一、引 言

经济新常态以来，我国经济下行压力一直较大。面对持续低迷的出口需求，提振经济的重担仍然落在了投资与消费这两驾马车上。我国政府在长期经济建设中积累了大量的投资经验，而这亦让投资成为政府拉动经济的首选。从2016年各省区的全社会固定资产投资与GDP的比值来看，有半数以上的省区在90%以上，其中有11个省区超过100%，只有广东、北京、辽宁和上海低于50%。在实施积极财政政策的背景下，2017年全国一般公共预算支出达到203 330亿元，同比增长7.7%。随着民生投入的加大，财政支出还将逐年增加。与此同时，居民消费却出现了严重的供需矛盾，即面对旺盛的消费需求，国内供给侧却无法提供相匹配的产品。这一有别于传统居民消费需求不振的现象，与财政支出之间又有着何种联系呢？考虑到我国各区域经济的差异性，探究地方政府财政支出与居民消费的内在关联，有利于我国地方政府合理规划财政支出，有利于促进居民消费结构升级，有利于加快推进供给侧结构性改革，进而推动国民经济的高质量发展。

二、文献综述

国内外学者关于财政支出对居民消费的影响进行了大量研究，但得出的结论并不完全统一，大体有以下三种代表性观点。

学校积极组织学生学习省、市党史部门和学校学者编写的《大别山风云录》《鄂豫边革命史》《鄂豫边抗日根据地》《吴焕先》等著作，开设《鄂豫皖革命根据地史》等特色课程，使学生系统了解和学习大别山红色革命文化；每年成立“德育讲师团”，整合优质师资力量在全校范围开展巡讲活动，大力宣扬大别山区革命文化传统；结合主题党团活动，开设党课、团课，开展“三下乡”等社会实践活动，将红色课程教学与课外实践教育融为一体[3]。

第一种观点认为财政支出会挤入居民消费。经济学理论一般认为，扩张性财政政策对居民消费有着正向的刺激作用(李广众，2005；胡永刚和郭新强，2012；易行健等，2013；毕玉江和裴瑱，2016)[1-4]。潘彬等(2006)采用1995-2004年的财政支出和居民消费数据进行实证研究，结果表明政府合理扩大财政支出能有效促进居民消费[5]。洪源等(2017)则进一步分析了民生财政支出对城镇居民消费的影响，结果表明民生财政支出最终会刺激居民消费[6]。官永彬和张应良(2008)以及孟奎(2012)利用财政支出和城乡居民消费数据，分别就财政支出对城镇居民消费和农村居民消费的影响进行实证分析，结果表明财政支出对居民消费有显著的促进作用，并且对城镇居民消费的作用大于农村居民[7-8]。李建强(2012)基于我国31各省市2007-2010年的面板数据建立动态随机一般随机均衡模型，也证实财政支出在整体上会促进居民消费，但不同区域的影响程度会有区别[9]。国外学者通过将政府财政支出引入动态随机一般均衡模型，从不同角度得出财政支出会挤入居民消费的结论(Linnemann和Schabert，2004；Coenen和Straub，2005；Bouakez和Rebei，2007)[10-12]。

第二种观点是财政支出会挤出居民消费。目前我国政府财政支出多以营利性为主，挤占了公共财政支出，居民又因公共支出不足而增加预防性储蓄，因而财政支出间接挤出了居民消费(徐忠等，2010)[13]。由于需求层次的提高和预期不确定性的增加，民生性财政支出对居民消费也会产生负面影响(梁媛，2017)[14]。在较长的时期，财政支出有偏性与经济结构失衡之间存在相关关系，但对居民消费具有抑制作用(王文甫等，2017)[15]。部分学者将财政支出和居民消费纳入动态随机一般均衡模型中进行实证分析，也证实财政支出会对居民消费产生一定的挤出作用(黄赜琳，2005；彭晓莲和李玉双，2013；郭长林，2016)[16-18]。申琳和马丹(2007)利用1978-2005年的数据，通过消费倾斜和资源撤出两个方面分析财政支出对居民消费的影响作用，结果表明前者促进居民消费，后者却抑制居民消费，但两者的综合作用对居民消费具有挤出作用[19]。杨智峰(2008)进一步指出这种挤出效应会因为区域和时间不同产生差异性 [20]，而严玉华和王燕武(2016)的研究结论则明确指出财政支出对居民消费在短期内具有挤入效应，在长期内具有挤出效应 [21]。

