在仅有的几篇文献中，马双等（2010）研究了新型农村合作医疗保险对农村居民家庭食物消费的影响，发现参保家庭比未参保家庭有更多的营养物质摄入量，参与新农合使农民食品消费支出增加约81元。臧文斌等（2012）使用中国城镇居民入户调查数据探讨了城镇居民基本医疗消费保险对居民消费的影响，发现城职保提高了参保家庭的非医疗消费支出，低收入群体和中等收入群体提高的幅度分别为20.2%和12.6%。马双和甘犁（2010）研究了城镇职工医疗保险对居民食物消费的影响，发现城职保能增加11%的居民消费。现有的研究受数据可获得性的限制，或者仅仅关注居民食物消费，而未将居民家庭全部消费支出作为分析对象；或者只关注某一种社会医疗保险，而未将城居保和城职保两种基本医疗保险综合考虑，未从整体上考察城镇医疗保险对居民消费的影响。因此，目前国内对医疗保险与居民消费关系的研究还很不充分。鉴于此，本文采用奥尔多2009年的调查数据，在收集到较为丰富的居民消费支出和医疗保险信息的基础上，拟对医疗保险与城镇家庭消费的问题进行进一步的研究。
二、数据与模型
1.关于数据。
本文所采用的数据来自北京奥尔多投资咨询中心委托国家统计局开展的较大规模的入户调查，抽样和数据处理方法与国家统计局其他调查大致相同。该调查自2005年开始，每年1至2次，通过更新数据建立了《中国投资者行为调查问卷》数据库。调查问卷设置了受访者的个人特征、家庭财务情况和投资选择等方面的35个~50个具体问题，包含详细的家庭资产、负债、收入、消费以及其他家庭特征信息。李涛（2006）、陈彦斌等（2009）以及梁运文等（2010）利用该数据库进行了有关居民投资行为、居民财产分布等方面问题的研究，结果表明数据质量较为可靠。虽然该数据库最初建立的目的是为了研究中国居民的投资行为，偏向于宏观研究，但由于调查数据中不仅包含丰富的家庭收入和消费等信息，而且有家庭是否参与医疗保险、是否有成员患有大病以及医疗支出等信息（自2009年开始有医疗保险相关信息），因此本文尝试利用该数据库进行医疗保险和居民消费关系的微观研究。本文采用的是奥尔多2009年调查的A卷调查数据，在12个省的41个市（区、县）进行，调查地范围覆盖东部、中部和西部各省市。与目前实证研究使用较多的CHNS数据相比，奥尔多调查数据包含了更为丰富的家庭消费支出信息，因此在家庭总消费支出、非医疗消费支出等关键变量上有准确的数据，而不必如现有文献一样使用耐用消费品存量数据替代消费支出的流量数据。同时，奥尔多2009年调查收集到的样本量也比较大，经过数据整理，本文最终获取的有效样本为4694个家庭。
2.计量模型。
研究医疗保险对家庭消费的影响，必须解决两种由自我选择所导致的内生性问题。一是，医疗保险和家庭消费都与家庭的风险厌恶程度相关。家庭的风险厌恶程度越高，越倾向于选择参加医疗保险；同时，家庭的风险厌恶程度越高，预防性储蓄越高而当期消费越少。二是，医疗保险和家庭消费都受到家庭成员身体健康状况的影响。身体健康情况较差的家庭更可能参与医疗保险；同时，身体健康情况较差的家庭会有更多的医疗消费支出和相对较少的非医疗消费支出。为了解决这两种自我选择问题，本文在计量模型中引入家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况作为控制变量。这样就可以在给定相同的家庭风险厌恶程度和家庭成员健康状况的条件下，研究家庭参与医疗保险对其消费支出的影响，从而很好地解决了上述自我选择问题。同时，本文在计量模型中引入家庭收入、家庭规模、平均年龄、平均受教育程度、女性比例等家庭特征变量作为控制变量。通过将各类控制变量逐步加入，本文得到三组计量模型来分别研究基本医疗保险对家庭总消费支出、医疗消费支出以及非医疗消费支出的影响。其中EXP、MEDEXP和NONMEDEXP分别为家庭总消费支出、家庭医疗消费支出和家庭非医疗消费支出。HI为家庭是否有基本医疗保险，是本文的核心解释变量。SAH为家庭成员平均健康状况，问卷中调查了每个家庭成员对自己身体健康状况的评价，数值从1到5分别对应“非常好”、“较好”、“一般”、“较差”和“非常差”，本文取每个家庭该项指标的平均值作为SAH。RAV为家庭平均风险厌恶程度，调查数据中包含每个家庭成员的风险厌恶程度信息，数值从1到5分别对应“很喜欢冒险”、“喜欢冒险”、“一般”、“不喜欢冒险”、“很不喜欢冒险”，与SAH一样，本文取每个家庭该项指标的平均值作为RAV。Xi为控制变量，包含一系列家庭特征变量，主要有：（1）INC，即家庭总收入，在回归中取对数。（2）SCA，即家庭规模（家庭人数）。（3）AGE，家庭成员平均年龄。（4）EDU，家庭成员平均受教育程度。（5）FEM，家庭成员中女性占比。（6）PTY，家庭成员中是否有党员，是二值变量（1代表是，0代表否）。（7）MIN，家庭成员中是否有少数民族，是二值变量（1代表是，0代表否）。
三、实证结果
1.医疗保险对家庭总消费支出的影响。
本文对回归结果进行了异方差检验，发现模型存在异方差问题。为了解决这个问题，本文使用了异方差—稳健估计，以使回归结果更具有可靠性。表1报告了家庭总消费支出的估计结果。第一列只估计了参与医疗保险对家庭总消费支出的影响，第二列和第三列分别加入了家庭成员健康状况、风险厌恶程度和其他家庭特征变量。三个回归模型都表明，参与基本医疗保险可以显著增加家庭总消费支出。具体来说，与没有基本医疗保险的家庭相比，参与基本医疗保险的家庭的总消费支出会高出6%，并且在5%的水平上显著。这个结果与Gruber和Yelowitz（1999）对美国20世纪80年代中后期医疗保险制度的研究结果非常接近，他们发现放宽Medicaid条件会使美国家庭消费上升5.2%。
2.医疗保险对家庭医疗消费支出的影响。
表2报告了家庭医疗消费支出的估计结果。虽然在前两个模型中，是否参与医保的系数显著为正，但加入其他家庭特征的控制变量之后，该项系数变得不再显著（即使在10%的水平上也没有统计显著性）。这表明，是否参与基本医疗保险对家庭医疗消费支出并无显著影响。虽然现有的研究曾认为医疗保险的普及会使家庭医疗消费支出增加，但是本文的回归结果却并不支持这一观点。事实上，苏春红等（2013）利用2009年CHNS微观调查数据进行的实证研究发现，城镇居民基本医疗保险、城镇职工基本医疗保险并未对居民患病就诊行为产生显著的影响。因此，参与基本医疗保险并不能使城镇家庭的医疗消费支出呈现显著增加。
3.医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响。
表3报告了家庭非医疗消费支出的估计结果。医疗保险对家庭非医疗消费支出的影响是本文的关注重点。从表3中可以看出，参与基本医疗保险对提高家庭非医疗消费支出有显著的促进作用：从模型（3.1）到模型（3.4），是否参与医保的系数始终显著为正；在控制家庭成员健康状况、家庭风险厌恶程度和其他家庭特征系列变量之后，参与基本医疗保险会使家庭非医疗消费支出增加6%，并且在5%的水平上显著。这说明，社会医疗保险的普及能够降低预防性储蓄，在一定程度上对居民消费起到保障作用。
四、结论与政策建议
个税自1799年诞生于英国以来，逐渐发展为世界各个国家的主体税种，也是国家财政收入的主要组成部分。1980年9月1日起，《中华人民共和国个人所得税税法》正式颁布，同时，个税起征点定为800元。随着中国人民生活水平和工资的提高，2005年国家将起征点提升至1600元，2007年起征点更是提升至2000元，2011年9月，我国个税起征点再次提升至前所未有的3500元，个税起征点在短短几年间即实现了三级跳。从国家对个税起征点的调整来看，主要遵循以下三个原则：一是以城镇居民收支水平为基础，兼顾地区性差异；二是起征点的确定与城镇居民住房、教育等相结合，最大限度保证对居民的生活无重大影响，至少不是负影响；三是起征点的几次提高也是为了促进居民的消费水平，中国居民不像美国居民等发达国家超前消费，与之相反，中国公民收入多用于储蓄，随着起征点的提高，将会拉动内需，刺激消费。
2个税起征点提高与居民可支配收入的关系
个税起征点的提高自然意味着居民可支配收入的增加，而收入或者说居民的可支配收入是消费的最重要因素，当居民的可支配收入提高时，其消费也会随之增加。那么我们这里先定义一个机会收入，机会收入完全是因为个税起征点调整后居民的可支配收入，并不包括因其他原因而引起的居民可支配收入的变化。机会收入是指个税起征点调整后居民的应纳税额和起征点未调整时的应纳税额之间的差额。我国历次的个税起征点调整都是针对工资薪金收入扣除相关合理费用后的调整。同时在2011年个税起征点的调整过程中将9级超额累进税率变为7级超额累进税率，这使得不同收入者纳税所对应的纳税级距也发生了变化。我们以级距点为例进行分析，原先的3500元在调整后不再征收个税，即相应的机会收入为125元，这完全是由于个税起征点调整后产生的居民机会收入。同理可得在8000元、9000元、10000元这三个级距点机会收入会达到峰值的480元，之后逐渐降低，到达38600元时，机会收入变为0，之后机会收入开始为负。居民的收入与机会收入之间大致呈“倒U形”关系，即低收入阶层的机会收入也比较少，达到8000～10000元的中等收入阶层，机会收入达到了峰值，之后在高收入阶层中，逐渐变为0，并开始逐渐变为负数，这个时候，国家对于贫富差距的调整政策显现出来，收入越多，所征收的税也越多。同时，也有学者指出，居民的边际消费倾向与收入水平也大致呈“倒U形”的关系，即中等阶层的边际消费倾向比较高，而处于两边的低收入和高收入阶层边际倾向比较低。这主要是由于高收入阶层消费倾向趋于饱和，机会收入的增加和减少对于他们的影响不大，所以他们的边际倾向变化幅度不大。与此相同，对于低收入家庭，虽然个税起征点的调整使得他们的机会收入增加，但是这些还不足以使他们有较大的消费倾向，也只能产生有限的幅度变化。
