驗(yàn)證，以判斷它們之間的協(xié)整關(guān)系。首先，根據(jù)VAR模型滯后期的判斷標(biāo)準(zhǔn)來(lái)看，有超過(guò)一半的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)確定最優(yōu)滯后期為4。其次，再根據(jù)AR根法則檢驗(yàn)，判斷無(wú)一單位根在單位圓外，模型滿足穩(wěn)定性要求。然后，通過(guò)跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)員變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 Johansen跡統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果

由表3的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的顯著水平下，變量lncest與lnect、lnact、lnsct存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，記這一協(xié)整關(guān)系的均衡誤差為et，則它們對(duì)應(yīng)的長(zhǎng)期均衡方程為：

協(xié)整系數(shù)估計(jì)值下面的括號(hào)表示漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤。由于t統(tǒng)計(jì)量與其存在某種反比關(guān)系，因此從（2）式中可以判斷解釋變量的t統(tǒng)計(jì)量較大，lnect、lnact、lnsct均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，長(zhǎng)期均衡方程長(zhǎng)期有效。

從（2）式可以看出，從總體上看經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出有利于縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，而共享發(fā)展支出和行政服務(wù)支出的增加擴(kuò)大了居民消費(fèi)差距，使居民消費(fèi)非公平的現(xiàn)象愈嚴(yán)重。其中，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出差距的彈性系數(shù)為－3.196。這表明經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，將使城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距縮小3.196個(gè)百分點(diǎn)。共享發(fā)展支出與行政管理支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出差距的彈性系數(shù)分別為1.632、1.360，這表明共享發(fā)展服務(wù)支出與行政服務(wù)支出每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，將分別使城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距擴(kuò)大1.632、1.360個(gè)百分點(diǎn)。由于|－3.196|＞1.632＞1.360，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出對(duì)居民消費(fèi)差距縮小的正向作用大于共享發(fā)展支出與行政服務(wù)支出的負(fù)向作用。因此，從總體上來(lái)看，我國(guó)財(cái)政支出有利于縮小居民消費(fèi)差距。值得一提的是，從表面上看共享發(fā)展支出擴(kuò)大了居民消費(fèi)差距，這種實(shí)證分析結(jié)果與流行觀點(diǎn)相悖。這并不意味著共享發(fā)展支出就一定不利于居民消費(fèi)公平，而只是意味著，雖然我國(guó)近幾年用于醫(yī)療、教育、衛(wèi)生、社會(huì)保障方面的支出在不斷增加，但是卻并沒(méi)有真正做到共享發(fā)展支出的均等化，所以導(dǎo)致居民消費(fèi)越來(lái)越不公平。

3.誤差修正模型

文中主要通過(guò)誤差修正模型考察具有協(xié)整關(guān)系的lnect、lnact、 lnsct對(duì)lncest的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

相應(yīng)的誤差修正方程為：

其中，ecmt-1=lncest-1+3.196lnect-1-1.632lnsct-1-1.360lnact-1-10.441

從（3）式可以看出，滯后1、2、3期居民消費(fèi)差距對(duì)本年度內(nèi)的居民消費(fèi)差距的調(diào)整系數(shù)分別為0.432、-0.167、-0.134；滯后1期時(shí)，共享發(fā)展支出的調(diào)節(jié)系數(shù)大于經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出與行政服務(wù)支出的調(diào)節(jié)系數(shù)；滯后2、3期時(shí)，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的調(diào)節(jié)系數(shù)大于共享發(fā)展支出與行政服務(wù)。短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出與共享發(fā)展支出、行政服務(wù)支出的變動(dòng)，將引起居民消費(fèi)差距的變動(dòng)。滯后1、2、3（對(duì)數(shù)）的經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出變動(dòng)將引起本年度（對(duì)數(shù)）居民消費(fèi)差距同方向的變動(dòng)0.5623、0.083、0.847個(gè)單位；滯后1、2、3期（對(duì)數(shù)）的共享發(fā)展支出變動(dòng)將引起本年度（對(duì)數(shù)）居民消費(fèi)差距反方向的變動(dòng)0.695、0.494、0.026個(gè)單位；滯后1、2、3期（對(duì)數(shù)）的行政服務(wù)支出變動(dòng)將引起本年度（對(duì)數(shù)）居民消費(fèi)差距同方向的變動(dòng)0.078、0.157、0.189個(gè)單位。這表明短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出與行政服務(wù)支出擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，共享發(fā)展支出則開(kāi)始縮小了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距，但滯后3期則相反。