第三种观点认为不同财政支出类别对居民消费的影响不同。一般而言，政府消费性和转移性支出会促进居民消费，而投资性支出会抑制居民消费(张治觉和吴定玉，2007)[22]。武晓利和晁江锋(2014)利用DSGE模型和贝叶斯估计方法却得出了差异较大的结论，认为政府增加转移性支出、投资性支出和服务性支出在长期内能够促进居民消费，而增加政府消费性支出会挤出居民消费[23]。王玉凤和刘树林(2015)以及戴洛特和乔扬(2017)将财政支出分为生产性和消费性两大类，研究表明前者挤入居民消费，后者挤出居民消费，具体影响要看两类财政支出作用的大小比较 [24-25]。而杨翱和李长洪(2016)则认为政府消费性支出在长期内挤入居民消费，但生产性支出在长期内对居民消费的作用不明显[26]。

从已有研究来看，财政支出和居民消费之间存在密不可分的关系。但这些研究基本只考虑了财政支出和居民消费两个变量，大多时间跨度较短，且多以全国作为一个整体来进行研究。本文尝试做出以下改进：一是因变量除了财政支出之外，加入了居民可支配收入这一影响因素，确保研究的全面性；二是时间跨度为1978-2015年，充分体现改革开放以来变量之间的影响关系；三是研究对象为全国31个省区，以便寻找不同区域和省区之间的差异性。以上改进使研究结果更具说服力。

三、理论分析

财政支出对居民消费可能存在挤入和挤出两种效应。财政支出挤入居民消费，即财政支出与居民消费之间存在互补关系，当财政支出增加时，居民消费需求也会增加；财政支出挤出居民消费，即财政支出与居民消费之间存在替代关系，当财政支出增加时，居民消费需求会相应减少，而综合效应则取决于这两种力量的对比。本文通过凯恩斯理论的IS-LM模型来讨论政府增加财政支出的挤入和挤出效应。

如图1所示，假设政府财政支出的乘数效应为k，假设政府增加一笔财政支出Δg，IS曲线向右移动至IS′处，移动的距离为:

  

图1 IS-LM模型中政府增加财政支出效应

其中，lncit为居民消费，lngit为地方财政支出，lnyit为居民可支配收入，为了简单起见，本文以T、E、N、M、W分别表示全国、东部、东北部、中部和西部。在α1统计量显著的前提下，若α1大于零则意味着地方财政支出挤入居民消费，而α1小于零则意味着地方财政支出挤出居民消费；若α1统计不显著，则表明地方财政支出对居民消费没有直接影响。

(1)

国民收入本应增加的部分为y0y2，但实际上国民收入并不可能增加至y2，因为要想保证国民收入增加至y2，利率必须要保持不变，而根据货币需求公式

L=L1+L2=ky-hr

(2)

当政府的财政支出增加后，国民收入y也增加了，此时L1=ky增加，即货币的交易需求增加，而此时货币供应量不变，即LM曲线没有移动，IS′曲线与LM曲线交于E′点。所以货币的投机需求L2=-hr减少，而h不变，所以r上升，利率从r0上升至r1，因此国民收入实际上从y0增加至y1，而y1y2则为“挤出效应”。从模型来看，财政支出的增加会带来国民收入增加，但同时对私人投资和消费具有“挤出效应”。

一方面，政府的购买机关办公用品、公共项目工程等购买性支出是国民收入的重要组成部分，当政府增加该部分支出时，会使得国民收入增加，从而居民可支配收入y′增加，根据

c=a+by′

2 0 0 3年，2 4岁的梁璐从老家的报社来到北京，成为一名社会线记者。很快他也形成不少新闻人的共有气质：拼命工作又及时行乐，嫉恶如仇也风风火火。

(3)

可知，居民消费主要受可支配收入和平均消费倾向的影响，当平均消费倾向一定时，可支配收入越多，居民的消费量越大，因此财政支出增加带来的国民收入的增加在一定程度上会使得居民增加消费，刺激总需求；此外，政府的社会福利保险、贫困救济和补助等转移性支出虽然对国民收入的增减没有影响，但却能够通过改变居民的福利水平而间接影响居民消费，例如，当政府增加社会保障支出或贫困补助时，居民的收入预期看好，消费信心增强，从而会减少预防性储蓄，增加当期消费。

