財(cái)政民生支出、居民可支配收入與城鄉(xiāng)服務(wù)性消費(fèi)

李普亮 賈衛(wèi)麗 于法穩(wěn)

摘要：在中國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)加快升級和財(cái)政支出民生化傾向日益突顯的背景下，財(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)的效應(yīng)及影響機(jī)制備受關(guān)注?；?007—2015年中國省際面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程模型和三階段最小二乘估計(jì)法（3SLS）的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政民生支出總體對居民服務(wù)性消費(fèi)具有顯著擠入效應(yīng)，居民可支配收入是財(cái)政民生支出影響居民服務(wù)性消費(fèi)的重要中介變量，但中介效應(yīng)的大小存在一定程度城鄉(xiāng)差異。對于城鎮(zhèn)居民而言，50.7%的擠入效應(yīng)是通過居民可支配收入產(chǎn)生的，而對于農(nóng)村居民來說，居民可支配收入對擠入效應(yīng)的貢獻(xiàn)率高達(dá)70.8%。因此，持續(xù)加大“農(nóng)村傾向”的財(cái)政民生支出力度，充分發(fā)揮財(cái)政民生支出的收入分配功能，是促進(jìn)居民服務(wù)性消費(fèi)增長和縮小城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)差距的有效途徑。

關(guān)鍵詞：財(cái)政民生支出；居民可支配收入；服務(wù)性消費(fèi)；3SLS

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

一、引言

隨著中國經(jīng)濟(jì)由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)入加快升級的重要關(guān)口，服務(wù)性消費(fèi)漸成消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的重點(diǎn)領(lǐng)域和主要方向。擴(kuò)大居民服務(wù)性消費(fèi)需求既是中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中長期戰(zhàn)略調(diào)整的需要，也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)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(wù)性消費(fèi)整體趨于上升，但與多數(shù)發(fā)達(dá)國家相比依然明顯不足。究竟哪些因素影響了城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)增長？程大中（2009）通過對影響服務(wù)消費(fèi)支出的收入效應(yīng)和價(jià)格效應(yīng)的分解并基于非均衡增長模型研究發(fā)現(xiàn)，服務(wù)價(jià)格而非收入水平的提高是中國居民服務(wù)性消費(fèi)支出上升的主因，大多數(shù)地區(qū)在服務(wù)消費(fèi)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?。ㄊ校┑某擎?zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究表明，家庭收入、家庭生命周期階段、家庭人口性別結(jié)構(gòu)及家庭其他特征變量和城鎮(zhèn)人口規(guī)模等因素均對居民服務(wù)性消費(fèi)需求有顯著影響[3]。江靜（2014）利用全國 30個地區(qū) 1997—2011 年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性服務(wù)支出與個人可支配收入、服務(wù)價(jià)格指數(shù)、收入差距、城市化水平和服務(wù)業(yè)發(fā)展緊密相關(guān)[4]。虞楸樺等（2015）基于2004—2012年浙江省農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)的研究顯示，農(nóng)村家庭純收入和收入差距對家庭服務(wù)性消費(fèi)有顯著影響[5]。田侃和瞿華（2015）運(yùn)用2002—2011年省際面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健消費(fèi)的影響因素，結(jié)果顯示，人均可支配收入顯著影響了城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健服務(wù)消費(fèi)，但這種影響存在顯著的地區(qū)差異[6]。上述文獻(xiàn)雖然基于不同視角、數(shù)據(jù)和方法對居民服務(wù)性消費(fèi)的影響因素進(jìn)行了深入探究，卻普遍忽略了財(cái)政民生支出這一重要維度。財(cái)政民生支出是中國語境下的獨(dú)特表達(dá)，國外與之對應(yīng)的支出一般稱為政府社會性支出（public social expenditure）。本文通過系統(tǒng)的文獻(xiàn)檢索發(fā)現(xiàn)，研究財(cái)政民生支出與居民總消費(fèi)關(guān)系的文獻(xiàn)十分豐富（Emanuele et al.，2010；Luigi Marattin and Simone Salotti，2014；劉志忠和吳飛，2014；藍(lán)相潔，陳永成，2015；成峰和席鵬輝，2017）[7][8][9][10][11]，研究結(jié)論也是見仁見智，但深入探究財(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)影響的文獻(xiàn)明顯不足。事實(shí)上，財(cái)政民生支出作為政府惠民生的重要手段，與居民服務(wù)性消費(fèi)息息相關(guān)。問題的關(guān)鍵在于，財(cái)政民生支出如何影響了居民服務(wù)性消費(fèi)？大量文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，可支配收入是影響居民服務(wù)性消費(fèi)需求的重要因素（楊碧云等，2014；江靜，2014；田侃和瞿華，2015），而財(cái)政民生支出恰恰能夠通過特定機(jī)制對居民可支配收入產(chǎn)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(cái)政民生支出作用于居民服務(wù)性消費(fèi)的中介變量。那么，“財(cái)政民生支出增加居民可支配收入提高居民服務(wù)性消費(fèi)增長”的邏輯究竟是否成立？如果回答是肯定的，財(cái)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(wù)性消費(fèi)？在中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)仍未根本扭轉(zhuǎn)的背景下，居民可支配收入對財(cái)政民生支出與居民服務(wù)性消費(fèi)關(guān)系的中介效應(yīng)是否存在差異？這些問題有待基于同一分析框架和樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行系統(tǒng)的理論詮釋和實(shí)證檢驗(yàn)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)在考察財(cái)政民生支出對居民消費(fèi)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(fā)掘財(cái)政民生支出對居民消費(fèi)的作用機(jī)制。盡管有學(xué)者提出，民生性支出對居民消費(fèi)需求的影響效應(yīng)主要通過作用于收入分配領(lǐng)域，直接增加居民消費(fèi)需求（儲德銀和閆偉，2010）[15]，但學(xué)術(shù)界對于這種作用機(jī)制尚缺乏必要的實(shí)證檢驗(yàn)。與已有文獻(xiàn)相比，本文的主要貢獻(xiàn)在于：一是與多數(shù)文獻(xiàn)側(cè)重研究財(cái)政民生支出對居民總消費(fèi)的影響不同，本文立足中國居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)加快升級的背景，重點(diǎn)考察財(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)的影響，較同類文獻(xiàn)的研究更加細(xì)致；二是充分考慮財(cái)政民生支出與居民可支配收入的聯(lián)動性，從理論上詮釋了居民可支配收入是財(cái)政民生支出影響居民服務(wù)性消費(fèi)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(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)的作用機(jī)制；三是構(gòu)建省際面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程模型，運(yùn)用三階段最小二乘法（3SLS）實(shí)證考察了居民可支配收入對財(cái)政民生支出與居民服務(wù)性消費(fèi)關(guān)系的中介效應(yīng)及其城鄉(xiāng)差異，為更加精準(zhǔn)地發(fā)揮財(cái)政民生支出的收入分配功能，進(jìn)而促進(jìn)居民服務(wù)性消費(fèi)增長和縮小城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)差距提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究方法