3个税起征点的调整影响上海市居民消费
3.1个税免征额调整影响上海市居民消费水平(绝对数量上)
上海市居民2010年家庭人均消费支出如表1所示。从绝对数量上来看，2011年中高收入户的消费支出出现了大幅度上升，增加了3614元，到2012年这种趋势放缓，只比2010年增加2802元，显然，个税起征点的调整对于中高收入户的影响较大，消费支出出现了跨越式上升，其他收入水平的居民消费也有不同程度的上升。这其中，高收入户的增加量不是很大，只有653元，可见这次调整的影响对于高收入户的影响很小，他们的消费情况基本趋于饱和，等到2012年时，他们适应了起征点变化的影响，消费支出又进一步增加。中低收入户、中等收入户和中高收入户在2012年消费支出都有不同程度的回落，起征点调整由此的影响可见一斑。对于低收入户来说，这几年的消费支出一直呈现上升趋势。
3.2个税免征额调整影响上海市居民消费水平(相对数量上)
从相对数量上来看，低收入和高收入户一直是增长的，而对于中等收入户(包括中低收入户、中等收入户和中高收入户)的影响却是一样的。在个税起征点调整的当年，刺激性消费的支出比较大，而次年当居民适应了这种变化，慢慢地消费放缓，虽然相比于2010年的消费量是增加的，但较2011年来说环比增长跌破100%，即消费支出下降，如表4所示。
3.3个税免征额调整影响上海市居民消费结构
消费结构是在一定的社会经济条件下，人们(包括各种不同类型的消费者和社会集团)在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料(包括劳务)的比例关系，有实物和价值两种表现形式。实物形式指人们在消费中，消费了一些什么样的消费资料，以及它们各自的数量。价值形式指货币表示的人们在消费过程中消费的各种不同类型的消费资料的比例关系。上海市统计局根据居民的消费内容来划分居民消费结构，同时对于居民的收入又进行了更细节性的划分，分为三大类、五小类，分别是低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入；消费支出分为八类，分别是食品支出、衣着支出、家庭设备用品和服务支出、医疗保健支出、交通和通信支出、教育文化娱乐服务支出、居住支出、其他商品和服务支出。众所周知，食品支出占消费支出的比例即为恩格尔系数，低收入和中低收入的恩格尔系数较大，反之，高收入人群的恩格尔系数较小。随着经济的发展和人民生活水平的提高，食品的支出在人们的消费支出中所占比重正逐步缩小，而高收入居民的基础物质消费基本已达到饱和，中低收入居民才是这部分收入的主力军。个税免征额的调整恰好使得居民的可支配收入增加，在消费方面也更具灵活性，实现了其他各消费支出的同步增长，改变了居民以食物支出为主的消费结构。
4结语
消费信贷对居民消费需求的影响存在一个传导机制，归纳而言，消费信贷主要通过以下三个途径对消费需求产生拉动作用。
1.1消费信贷能减弱消费者的流动性约束从而促进消费增长流动性约束的存在是制约居民消费水平提高的主要因素。消费信贷的发展可以减弱居民当期可支配收入的约束，改变预算约束线的位置，从而提高消费者的效用水平并且缓解大额刚性支出对消费的抑制作用。居民一生中会经历置业、结婚、子女教育、养老等阶段，这几类支出可以称作“大额刚性支出”，当不存在消费信贷时，居民为实现“大额刚性支出”就不得不提前进行储蓄，在积累足够多的储蓄前，居民会尽量减少开支，谨慎消费。而且近几年，随着住房、教育、医疗的成本大幅提高，居民为购买此类产品，需要进行一个较长时间的储蓄，这严重制约了居民的消费水平。当居民能够从金融机构获得信贷支持时，那么就能摆脱预算约束，提前实现“大额刚性支出”，从而减少目标性储蓄，增加当期消费。若所有的消费者都可以通过消费信贷来实现对耐用消费品的购买，根据个人需求相应调整消费品组合，则有利于形成新的消费热点，促进社会消费结构的优化升级。
1.2消费信贷通过扩大货币创造乘数从而刺激消费需求由于信贷市场资金供求的不均衡和交易成本的存在，在满足法定准备金的前提下，商业银行提供的信贷资金并不能全部与需求者匹配成功，从而产生部分沉淀资金，即超额准备金。随着消费信贷业务的发展，信贷市场效率得到提高，信贷资金的更容易找到合适的贷款对象，从而降低了超额准备金率，货币创造乘数也随之增大。这样，等量的基础货币供应创造的货币供给总量增加，若货币需求保持不变，社会上的货币供给大于需求，市场利率就会下降，又投资为利率的减函数，因此投资需求会增加，社会总产出和国民收入随之增加，从而拉动居民的消费需求增加。
1.3消费信贷有利于提高消费的边际倾向从而提高消费水平消费信贷能够促进社会边际消费倾向的上升，主要有以下两方面的原因。第一，根据凯恩斯的绝对收入理论，消费是收入的递增函数，但消费增加的幅度小于收入增加的幅度，即边际消费倾向小于1。现实生活中，边际消费倾向一般与收入呈反向关系，即低收入群体有较高的边际消费倾向，而高收入群体的边际消费倾向偏低。通过发展消费信贷，能够提高低收入群体的消费水平和能力，使他们的边际消费倾向提高，而高收入群体的边际消费倾向不会受到影响，从而使整个社会的边际消费倾向上升，扩大居民的消费需求。第二，根据莫迪利安尼的生命周期理论，居民的消费不是取决于当期收入，而是由一生的收入所决定。居民会根据生命的不同阶段有计划地安排自己的消费和储蓄，将一生的收入均匀地分配至生命的各个周期，以实现消费的最优配置。居民的一生可以粗略的分为青年、中年和老年三个时期。一般来说，中年时期收入较高，收入大于消费支出，因为其收入不仅要用来还清以前的债务，还要为养老进行储蓄，此时的边际消费倾向相对较低；青年和老年时期收入较低或没有收入，只能依靠信贷和储蓄来进行消费，收入小于消费支出，此时的边际消费倾向相对较高。通过消费信贷，居民可以将未来收入提前用于当期消费，使青年和老年时期的边际消费倾向得到提高，平滑人们一生之中的消费，从而有效提高整个社会的边际消费倾向。
2消费信贷对居民消费需求影响的实证分析
2.1变量的选取、数据的来源和处理为了实证分析消费信贷对居民消费需求的影响程度，本章以居民人均消费信贷余额CL反映消费信贷的变化情况，以居民人均消费支出CE来衡量居民的消费水平。鉴于消费信贷的统计口径最近几年才完善，2005年以前的数据缺失，所以选取2005－2013年的季度数据作为样本数据，共36期，数据来源于国家统计局与中国人民银行官网。在实证分析之前，先对数据进行预处理。首先，以2005年第一季度的CPI为基期，将每个季度的数据折算为实际的余额，消除价格因素的影响。其次，由于所采取的数据为季度数据，包含季节变动因子和不规则要素，为消除这些因素的影响，我们采用移动平均乘法比率模型对数据进行季节调整。最后，为避免数据的剧烈波动以及模型可能出现的异方差性和多重共线性，我们对所有的变量数据进行对数化处理，表示为LNCE、LNCL。取对数后并不会改变变量之间的经济意义和因果关系，变量之间的关系变为弹性关系，变动体现为百分比关系，误差变为相对误差。
2.2实证过程
2.2.1单位根检验对于所选取的时间序列数据，首先考虑的就是其平稳性问题，若把非平稳时间序列当作平稳时间序列进行回归，就会出现“伪回归”现象，回归结果变得不可靠。统计学中常用的检验序列平稳性的方法为单位根检验法，下表1为各变量进行ADF单位根检验的结果。由上表数据可知，经过一阶差分后，两个变量在5％的显著性水平下能够拒绝原假设，接受备选假设，即ΔLNCE和ΔLNCL为平稳序列，表明原序列是一阶单整序列，记作I（1）。
2.2.2协整检验两个时间序列变量都为同阶单整，可以对它们进行协整检验，协整关系主要用来说明时间序列变量间是否存在长期稳定的关系。先以LNCL为自变量，LNCE为因变量做OLS回归得到方程，再对其残差序列进行单位根检验，ADF检验的结果如下表2所示。由此可知残差序列在5％的显著性水平下不存在单位根，为平稳序列，说明回归结果不是“伪回归”，序列LNCE和LNCL之间存在（1，1）阶协整关系，即两变量之间存在长期稳定的均衡关系。
2.2.3向量自回归模型分析协整分析的结果说明消费信贷与消费支出之间具有长期稳定的静态关系，为了研究两者之间的动态关系以及各变量滞后期所带来的具体影响强度，我们利用ΔLNCE，ΔLNCL两个平稳序列作为内生变量，建立VAR模型进行分析。依据AIC和SC准则取最小值，经过反复比较，将变量滞后期确定1－3期的值作为内生变量。从（2）（3）式的各系数T统计量看，大部分变量是显著的，有少数变量不显著，这是由于模型各滞后项之间存在多重共线性所致，这种VAR模型中常见的问题并不影响模型的效果，可以忽略不计，不需对模型中的变量进行剔除。模型有2个内生变量，3阶滞后项，共6个单位根，经AR根检验后发现所有根的模的倒数小于1，都位于单位圆内，因此，该模型满足平稳性条件。模型的结果显示，人均消费支出受自身滞后一期的影响很大，从第三期开始，影响逐渐减小。滞后一期的消费信贷对消费支出产生抑制作用，从第二期开始，才产生正向的影响，并且影响程度逐渐增大。符合前文协整检验的结果，说明消费信贷会对消费需求产生长期拉动作用。
2.2.4脉冲图形基于VAR模型的结果，我们建立脉冲响应函数，绘制脉冲响应图，以求直观形象地分析消费信贷与消费支出之间的关系。通过脉冲分析，可以衡量来自随机扰动项的一个标准冲击对内生变量当前和未来取值的影响。横轴表示滞后期数，纵轴表示对冲击的响应程度。从图中可以看出，消费支出（ΔLNCE）对自身的一个标准差信息立刻产生了较强的反映。第一期的响应值达到0．023，前5期的响应程度都较大，随着时间的推移，这种冲击的影响逐渐减小，从第10期开始，消费支出波动趋近于0，受到自身的影响趋于平稳。根据“荆轮效应”的解释，居民的消费不仅受本期绝对收入的影响，还受以前消费水平和消费习惯的影响。所以，本期的消费支出与过去几期的消费支出有较强的关联性。期初，消费支出对消费信贷（ΔLNCL）的扰动做出的响应为负值，在第二期达到负向最大的0．043，从第四期开始转为正值，在第五期达到正向最大值，之后这种响应逐渐减弱，趋于稳定的正向反映。这说明消费信贷在前四期对消费支出会产生微弱的负效应，但在以后较长时期内会形成一种稳定的正向影响。
