基本公共服務支出對居民消費的動態(tài)影響研究
——基于1998-2014年省級面板數據

王金營,李莊園,李天然

(河北大學 經濟學院,河北 保定 071002)

一 引言

居民消費需求和民生問題日益突出是當前中國經濟發(fā)展新常態(tài)和經濟發(fā)展方式轉變背景下遇到的兩個重大問題。從中國目前的實際情況看,長期以來,高投入支撐著經濟高速增長,在投資、出口和消費“三駕馬車”中,消費對經濟增長的貢獻率長期偏低。居民消費需求低迷,預防性儲蓄增加的態(tài)勢源于公共服務政策的不確定性,而其根源是諸多方面的體制改革。如教育、社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生等都是近年來體制改革的重點所在,改革會導致政府財政在這些特定的公共服務領域的預期支出呈現不確定性(其傳導路徑如圖1)。經濟轉型、體制改革導致財政公共服務政策具有不確定性,居民為自身退出勞動領域后的各方面需求考慮,必將增加預防性儲蓄,減少非必需品的消費。

圖1 財政支出不確定性對居民消費影響的傳導路徑

本該成為經濟增長重要動力的消費需求,為什么近年來由于消費低迷反而成為制約經濟增長的瓶頸?增加居民消費與發(fā)展民生之間是否存在某種關聯?通過改善民生能否刺激居民消費?提到改善民生,必然會想到政府為居民提供的各項公共服務。公共服務作為公共產品,必須由政府直接提供或者通過政府購買服務的方式提供,公共服務包含的內容很多,比如基礎設施建設、教育、公共安全、生態(tài)環(huán)境、醫(yī)療衛(wèi)生等諸多方面。政府支出為社會成員提供了大量的公共物品和其他具有外部效應的公共福利與服務,從而鼓勵和便利了私人投資,因而政府支出在經濟增長中發(fā)揮著重要作用。特別在中國經濟出現了有效需求不足的情況下,正確考察政府公共服務支出與居民消費的關系尤為重要。從理論上講,政府支出對居民消費會產生替代效應和收入效應,替代效應即政府支出的增加會抑制居民消費的增長,收入效應即政府支出的增加會促進居民消費的增長。本文討論的是包含教育、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生以及科技四個方面的基本公共服務支出對居民消費的影響,以期厘清中國基本公共服務支出與居民消費之間暗含的邏輯關系,為政府調整支出結構,以引導居民消費,拉動內需,促進經濟增長提供重要依據。

二 研究綜述

根據生命周期理論,人們的消費是由一生中的總收入決定的[1]。也就是說居民當期的收入水平,上一期消費水平、未來預期收入水平等諸多因素都會影響居民消費。在居民的整個生命周期中,會因教育、醫(yī)療、社會保障等項目增加支出,如果這些項目的費用均由居民個人承擔,勢必削弱居民在其他方面的消費能力。但是,若政府為居民提供相對完善的基本公共服務,居民在教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等方面的福利增加,同時意味著居民實際總的收入增加,因此在其他方面的消費支出會增加。持久收入理論認為,人們在計劃消費時的依據不是短期的、隨機的實際收入,而是長期的、穩(wěn)定的持久收入和財富[2]。該理論強調了生命周期中穩(wěn)定收入對消費的影響。教育是每個家庭都會得到的,具有很強的確定性,因此教育方面福利的增加相當于未來的收入增加,對消費具有拉動作用;醫(yī)療衛(wèi)生福利使居民在生命周期里的大額不確定支出減少,也增加了財富的穩(wěn)定性;社會保障使人們在退出勞動領域后有更穩(wěn)定的收入來源,所以人們會傾向于更多消費。因此,根據持久收入理論,教育、衛(wèi)生、社會保障等方面的公共服務支出增加對居民消費有積極的促進作用。