（一）理論分析

根據(jù)消費(fèi)者行為理論，一個理性消費(fèi)者會在既定預(yù)算約束下選擇能夠最大化自身效用的消費(fèi)組合。從消費(fèi)對象的形態(tài)看，居民消費(fèi)可劃分為商品性消費(fèi)和服務(wù)性消費(fèi)。不同形態(tài)的消費(fèi)對象能夠滿足人們不同層次的需要，許多高層次消費(fèi)需求的實(shí)現(xiàn)往往與服務(wù)性消費(fèi)密不可分。服務(wù)性消費(fèi)通常具有奢侈品的特點(diǎn)，在一定程度上代表了未來消費(fèi)結(jié)構(gòu)的趨勢和方向（夏杰長和毛中根，2012）[1]，因此，居民消費(fèi)中的服務(wù)性消費(fèi)比重成為度量居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)高級化程度的重要指標(biāo)。為便于詮釋財(cái)政民生支出與居民服務(wù)性消費(fèi)的關(guān)系，本文基于消費(fèi)對象形態(tài)的角度將居民消費(fèi)劃分為商品性消費(fèi)和服務(wù)性消費(fèi)兩大類。在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，居民的效用函數(shù)形式存在多種假定，本文借鑒了CES效用函數(shù)①①即不變替代彈性效用函數(shù)。 分析框架，將效用函數(shù)設(shè)定為如下形式：

其中，C1和C2分別代表居民的商品性消費(fèi)數(shù)量和服務(wù)性消費(fèi)數(shù)量，P1和P2分別代表居民為商品性消費(fèi)和服務(wù)性消費(fèi)支付的價(jià)格，Id為居民的可支配收入，ρ為商品性消費(fèi)和服務(wù)性消費(fèi)的替代彈性?？梢宰C明，當(dāng)ρ=1時，表明商品性消費(fèi)和服務(wù)性消費(fèi)是完全替代的，效用函數(shù)可轉(zhuǎn)換為線性函數(shù)；當(dāng)ρ→0時，效用函數(shù)可轉(zhuǎn)換為Cobb-Douglas效用函數(shù)；當(dāng)ρ→-∞時，表明商品性消費(fèi)和服務(wù)性消費(fèi)是互補(bǔ)的，如果同時滿足α+β=1，則效用函數(shù)可轉(zhuǎn)換為里昂惕夫效用函數(shù)。由此可見，與其他某種特定類型的效用函數(shù)相比，CES效用函數(shù)更具一般性和包容性，能夠適應(yīng)商品性消費(fèi)和服務(wù)性消費(fèi)之間可能存在的關(guān)系。

為求解出效用最大化時對應(yīng)的服務(wù)消費(fèi)數(shù)量，先寫出對應(yīng)的拉氏函數(shù)：

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(jīng)過運(yùn)算容易得出，效用最大化時對應(yīng)的服務(wù)性消費(fèi)數(shù)量表達(dá)式如下：

不難看出，居民的服務(wù)性消費(fèi)C2主要取決于居民可支配收入（Id）、居民為服務(wù)性消費(fèi)而支付的價(jià)格（P2）以及居民為商品性消費(fèi)支付的價(jià)格（P1）。其中，收入對居民消費(fèi)的影響引發(fā)了學(xué)術(shù)界廣泛而持久的關(guān)注，國內(nèi)外的理論和實(shí)證研究大都證實(shí)了收入對于居民消費(fèi)的重要性。但居民收入增長受制于多重因素，其中，財(cái)政民生支出的重要性不容忽視。通常來說，財(cái)政民生支出主要是指政府用于教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等關(guān)鍵民生領(lǐng)域的支出，不僅是提供公共教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等公共服務(wù)的物質(zhì)基礎(chǔ)，同時也是實(shí)現(xiàn)國民收入初次分配和再分配的有效手段。按照國家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)口徑，居民可支配收入是指居民可用于最終消費(fèi)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(jīng)營性凈收入、財(cái)產(chǎn)性凈收入和轉(zhuǎn)移性凈收入。從理論上分析，財(cái)政民生支出對居民收入的影響機(jī)制可凝練為三個方面。