2.3实证结论分析
2.3.1协整检验的结果分析消费信贷的扩张对消费支出的增加有着长期拉动作用，消费信贷规模扩大1％，会使消费支出增加0．3214％。我国的社会保障体系不够完善，支出的不确定性大，居民的预防性储蓄较强，而通过消费信贷，居民可以在形成较稳定的消费预期，从而减少预防性储蓄，增加消费支出。但是，相比于发达国家的高刺激作用，我国消费信贷对消费需求的正向影响程度偏低。这是因为我国的消费信贷市场发展水平较低，信贷体制和结构不完善，导致其对消费需求的拉动作用没有充分发挥。
2.3.2VAR模型和脉冲响应图的结果分析消费信贷短期内会对消费需求产生滞后的抑制作用，但从长期来看，消费信贷能有效扩大居民的消费需求。现实生活中确实如此，居民在利用消费信贷完成购房、结婚等大额支出后，会背上还款的压力，期初的一段时间内，大额负债的冲击会使居民变得谨慎，从而增加储蓄，减少近期的消费支出。但是会产生一个长期的正向影响，因为消费信贷助居民提前完成了置业结婚等大额消费，居民为未来特定支出进行储蓄的压力大大减小，消费倾向增加，未来时期的消费支出也随之增加。另一方面，消费信贷的存在，能够减弱居民的流动性约束，实现消费的跨期转移，使得居民的消费行为更具有计划性，将现在和未来的收入结合起来，平滑各期消费支出，提升整体的消费水平。综述所述，继续完善消费信贷市场，扩大消费信贷规模，对于拉动居民消费需求有重要意义。
3促进消费信贷发展的政策建议
3.1大力发展消费信贷，完善信贷体制虽然我国消费信贷近几年保持高速增长的趋势，绝对规模不断扩大，但占GDP的比重仍然偏低。在居民消费需求日益增长的形势下，继续推动消费信贷的发展，显得尤为重要。目前制约我国消费信贷市场健康发展的关键因素是信贷体制的不完善，主要体现在两个方面的不足：个人征信系统和风险管理体系。加强个人信用体系的建设。我们可以借鉴美国的做法，成立一个专门搜集和保管申请人信用资料的商业信贷报告部门，贷款人通过一定的费用可以从该机构获得申请人的信用资料，这样既能减轻银行系统的调查负担，又保证了信息的全面性和准确性。另外，可以引入国外金融行业普遍采用的“5C个人信用分析模型”即：品德（Character），能力（Capacity），资金（Capital），担保品（Collateral）和商业条件（Conditionofbusiness），结合我国个人消费信贷业务的实际情况，建立适用于我国的个人资信评估模型，以更好的反映个人资信水平。加强信贷资金风险管理。近年来，随着我国消费信贷规模的不断扩大，贷款发生逾期、违约甚至损失的概率也逐步上升，出现信贷风险的主要原因在于商业银行信贷管理机制不健全，信贷管理方法和技术落后，信贷人员风险防范意识欠缺。为此，可以从三个方面完善信贷管理体系：第一，规范信贷操作流程，重点强化贷前调查、贷款审批和贷后管理三个部分的分工和职责。第二，改进信贷管理方法，在坚持财务因素和非财务因素并重的分析原则的基础上，更多地引入定量分析技术，使决策结果更具有科学性和合理性。第三，强化贷款风险意识教育，重视业务知识培训，提高信贷人员的综合素质。
3.2优化消费信贷的外部环境消费信贷的外部环境和内部体制同等重要，良好的法律担保体系在规范消费信贷市场，扩大消费信贷规模，提高消费信贷的可得性和便利性方面发挥重要作用。可以从以下两个方面优化消费信贷的外部环境。第一，构建消费信贷的法律体系。针对日益繁荣的消费金融市场，有必要尽快制定专门的法律来规范市场参与者的行为，明确借贷双方的责任和义务，加大对违约行为的惩罚力度，提高失信成本，防止金融欺诈，切实维护消费者和贷款者的权益。除了制定完善的消费信贷法律体系，还应注重提高法律法规的可行性和操作性，立法时不仅要涵盖所有消费贷款业务，还要对特殊的消费信贷品种做出专章规定；对于消费信贷业务开展的每个程序，既有定性又有定量的规定，提高可执行性。第二，进一步完善信贷担保制度。在强化债务人担保为主要方式的同时，加快建立专门的担保机构。由政府主导，通过财政投入和社会融资的方式建立政策性担保机构、消费贷款担保基金，以此形成稳固的担保网络，降低信贷风险。另外，商业银行可以与保险机构合作，开发消费信贷类保险业务，如住房抵押贷款保证保险，汽车贷款履约保证保险，确保商业银行债权的实现，丰富信贷担保的层次，从而促进消费信贷的健康发展。
3.3健全社会保障体系，稳定消费预期前文的分析表明支出不确定性的存在是制约我国居民消费水平提高的重要因素。在预期收入不变的条件下，出于对养老、医疗、教育等不确定性因素的考虑，居民不得不紧缩当前消费，提前进行储蓄。一直以来，我国社会保障资金占财政支出的比重相对较小，社会保障覆盖面不全、保障力度和保障水平不够，使得居民的预防性储蓄动机较强。健全社会保障体系，有助于改变居民未来支出的不稳定预期，提高居民的风险承受能力，增强消费信心，从而增加对消费信贷的需求。因此，进一步扩大社会保障的覆盖面，加大对社会保障的投入，多渠道的筹集社会保障资金，完善社会保障制度，不仅是缓解居民后顾之忧，改善储蓄率过高的有效方法，也是提高居民消费需求，扩大消费信贷的重要途径。
论文摘要：运用文献资料法、调查法、数理统计法、逻辑分析法等方法，以地域为研究视角，从性别、年龄、文化程度、消费总体水平等方面分析了经济圈社区居民的体育消费水平。认为：女性与男性都喜欢参与体育运动，但在消费观念上，女性比男性节约，使女性整体体育消费水平低于男性；居民体育消费水平的高低并不与参加体育锻炼的人数成正比；体育消费是文化消费的一种，具有消费能力的层次性；体育消费水平与经济发展成正比；居民消费潜力巨大。
体育消费水平是指一定时期内按人口平均实际消费的各种体育物质产品和服务(或劳务)产品的数量。本文从地域的角度对经济圈社区居民体育消费水平进行分析研究，有利于保障其健康的消费行为和理念，同时也可以为城市社区体育产业的发展提供一个良好的机遇。
一、研究对象与方法
1．1研究对象
本文在研究对象的选取上采用简单随机抽样的方法，在三市的各社区中随机抽取了韭菜园办事处、朝阳街办事处(长沙芙蓉区)、金盆岭办事处、城南路办事处(长沙天心区)、麓山南路办事处、银盆岭办事处(长沙岳麓区)、望麓园办事处、伍家岭办事处(长沙开福区)、左家塘街道办事处、井湾子街道办事处(长沙雨花区)、中洲路街道办事处、五里堆街道办事处(湘潭岳塘区)、雨湖路街道办事处、中山路街道办事处(湘潭雨湖区)、宋家桥街道办事处、仙庾镇街道办事处(株洲荷塘区)、建宁街道办事处、五里墩乡街道办事处(株洲芦淞区)、田心街道办事处、清水塘街道办事处(株洲石峰区)天台科技园、金德工业园(株洲高新区)等22个社区，然后在抽取的每个社区中再随机抽取各年龄段的居民进行体育消费现状调查。
1．2研究方法
1．2．1调查法
(1)问卷调查法。根据本课题的研究任务设计了《经济圈社区居民体育消费水平的现状调查问卷》，共发放问卷2200份，调查居民共分5个年龄段(16—30岁、31—4O岁、41—5O岁、51—59岁、6O岁以上)，每个年龄段发放440份问卷，平均每个社区每个年龄段发放2O份。回收问卷1970份，回收率89．55，有效问卷1922份，有效率97．56。问卷的回收率和有效率均满足社会学分析和统计学样本量的基本要求。
(2)访谈法。对三市部分社区的居民进行访谈，调查了解了居民的日常消费及体育消费的支出情况；在体育方面花钱是否值得；钱都花在了哪些方面；社区居民的体育态度；影响其参加体育锻炼的因素及日常活动情况等。这些内容也是设计本论文普查问卷的理论依据。
1．3数理统计法
对调查所获得的各项数据，运用SPSS11．0统计软件进行统计分析。
二、研究结果与分析
2．1不同性别的社区居民体育消费水平的分析
经济圈社区居民体育消费支出在性别上存在一定差异，在过去的一年中，体育消费平均在100元以下的女性居民占54．65，男性是53．83，这个比率基本相等．但平均消费100—300元的女性居民与男性居民相比呈上升趋势，体育消费在300元以上的呈下降趋势。男性居民去年的平均体育消费金额为157．85元，而女性的平均体育消费金额为123．96元，见表1。
从以上结果可以看出，在“健康第一”的影响下，女性与男性都喜欢参与体育运动，但在消费观念上，女性比男性节约，以致女性500元以上的体育消费的比率是男性的5O，使女性整体体育消费水平低于男性。
2．2不同年龄段的社区居民体育消费水平的分析
从调查的数据中可知，16-30岁的居民群体在体育消费支出上明显高于其他年龄段的居民群体(见表2)。16—30岁的群体体育消费平均消费金额为222．38元，而31—4O岁的群体体育消费平均消费金额为143．25元，41—5O岁的群体体育消费平均消费金额为130．73元，51-59岁的群体体育消费平均消费金额为107．57元，60岁以上的群体体育消费平均消费金额为90．67元。30-4o岁、41—5O岁的社区居民参加体育锻炼的比率低于51—59岁、6O岁以上的居民，而体育消费支出却高于51—59岁、6O岁以上的居民群体，这说明体育消费水平的高低并不与参加体育锻炼的人数成正比，这种消费水平的差距在一定程度上是由于消费动机造成的。
2．3不同文化程度的社区居民体育消费水平的分析