另一方面，当政府增加财政支出时，商品市场上购买产品和劳务的竞争会加剧，物价上涨，在货币名义供应量不变时，实际货币供应量会因物价上涨而减少，从而导致利率上升，居民更愿意增加其储蓄，其手中持有的货币用于投资和消费的部分就会减少；更特别的，当经济处于充分就业状态时，由于政府购买支出的增加会引起国民收入的增加，但同时引起的利率的上涨导致的私人投资和消费的减少抵消了全部的由于政府支出增加而导致的收入的增量，因此“完全挤出效应”就会产生，政府增加财政支出会完全挤出私人消费。

同志们，水利事业正处于新的发展阶段，规划计划部门任务繁重，责任重大，使命光荣。让我们在以胡锦涛同志为总书记的党中央领导下，深入贯彻落实科学发展观，全面落实中央的各项部署，加大工作力度，锐意改革进取，扎实做好工作，努力开创水利规划计划工作新局面，为实现水利更好更快发展作出新的更大贡献，以优异成绩迎接党的十八大胜利召开！

四、实证分析

为了比较地方财政支出对居民消费的影响在各区域之间的差异性，在此做同质化假定，即假设在各区域内部，省区之间的经济社会发展具有相似性，财政支出对居民消费的影响具有同质性。

(一)基于组内同质化假说的面板协整检验

基于前面的理论分析，将全国31个省区分为东部、中部、西部和东北部四个区域①，运用协整检验及参数估计对以上区域进行实证分析，检验各区域内地方财政支出对居民消费的影响程度。

1.数据选择与模型设计

为了研究改革开放以来全国各区域内地方财政支出对居民消费的影响作用，选取时间跨度为1978-2015年的年度数据②，选取的指标有地方财政一般预算支出、居民人均消费水平和居民人均可支配收入③。以上所有变量均为人均变量，且各人均变量均为各人均变量名义值除以居民消费价格指数(1978年为基年)之后的实际值，为了消除异方差影响，所有变量均采取对数形式。

根据以上假设，设计5个检验模型：

模型1(全国)

i=1,…,N; t=1,2,…T

模型2(东部) :

i=1,…,N; t=1,2,…T

模型3(东北部) :

i=1,…,N; t=1,2,…T

根据表2可知：地下室构件混凝土强度推定区间的上下限差值为1.6 MPa，小于5 MPa，满足按批量评定的要求，地下室检测批量推定区间的上限值为38.9 MPa，大于原设计材料强度等级C35的要求.地下室顶板裂缝并非是由于材料强度不足造成的.

3.面板协整检验

i=1,…,N; t=1,2,…T

“屌丝”，原为粗语，现今已成为青年群体中的流行语和文化现象。从对“李毅吧”粉丝的称呼到现在流行的“屌丝”涵义已经大相径庭。“屌丝”已不是原来特指的那一群出身卑微、内心充满纠结、无奈面对现实的年轻男性，而有着丰富的内涵。有的青年以自嘲的方式自称“屌丝”，将自己与“高富帅”、“白富美”作区分；有的则用来贬责他人；有的以玩笑用之……“屌丝”已变成当下在网络上、在青年群体中流行的一种时尚、一种独特的文化现象。

i=1,…,N; t=1,2,…T

EE″=kΔg

模型5(西部) :

2.平稳性检验

采取同质和异质面板单位根检验对全国和四大区域的变量序列lncit、lngit和lnyit的平稳性进行检验，其中，同质单位根检验采用包括LLC检验、Breitung检验和Hadri检验，异质单位根检验包括IPS检验和Fisher-ADF检验，检验结果见表1～表5所列。根据检验结果，可判断至少在10%的显著性水平下，所有变量均为一阶单整。

 

表1 模型1(全国)各相关变量的单位根检验结果

  

变量LLCBreitungHadriIPSFisher⁃ADFlncTit5．61(1．00)7．22(1．00)14．88(0．00)9．21(1．00)20．45(1．00)

 

续表1

  

变量LLCBreitungHadriIPSFisher⁃ADFΔlncTit-18．09(0．00)-12．70(0．00)9．71(0．00)-16．49(0．00)352．04(0．00)lngTit-3．90(0．00)4．98(1．00)16．20(0．00)1．62(0．00)37．91(0．00)ΔlngTit-14．80(0．00)-14．02(0．00)2．11(0．02)-12．42(0．00)257．09(0．00)lnyTit3．92(1．00)0．04(0．52)11．65(0．00)4．81(1．00)33．27(1．00)ΔlnyTit-15．16(0．00)-9．84(0．00)6．69(0．00)-19．45(0．00)456．63(0．00)