一是財(cái)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(jì)60年代美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家舒爾茨和貝克爾創(chuàng)立的人力資本理論認(rèn)為，人力資本表現(xiàn)在蘊(yùn)含于人身中的各種知識、技能、能力和素質(zhì)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(chǎn)非貨幣產(chǎn)品的能力。許多研究表明，人力資本水平與居民收入呈現(xiàn)正相關(guān)（Mincer，1974；李實(shí)、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(chǎn)能力和資源配置能力，而具有較高生產(chǎn)能力和資源配置能力的人更傾向于從事一些復(fù)雜腦力勞動、高收入水平的工作。醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)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(gòu)成要素，它決定著個人能夠花費(fèi)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(chǎn)率和延長工作時間增加個人勞動成果進(jìn)而提高個人收入水平，也可以通過延長預(yù)期壽命提高人力資本的積累（魏蔚、賈亞男，2014）[3]。教育、醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的財(cái)政支出是政府提供教育、醫(yī)療衛(wèi)生等基本公共服務(wù)的物質(zhì)保障，政府加強(qiáng)對這些領(lǐng)域的投入能通過改善居民人力資本積累和配置狀況進(jìn)而使低收入者獲得更高收入。另外，就業(yè)領(lǐng)域的財(cái)政支出可通過提供就業(yè)公共服務(wù)提高居民就業(yè)能力和增加居民就業(yè)機(jī)會促進(jìn)居民收入增長。

二是財(cái)政民生支出可以通過轉(zhuǎn)移支付提高居民可支配收入。轉(zhuǎn)移性收入主要是指國家、單位、社會團(tuán)體對住戶的各種經(jīng)常性轉(zhuǎn)移支付和住戶之間的經(jīng)常性收入轉(zhuǎn)移，包括養(yǎng)老金或退休金、社會救濟(jì)和補(bǔ)助、政策性生產(chǎn)補(bǔ)貼、政策性生活補(bǔ)貼、救災(zāi)款、經(jīng)常性捐贈和賠償、報(bào)銷醫(yī)療費(fèi)、住戶之間的贍養(yǎng)收入等?，F(xiàn)階段，轉(zhuǎn)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(zhuǎn)移凈收入為3811.9元，占比17.4%。社會保險(xiǎn)、社會福利、社會救濟(jì)及社會優(yōu)撫、就業(yè)等領(lǐng)域的社會保障和就業(yè)支出通過養(yǎng)老金或退休金、最低生活保障支出、就業(yè)補(bǔ)助、政策性生活補(bǔ)貼、自然災(zāi)害生活救助、報(bào)銷醫(yī)藥費(fèi)等多個渠道有利于推動居民轉(zhuǎn)移凈收入的增長。

三是財(cái)政民生支出可以通過降低服務(wù)性消費(fèi)價(jià)格指數(shù)提高居民可支配收入的實(shí)際購買力?，F(xiàn)實(shí)中，居民消費(fèi)的相當(dāng)一部分服務(wù)，如教育、醫(yī)療衛(wèi)生、交通通信等，具有準(zhǔn)公共品的性質(zhì)，其供給成本通常是由政府、社會和居民共同承擔(dān)的，在服務(wù)供給成本既定的條件下，三者負(fù)擔(dān)的成本呈現(xiàn)此消彼長的變化態(tài)勢，財(cái)政民生支出的增加理論上有助于降低居民為消費(fèi)公共服務(wù)支付的價(jià)格。以醫(yī)療衛(wèi)生和教育為例，在大多數(shù)年份，政府衛(wèi)生費(fèi)用占衛(wèi)生總費(fèi)用的比重與個人衛(wèi)生費(fèi)用占衛(wèi)生總費(fèi)用的比重、公共財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)占教育經(jīng)費(fèi)比重與學(xué)雜費(fèi)占教育經(jīng)費(fèi)比重在多數(shù)年份呈現(xiàn)出明顯的反向變化趨勢（見圖1和圖2）。也就是說，財(cái)政用于教育、醫(yī)療衛(wèi)生等公共服務(wù)的支出增加有助于降低居民在此類服務(wù)性消費(fèi)方面的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。服務(wù)性消費(fèi)價(jià)格的下降又可提升居民既定可支配收入的實(shí)際購買力，進(jìn)而有利于強(qiáng)化可支配收入對居民服務(wù)性消費(fèi)的擠入效應(yīng)。

圖1政府衛(wèi)生費(fèi)用和個人衛(wèi)生費(fèi)用比重 圖2公共財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)和學(xué)雜費(fèi)比重基于上述理論分析，本文將Id和P2分別表達(dá)為如下形式：

其中，msh代表財(cái)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(wù)性消費(fèi)支付價(jià)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(shí)際上是msh影響C2的中介變量，結(jié)合微積分中的鏈?zhǔn)椒▌t，可以得到如下關(guān)系式：