因为“体育消费尽管也包含少量对物质产品的消费，但就整体而言，它属于服务产品消费，是文化消费的一种”，它“具有能力的层次性”。在物质消费活动中，一般来说只要拥有，就能消费，只是因为，最基本的物质消费是人的本能。但体育消费则不同，它要求具有很高的消费能力，即必须具备与体育消费相适应的知识、经验和技能。体育消费能力强的消费者，能够消费多样化的体育产品，而体育消费能力弱的消费者则只能消费浅显、单一的体育产品，这种文化程度的不同造成了体育消费水平的差异。
2．4经济圈社区居民体育消费水平的总体分析
通过对数据的分析可看出(表4)，年平均体育消费在100元以下的人群占整个经济圈城市居民的53．65，也就是说：经济圈城市居民群体中有超过一半的人群每月用于体育的花费低于9元，平均到每天低于0．3元，这个数据令人堪忧。根据世界卫生组织的调研报告，当前人类健康状况非常严峻，约15为健康者，15为病患者，7O左右的人处于“亚健康状况”，我国近期的调研结果与上述结果相似，且“亚健康状况”的比例有进一步攀升的迹象。处于“亚健康状况”的以中年人为最多，造成这一现状的原因主要是因为缺乏体育锻炼。
从表中可看出，年体育消费金额在100—500元之间的群体，随体育消费金额的增长数量呈上升趋势，而到500元以上又呈现下降的趋势：年消费在500元以上城市居民占总人数的8．65％，这一群体在体育产业学中被称为体育高消费群体，虽然这一部分人的比率不高，但是，这足以说明全国性健身运动的蓬勃兴起给体育产业带来的巨大影响。由于城市居民家庭年收入快速增长，使他们在经济上具备进行体育消费的能力，随着我国整体消费结构的提升，人们对健康和生活质量的追求会进一步提高，并且我国改革开放的力度不断加大，经济全球化对居民消费的影响会进一步增大，体育消费将会成为人们日常消费中的一个重要内容。:
通过统计软件SPSS11．0的数据处理，得出经济圈社区居民人均年体育消费的金额为138．92元，而2002年上海居民的人均体育消费就达到了234．32元，这两个数值之间的差距是明显的。这一结论很值得我们深思，应该说产生这种结果的原因不是简单的，而是复杂的、多方面的。从三市的情况看，长沙市居民人均体育消费的金额为167．64元，株洲市居民为126．25元，湘潭市居民为122．87元，这表明经济发展水平与体育消费成正比关系，经济发达，体育消费水平就高。
第二次世界大战结束以后，凯恩斯主义在西方许多国家大行其道。凯恩斯主义流行的结果之一就是政府支出不断攀升和政府规模不断扩大。这促成了学者们对政府支出是否影响和如何影响居民消费问题的关注。20世纪70年代开始，这方面的研究成果越来越多。我国学者则是自21世纪以来才开始关注这个问题。目前国内外学界在政府支出与居民消费的关系问题上主要形成了三派观点：（1）挤出说。这种观点认为，政府支出增加会对居民消费产生挤出效应，或者说，政府支出与居民消费之间是一种替代关系。（2）挤入说。与前一种观点相反，这种观点认为政府支出增加会对居民消费产生挤入效应，或者说，政府支出与居民消费之间是一种互补关系。（3）不相关或不确定说。这种观点认为，政府支出变化与居民消费变化之间没有相关性或具有不确定性。所谓不确定性是指，在某些条件下，居民消费与政府支出是互补的；但是在另一些条件下，居民消费与政府支出则是替代的。
1．国外学者的研究。贝利（M．J．Bailey）在其《国民收入与价格水平》一书中最先研究了政府支出与私人消费的关系，他通过对三部门国民收入决定模型的经验检验证明二者之间存在一种替代关系，即政府支出会部分挤出居民消费支出。［1］巴罗（R．J．Barro，1981）认为，政府支出增加将通过财富效应和替代效应两条渠道挤出私人消费，并且，暂时性的政府支出比持久性的政府支出产生更大的对私人消费的挤出效应。［2］科孟迪（R．C．Kormendi，1983）根据美国的经验数据估计出政府支出替代私人消费的系数约为0．2。［3］阿乔（AlanAschauer，1985）以霍尔（Ro－Hall，1978）的最优化消费模型和由此推导出的欧拉方程为基础，构造了一个带有辅助方程的消费方程，并用美国的经验数据估计出政府支出对私人消费替代程度的区间为［0．23，0．42］。［4］埃姆德（S．Ahmed，1986）用跨期替代模型证明英国的政府支出挤出了居民消费。［5］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1997）估计了政府支出与居民消费的跨期替代弹性和期内替代弹性，发现美国政府支出与居民消费存在替代关系，且期内替代弹性为0．9。［6］霍（T．W．Ho，2001）通过对24个OECD国家1981—1997年的面板数据计量分析发现，政府支出与私人消费呈现显著的替代关系，替代系数为0．5387。［7］埃斯惕威和桑切斯－劳皮斯（V．Esteve＆J．Sanchis－Llopis，2005）根据持久收入假说和1960—2003年的西班牙统计数据分析发现，西班牙的政府消费性支出与居民消费之间存在Edgeworth－Pareto意义上的替代关系。［8］但是另一些研究者发现，政府支出与私人消费之间是一种互补关系，政府支出增加不是挤出而是挤入私人消费。卡拉斯（G．Karras，1994）将政府支出函数直接引入了消费者的目标效用函数，应用30个国家1950—1987年的数据对消费的欧拉方程进行了计量分析，结果显示从总体上来说私人消费与政府支出是一种互补关系，即政府支出可以挤入私人消费，并且这种互补关系与政府规模呈反比关系。［9］奈伊和霍（C．C．Nieh＆T．W．Ho，2006）运用面板协整方法和1981—2000年的数据估计了23个OECD国家和地区私人消费与政府支出的期内替代弹性和跨期替代弹性，其结论是，从总体上看，私人消费和政府支出是互补的。布朗和韦尔斯（A．Brown＆G．Wells，2008）将面板协整方法运用于分析澳大利亚6个州的经验数据，其结论是澳大利亚的私人消费与政府支出呈现互补关系。［11］一个有趣的现象是，使用标准的随机动态一般均衡模型（DSGE）的研究者往往得出政府支出①冲击会挤出私人消费的判断，而一些使用向量自回归（VAR）技术的经验研究得出的结论却是，政府支出冲击通常会挤入私人消费。但是，有些学者又认为，政府支出挤入私人消费的结论可能是由于VAR技术本身的原因引起的。还有一些学者发现，政府支出与居民消费之间的关系是不确定的或不相关的。阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1994）沿着霍尔（Rob－ertE．Hall）模型最优化的思路分析了1953—1993年加拿大政府支出对私人消费的影响，但在对欧拉方程进行计量分析时考虑了时间序列数据的协整和非协整两种情况，结果发现，在协整的假设下私人消费与政府支出是互补的，但是在非协整的假设下私人消费与政府支出则是替代的。［12］阿玛诺和威简托（R．Amano＆T．Wirjanto，1998）依据持久收入假说构建了一个嵌入了替代弹性不变函数的跨期替代弹性的效用函数，其结论是：当跨期替代弹性（对于跨期替代弹性的效用函数来说）大于、小于、等于期内替代弹性（对于替代弹性不变的效用函数来说）时，私人消费与政府支出呈现Edge－worth－Pareto意义上的互补、替代、不相关的关系。他们还进一步使用1953—1994年美国的季度数据估计出这两个替代弹性系数都约等于1．56，这意味着美国的私人消费和政府支出在Edgeworth－Pareto意义上是不相关的。［13］克旺（Y．K．Kwan，2006）将协整方法用来分析东亚9个国家和地区的面板数据发现，在印度尼西亚和新加坡，私人消费和政府支出之间存在互补关系，而其他7个国家或地区的私人消费和政府支出之间存在着替代关系，不过替代程度大小不同。
2．国内学者的研究。我国学者对政府支出与居民消费的关系的研究始于1998年我国第一次大规模实施积极的财政政策、扩大内需以后。国内学者在这个问题上的结论也是莫衷一是。财政部办公厅课题组（2001）认为，关于私人消费和政府支出，有人认为它们具有某种替代关系，这需要具体分析。从财政支出结构看，某些种类的政府支出例如招待费，的确是私人支出的替代品；但其他一些支出诸如交通设施支出，则是私人消费的互补品；其他许多公共支出可能既是私人消费的替代品又是互补品。［15］胡东书（2002）使用2000年以前中国的时间序列数据所做的回归分析表明，政府支出变动与居民消费之间呈正相关关系，二者之间从整体上看是互补关系而不是替代关系，政府支出增加对居民消费的作用是挤入的而不是挤出的。［16］谢建国和陈漓高（2002）通过建立一个居民消费的跨期替代模型，分析了中国的政府支出与居民消费之间的关系，认为在短期内，中国政府可能通过增加政府支出的方式增加总需求，但在长期均衡时政府支出完全挤占了消费支出。［17］黄颐琳（2005）通过构建实际的经济周期（RBC）模型，利用随机动态一般均衡（DSGE）方法对中国经济进行实证检验。结果表明，改革开放后政府支出对居民消费产生了一定的挤出效应。［18］李广众（2005）在消费者最优选择欧拉方程基础上推导出用以分析政府支出与居民消费之间关系的模型，然后对全国、城镇和农村的样本进行估计，结论是：改革开放以来，中国政府支出与居民消费之间表现为互补关系。［19］张治觉和吴定玉（2007）利用可变参数模型对我国1978—2004年的数据进行了动态分析，结果表明，从总体上分析，在大多数年份政府支出对居民消费产生引致效应；从结构上分析，政府投资性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了挤出效应；从1998年开始，政府消费性支出对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应；政府转移性支出在大多数年份对农村居民消费和城镇居民消费产生了引致效应。