基本公共服務支出是為了彌補市場失靈,且這種支出與居民的預期支出存在一定的關系。如果基本公共服務支出增加,居民用于醫(yī)療、教育、社會保障等方面的支出減少,居民預防性儲蓄減少,更多的收入將用于當期的消費。此外,公共服務是社會再分配的重要方式,是實現社會公平的重要手段。從公平性角度,基本公共服務水平的提高對低收入者消費水平的促進作用更明顯,而對于高收入者則不明顯。但本文采用的宏觀數據無法體現基本公共服務對不同收入群體的消費促進作用。

關于財政支出對居民消費究竟存在擠出效應還是擠入效應的爭論上,國內外學者各有研究。當人們意識到政府支出與居民私人支出之間或許存在某種效應的時候，就開始運用各種數據從各個角度證明這種效應的存在。在國外,Martin和Bailey[3]通過構建消費函數證明了財政支出對私人消費擠出效應的存在。Barro[4]在Bailey的研究基礎之上,得出政府支出在一定程度上對居民消費具有擠出作用。Karras[5]通過多國面板數據的實證，研究了私人消費與政府消費之間的關系。Fiorito和Kollintzas[6]把公共支出用途分為公共品和有益品兩類,公共品包含國防、安全、基礎設施等,有益品比如教育、醫(yī)療等,研究發(fā)現公共品對居民消費的效應是擠出的,有益品是擠入的。Blanchard和Giavazzi[7],Kuijs和Tao[8]以及Chamon和Prasad[9]等學者認為社會安全保障和福利的缺乏會使在整個生命期消費額變動較大,從側面證明公共服務支出對于居民消費有影響。在國內,苑德宇等[10]基于區(qū)域動態(tài)面板數據的經驗,分析得出科教文衛(wèi)方面的支出擠入居民消費。陳沖[11]利用時變參數模型研究發(fā)現,投資性支出和民生性支出對全國居民消費產生了擠入效應,而消費性支出產生了擠出效應。蔡偉賢[12]利用省級面板數據進行實證檢驗發(fā)現,科教文衛(wèi)支出對居民消費有正向影響。肖建華等[13]基于2007-2012年省級面板數據,教育和醫(yī)療支出對居民消費有擠入作用,而社會保障和就業(yè)支出體現為擠出效應。王玉鳳和劉樹林[14]建立動態(tài)隨機一般均衡模型,發(fā)現生產性財政支出沖擊強度大于消費性財政支出,則擠入居民消費,反之則擠出。

以上研究從定性到定量研究了不同國家或地區(qū)的情況,但并未得到一致的結論。這些研究的可能不足在于要么分別研究各項支出與居民消費的相互作用關系,要么以全部財政支出角度研究其與居民消費之間的關系。政府提供的公共服務包括諸多項目,各項公共服務項目間也具有相互的作用力。如果單獨以某種公共服務支出為研究對象,或許在目標期間或特定種類的公共服務支出中,研究結果顯著,但其忽略了各類公共服務之間的橫向交叉作用。如果以全部財政支出為研究對象,又囊括了太多的純公共產品,如國防、公共安全等,他們與居民消費支出之間的相互關系較弱。因此,本文在已有的研究方法與成果的基礎上選擇與居民生活,尤其是與居民人力資本的發(fā)展高度相關的教育、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生和科技支出作為基本公共服務支出,基于1998-2014年我國23個省級行政區(qū)的數據,利用面板數據模型和面板工具變量模型探索基本公共服務水平與居民消費水平之間的關系,以期揭示基本公共服務對居民消費的促進作用和效應,為通過改善民生拉動內需,從而發(fā)展經濟的思路提供理論和實證的依據。

三 理論分析與模型選擇

根據Hayashi[15]給出的經濟中總消費函數模型,將有效消費的函數表達式進行改寫:

(1)

假設在t期經濟中的總消費由兩部分組成,一個是私人消費ct,另一個是公共支出對私人消費的替代部分δgt，δ為公共支出對私人消費的替代效應,即

(2)

假如經濟中不存在借貸,則我們把消費者的財富總量寫成其各項收入流量的現值的總和,即

Wt=Ht+φ(θGt-Tt)