其中，ρ1和ρ2 分別代表財(cái)政民生支出通過居民可支配收入（Id）和居民為服務(wù)性消費(fèi)支付價(jià)格（P2）對居民服務(wù)性消費(fèi)（C2）產(chǎn)生的中介效應(yīng)占據(jù)的權(quán)重，如果財(cái)政民生支出僅僅通過上述兩個渠道對居民服務(wù)性消費(fèi)產(chǎn)生影響，則ρ1+ρ2=1。當(dāng)然，現(xiàn)實(shí)中的財(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)的影響渠道可能還有更多，公式（10）可以在此基礎(chǔ)上進(jìn)行相應(yīng)擴(kuò)展。在公式（10）中，C2Id.Idmsh即為居民可支配收入對財(cái)政民生支出與居民服務(wù)性消費(fèi)關(guān)系的中介效應(yīng)，它的大小主要取決于兩個因素：一是財(cái)政民生支出對居民可支配收入的效應(yīng)，二是居民可支配收入對服務(wù)性消費(fèi)的效應(yīng)。

然而，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民由于所處的自然環(huán)境、經(jīng)濟(jì)環(huán)境和社會環(huán)境不盡相同，他們的消費(fèi)能力、消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)意愿和消費(fèi)預(yù)期客觀上也存在顯著差異，尤其對于轉(zhuǎn)型期的中國來說，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)仍未得到根本扭轉(zhuǎn)，城鄉(xiāng)居民收入差距依然保持在高位，城鄉(xiāng)服務(wù)業(yè)發(fā)展尤其是公共服務(wù)供給水平也存在明顯的差距。在上述背景下，財(cái)政民生支出對居民的增收效應(yīng)以及居民可支配收入對服務(wù)性消費(fèi)的擠入效應(yīng)很可能不盡一致，由此推測，居民可支配收入對財(cái)政民生支出與居民服務(wù)性消費(fèi)關(guān)系的中介效應(yīng)會存在一定程度城鄉(xiāng)差異。

（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法

本文旨在考察財(cái)政民生支出是否會通過居民可支配收入影響居民服務(wù)性消費(fèi)水平，結(jié)合前面的理論分析，借鑒溫忠麟等（2004）[20]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法設(shè)定如下基準(zhǔn)模型：

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

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

需要指出的是，學(xué)術(shù)界一些學(xué)者檢驗(yàn)中介效應(yīng)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(zhǔn)方程的基礎(chǔ)上逐步增添關(guān)注的渠道變量，通過估計(jì)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(jì)公式（15）和（16）中教育變量的系數(shù)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(fā)表于《經(jīng)濟(jì)學(xué)》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(jù)》（2014年第1期） 。

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

中介效應(yīng)的檢驗(yàn)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(yùn)用這一方法檢驗(yàn)中介效應(yīng)的基本步驟如下：首先檢驗(yàn)方程（11），如果β1在統(tǒng)計(jì)上顯著，繼續(xù)檢驗(yàn)方程（12），如果γ1在統(tǒng)計(jì)上顯著，繼續(xù)檢驗(yàn)方程（13），若θ2顯著，則表明中介效應(yīng)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(yīng)用工作者的青睞。但需要注意的是，許多學(xué)者發(fā)現(xiàn)，逐步法的檢驗(yàn)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(yàn)到中介效應(yīng)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(jié)果，檢驗(yàn)力低的問題對其而言就不是問題，此時，逐步法的檢驗(yàn)結(jié)果甚至好過Bootstrap法（溫忠麟和葉寶娟，2014）[26]?；谏鲜隹紤]，本文在進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)時，首先采用逐步法對H0：γ1θ2=0進(jìn)行間接檢驗(yàn)，如果出現(xiàn)γ1=0或θ2=0或γ1、θ2同時為0，將進(jìn)一步采用Sobel法或Bootstrap 法等直接檢驗(yàn)H0：γ1θ2=0的方法。

三、模型設(shè)定與估計(jì)

（一）模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源及說明

根據(jù)前文提及的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，本文進(jìn)一步構(gòu)建以下三個具體回歸方程：

其中，SC為城鄉(xiāng)居民人均服務(wù)性消費(fèi)，inc為城鄉(xiāng)居民人均可支配收入①①在實(shí)證分析中，城鎮(zhèn)居民的人均服務(wù)性消費(fèi)和人均可支配收入分別用CSC和cinc表示，農(nóng)村居民的人均服務(wù)性消費(fèi)和人均可支配收入分別用RSC和rinc表示。 ，msh代表財(cái)政民生支出，用人均財(cái)政民生支出度量②②為了檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也嘗試用財(cái)政民生支出占GDP的比重作為財(cái)政民生支出的度量指標(biāo)，結(jié)論保持了較好的一致性。 ，pergdp為人均GDP，stru代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重表示，burden為家庭總撫養(yǎng)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(qū)和時間，βi、αi和θi為個體效應(yīng)，用以控制地區(qū)間不可觀測的異質(zhì)因素影響。需要說明的是，由于本文在實(shí)證分析時運(yùn)用服務(wù)價(jià)格指數(shù)對居民服務(wù)性消費(fèi)進(jìn)行了價(jià)格調(diào)整，因而模型中未再加入服務(wù)價(jià)格指數(shù)。