申琳和马丹（2007）对1978—2005年我国政府支出影响居民消费的两个渠道（消费倾斜渠道和资源撤销渠道）进行了经验分析，发现我国人均政府支出增加通过消费倾斜渠道促使人均居民消费上升，通过资源撤销渠道使得人均居民消费下降；综合来看，人均政府支出增加通过两种渠道最终导致人均居民消费下降，即政府支出与居民消费存在长期替代关系。楚尔鸣和鲁旭（2008）通过构建政府支出与居民消费跨期替代模型，并利用1990—2005年我国27个省、直辖市和自治区的相关数据进行面板协整检验和完全修正普通最小二乘估计，发现中国地方政府支出与居民消费呈现较弱的互补关系。杨子晖等人（2009）通过面板协整分析发现，中国政府消费支出与私人消费成互补关系。陈创练（2010）所做的面板数据实证分析的结果表明，我国政府消费与居民消费呈互补关系。但是，他又指出，政府消费与居民消费的互补程度可能受政府支出规模的影响。比如，随着政府支出规模的扩大，政府将减少与居民消费呈互补关系的公共物品（如国防支出）的提供，而增加与居民消费呈替代关系的公共服务（如科学教育卫生事业支出和学校午餐等）的供给。［24］胡蓉等人（2011）利用我国城乡居民1978—2009年的人均消费、政府支出和可支配收入等数据，通过建立协整方程和误差修正模型对政府支出如何影响居民消费进行了实证研究。结果发现，政府支出在短期内对居民消费具有挤入效应，而在长期则具有挤出效应。由上我们看到，我国学者主要是从总量上研究政府支出对（城乡）居民消费需求的影响，或把政府支出划分为消费性支出和投资性支出，再分别研究这两类支出对居民消费的影响。只有石柱鲜等人（2005）等少数几篇文章尝试从我国的财政支出结构或财政支出分类上分别考察这些政府支出对城乡居民消费的影响。在这个专题研究上，研究者大多把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。不少研究者得出的结论与直觉或事实明显相悖，例如，有的文章认为，政府消费性支出增加会促进居民消费；还有的文章认为，政府支出与居民消费正相关；也有的文章认为，政府支出增加对居民消费没有影响；还有一些研究者把政府（财政）支出等同于政府消费。已有的研究成果提示我们，对中国财政支出与居民消费需求的关系有进一步深入研究的必要，可行的研究路径可能是要改变模型方法选择。
二、中国政府支出结构对居民消费影响的初步分析
笔者认为，从总量上研究中国政府支出对居民消费的影响可能过于综合，过于笼统，无法反映政府支出对居民消费的真实效应。因为我国政府支出既包括政府消费支出，也包括政府投资支出，还包括转移支出和民生支出，这些不同性质的支出对居民消费的影响应该是不同的，并且某些支出可能对城乡居民的消费需求影响也是不同的。因此，本文试图从政府支出的不同分类上来考察它们分别对城乡居民消费产生了什么样的影响。2007年我国国家统计局对财政支出项目分类进行了重大调整，由原来的5类27个项目调整为22个项目，不再按功能性质分类。1978年到2006年，我国政府财政支出按其功能性质划分为5大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。图2显示的是1978—2006年我国政府的5大类支出分别在政府财政支出总额中所占比例的变化。可以看出，从1978年到2006年，经济建设费支出占比呈现明显的下降趋势；社会文教费支出占比呈现先上升后平稳的趋势；国防费占比自20世纪80年代中期以后呈现缓慢下降的趋势；行政管理费支出占比和其他支出占比都呈现明显的上升趋势。政府支出结构的变化从一个侧面映射了改革开放以来我国经济体制和经济结构的变化：随着我国经济体制由高度集中的计划经济体制向社会主义市场经济体制转型，政府和市场在资源配置中的作用呈现出此消彼长的变化趋势，经济建设的任务越来越多地由企业和个人承担，国家对经济建设的直接干预不断减少，这就导致了经济建设费支出占比大幅度下降。随着科教兴国战略的实施和社会保障制度建设，社会文教费支出占比不断提高。行政管理费支出占比上升较快反映了我国政府规模扩张较快，公部门控制和消费的资源过多。这5大类财政支出对城乡居民消费的影响应当是不同的。经济建设费支出。这类支出是国家用于生产性投资和基础设施建设方面的财政支出，它们主要形成物资资本和公共物品，如铁路、公路、机场、水利、电力、环境保护等。这类支出在短期可能会排挤居民消费，但是在长期可能会促进居民消费。经济建设费支出的资金主要来源于国家对企业和个人征收的税收，并且这类支出代表政府配置资源的规模，因此它在短期内可能会排挤居民消费。
在长期，这类支出可能会促进居民消费。例如，交通便捷会促进居民出行和旅游消费，电力供给有了保障会促进居民购买和消费家用电器。从市场经济中政府与市场的关系来看，政府通过经济建设费支出来配置资源的规模必须适度，不宜过大，否则会挤占市场和居民消费。社会文教事业费支出。这是国家用于科学研究、文化、教育、卫生、出版、广电、抚恤和社会福利救济等方面的事业费支出。这类支出主要是形成人力资本和民生工程，它有助于提高社会及其成员的科学文化素养和受教育水平，有助于提高社会福利水平。这类支出应当会促进居民消费。显而易见，政府投资九年制义务教育，提供教育、文化、体育、医疗卫生设施，必然会促进居民在教育、文化、体育和医疗卫生等方面的消费。国防费。这是国家用于国防建设的各种经费支出。国防是一个国家最大和最重要的公共物品，是防止企业和个人遭受外来侵略和掠夺的保障。因此，国防费支出虽然可能会挤占居民收入和消费，但是一个强大和稳固的国防会大大降低国民生存、发展、生产、消费的风险和不确定性。行政管理费。这是一种社会消费性支出，主要用于国家各级权力机关、行政管理机关和外事机构行使其职能所需要的开支，包括人员经费支出和公用性经费支出。在我国行政管理费支出中，直接用于行政人员开支的费用约占50％上下。近几年受诟病较多的“三公”经费就是行政管理费中的一大部分。在行政管理费支出中，一部分是政府为企业和居民提供公共服务的，这是经济和社会发展所必需的。但是在我国的行政管理费支出中，相当一部分是政府行政人员的纯粹性消费，这部分支出与公共服务供给的数量和质量没有什么相关性。一个公务员使用公款消费得越多越好，不意味着他提供的公共服务水平和质量就越高，反而有可能会降低公共服务水平和质量。其他支出。这包括政府财政年初预留的预备费，其他政府性基金支出，地震捐赠支出，发行销售机构业务费安排的支出，等等。这类支出很可能对居民消费的影响是中性的或影响不大。
三、基于可加模型的经验研究
笔者在文献综述部分提到过，在政府支出与居民消费的关系问题上，我国一些研究者得出的结论与直觉或事实明显不符，其中的一个重要原因是这些研究者把居民消费函数看做是线性的，把函数关系看做是已知的或确定的。本文尝试改变这种经验研究方法，使用可加模型来进行研究。1．可加模型简介。可加模型（additivemodels）是非参数统计分析中很重要的模型之一，它是线性模型的推广。与线性模型相比，可加模型具有以下特点：（1）假设自变量和因变量之间的函数关系未知；函数关系根据数据本身而得到。相比线性模型这更符合变量之间的实际关系要求。（2）对于因变量的分布没有限制，估计的结果具有稳健性。与线性模型要求因变量服从某个分布相比，可加模型更为合理。因为因变量是否服从某种分布实际上很难验证。虽然计量经济学给我们提供了很多检验服从分布的方法，但是严格来说，它们往往是检验其不服从某种分布，很难检验出服从某种分布。因为它们的原假设是服从某种分布。不拒绝原假设不等于接受原假设，这是两个概念。分析政府支出结构对城乡居民消费需求的影响，可加模型具有先天优势。政府支出结构对居民消费的影响不是一个静态过程，应该是一个动态过程；也可以说随着政府支出的变化，它们对居民消费的边际效应也是变化的，而不是一成不变的。另外，计量经济学分析中通常假定模型中变量之间的关系是线性关系，但是这些线性关系是在很强的假设下得到的，而实际经济活动中的变量之间关系呈线性关系的极少，绝大多数都是非线性的。因为影响变量的因素很多，在实际研究中，由于研究者受到主观和客观原因的制约，或为了研究的简化和方便，不可能考虑到所有这些因素，所以很强的假设易于构建模型和得出结论，但是很难符合实际和刻画变量之间的实际关系。2．可加模型应用。（1）数据来源与选取。
由于国家统计局在2007年对政府财政支出统计口径进行了重大调整，使得2007年前后的数据不可比，所以本文选取的是1978—2006年的政府支出数据，这些数据均来自1979—2007年《中国统计年鉴》。1978—2006年按照功能和性质我国政府财政支出划分为五大类：经济建设费支出、社会文教费支出、国防费支出、行政管理费支出和其他支出。下面我们将分析1978—2006年政府支出结构对城乡居民消费的影响①。为了消除数量级的影响，将数据进行自然对数变换。另外，为了方便，我们作如下记号：x1为经济建设费，x2为社会文教费，x3为国防费，x4为行政管理费，y1为农村居民消费，y2为城镇居民消费。（2）政府支出结构对农村居民消费需求影响分析。根据（1．1），政府支出结构与农村消费需求的可加模型为。从图3可以看出：（1）政府支出中的经济建设费支出对农村居民消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对农村居民消费产生了“挤入效应”，促进了农村居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，农村居民消费支出也在增加。（3）国防费支出和行政管理费支出对农村居民消费产生了挤出效应，即这两类支出挤占了一部分农村居民的消费支出。下图③和图④显示这两类支出增加导致了农村居民消费支出减少。从图4可以看出：（1）财政支出中的经济建设费支出对城镇居民的消费需求在一定范围内是有促进作用的，但当经济建设费支出超过该范围便会出现阻碍作用。（2）社会文教费支出对城镇居民消费产生了“挤入效应”，促进了城镇居民消费的增加。下图②显示，随着社会文教费支出的增加，城镇居民消费支出也在增加。（3）国防费支出在一定范围内对城镇居民消费支出具有促进作用，但超出这一范围其影响变小。（4）行政管理费支出降低了城镇居民的消费支出。下图④显示这类支出增加导致了城镇居民消费支出的减少。（4）比较政府支出结构对农村、城镇居民消费需求的影响。综合起来看，政府财政支出中的经济建设费支出、社会文教费支出和行政管理费支出对农村居民和城镇居民消费需求的影响几乎是一样的。但国防费支出的影响不同。国防费支出对农村居民的消费有一定的阻碍作用，而对城镇居民在一定范围内有促进作用。我们认为，这个结果符合实际，许多军用设施和军民两用设施位于城镇，农村则很少，这在一定程度上有利于促进城镇居民消费需求的增加。当然，这个差异也可能是由于城乡居民对国防保障带来的安全性的认知程度不同，这种认知程度不同可能导致城乡居民消费函数中的不确定性的大小不同。（5）模型效果评价。为了评价模型，我们引入MSE（均方误差）、MAE（平均绝对误差）和MAPE（平均绝对百分误差）指标。从表1可以看出这三个误差指标都比较小。在应用可加模型时，如果MAPE＜10，模型预测的精确度就较高，而我们现在得到的MAPE小于0．5，可见我们使用的可加模型的效果非常好。［32］模型的拟合结果如图5和图6所示。从两个拟合图看，模型的效果也很好。