(3)

其中,Ht表示真實的人力資本的價值,由當期稅前的勞動收入yt和未來勞動收入的期望值(Etyt+k)組成;Gt和Tt分別表示當期及未來的財政支出(gt)和稅收(tt)的折現值,θGt代表由當期和未來的財政支出給消費者所帶來的財富效應。

假如政府在跨期內實現預算平衡,即Gt=Tt,則(3)式可以寫成:

Wt=Ht+φ(θ-1)Gt

(4)

由此,(θ-1)Gt出現在財富的表達式中,只要θ≠1,公共財政支出的變動就會給消費者帶來正或負的財富效應[16]。將(1)(2)(4)式合并,得到:

ct+δgt=α[Ht+(θ-1)Gt]+μt

(5)

同時,借鑒Hayashi給出的關于影響社會財富的兩個因素Ht和Gt的時間路徑的表達式:

Ht=(1+ρ)(Ht-1-yt-1)+eHt

(6)

Gt=(1+ρ)(Gt-1-gt-1)+eGt

(7)

其中,yt-1和gt-1分別表示人均稅前勞動收入和財政支出,eHt和eGt分別表示根據t期所獲得的信息,由消費者對t-1期H和G的預期所做的修正,其表達式分別為:

將(6)式和(7)式代入到(5)式中,可以得出:

ct=(1+ρ)ct-1-δgt+[(1+ρ)-

α(θ-1)(1+ρ)]gt-1-α(1+ρ)yt-1+ωt

(8)

其中ωt=μt-(1+ρ)μt-1+αeHt+αφ(θ-1)eGt為誤差項。ct-1和yt-1分別表示的是居民上一期的消費和上一期稅前勞動收入,存在較強相關性,因此將二者合并,對(8)式進行進一步簡化,可得:

ct=γct-1-δgt+ξgt-1+μt

(9)

王宏利[17]通過理論分析指出居民的前期消費在很大程度上由前期的收入水平決定。那么,居民當期消費必然依賴于當期收入水平,因此,進一步對(9)式進行修正,加入當期居民收入這一變量,即:

ct=γct-1+λyt-δgt+ξgt-1+μt

(10)

其中，γ為居民上一期消費對居民當期消費的影響效應，δ和ξ分別為當期和上一期公共支出對當期居民消費的影響效應。

通過這個表達式,我們確定了本文的理論基礎和實證基礎。居民消費與上一期居民消費、當期居民收入水平相關,還受到當期財政支出情況的影響。除此之外,本文做以下假設:(1)居民消費水平與居民收入水平正相關。(2)居民消費支出必然小于居民收入,不存在舉債行為。

四 模型構建、指標選取及數據來源

(一)模型構建

根據(10)式可知,居民消費與上一期居民消費水平有關,且與公共財政支出之間存在一定的關系,但是由于本文界定的基本公共服務支出僅包含了教育、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生和科技四個方面的財政支出,對這些指標組成的基本公共服務支出而言,其對居民消費支出水平的影響更清晰的表現在當期財政支出水平上,與基礎設施建設、生態(tài)環(huán)境、國防安全等其他公共服務項目相比,滯后效應較小,因此,構建的實證模型中基本公共服務支出是當期基本公共服務支出,不考慮上一期基本公共服務支出?；A教育、醫(yī)療服務等需求會直接影響居民的儲蓄意愿,且與相應服務獲得程度直接相關的是商品房價格,同時,隨著我國城鎮(zhèn)化進程的不斷推進,城鎮(zhèn)化水平對于基本公共服務的供給也有影響,基于此,加入居民住宅平均銷售價格和城鎮(zhèn)化水平兩個變量。

本文建立省級面板數據總模型,并且根據各目標省份公共服務支出水平的變化趨勢以及我國對于社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生、教育、科技等公共服務供給的制度發(fā)展沿革,將1998-2014年劃分為1998-2002時期和2003-2014時期構建分時期模型,比較公共服務發(fā)展的不同時期,各因素對居民消費的影響強度。