理論上，居民的服務(wù)性消費(fèi)應(yīng)當(dāng)包括餐飲服務(wù)、衣著加工服務(wù)、家庭服務(wù)、醫(yī)療服務(wù)、交通通信服務(wù)、教育文化娛樂服務(wù)以及其他服務(wù)等，但本文的實(shí)證分析主要選取了教育文化娛樂、醫(yī)療保健和交通通信三類支出作為居民服務(wù)性消費(fèi)的代表，主要基于以下三點(diǎn)考慮：（1）國家統(tǒng)計(jì)部門發(fā)布的農(nóng)村居民消費(fèi)支出數(shù)據(jù)并未對各類服務(wù)性消費(fèi)進(jìn)行細(xì)分，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出數(shù)據(jù)對各類服務(wù)性消費(fèi)的劃分也止于2012年，而教育文化娛樂、醫(yī)療保健和交通通信三類支出在城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)中保持了較強(qiáng)的一致性和可比性；（2）在服務(wù)經(jīng)濟(jì)階段，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民收入提高，人們對公共服務(wù)會有更多的需求和更強(qiáng)的支付能力，消費(fèi)結(jié)構(gòu)中衣食住行等物質(zhì)性消費(fèi)支出和一般性服務(wù)消費(fèi)支出比重下降，而有益于居民文化素質(zhì)和生活質(zhì)量提高的科教文體衛(wèi)等服務(wù)消費(fèi)支出比重快速提升（中國經(jīng)濟(jì)增長前沿課題組，2015）[27]，教育文化娛樂、醫(yī)療保健及交通通信等領(lǐng)域的消費(fèi)是人們發(fā)展型和享受型服務(wù)消費(fèi)的典型代表，具有更大的增長潛力；（3）教育文化娛樂、醫(yī)療保健和交通通信三類消費(fèi)是居民服務(wù)性消費(fèi)的重點(diǎn)所在，2012年的這一比重就已達(dá)到64%。綜上所述，將教育文化娛樂、醫(yī)療保健和交通通信作為服務(wù)性消費(fèi)的代表能夠兼顧樣本數(shù)據(jù)的合理性、代表性和可得性。另外，目前學(xué)術(shù)界對財(cái)政民生支出的口徑并未達(dá)成共識，本文在借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，選取教育支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出以及社會保障和就業(yè)支出作為財(cái)政民生支出的代表，它們涉及人們生存和發(fā)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(xué)術(shù)界對此基本能夠達(dá)成共識。

在實(shí)證分析的樣本數(shù)據(jù)選取方面，本文采用中國31個?。ㄊ校?007—2015年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，各個變量數(shù)據(jù)均來源于相關(guān)年度《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。為減少異方差影響，本文對城鄉(xiāng)居民人均服務(wù)性消費(fèi)和人均GDP進(jìn)行了對數(shù)化處理。同時，為剔除價(jià)格因素影響，本文分別運(yùn)用2007年為基期的娛樂教育文化用品及服務(wù)價(jià)格指數(shù)、醫(yī)療保健和個人用品價(jià)格指數(shù)和交通通信價(jià)格指數(shù)對教育文化娛樂、醫(yī)療保健和交通通信三類消費(fèi)進(jìn)行了價(jià)格調(diào)整，運(yùn)用以2007年為基期的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對城鄉(xiāng)居民人均可支配收入進(jìn)行了價(jià)格調(diào)整，運(yùn)用以2007年為基期的人均GDP指數(shù)對人均GDP進(jìn)行了價(jià)格調(diào)整。各個變量的數(shù)值特征如表1所示。

（二）實(shí)證結(jié)果

本文首先采用單方程估計(jì)方法對面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程模型進(jìn)行估計(jì)，基本步驟是：先通過F檢驗(yàn)判斷每個方程是否存在個體效應(yīng)，如果存在個體效應(yīng)，則進(jìn)一步通過Hausman檢驗(yàn)判斷適用隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。相關(guān)檢驗(yàn)表明，各個方程均適用固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果見表2。從單方程估計(jì)結(jié)果看，本文有如下發(fā)現(xiàn)：

（1）在未控制居民可支配收入時，財(cái)政民生支出對城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)均有顯著的擠入效應(yīng)，并且對農(nóng)村居民服務(wù)性消費(fèi)的擠入效應(yīng)大于城鎮(zhèn)居民。具體而言，人均財(cái)政民生支出每增長1%，城鄉(xiāng)居民人均服務(wù)性消費(fèi)分別增長0.584%和0.973%。

（2）財(cái)政民生支出對城鄉(xiāng)居民的增收效應(yīng)比較明顯，并且對農(nóng)村居民的增收效應(yīng)大于城鎮(zhèn)居民。具體來看，人均財(cái)政民生支出每增長1%，城鄉(xiāng)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(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)的擠入效應(yīng)十分顯著，并且對農(nóng)村居民的擠入效應(yīng)大于城鎮(zhèn)居民。具體來說，城鎮(zhèn)居民可支配收入每增長1%，其服務(wù)性消費(fèi)相應(yīng)增長1.276%，農(nóng)村居民人均可支配收入每增長1%，其服務(wù)性消費(fèi)相應(yīng)增長1.854%。

綜合上述回歸結(jié)果，可以進(jìn)一步計(jì)算居民可支配收入對于財(cái)政民生支出與居民服務(wù)性消費(fèi)關(guān)系的中介效應(yīng)。對于城鎮(zhèn)居民而言，中介效應(yīng)的數(shù)值為0.480（0.376×1.276），對于農(nóng)村居民來說，中介效應(yīng)的數(shù)值為0.999（0.539×1.854）。整體來看，居民可支配收入產(chǎn)生的中介效應(yīng)呈現(xiàn)出農(nóng)村大于城鎮(zhèn)的特點(diǎn)。