四、结论与政策含义
(一)数据的平稳性检验本文所分析的宁夏城镇居民消费支出与收入大多数情况下会随着时间的推移而持续增长，它们二者之间的关系极大可能是不平稳的。从图1也可以看出，原收入与消费序列具有明显的上升趋势。本文采用ADF)单位根检验方法对变量进行平稳性检验［4］。图11978～2011年宁夏城镇居民人均实际可支配收入和人均消费支出时序曲线本文运用Eviews3．1软件，对收入与消费序列进行ADF检验。检验结果表明，变量Ct和Yt的ADF统计量都大于临界值，认为收入与消费支出序列存在单位根，即收入与消费支出是非平稳的时间序列。而其一阶差分序列的ADF统计量都小于临界值，是平稳的;并通过AIC准则来确定收入和消费原始序列的滞后期数。得出结论:变量Ct和Yt的滞后期均为0;在1%的显著水平下，变量Ct和Yt都是一阶单整序列。
(二)协整检验两变量间的协整关系检验的常用方法是恩格尔一格兰杰两步法。检验结果显示，残差是不平稳的。这表明，在整个研究期内(1978一2011)，变量Ct与变量Yt是不协整的，因此，不能轻易接受方程(1)所表示误差修正模型。图1的收入与消费曲线清楚地显示出变量Yt和Ct的关系:二序列在1978一1991年间有高度一致性，而在1992一2011年间，两序列之间的差距逐渐扩大，消费曲线开始偏离收入曲线，而且这种偏离是长期的。说明消费与收入序列之间存在的协整关系是变化的，为了验证这一判断，下面继续进行分析。以1991年为突变点采用Chow分割点检验方法，检验方程的稳定性，F统计检验的结果如表3所示。从检验结果中可知，模型没有发生结构变化的概率为1．875%，因此，可以以98．125%的概率认为，1991年宁夏城镇居民的消费与收入均衡关系发生了突变。为此，引入虚拟变量D。可以看出，引入虚拟变量后，各变量之间是协整的，说明可以对变量进行分段研究。
(三)消费函数的误差修正模型1．模型的建立建立宁夏城镇居民消费与收入的误差修正模型。2．模型的显著性分析误差修正模型的最终模型的各个统计量都十分显著。D．W．=1．91，模型不存在一阶自相关。R2=0．9728;R2=0．9913，说明模型拟合优度良好。3．模型的综合分析将误差误差修正模型(3)以分段形式［8］表示为(1)宁夏城镇居民收入与消费之间的长期关系由方程(4)可知，从1978年到1991年，居民边际消费倾向较高，说明居民收入的绝大部分都用于消费，居民具有较高的消费意愿。1992年以后，边际消费倾向下降为0．328，消费只占居民即期收入的小部分，说明人们在消费上趋于谨慎。(2)宁夏城镇居民收入与消费之间的短期关系由方程(3)可知，从短期来看，宁夏城镇居民收入每有1%的改变，消费将改变0．8585%。同时，修正系数为－0．7548，说明上期每1单位均衡误差会使本期消费变化0．7548个单位，修正力度较大。
二、宁夏城镇居民边际消费倾向的动态关系
为什么宁夏城镇居民消费与收入存在两段式的均衡关系?为说明这一问题，本文运用可变参数模型中的状态空间模型来进行分析。一个可变参数的状态空间模型由观察方程和状态方程［6］。假定现期消费C与持久收入Yp的长期关系为。检验结果表明，模型的拟合优度非常高，βt在统计上高度显著，λ的估计值接近于1，说明制度变迁对宁夏城镇居民消费行为的影响是持久而深远的。根据模型方程算得:从1979年到1990年，槇βt的值没有明显大的变化，一直在0．96和0．98之间波动(具体数据略)。1991年后，槇βt的值开始下降，之后下降趋势更为明显。这证实了本文之前得出的结论:1991年前后宁夏城镇居民消费行为存在显著差异［6］。由表3可以看出，改革开放以来，宁夏城镇居民的边际消费倾向的变化较大，1988年的边际消费倾向最大，达到0．8679，随后在小幅波动中呈现明显下降趋势;2008年的边际消费倾向最小。总体来看，宁夏城镇居民的边际消费倾向的变化可分为两个阶段:第一个阶段(1978～1991年)，边际消费倾向在0．82～0．89之间变动，有升也有降;第二个阶段(1992～2008年)，边际消费倾向的变化特点是震荡式持续下降，之后逐步回升。根据以上对宁夏城镇居民消费与收入关系的实证分析得出这样的结论:1978～1991年，宁夏城镇居民的边际消费倾向有升有降，但无论边际消费倾向是上升还是下降，都没有改变消费与收入的初始均衡关系。1992年以后，边际消费倾向呈现震荡式下降趋势，这表明宁夏城镇居民的消费与收入逐步偏离了原来的均衡关系，形成了新的均衡状态。这与前文实证分析的结论完全吻合:改革开放以来，宁夏城镇居民消费与收入的是两段式均衡关系。
三、主要结论及对策建议
20世纪后半期以来，人力资本和消费者行为理论在经济研究中大放异彩。舒尔茨(T.W.Schultz)、贝克尔(G.S.Becker)、明瑟(J.Mincer)等创建了现代人力资本理论，罗默(P.Romer)、卢卡斯(R.Lucas)等进行了进一步发展，并用以解释技术进步、收入分配和经济增长的差异性，其影响远远超出了经济学原有边界而扩展到整个社会科学和政策领域。杜森贝里(J.S.Duesenberry)、弗里德曼(M.Friedman)、莫迪利亚尼(F.Modigliani)、托宾(J.Tobin)等因消费者行为方面的杰出贡献而折桂诺贝尔经济学奖，然而人力资本投资和消费者行为的联系仍是需要加强的研究工作。贝克尔在时间配置理论中虽然建立了人力资本投资、消费和劳动参与的分析框架，但相对于收入效应和增长效应的研究而言，人力资本研究由于忽视消费而不断地遭到抨击（贝克尔，1976）。20世纪90年代中后期以来，我国的一些研究认为，人力资本投资不足是有效需求不足的原因，主张通过人力资本投资解决内需不足问题，并据此产生了一些政策实践。居民用于教育、医疗方面的支出占消费支出的比重大幅度上升，而消费需求的增加并不显著，投资率持续走高，消费率持续下降。由此使得人力资本因素纳入消费者行为的分析框架，成为很有意义的研究课题。
本文以农村为例，试图对我国高人力资本投资和低消费并存的现象进行解释，并试图说明人力资本投资增加带来即期消费增长的条件及其政策含义。文中的人力资本投资是指居民用来增加人力资本的支出，主要包括教育投资、健康投资和迁移投资，分别由文教娱乐用品及服务、医疗保健和交通通信等支出反映。居民消费是最终消费中扣除政府消费的部分。一般包括食品、衣着、家庭用品、医疗保健、文教娱乐用品及服务、居住和杂项商品与服务等各项用于生活消费的支出。居民消费行为，用消费倾向、消费支出结构等反映，文中使用的数据来源于《中国统计年鉴》（有特殊说明者除外）。
二、人力资本投资影响消费者行为的机制
消费者行为的分析框架自凯恩斯以来得到很大发展。从最初刻画短视消费者的绝对收入假说转向刻画前瞻性消费者的跨时消费理论，跨时消费理论也主要由最初的生命周期－持久收入假说转向预防性储蓄假说，研究焦点从确定性消费行为转向不确定性消费行为，效用函数从二次型发展到了边际效用函数为凸函数，并在预防性储蓄理论中刻画不确定性因素风险。在我国，宋铮(1999)整理了1985-1997年的时序资料，以城市居民的收入标准差和居民收入为解释变量，对城乡居民储蓄余额的年增加值进行回归。结果表明，中国城市居民收入标准差对城乡居民储蓄余额的年增加值有显著影响，并由此断言，未来收入的不确定性是1985-1997年中国居民进行储蓄的主要原因。龙志和和周浩明(2000)利用Dynan(1993)发展出来的理论框架，估计出1991-1998年中国城镇居民的相对谨慎系数，得出预防性储蓄动机较强的结论。施建淮和朱海婷对35个大中城市1999-2003年月度数据进行计量分析，发现城市居民的储蓄行为中确实存在预防性动机，未来收入的不确定性对当前消费产生了负面影响。孟昕(2001)、孙凤(2002)、罗楚亮(2006)等针对城市居民消费行为的研究也同样显示，不确定性对我国居民消费具有显著的负效应。万广华等(2003)运用大样本农户调查资料，构建了转型经济中对各种类型变量（如劳动人口负担程度、税费负担、受教育年限等16个变量）均有所考虑的储蓄模型，发现流动性约束、预防性储蓄动机以及工业化等对储蓄率的上升贡献很大，而教育对储蓄的影响很弱，且表现为两个相反的方面。田岗(2004)、杭斌和申春兰(2005)、周建(2005)研究了农村居民的预防性储蓄行为。田岗认为，在风险预期高的状态下，本着风险厌恶的前提，为养家糊口、子女教育、娶妻生子、自己养老等，农村居民不得不抑制消费，进行储蓄。杭斌和申春兰认为，1997年以来，农村服务项目费用飞涨以及农产品生产价格持续下滑是农户预防性储蓄骤然增加、消费与收入的长期均衡关系发生转折性变化的重要原因。其中，教育、医疗支出价格上涨对消费的负影响远远大于农产品价格下跌带来的负效应。周建的研究也同样注意到教育、医疗体制的改革对农民经济安全的冲击和对现期消费的制约，强调完善包括教育、医疗在内的社会保障制度，增强农民经济安全感的重大意义。但整个来说，对来自支出不确定性（如教育、医疗保健支出）对消费影响的经验研究，尚未引起足够重视。20世纪90年代以来，改革已使教育和医疗等人力资本投资成为中国居民不确定性最大的支出项目之一（李通屏，2005）。因此，对人力资本和消费的关系进行梳理，并寻找相关的经验证据是有意义的。