注：括号内的数值为相应估计系数应的p值。下同。

 

表2 模型2(东部)各相关变量的单位根检验结果

  

变量LLCBreitungHadriIPSFisher⁃ADFlncEit2．84(1．00)2．66(1．00)8．48(0．00)3．63(1．00)6．57(1．00)ΔlncEit-10．25(0．00)-6．84(0．00)1．24(0．11)-9．68(0．00)117．89(0．00)lngEit-1．83(0．03)2．66(1．00)9．15(0．00)1．02(0．85)11．65(0．93)ΔlngEit-9．51(0．00)-9．47(0．00)1．42(0．08)-8．10(0．00)94．97(0．00)lnyEit1．28(0．90)-1．12(0．13)5．91(0．00)0．51(0．69)16．55(0．68)ΔlnyEit-10．94(0．00)-5．98(0．00)2．78(0．00)-11．01(0．00)149．51(0．00)

 

表3 模型3(东北部)各相关变量的单位根检验结果

  

变量LLCBreitungHadriIPSFisher⁃ADFlncNit1．67(0．95)2．83(1．00)4．60(0．00)1．71(0．96)8．88(0．18)ΔlncNit-4．10(0．00)-3．61(0．00)11．67(0．00)-5．08(0．00)33．16(0．00)lngNit-0．90(0．18)2．25(0．99)4．97(0．00)0．45(0．67)3．89(0．69)ΔlngNit-4．01(0．00)-4．10(0．00)0．55(0．29)-4．66(0．00)30．05(0．00)lnyNit0．69(0．75)0．73(0．77)4．51(0．00)1．12(0．87)3．41(0．76)ΔlnyNit0．16(0．56)-1．73(0．04)2．51(0．01)-5．00(0．00)34．33(0．00)

 

表4 模型4(中部)各相关变量的单位根检验结果

  

变量LLCBreitungHadriIPSFisher-ADFlncMit2．21(0．99)1．46(0．93)6．29(0．00)4．56(1．00)1．17(1．00)ΔlncMit-7．62(0．00)-5．93(0．00)3．00(0．00)-6．76(0．00)62．48(0．00)lngMit-3．15(0．00)1．67(0．95)7．24(0．00)-0．58(0．28)13．56(0．33)ΔlngMit-5．48(0．00)-6．64(0．00)0．63(0．27)-4．51(0．00)39．99(0．00)lnyMit3．19(1．00)1．16(0．88)5．53(0．00)4．04(1．00)1．00(1．00)ΔlnyMit-3．10(0．00)-3．92(0．00)3．38(0．00)-10．05(0．00)110．91(0．00)

 

表5 模型5(西部)各相关变量的单位根检验结果

  

变量LLCBreitungHadriIPSFisher⁃ADFlncWit4．02(1．00)6．63(1．00)9．39(0．00)7．47(1．00)3．84(1．00)ΔlncWit-12．28(0．00)-8．17(0．00)5．39(0．00)-10．34(0．00)138．50(0．00)lngWit-1．78(0．04)3．32(1．00)10．06(0．00)1．91(0．97)8．81(1．00)ΔlngWit-9．24(0．00)-7．66(0．00)1．39(0．08)-7．07(0．00)92．07(0．00)lnyWit2．53(0．99)1．00(0．84)6．88(0．00)3．90(1．00)12．31(0．98)ΔlnyWit-12．37(0．00)-6．73(0．00)4．26(0．00)-11．59(0．00)161．88(0．00)

模型4(中部) :

对全国以及四大区域的变量lncit、lngit和lnyit进行联合组内维度检验和组间维度检验，结果选择加权统计量，见表6所列。

发酵温度对酸奶的微观结构和物理特性均产生影响，在高温下形成的凝胶，凝胶较弱，网络比较粗糙；在低温下发酵的凝胶形成过程中，蛋白质的聚集现象发生的比较缓慢，凝乳不完全[11]。。

 

表6 地方财政支出与居民消费的面板协整检验

  