1.總模型

建立居民人均消費與人均基本公共服務支出之間的函數關系,將模型構建為:

CONSit=αit+β1CONSit-1+β2INCit+

β3PSEit+β4URBit+β5HPit+μit

(11)

其中,i=1,2,3，…，N(代表各個省份),t=1998,1999,2000,…，2014(代表年份),CONSit表示當期居民人均消費支出,CONSit-1,INCit,PSEit,URBit,HPit分別表示上一期居民人均消費支出,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入,人均基本公共服務支出,城鎮(zhèn)化水平以及居民住宅平均銷售價格,μit表示隨機誤差項。

2.分時期模型

為比較公共服務發(fā)展不同水平下對居民消費的影響,分別構建“1998-2002”時期模型和“2003-2014”時期模型,指標表示與總模型一致。

“1998-2002”時期模型:

FCONSit=cit+φ1FCONSit-1+φ2FINCit+

φ3FPSEit+φ4URBit+φ5HPit++λit

(12)

其中，i=1,2,3，…，N(代表各個省份)，t=1998,1999,…2002(代表年份)。

“2003-2014”時期模型:

BCONSit=dit+δ1CONSit-1+δ2BINCit+

δ3BPSEit+δ4URBit+δ5HPit+ωit

(13)

其中，i=1,2,3，…，N(代表各個省份)，t=2003,2006,…，2014(代表年份)。

(二)指標選取

本文涉及的數據指標有居民人均消費性支出,居民人均收入,人均基本公共服務支出,居民住宅平均銷售價格,城鎮(zhèn)化水平等。相關指標的處理過程如下:

1.居民人均消費支出(CONS)是因變量,由城鎮(zhèn)居民人均消費性支出和農村居民人均消費性支出整理得到。城鎮(zhèn)居民人均消費(UC)以1998年為不變價格,利用城鎮(zhèn)居民消費價格指數對城鎮(zhèn)居民人均消費性支出進行平減得到;農村居民人均消費(RC)以1998年為不變價格,利用農村居民消費價格指數對農村居民人均消費性支出進行平減得到;居民人均消費支出(CONS)以城鄉(xiāng)年末人口數為權重,對平減后的城鎮(zhèn)居民人均消費性支出和農村居民人均消費性支出進行加權平均,得到為剔除物價因素的居民人均消費性支出，然后以1998年為不變價格,利用居民消費價格指數對人均消費性支出進行平減得到。有個別城市因未區(qū)分城鎮(zhèn)居民和農村居民消費價格指數,因此,先以城鄉(xiāng)年末人口數為權重對城鎮(zhèn)家庭人均消費性支出和農村家庭人均消費性支出進行加權平均,而后以1998年為不變價的居民消費價格指數進行平減。

2.居民人均收入(INC)是解釋變量,由城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農村居民人均純收入整理得到。城鎮(zhèn)居民人均收入(UY)以1998年為不變價格,利用城鎮(zhèn)居民消費價格指數對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入進行平減得到;農村居民人均純收入(RY)以1998年為不變價格,利用農村居民消費價格指數對農村居民人均純收入進行平減得到;居民人均收入(INC)以城鄉(xiāng)年末人口數為權重對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農村居民人均純收入進行加權平均得到未剔除物價因素的居民人均收入，然后再以1998年為不變價格,利用居民消費價格指數對它進行平減得到。同樣,對于未區(qū)分城鎮(zhèn)居民和農村居民消費價格指數的城市,先以城鄉(xiāng)年末人口數為權重對城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入和農村家庭人均純收入進行加權平均,而后以1998年為不變價的居民消費價格指數進行平減。