然而，單方程估計(jì)結(jié)果可能不夠穩(wěn)健，這是因?yàn)椋海?）居民人均可支配收入和人均服務(wù)性消費(fèi)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(nèi)生性不可避免；（2）對三個方程進(jìn)行依次估計(jì)沒有考慮到各個方程擾動項(xiàng)的相關(guān)性，事實(shí)上，聯(lián)立方程模型中各方程的擾動項(xiàng)可能超越本方程式而與其他方程的擾動項(xiàng)相關(guān)。為此，本文進(jìn)一步采用三階段最小二乘法（3SLS）克服各方程之間隨機(jī)擾動項(xiàng)相關(guān)造成的估計(jì)偏誤，估計(jì)結(jié)果見表3。

對比表2和表3不難發(fā)現(xiàn)，兩種方法的估計(jì)結(jié)果整體上比較吻合，但各方程的參數(shù)估計(jì)值出現(xiàn)一定變化。在3SLS估計(jì)結(jié)果中，當(dāng)未控制居民可支配收入時，財(cái)政民生支出對城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)均有顯著的擠入效應(yīng)，并且對農(nóng)村居民服務(wù)性消費(fèi)的擠入效應(yīng)大于城鎮(zhèn)居民，人均財(cái)政民生支出每增長1%，城鄉(xiāng)居民人均服務(wù)性消費(fèi)分別增長0.580%和0.953%。財(cái)政民生支出對城鄉(xiāng)居民的增收效應(yīng)也比較明顯，并且對農(nóng)村居民的增收效應(yīng)大于城鎮(zhèn)居民，人均財(cái)政民生支出每增長1%，城鄉(xiāng)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(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)的擠入效應(yīng)十分顯著，并且對農(nóng)村居民的擠入效應(yīng)大于城鎮(zhèn)居民，其中，城鎮(zhèn)居民可支配收入每增長1%，其服務(wù)性消費(fèi)相應(yīng)增長0.706%，農(nóng)村居民人均可支配收入每增長1%，其服務(wù)性消費(fèi)相應(yīng)增長1.167%。

根據(jù)表3回歸結(jié)果，可以進(jìn)一步計(jì)算居民可支配收入對于財(cái)政民生支出與居民服務(wù)性消費(fèi)關(guān)系的中介效應(yīng)。對于城鎮(zhèn)居民而言，中介效應(yīng)的數(shù)值為0.294（0.417×0.706），對于農(nóng)村居民來說，中介效應(yīng)的數(shù)值為0.675（0.578×1.167）。整體來看，居民可支配收入產(chǎn)生的中介效應(yīng)呈現(xiàn)出農(nóng)村大于城鎮(zhèn)的特點(diǎn)（見表4），這與前面的單方程估計(jì)結(jié)果是一致的，只不過采用3SLS方法得到的中介效應(yīng)數(shù)值相對較小。由此可見，財(cái)政民生支出對城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)均具有顯著的擠入效應(yīng)，對于城鎮(zhèn)居民而言，50.7%的擠入效應(yīng)是通過居民可支配收入產(chǎn)生的，而對于農(nóng)村居民來說，居民可支配收入對擠入效應(yīng)的貢獻(xiàn)率高達(dá)70.8%。

表4城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的中介效應(yīng)比較

城鎮(zhèn)居民農(nóng)村居民財(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)的總效應(yīng)0.5800.953居民可支配收入對居民服務(wù)性消費(fèi)的中介效應(yīng)0.2940.675中介效應(yīng)占總效應(yīng)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(cái)政民生支出對城鄉(xiāng)居民的服務(wù)性消費(fèi)仍然具有一定程度的擠入效應(yīng)，原因在于，財(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)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(yù)期渠道等。從供給渠道看，居民的服務(wù)性消費(fèi)水平不僅取決于居民的消費(fèi)能力，同時還取決于居民的消費(fèi)意愿，對于既定的居民可支配收入，居民對服務(wù)的消費(fèi)意愿越強(qiáng)，相應(yīng)的服務(wù)性消費(fèi)水平就越高。而居民對服務(wù)的消費(fèi)意愿又在很大程度上取決于服務(wù)供給與服務(wù)需求的匹配程度。一般來說，財(cái)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(yī)療衛(wèi)生等服務(wù)供給，而此類服務(wù)供給數(shù)量和質(zhì)量的提升又進(jìn)一步刺激居民的服務(wù)消費(fèi)意愿，進(jìn)而有利于增強(qiáng)居民可支配收入對服務(wù)性消費(fèi)的擠入效應(yīng)。從預(yù)期渠道看，根據(jù)預(yù)防性儲蓄理論，居民儲蓄的一個重要動機(jī)是預(yù)防未來收支方面的不確定性，未來風(fēng)險(xiǎn)越大，預(yù)期未來消費(fèi)的邊際效用就越大，因此就越能吸引消費(fèi)者進(jìn)行預(yù)防性儲蓄，把更多的財(cái)富轉(zhuǎn)移到未來進(jìn)行消費(fèi)，財(cái)政民生支出通過降低民生性公共服務(wù)價(jià)格和提升居民社會保障水平為居民擴(kuò)大服務(wù)性消費(fèi)提供了物質(zhì)基礎(chǔ)和信心基礎(chǔ)，有利于改善居民的消費(fèi)預(yù)期和降低居民的儲蓄動機(jī)，進(jìn)而強(qiáng)化了居民可支配收入對服務(wù)性消費(fèi)的擠入效應(yīng)。