统计量全国东部中部西部东北部组内面板Panelv1．65(0．05)0．79(0．21)-0．89(0．81)3．52(0．00)0．57(0．29)Panelrho-0．97(0．17)-0．34(0．37)-0．79(0．21)0．23(0．59)-1．16(0．12)Panelpp-4．62(0．00)-1．13(0．13)-3．28(0．00)-1．61(0．05)-4．26(0．00)Paneladf-7．69(0．00)-1．29(0．10)-4．85(0．00)-4．35(0．01)-5．31(0．00)组间面板Grouprho1．08(0．86)0．47(0．68)0．27(0．61)1．31(0．91)-0．41(0．34)Grouppp-4．98(0．00)-0．83(0．20)-4．07(0．00)-1．74(0．04)-5．25(0．00)Groupadf-5．95(0．00)-1．68(0．05)-3．57(0．00)-3．30(0．00)-4．41(0．00)

注：括号内的数值为相应估计系数应的p值。

根据具有主要参考价值的Panel adf和Group adf的检验结果显示，全国和四大区域均通过Pedroni协整检验。这可以大致表明，在各区域内，地方财政支出、居民消费以及居民可支配收入之间存在长期的均衡关系。

4.面板协整参数估计

基于前文检验得出的地方财政支出、居民消费以及居民可支配收入之间存在的长期均衡关系，分别采取Fmols和Dols估计对各区域进行面板协整参数估计，结果见表7所列。

(2)财政支出结构差异是造成各区域挤入效应不同的关键原因。从已有研究中可以得知经济建设和文教科卫支出会挤入居民消费，而行政支出会挤出居民消费。东部地区的行政管理费用支出基本保持稳步增长趋势，因此地方财政支出对居民消费的挤入效应和挤出效应相抵消的部分较大，导致挤入效应不显著。而中部、东北部和西部的经济建设和文教科卫支出保持逐年增长，相比之下行政管理费用没有出现显著增长甚至有下降趋势，挤出效应对挤入效应的抵消力度较弱，因此地方财政支出对居民消费的挤入效应较强。

 

表7 地方财政支出与居民消费的面板协整参数估计

  

统计量全国东部中部西部东北部FMOLSDOLSFMOLSDOLSFMOLSDOLSFMOLSDOLSFMOLSDOLSlngit0．34∗∗∗[3．27]0．25∗∗∗[7．45]0．19[0．56]-0．10[-1．18]0．08∗[1．71]0．11∗∗∗[3．62]0．47∗∗∗[4．68]0．43∗∗∗[8．86]0．21∗∗[2．00]0．02[0．18]lnyit0．44∗∗∗[2．94]0．64∗∗∗[12．79]0．53[1．20]1．18∗∗∗[9．71]0．85∗∗∗[13．28]0．80∗∗∗[17．56]0．27∗[1．73]0．36∗∗∗[4．74]0．65∗∗∗[4．30]0．92∗∗∗[4．14]

注：括号内为参数估计t统计量；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，系数右上角未出现星号表示未通过协整检验；当结果出现较大误差时，以fmols估计为准。

5.地方财政支出对居民消费的挤入效应存在区域差异化的原因

贷款技术再造的目标在于降低业务成本和贷款风险,追求普惠金融财务的可持续发展。本文借鉴孟加拉国格莱珉银行与印尼BRI银行的小额信贷贷款技术再造的经验,指出普惠金融机构可以通过创新风险评估技术、建立风险分散化的贷款发放机制、贷款业务流程再造、建立客户主动还款的激励与惩罚机制等手段实施普惠金融贷款技术再造。并提出普惠金融机构应通过敦促农村金融机构突破原有的思维定式、加强专业的微贷技术培训、对信贷员实行正负双向激励等一系列措施来保证贷款技术再造的实现,促进普惠金融的可持续发展。

从同质性面板协整检验可以分析得出，财政支出对居民消费的挤入效应在各区域内存在差异，从强到弱分别为西部、东北部、中部、东部，与区域间经济发展水平的高低大致呈反向关系，在此用以下几个因素来解释这一差异化的存在。

G组患儿的治疗有效率为95.74%，D组患儿的治疗有效率为87.23%，G组明显高于D组，且两组相比，差异有统计学意义（P＜0.05）。见表2。

#4 ("hydrotherapy*"[Title/Abstract]) OR("immersion*"[Title/Abstract]) OR ("alternate*"[Title/Abstract]) OR ("contrast water therap*"[Title/Abstract]) OR ("water therap*"[Title/Abstract]) OR ("contrast bath*"[Title/Abstract]) OR ("contrast"[Title/Abstract])