3.人均基本公共服務支出(PSE)是解釋變量。將地方財政一般預算支出中的教育事業(yè)經費、社會保障和就業(yè)支出(有些年份是撫恤和社會救助支出)、醫(yī)療衛(wèi)生支出和科技支出(科技事業(yè)費與科技三項費用相加)相加得到未剔除物價因素的基本公共服務財政支出,再用基本公共服務財政支出除以年底常住人口數便可得到未剔除物價因素的人均基本公共服務財政支出,再以1998年為不變價格的居民消費價格總指數進行平減,最終得到模型中所需的人均基本公共服務支出。

4.居民住宅平均銷售價格(HP)是解釋變量。以1998年為不變價格,利用各省居民住宅銷售價格指數對居民住宅平均銷售價格進行平減得到。

5.城鎮(zhèn)化水平(URB)是控制變量。年末城鎮(zhèn)人口數占年末常住人口總數的百分比。

(三)數據來源

本文樣本的選取區(qū)間為1998-2014年,由于數據涉及的項目較多,有些省份部分年份數據缺失,故在樣本選取中予以剔除,因此,本文中的省級面板數據包含了中國23個省、自治區(qū)及直轄市。所選數據均來自中國經濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數據庫各省歷年統(tǒng)計年鑒,《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》以及國家統(tǒng)計網站數據庫。

五 實證分析

(一)總模型

基于1998-2014年23個省的數據,構建面板數據固定效應模型,對基本公共服務支出與居民消費之間的關系進行實證檢驗。經過 LLC、ADF-Fisher、PP-Fisher 和 Breintung 四種單位根檢驗方法所得的結果來判斷模型中所有變量在水平序列時,均通過了單位根檢驗,為平穩(wěn)序列。從單位根檢驗結果看,在置信水平為95%的條件下,各解釋變量存在單位根,且一階平穩(wěn)。從變量之間是否具有協(xié)整關系出發(fā)選擇模型的變量,其數據基礎是牢固的,且其統(tǒng)計性質是優(yōu)良的[18]。經過Pedroni、Kao 兩種協(xié)整檢驗方法對(11)式中涉及的不同變量進行協(xié)整檢驗,結果顯示,Pedroni協(xié)整檢驗中,Panel PP-Statistic、Group PP-Statistic的統(tǒng)計量通過顯著性檢驗;Kao檢驗拒絕了原假設。以上結果均表明居民消費水平與各變量間存在協(xié)整關系,說明變量間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。

基于面板數據,分別對總模型進行變系數模型、固定影響模型、不變參數模型的回歸,分別得到殘差平方和,F統(tǒng)計量F1=7.75>F(110,253)=1.29,F2=11.51>F(132,253)=1.27。其中,面板數據截面數N=23,時期數T=17,回歸模型的自變量個數k=5,S1的自由度為N(T-k-1),S2的自由度為N(T-1)-k,S3的自由度為NT-(k+1)。F檢驗結果均大于臨界值,經過Hausman檢驗,Hausman值較大(統(tǒng)計值為77.0111,對應P值0.0000),其對應的P值遠小于0.05,因此拒絕原假設,建立個體固定效應模型。

此外,考慮到人均基本公共服務支出具有內生性問題,即可能與檢驗模型中的不可觀測的個體效應和特異性誤差都存在相關性,因此,本文還采用了面板工具變量法對模型進行估計,即對固定效應模型先進行離差變換,再使用二階段最小二乘法(2SLS)對總模型進行回歸分析,如表1所示。本文中,選用人口密度作為工具變量,認為人口密度與基本公共服務支出有較強的關聯性,僅僅通過基本公共服務支出的變化來影響居民的消費水平。

表1 總模型固定效應模型和面板工具變量模型回歸結果

注:*,**,***分別代表10%,5%和1%的顯著性水平。

由表1的回歸結果,面板數據固定效應模型解釋了99%的總變差,括號中為t檢驗的值。從總模型的回歸結果上看,人均基本公共服務支出和其他各個指標均通過假設檢驗,變量系數的正負反映了各因素對居民消費支出水平的作用方向,說明此模型具有一定的解釋性。即隨著上一期居民人均消費支出、居民人均收入水平、人均基本公共服務支出以及城鎮(zhèn)化水平的提高,居民消費支出水平提高;隨著居民住宅平均銷售價格的上升,在沒有剛性需求的前提下,居民消費支出水平下降。