（一）人力资本投资和消费具有同一性
马克思认为，随技术进步，教育或培训成为工人必要消费的一部分。舒尔茨(1961)曾经指出，人力资本投资是在消费领域进行的，“好多我们称之为消费的东西，就是对人力资本的投资”。居民消费包括人力资本型和非人力资本型，对人力资本品的购买是居民消费的重要内容，增加人力资本投资，扩大对人力资本品购买，实际上等于增加现期消费。
（二）人力资本投资对现期消费具有替代性
人力资本投资是对眼前利益的放弃，以获得未来更大的效用或使生命周期中的消费平滑化。普兰纳布·巴德汉和克里斯托夫·尤迪(2002)认为，受教育者与不选择受教育者相比，他积累资金来为培训付费，不得不在一段时间内将其消费降低到低于c[,u]（不选择受教育者的消费水平）的水平。在这个积累阶段，选择一个低于c[,u]的恒定消费流对他来说是最优的。
（三）不同类型的人力资本投资，对居民消费行为有着不同的影响
根据人力资本投资主体的不同，可将人力资本投资分为社会性人力资本投资和个人性人力资本投资。前者是指人力资本投资来源于个人或家庭以外的政府或企业；后者是指来源于个人或家庭的投资。按照投资动力的不同，可分为积极性或诱致性投资和被动性或强制性投资。前者是投资者通过功利性计算，在有充分选择基础上主动做出的投资，后者往往缺乏选择性，在特定环境下不得不做出的一种行为，前者表现为愿意花钱、想花钱，后者表现为购买同样的人力资本不得不花更多的钱，没有选择性，要么坐以待毙（有病不请医生只是等死或失学、辍学），要么花更多的钱治病或上学。更进一步地讲，前者是面向未来的投资行为，后者是应付现在、求得生存、消费者无可言的纯粹“消费”行为，这两种投资行为虽然理论上不难区分，但统计上很难区分。
1.社会性人力资本投资增加有利于扩大个人消费。家庭或个人以外的社会性人力资本投资，具有增加个人或家庭用于人力资本的收入或免除人力资本方面花费的后顾之忧，在人力资本品价格不变时，可购买较多人力资本，或在购买同样人力资本的情况下花费个人或家庭较少的收入，因而有较多收入购买其他消费品或者在购买非人力资本品时没有后顾之忧。
2.个人性人力资本投资增加对消费需求的影响比较复杂。一般而言，个人性人力资本投资是对眼前利益的放弃，是消费者所做的牺牲。在收入一定时，个人用于人力资本投资的越多，用于即期消费的就越少，二者之间存在着此消彼长的关系。但个人人力资本投资对消费需求的影响要视具体情况而定。一是在收入增加的基础上，个人同时增加对人力资本品和非人力资本品的购买，因此不会对消费需求的扩大产生不利影响；二是在收入增长较慢的情况下，个人大幅度增加人力资本投资，由此必然会减少对非人力资本品的购买，在这种情况下，消费需求的变化方向取决于人力资本品的增加量和非人力资本品减少量的比较，如果前者大于后者，个人人力资本投资的大幅度增加会带来总消费需求的增加，反之，总消费需求减少；三是由于人力资本品价格上涨而非人力资本品价格下降，为保持同样的效用水平，消费者会改变支出结构，增大消费支出中用于人力资本品的部分。如果出现这种情况，社会性人力资本投资增加不足以弥补人力资本品价格上涨带给消费者的损失，将放大消费者的支出上升预期，产生替代效应，即消费者会减少其他方面的消费，特别是在对人力资本品的需求无选择性的情况下，这种效应会更明显；在人力资本投资主体发生急剧转变的情况下，譬如社会性主体迅速退出，消费者支出预期将迅速上升，而在收入预期黯淡的情况下，消费者将谨慎行事，即期消费难以扩大。
三、中国农村居民人力资本投资水平及变化
20世纪90年代以来，随着社会主义市场经济体制的逐步建立和改革的推进，我国农村居民的人力资本投资无论是绝对量或相对量都发生了明显变化。农村居民人力资本投资及其水平变化具有如下特点。
（一）投资规模迅速扩大
1990-2004年农民人均纯收入由686.3元提高到2936元，增加3.28倍，人均消费支出由584.63元提高到2184.65元，增加2.74倍，而人力资本投资由58.82元增加到570.82元，增加8.7倍。
（二）随收入增高，收入户间差距扩大，各自消费占比差扩大
随收入增高，不同收入户之间的差距渐次扩大，收入越高的农户人力资本投资的总量越大，占消费支出的比重越高。2004年，人力资本投资在不同收入户之间的分布为：低收入户为268元，高收入户为1213元，所占比重从21.5%到29.39%。而用现金支出反映的人力资本投资占消费支出的比重差距不大，低收入户最低(31.36%)，中高收入户最高(32.99%)。2004年农村居民的人均纯收入，相当于城镇居民20世纪90年代初期的水平，而人力资本投资占消费性支出的比重则相当于城镇居民2000年前后的水平。
（三）高人力资本投资和通货紧缩在时间上同步
从宏观经济看，1996年是中国经济体制的转折点（樊纲，2003）。在1996年前还属于通货膨胀时期，之后发生了转折，其标志是“信贷萎缩”、物价下降、投资增长率、GDP增长率显著下降。如物价水平由1994年的21.7%迅速下降到1997年的0.8%，1998年、1999年连续两年负增长，经济增长率也成为改革开放以来比较低的时期之一，1996-2000年年均增长率仅8%，比1978年来的平均水平约低1.5个百分点。而与此同时，城乡居民人力资本投资的相对量则迅速上升，占消费支出的比重，农村由1995年的13.63%上升至1998年的18.12%和2000年的22%，上升了4.5个百分点和8.4个百分点，城镇由16.78%上升至1998年的22.21%和2000年的28.3%，上升了5.5个百分点和11.5个百分点（见图1和图2）。
资料来源：2003年、2004年的数据来自《中国统计年鉴2005》，363页，北京，中国统计出版社，2005。其他年份的数据来自李通屏：《中国消费制度变迁研究》，152、196～197页，北京，经济科学出版社，2005。
图1农村居民人力资本投资占消费性支出的比重
资料来源：2003年、2004年的数据来自《中国统计年鉴2005》，363页，北京，中国统计出版社，2005。其他年份的数据来自李通屏：《中国消费制度变迁研究》，152、196～197页，北京，经济科学出版社，2005。
图2按现金支出计算的农村居民人力资本投资占生活消费支出的比重(%)
（四）农村居民人力资本投资表现出“虚假繁荣”
一是人力资本投资品价格总指数上升幅度快于社会消费品零售物价总指数。1995-2004年，商品零售价格指数上升了14.9%，而医疗保健类上升了31.7%，娱乐教育文化类上涨了18.8%，其中的教育类（教材和参考书、杂费和托幼费等）均为有涨无跌。二是政府对农村人力资本投入不足。1991-2000年，政府农村卫生投入比重由12.54%下降至6.59%，社会卫生投入由6.73%降至3.26%，由此导致个人医疗负担增加，农民个人直接支付的费用从80.73%上升到90.15%（李玲、陈秋霖，2006）。在教育经费中，政府投入的比例持续下降，国家财政性教育经费占全部教育经费的比例由1992年的84.05%下降到2003年的62.02%。居民人力资本投资的增加反映出医疗保健类、文化教育类价格上涨的巨大拉动和投资主体的转换。三是反映在人力资本投资的主要用途方面，从医疗保健来看，保健仅占20%，①80%的居民主要是用于看病治病，也就是说是“被动”的投资者；在文教用品及娱乐服务方面，主要是应付高涨的学杂费。1993-2003年学杂费由87.15亿元增加到1121.49亿元，增加了11.90倍，占全部教育经费的比例由8.2%上升到2003年的18.10%，上升了近10个百分点。人力资本品价格的上涨和政府投入比重的下降成了居民人力资本投资比重上升的主要原因。
四、农村居民人力资本投资对消费需求影响的实证分析
（一）居民人力资本支出的大幅度增加导致支出预期增加
由于经济社会的急剧转型、传统福利制度的解体，原来由政府或社会供给的公共物品变成了准公共物品或私人物品，政府在人力资本投资中的地位明显削弱，使得个人用于人力资本的支出急剧增加。1990-2004年，农村居民人均医疗保健支出由19元增加到130元，用于文教娱乐用品及服务的支出由31元增加到248元，分别增加6倍和7倍。同时过渡性的制度安排和渐进式的市场改革，带给人们制度的不确定性预期，担心就业机会减少和收入的下降，医疗、教育方面的改革使支出和支出预期增加。比如20世纪90年代中期试行的教育产业化，强调非义务教育阶段的收费仅是培养成本的一部分，以后要逐步提高直到承担大部分或全部费用。另一方面，教育、医疗作为特殊的消费品，几乎没有选择性。这样，本来被当作发展需求的教育和医疗保健成了事实上不得不优先满足的基本消费品（如孩子上学、生病求医），居民必须用特殊的方式——储蓄应对变化的环境，以满足不能选择的需求，由此形成极强的储蓄倾向和不断下降的消费倾向。1998年和1999年，在收入有所增加的情况下，农村居民生活消费支出连续两年下降，1990-2005年15年间增加不足3倍，而城乡居民储蓄存款由7119.8亿元增加到147054亿元，增加19.65倍。这正如预防性储蓄假说所指出的，不确定性的存在，可以强化消费者的预防性动机，采取比确定性下更为谨慎的行为，从而推迟消费、增加储蓄（臧旭恒、裴春霞，2005）。