誤差修正項(xiàng)(ecmt-1)的系數(shù)為-0.189，符合反項(xiàng)調(diào)整機(jī)制，表明經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出、共享發(fā)展支出、行政服務(wù)支出與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并且上一年度的非均衡誤差對(duì)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的調(diào)整力度為18.9%。

五、主要結(jié)論及對(duì)策建議

根據(jù)上述分析，財(cái)政支出項(xiàng)目與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距之間存在協(xié)整關(guān)系。從財(cái)政分類(lèi)支出對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平的影響效應(yīng)來(lái)看，短期內(nèi)的經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出不利于實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)消費(fèi)公平，長(zhǎng)期則相反；短期內(nèi)的共享發(fā)展支出有利于實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)消費(fèi)公平，長(zhǎng)期則相反；行政服務(wù)支出在長(zhǎng)短期內(nèi)都不利于實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平?；跉v年中國(guó)財(cái)政支出與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的經(jīng)驗(yàn)分析，本文從優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的角度提出如下結(jié)論與對(duì)策建議。

（一）經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的合理配置有利于實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平

公式（2）經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出前的系數(shù)為負(fù)，這表明長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出的增加有利于縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距。但是要注意其短期內(nèi)在城鄉(xiāng)之間的不均勻分布對(duì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的作用。根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段來(lái)看，我國(guó)目前仍然處于工業(yè)化中期發(fā)展階段，要實(shí)現(xiàn)居民消費(fèi)水平的提升離不開(kāi)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。因此，繼續(xù)擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出仍然是實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。

（二）適度提高財(cái)政共享發(fā)展支出占比，但是要實(shí)現(xiàn)共享發(fā)展支出城鄉(xiāng)間的均等化

通過(guò)觀察方程（2）～（3）變量財(cái)政共享發(fā)展支出的系數(shù)可以看出，短期內(nèi)共享發(fā)展支出有利于城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距縮小，但是長(zhǎng)期則相反。這充分說(shuō)明我國(guó)自公共財(cái)政改革以來(lái)，基本公共服務(wù)均等化建設(shè)仍顯不足，存在諸多問(wèn)題，制約了其作用的發(fā)揮。因此，政府要縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，緩解消費(fèi)不公平的矛盾，不僅需要合理調(diào)整經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出，加快經(jīng)濟(jì)建設(shè)的步伐，尤其要擴(kuò)大與居民生活、消費(fèi)密切相關(guān)的共享服務(wù)發(fā)展支出，提供均等化的基本公共服務(wù)，如教育、醫(yī)療、社會(huì)保障等財(cái)政支出安排。

（三）降低行政服務(wù)支出占比，提高行政服務(wù)支出效率

方程（2）～（3）顯示，無(wú)論短期還是長(zhǎng)期，變量行政服務(wù)支出前的系數(shù)均為正，這表明行政服務(wù)支出的增加將使城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距進(jìn)一步擴(kuò)大。由于市場(chǎng)存在失靈，需要政府實(shí)施公共政策予以校正。相應(yīng)地，政府為履行公共政策需要合理安排行政服務(wù)支出。合理的行政服務(wù)支出有利于維持社會(huì)經(jīng)濟(jì)的正常運(yùn)轉(zhuǎn)，不合理的支出安排則會(huì)滋生一系列新問(wèn)題。因此，政府應(yīng)減少行政服務(wù)支出占比，合理控制行政服務(wù)支出，使其既有利于政府基本行政管理職能的發(fā)揮，又有利于提高財(cái)政資金的使用效率。另外，上述方程表明行政服務(wù)支出是造成消費(fèi)不公平的重要原因之一。因此，在有效約束城鎮(zhèn)行政服務(wù)支出的同時(shí)，應(yīng)加大對(duì)農(nóng)村行政服務(wù)支出的傾斜力度，從而促進(jìn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)公平的目標(biāo)實(shí)現(xiàn)。

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