（三）進(jìn)一步討論

隨著各級政府對民生重視程度的提高，財(cái)政用于民生支出的力度也持續(xù)加大。財(cái)政用于教育、醫(yī)療衛(wèi)生以及社會保障和就業(yè)等領(lǐng)域?yàn)榇淼拿裆С鲇?007年的14559.44億元增至2015年的57243.75億元，占財(cái)政支出的比重相應(yīng)由2007年的29.25%升至2015年的32.55%，占GDP的比重相應(yīng)由2007年的5.39%升至2015年的8.35%。由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)限制，本文的財(cái)政民生支出無法在城鄉(xiāng)之間進(jìn)行清晰劃分。但有一點(diǎn)是比較明確的，改革開放后的很長一段時期內(nèi)，我國財(cái)政支出的“城市偏向”特征明顯，特別是在基礎(chǔ)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等民生性公共服務(wù)支出領(lǐng)域，農(nóng)村居民難以享受到與城鎮(zhèn)居民同等的待遇。但近些年來，隨著“三農(nóng)”地位的提升及民生財(cái)政建設(shè)進(jìn)程的加快，民生財(cái)政支出的“農(nóng)村傾向”開始顯現(xiàn)，全國農(nóng)村普遍實(shí)施免費(fèi)義務(wù)教育，農(nóng)村中小學(xué)教育經(jīng)費(fèi)保障機(jī)制不斷完善，新型農(nóng)村合作醫(yī)療的財(cái)政補(bǔ)助水平逐年提高，新型農(nóng)村居民社會養(yǎng)老保險(xiǎn)實(shí)現(xiàn)全覆蓋，公共財(cái)政惠及農(nóng)村的力度持續(xù)加碼。以農(nóng)村義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)為例，2004年城鄉(xiāng)普通小學(xué)生均教育經(jīng)費(fèi)分別為952.44元和823.22元，農(nóng)村生均教育經(jīng)費(fèi)僅為城鎮(zhèn)生均教育經(jīng)費(fèi)的86.43%。隨著政策對農(nóng)村義務(wù)教育支持力度的加大，重城市輕農(nóng)村的義務(wù)教育投入問題得到了很大程度改善，2013 年城鄉(xiāng)普通小學(xué)生均教育經(jīng)費(fèi)分別為 6901.77元和6854.96元，農(nóng)村生均教育經(jīng)費(fèi)達(dá)到城鎮(zhèn)生均教育經(jīng)費(fèi)的99.32%（孫鶴、秦紹娟，2015）[28]。而且，自2016年春季學(xué)期開始，我國統(tǒng)一了城鄉(xiāng)義務(wù)教育學(xué)校生均公用經(jīng)費(fèi)基準(zhǔn)定額，從2017年春季學(xué)期開始，又統(tǒng)一了城鄉(xiāng)義務(wù)教育學(xué)生“兩免一補(bǔ)”政策。此外，自新型農(nóng)村合作醫(yī)療試點(diǎn)至今，各級財(cái)政的補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)由最初的20元持續(xù)增至2017年的450元，增長21.5倍?？紤]到上述背景，加之本文實(shí)證分析的樣本所屬期間為2007—2015年，財(cái)政民生支出對農(nóng)村居民的增收效應(yīng)大于城鎮(zhèn)居民也就不難理解。洪源等（2014）基于2002—2012年省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，民生財(cái)政支出的增長及其資金投向的“農(nóng)村傾向”特征有效縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距[13]?？梢?，本文的實(shí)證結(jié)果與洪源等（2014）的研究結(jié)論是一致的。另一方面，當(dāng)前農(nóng)村居民的服務(wù)性消費(fèi)水平整體上明顯低于城鎮(zhèn)居民，其中一個重要原因在于農(nóng)村居民收入水平偏低制約了自身的消費(fèi)能力，盡管縱向來看我國城鄉(xiāng)居民收入差距趨于縮小，但城鄉(xiāng)居民收入比高達(dá)2.7以上，絕對收入差距仍接近2萬元，因此，相對于城鎮(zhèn)居民來說，農(nóng)村居民的服務(wù)性消費(fèi)對收入變動更為敏感。綜上所述，由于財(cái)政民生支出對農(nóng)村居民的增收效應(yīng)相對于城鎮(zhèn)居民更大，同時農(nóng)村居民服務(wù)性消費(fèi)的收入彈性相對于城鎮(zhèn)居民更高，從而導(dǎo)致居民可支配收入對財(cái)政民生支出與居民服務(wù)性消費(fèi)關(guān)系的中介效應(yīng)呈現(xiàn)出農(nóng)村大于城鎮(zhèn)的特征。

盡管本文關(guān)注的焦點(diǎn)在于財(cái)政民生支出對城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)的影響，但通過表3顯示的實(shí)證結(jié)果本文同時也有一些其他發(fā)現(xiàn)：（1）第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重（stru）對于居民服務(wù)性消費(fèi)具有顯著的正向影響，表明通過推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革加快發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)是拉動居民服務(wù)性消費(fèi)的重要舉措；（2）家庭撫養(yǎng)比（burden）對城鎮(zhèn)居民的服務(wù)性消費(fèi)的影響并不顯著，但卻增加了農(nóng)村居民的服務(wù)性消費(fèi)，可能的原因是中國農(nóng)村社保體系尚未完善，農(nóng)民仍需自己負(fù)擔(dān)醫(yī)療、養(yǎng)老等大部分支出①①由于家庭撫養(yǎng)比包括了少年兒童撫養(yǎng)比和老年人口撫養(yǎng)比，兩者對居民服務(wù)性消費(fèi)的影響機(jī)理不盡相同，為此需要進(jìn)一步深入分析，但因上述變量并非本文的研究重點(diǎn)，故在此不再展開討論。 ；（3）第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重（stru）以及居民受教育程度（edu）對城鄉(xiāng)居民可支配收入均具顯著有正向影響，符合理論預(yù)期，人均GDP（pergdp）對城鎮(zhèn)居民的增收效應(yīng)比較顯著，對農(nóng)村居民的增收效應(yīng)雖然為正，但統(tǒng)計(jì)上不夠顯著，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展的滴流效應(yīng)還有待強(qiáng)化，應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化國民收入分配結(jié)構(gòu)，使經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果更多惠及農(nóng)村居民。