（二）居民人力资本投资本身是对眼前利益的放弃，从而对扩大即期消费产生不利影响
本文使用的数据是1995－2005年中国28个省份的面板数据(不含重庆、四川、)，数据来源主要是国家统计年鉴及中经网提供的公开官方数据。我国大部分的基本建设支出都是属于公共基础设施投资的范畴，因此，我们用国家预算内资金的基础建设支出比例作为政府公共基础设施投资的度量。从图1可看出，平均的政府公共设施投资率基本呈上升的趋势。本文的居民消费率取自国家统计年鉴中各省份私人消费占地方GDP的比例。从图2中可看出，平均居民消费率逐年显著递减，充分体现了我国消费不足的现状。图3进一步给出了政府公共基础设施投资和居民消费率之间的关系，横轴代表居民消费率，纵轴是政府公共基础设施投资率，图中是各省份简单混合的截面数据。可以看出，这两者之间呈较不明显的负相关，若进一步控制其他宏观因素后，两者间则呈显著负相关，即提高一个省的政府公共基础设施投资比例，将会导致省内的居民消费率降低。
二、简约式计量模型和变量
(一)基本回归结果
我们首先分析政府公共基础设施率和居民消费率之间的简约式回归结果，基本回归采用双向(two－way)固定效应模型:hconsmpit=α0+α1pubinvit+βXit+vi+vt+uit(1)其中，hconsmpit是第i个省第t年居民消费率;pub-invit是第i个省第t年政府公共设施投资率;Xit是一组协变量，包括地方政府财政收入占GDP比重、地方人均GDP(万元)及其平方项、地方贸易开放度(进出口总额/GDP)、第二产业从业人员比例;vi和vt分别代表省份和年份的固定效应;uit是独立同分布的残差项;α0，α1，β是待估系数。在这里，如果政府公共基础设施投资率与居民消费率是负相关，则α1应为负。下面讨论引入的协变量。本文用地方政府财政收入占比来控制政府公共基础设施投资率对居民消费率的直接“挤出”效应，这一点可从GDP恒等式得出。C/Y+G/Y+I/Y+(X－M)/Y=1(2)其中，C/Y代表居民消费率，G/Y代表政府支出占GDP比重，I/Y代表私人投资率，(X－M)/Y代表净出口额占比。通过控制G/Y，回归方程(1)中的α1即衡量了政府公共基础设施投资率对居民消费率的间接效应。然而，地方政府财政支出很大一部分是来自中央政府的转移支付，如2008年地方政府支出总额为4．92万亿，而地方政府收入总额仅为2．86万亿，两者之差即为中央政府的转移支付。如果中央政府的转移支付更多用在非资本项目上，如社会医疗保障，那么该省的居民消费率就会提高。由于地方政府的财政收入与当地经济情况联系更紧密，因此政府收入占比所带来的“挤出”效应更明显，故在本文的基本回归中用政府收入占比代替了政府支出占比，在后面的分析中也会用政府支出占比来进行稳定性检验。加入地方人均GDP及其平方项是基于李稻葵等(2009)的结论:劳动收入份额随经济增长呈U型曲线，而劳动收入份额越高，居民消费率也越高［7］，因此地方人均GDP对地方居民消费率也应有二次项的影响。此外，由于我国出口是劳动密集型，因此，贸易开放度越高的省份所属的劳动密集型产业越多，劳动收入份额也越高，居民消费率也应越高。最后，地方第二产业从业人员比例也对该地区的居民消费率有影响:一方面，第二产业是资本密集型，其从业人员比例越多，则劳动收入份额越低;另一方面，第二产业从业人员的工资更高一些，使得劳动收入份额也会更高。在基本模型的回归中，可以验证这两种效应的大小关系。表1是本文使用的主要变量的统计描述。对于回归中可能出现的反向因果及联立性问题，其中，贸易开放度及第二产业从业人员比例这两个控制变量不太可能出现联立性问题，因为这两个变量衡量的是一个省份的经济结构，与居民消费没有太大关系。而人均GDP及政府收入这两个变量则可能受到私人消费影响而出现反向因果问题，不过这个问题并不严重:首先，正如传统消费理论的研究认为，居民收入决定居民消费，因此将收入视为先于消费决定的变量更合理些。同理，地方政府收入与地方GDP及税收联系更紧密，也是一个先验的控制变量。其次，即使这两个变量中存在与消费相关的因素，也可以被回归模型中的省份及年份的固定效应所控制。另外，由于公共基础设施投资来源于政府收入，因而公共基础设施投资率也没有严重的联立性问题。对于可能出现的遗漏变量问题，基本回归模型采用了含省份和年份的双向固定效应模型。表2给出了简约式计量回归结果。表2中第1列给出了基本计量模型(双向固定效应模型)的回归结果，所有待估系数都是统计上高度显著的。其中，政府公共基础设施投资率对居民消费率的影响为负:政府公共基础设施投资率提高1%，居民消费率将会降低0．13%，这符合我们的假设。更有趣的结论是，由于样本中平均的政府收入占GDP比例为0．066，因此政府公共基础设施投资占GDP比例提高1%，意味着政府公共基础设施投资率(占政府收入的比例)提高15．15%，那么，回归的结果表明居民消费率将会降低0．132*15．15%=2%，即居民消费占GDP的比例下降的幅度是政府投资占GDP比例的2倍。表2还显示，政府财政收入对居民消费会产生负向作用，政府收入占比每提高1%，居民消费率则下降0．465%，正如前面的分析，这一系数衡量了财政收入对消费的直接“挤出”效应，从GDP恒等式出发，回归的系数小于1，表明政府财政收入还存在其他途径来补偿居民消费，如中央转移支付等。此外，人均GDP对消费的影响呈现出了U型关系，即一次项系数为负，两次项系数为正，这符合了李稻葵等(2009)的结论。进一步，贸易开放度越高，居民消费率越高，这也符合关于我国的出口是劳动密集型的假设。虽然这一影响很微弱:贸易开放度提高1%，消费率仅提高0．036%，但由于我国的出口地是高度集中的，沿海省份几乎贡献了全国总出口额的90%。因此，贸易开放度的提高，会使沿海省份的居民消费率增加更多。最后，第二产业从业人员比例越高，则居民消费率也越高，这表明第二产业对消费的后一种效应更加显著，即第二产业有更高的工资待遇，使得居民劳动收入提高，带动了居民消费。
(二)稳定性检验
在表2的第2－4列分别采用了不同的模型来检验模型的稳定性。在第2列，将所有的解释变量滞后一期，一方面是为了减少模型可能出现的联立性问题，另一方面是考虑到政府公共基础设施投资可能会产生滞后的影响。在前面的分析中，我们假设公共基础设施投资通过改变产业结构和收入分配，从而影响消费，而这些影响都需要经过一段时间才能发生。计量回归的结果表明，滞后一期的影响与原模型基本一致。在表2的第3列，将基本模型中的政府收入占GDP比例替换为政府支出占GDP的比例，更直接的表示出对消费的直接“挤出”效应。虽然此时公共基础设施投资率的系数仍然为负，但已不显著。并且政府支出的影响小于基本模型中政府收入的影响，这表明中央政府的转移支付的确促进了地方私人消费。因此，政府收入占比是控制直接“挤出”效应更合理的变量。在前面的分析中，我们一直研究的是政府公共基础设施投资对消费产生的影响，但并未检验私人投资是否也会对消费产生影响。在表2的第4列，我们用私人投资率代替政府投资率，重新回归了原模型。结果表明，私人投资率并未对居民消费产生显著影响。因此，降低居民消费水平的投资确实是来源于政府部门，我们的基本假设是成立的。
三、结构式计量模型
我们通过回归结构式计量模型来着重研究政府公共基础设施投资是如何影响消费的。在此，本文提出一个先验的假设:政府公共基础设施投资促进了经济中更资本密集型的部门即第二产业的发展，而更庞大的第二产业部门会导致劳动收入份额减少，最终使得居民消费水平降低。我们通过以下的关联方程组来表明这一影响渠道。其中，laborshareit是第i个省第t年的劳动收入份额(劳动收入/GDP)，secondaryit是第i个省第t年的第二产业增加值占GDP比例，vi，vt分别代表省份和年份的固定效应，u为随机残差项，X为一组协变量:其中方程(3)中并未包括任何协变量，因为我们主要关心的是劳动收入份额增加会对居民消费产生的定性影响;方程(4)中包含的协变量有政府收入占比、人均GDP及贸易开放度。这里人均GDP对劳动收入份额没有U型关系，且若包含第二产业从业人员比例易产生多重共线性的问题;方程(5)中包含的协变量有政府收入占比、人均GDP、贸易开放度及私人投资率。之所以加入私人投资率，是考虑到无论是政府投资还是私人投资都会对产业结构产生影响。表3给出了SUR和3SLS回归的结果。首先，SUR的回归中，主要变量的待估系数均为高度显著。方程(5)表明，政府公共基础设施投资越多，第二产业比重越高，验证了前面的假设。并且政府公共基础设施投资对第二产业的经济影响力很大:政府投资率每增加1%，第二产业占地方GDP的比重提高0．21%。政府财政收入对第二产业产生了负向影响，原因可能是由于较高的政府财政收入要求更高的税收，因而削弱了工业部门的发展。此外，人均GDP、贸易开放度和私人投资率均对第二产业的发展有正向促进作用。在方程(4)中，第二产业比重增加对劳动收入份额产生了显著的负向作用:第二产业比重提高1%，劳动收入份额下降0．54%。而政府收入占比、人均GDP及贸易开放度均对劳动收入份额产生负向影响。方程(3)中，劳动收入份额增加1%，居民消费率增加0．64%，即劳动收入越高，居民消费也越高，这验证了白重恩等(2009)的结论。表3中3SLS的回归结果和SUR大体一致，主要变量的待估系数符号均相同。不过，方程(4)中，第二产业比重的增加对劳动收入份额的影响更大，但人均GDP和贸易开放度这两个协变量变得不显著，这可能跟方程组的三个残差项的协方差矩阵有关。
四、结论
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