面板工具變量模型的結果相對于固定效應模型擬合度稍有降低,但上一期居民人均消費支出、居民人均收入水平、居民住宅平均銷售價格等指標都顯著,回歸系數的值與固定效應模型相差不多,且方向一致。城鎮(zhèn)化水平指標不顯著。其中我們關注的人均基本公共服務支出的回歸系數有極大改善,由固定效應模型中的0.05增大到面板工具變量模型中的0.5114。即每增加1元人均基本公共服務支出,居民人均消費支出可增加0.5114元,更能夠反映出公共服務支出對居民消費水平的影響。

(二)分時期模型

與總模型相同,利用LLC、ADF-Fisher、PP-Fisher 和 Breintung 四種單位根檢驗方法檢驗得到(12)和(13)式兩個時期的模型中所有變量均有單位根,且一階平穩(wěn)性檢驗均顯示平穩(wěn)。利用 Pedroni、Kao 兩種協(xié)整檢驗方法對兩個時期的模型進行檢驗,均顯示存在協(xié)整關系。Hausman檢驗的結果表明,“1998-2002”時期模型和“2003-2014”時期模型均需建立個體固定效應模型,回歸結果如表2所示。

表2 分時期固定效應模型和面板工具變量模型回歸結果

注:*,**,***分別代表10%,5%和1%的顯著性水平。

從兩種方法的檢驗結果看,在“1998-2002”時期,固定效應模型中,回歸結果擬合程度較高,解釋了99%以上的總變差,除了上一期居民人均消費和居民住宅平均銷售價格不顯著外,其他指標回歸系數均顯著。面板工具變量模型中,回歸結果擬合程度較固定效應模型無明顯降低,除了當期居民人均收入顯著外,其他指標回歸系數并不顯著,說明在此目標時期,基本公共服務支出對居民消費支出并無顯著影響。

“2003-2014”時期,固定效應模型中,回歸結果擬合度較高,解釋了95%以上的總變差,居民住宅平均銷售價格系數為負值且顯著,說明此變量與居民消費水平存在負相關關系,即除了剛性需求外,隨著住宅銷售價格的增加,居民消費支出減少。面板工具變量模型中,回歸結果擬合程度較固定效應模型明顯提升,解釋了97%以上的總變差,指標回歸系數和顯著程度有極大改善,在“2003-2014”時期模型中尤為明顯。在2003-2014時期,除了城鎮(zhèn)化水平變?yōu)椴伙@著外,人均基本公共服務支出由95%以上顯著改善為99%以上顯著,且回歸系數由0.0862增加到0.5250,即人均基本公共服務支出每增加1元,居民人均消費支出可增加0.5250元。其他指標的系數和顯著程度與固定效應模型結果幾乎一致。

此外,在兩個時期固定效應模型檢驗中,“1998-2002”時期模型的人均基本公共服務支出的系數大于“2003-2014”時期模型。也就是說,若不考慮人均基本公共服務支出的內生性問題,只認為居民消費支出與模型中所列的指標相關,在基本公共服務財政供給水平和制度保障程度相對較低的“1998-2002”時期,人均基本公共服務支出水平對居民消費水平的影響更敏感,基本公共服務支出收入效應更明顯。這從另一個側面可以體現出公共服務的公平性,即公共服務水平提高居民消費的影響,在經濟發(fā)展較低、居民收入水平不高的時期更為顯著。但當全面考慮了基本公共服務的內生性后,可以發(fā)現,在經濟發(fā)展水平提高的時期,基本公共服務水平對居民消費支出的收入效應也十分顯著。