四、結(jié)論及啟示

現(xiàn)階段，中國財(cái)政支出民生化傾向愈加突顯，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)加快升級，服務(wù)性消費(fèi)尤其是發(fā)展型和享受型服務(wù)性消費(fèi)已成重要消費(fèi)增長點(diǎn)。財(cái)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(wù)性消費(fèi)息息相關(guān)。理論上，財(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)的影響渠道是多元的，從本文實(shí)證結(jié)果來看，居民可支配收入的重要性無可替代，成為影響財(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)擠入效應(yīng)的關(guān)鍵渠道。但居民可支配收入帶來的中介效應(yīng)存在一定程度城鄉(xiāng)差異。對于城鎮(zhèn)居民而言，50.7%的擠入效應(yīng)是通過居民可支配收入產(chǎn)生的，而對于農(nóng)村居民來說，居民可支配收入對擠入效應(yīng)的貢獻(xiàn)率高達(dá)70.8%。由于近年來財(cái)政民生支出的“農(nóng)村傾向”特征開始顯現(xiàn)，財(cái)政民生支出對農(nóng)村居民的增收效應(yīng)相對于城鎮(zhèn)居民更大，再加之農(nóng)村居民服務(wù)性消費(fèi)的收入彈性相對于城鎮(zhèn)居民更高，進(jìn)而導(dǎo)致居民可支配收入對財(cái)政民生支出和居民服務(wù)性消費(fèi)關(guān)系的中介效應(yīng)呈現(xiàn)農(nóng)村大于城鎮(zhèn)的特征。本文的研究結(jié)論可以提供以下三點(diǎn)政策啟示：

首先，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加大財(cái)政民生支出力度，進(jìn)一步強(qiáng)化其對城鄉(xiāng)居民的增收效應(yīng)。由于財(cái)政民生支出對城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)具有顯著的擠入效應(yīng)，因此，強(qiáng)化財(cái)政支出的民生化取向是推動居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的現(xiàn)實(shí)選擇?？紤]到財(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)的擠入效應(yīng)主要通過居民可支配收入實(shí)現(xiàn)，因而在推進(jìn)現(xiàn)代財(cái)政制度建設(shè)過程中，必須注重強(qiáng)化財(cái)政民生支出對居民的增收效應(yīng)。為此，應(yīng)當(dāng)持續(xù)加大對教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和就業(yè)等重點(diǎn)民生領(lǐng)域的投入力度，著力提升民生性財(cái)政資金的配置和使用效率，提高教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障、社會就業(yè)等公共服務(wù)的供給水平，一方面通過提升居民人力資本水平增強(qiáng)其參與國民收入初次分配的能力，另一方面通過加大轉(zhuǎn)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(nóng)村居民的可支配收入水平，持續(xù)改善國民收入分配格局，不斷提升城鄉(xiāng)居民消費(fèi)能力。

其次，財(cái)政民生支出應(yīng)當(dāng)繼續(xù)向農(nóng)村傾斜。鑒于財(cái)政民生支出對農(nóng)村居民的增收效應(yīng)相對于城鎮(zhèn)居民更大，而且，農(nóng)村居民服務(wù)性消費(fèi)對可支配收入的敏感度較之城鎮(zhèn)居民也更高，因而堅(jiān)持財(cái)政民生支出的“農(nóng)村傾向”成為縮小城鄉(xiāng)居民收入差距和消費(fèi)差距的應(yīng)有之義。為此，必須以打造新型工農(nóng)城鄉(xiāng)關(guān)系為契機(jī)，持續(xù)加大對農(nóng)村重點(diǎn)民生領(lǐng)域的投入力度，著力補(bǔ)齊農(nóng)村基礎(chǔ)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障以及基礎(chǔ)設(shè)施短板，盡快實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化，為提高農(nóng)村居民的服務(wù)性消費(fèi)水平奠定扎實(shí)的基礎(chǔ)。

最后，強(qiáng)化財(cái)政民生支出對居民消費(fèi)性消費(fèi)的擠入效應(yīng)需要多管齊下。居民可支配收入是影響財(cái)政民生支出對居民服務(wù)性消費(fèi)擠入效應(yīng)的關(guān)鍵變量，但并非唯一變量，除此之外，還應(yīng)著力發(fā)揮財(cái)政民生支出在優(yōu)化公共服務(wù)供給、改善居民消費(fèi)預(yù)期、降低居民服務(wù)性消費(fèi)價(jià)格等方面的作用，通過打出“組合拳”確保城鄉(xiāng)居民“能消費(fèi)、敢消費(fèi)、愿消費(fèi)”，推動城鄉(xiāng)居民服務(wù)性消費(fèi)持續(xù)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(zé)任編輯：吳錦丹 吳錦丹 蕭敏娜 常明明 張士斌