六 結論與思考

利用中國省級面板數據研究公共服務支出對居民消費的影響,選定的指標對居民人均消費支出水平的作用大都是顯著的,并且在增加了面板工具變量模型估計方法后,本文關注的核心解釋變量(人均公共服務支出)有極大改善。根據回歸結果可得出以下結論:

第一,基本公共服務供給水平的提高有利于增加居民消費。考慮基本公共服務為內生變量,基本公共服務支出對居民消費的影響在長期(1998-2014年)和中長期(2003-2014年)內檢驗結果顯著。在長目標時期,基本公共服務支出對居民消費的影響力度最大,高于居民人均消費水平、人均收入對其的影響。在“1998-2002”時期,居民人均基本公共服務支出回歸結果不顯著, “2003-2014”時期的回歸結果與長期的回歸系數、顯著程度及作用方向幾乎一致。這種結果并不能單純的說明基本公共服務支出增加對居民消費水平產生影響是絕對的大或者小,或是在某個時期可以產生影響在其他時期不產生影響。一方面,說明在基本公共服務水平較低的情況下,居民收入對居民消費水平的影響是決定性的;另一方面,說明由于中國經濟的轉型,導致了財政政策具有一定的不確定性,這種財政支出尤其是公共服務領域的財政支出的不確定性對居民消費的影響比較明顯,從而導致諸如回歸結果中顯示的,基本公共服務支出在某個時期內對居民消費的影響度不如居民收入水平那般顯著。

第二,我國現階段基本公共服務水平偏低。新中國成立以來,城鎮(zhèn)居民就開始享受政府財政提供的基本醫(yī)療衛(wèi)生、養(yǎng)老等社會保障性待遇,而農村居民的最低生活保障、養(yǎng)老保險以及醫(yī)療保險等基本社會保障體制基本未建立,城鄉(xiāng)間差異較大,雖然模型中將財政對城鎮(zhèn)居民和農村居民的消費情況、收入情況、基本公共服務支出情況等加入人口數量加權平均綜合考慮,并加入了城鎮(zhèn)化水平這一因素,回歸結果仍呈現出基本公共服務支出對居民消費的影響作用不足。剔除模型本身誤差等方面的影響,說明目標時期我國公共服務水平偏低,在當前內需拉動力不足、如何拉動內需成為時下熱點的情況下,在公共服務制度體系急需得到完善的壓力下,本文認為在拉動內需的行為選擇上,可以把注意力逐漸適當地加以轉移,不能只關注提升收入對消費拉動的作用,公共服務水平的提高和體系的配套完善可以在一定程度上解決人們的后顧之憂,更好地拉動消費支出,拉動內需,促進經濟發(fā)展。

第三,城鎮(zhèn)化水平對居民消費支出的影響具有滯后效應,影響作用不大。居民消費需求最終要依靠收入來實現,消費水平的提高是建立在收入水平不斷提高的基礎之上的。毋庸置疑,城鎮(zhèn)化水平的不斷提高將提升我國公共服務的水平,城鎮(zhèn)化的加快使得城鄉(xiāng)之間公共服務的配置更加均衡,尤其是教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和科技等社會性基本公共服務資源,但這些資源轉化為人力資本,轉化為生產力,最終使得勞動者收入水平提高,進而使居民消費支出的需求提高還需要一定的時間去實現,因此,城鎮(zhèn)化的推進對居民消費支出水平的影響是有一定的時滯性的。

綜上所述,基本公共服務供給水平的提高有利于增加居民消費支出,目前我國基本公共服務支出水平依然偏低,要拉動居民的消費需求,就要不斷提高勞動者自身的素質,提升人力資本水平,這就要從以下幾個方面著手。首先,加大財政對基本公共服務的支持力度。其次,通過優(yōu)化財政支出結構保障居民公共服務的獲取能力,解決居民的消費顧慮,減少居民的社會負擔,降低居民對未來各項政策、消費和儲蓄的不確定性,從而擴大消費。最后,積極推動城鎮(zhèn)化建設進程,最大程度的抵消城鎮(zhèn)化對居民消費支出影響的時滯性。