(1)经济发展水平差异是造成各区域挤入效应不同的根本原因。地方财政支出对居民消费的挤入效应在东部表现的最不明显，在西部效果最显著。东部地区是全国经济发展水平最高的区域，其经济增长的自主机制比较完善，居民的人均可支配收入和消费水平都相对较高，消费模式也相对成熟，不会因为其他外在因素而导致消费水平发生较大变化。因而东部地区财政支出对居民消费的促进作用并不明显，反而可能因为财政支出的增加而对现存的经济增长模式造成扭曲，从而对居民的消费和投资产生挤出效应。西部地区经济发展水平较低，经济发展模式还不够完善，经济增长较多依赖于政府购买支出和转移支付，居民的消费模式还不够成熟，受其他因素影响较大。因此，当西部地区增加财政支出时，在一定程度上会促进居民消费需求的增加。

从表7中可以看出，除了东部地区参数估计结果不显著以外，其他区域的估计结果均未出现较大偏差，可得出以下两点结论：一是各区域地方财政支出对居民消费均表现出了挤入效应，即地方财政支出的增加对促进居民消费具有正向的积极作用；二是各区域地方财政支出对居民消费的挤入效应有差异，西部地区与其他区域相比挤入效应相对较强，高于全国平均水平，中部地区挤入效应最弱，东北部地区次之。

(3)消费观念不同是造成各区域挤入效应不同的重要原因。东部地区居民的受教育程度和整体素质相对较高，居民在其生命周期内对自己收入和消费有一个合理的配置，对政府财政支出具有清醒的判断力，消费思维比较理性，不会因为政府增加财政支出而盲目增加自己的消费支出，因此当地方财政支出增加时，居民消费不会有显著的增加。而西部等经济发展水平相对较弱的区域，居民的消费观念还不够成熟，因此居民对政府财政支出的变动比较敏感，一旦政府支出增加带来其可支配收入的增加，居民就会增加其消费支出，因此挤入效应相对显著。

值得注意的是，在我们的例子里提及的二元真值函数是只有两个输出状态、四个输入状态的离散函数。对于这样的函数，当我们把Σ看作一个输入时，通过设定恰当的b值，可以实现其大多数实例。例如设b=-1，则我们得到永假的真值函数。但并不是全部16个真值函数都能通过调整偏移量得到。例如，要表达异或运算，就必须对激活函数本身进行修改，这个问题实际上涉及到线性分类问题，在此不展开谈。我们只需要了解激活函数本身也是可以进行修改的。具体来说，激活函数主要分为线性的和非线性的，例如sigmoid函数(字面就是S形函数)的一种：

(二)基于省区异质化假说的分省协整检验

基于以上同质化假说的面板协整检验，放松同质化假定，假设四大区域内各省区之间的地方财政支出对居民消费的影响是有差异的。对全国31个省区进行Johansen协整检验并进行参数估计。结果见表8所列。

 

表8 各省区地方财政支出与居民消费的面板协整参数估计

  

省份lngit的系数lnyit的系数是否具有协整关系北京-0．08∗∗∗1．01∗∗∗是福建0．04∗0．85∗∗∗是广东0．12∗∗∗0．80∗∗∗是海南-0．29∗∗∗1．30∗∗∗是河北0．16∗∗∗0．68∗∗∗是江苏0．21∗∗∗0．68∗∗∗是山东0．24∗∗∗0．67∗∗∗是上海0．21∗∗∗0．71∗∗∗是天津0．26∗∗∗0．61∗∗∗是浙江-0．51∗∗∗2．21∗∗∗是甘肃-0．22∗∗∗0．60∗∗∗是广西0．44∗∗∗0．40∗∗∗是贵州0．47∗∗∗0．32∗∗∗是内蒙古0．35∗∗∗0．44∗∗∗是宁夏0．21∗∗∗0．66∗∗∗是青海0．18∗∗∗0．58∗∗∗是陕西0．37∗∗∗0．41∗∗∗是四川0．020．88∗∗∗否西藏0．730．35否新疆0．14∗∗∗0．75∗∗∗是云南0．55∗∗∗0．22∗∗是重庆0．16∗∗∗0．72∗∗∗是安徽0．05∗0．82∗∗∗是

 

续表8

  

省份lngit的系数lnyit的系数是否具有协整关系河南0．13∗∗∗0．81∗∗∗是湖北0．09∗∗∗0．83∗∗∗是湖南0．16∗∗∗0．70∗∗∗是江西0．18∗∗∗0．67∗∗∗是山西0．21∗∗∗0．63∗∗∗是黑龙江0．30∗∗∗0．42∗∗∗是吉林0．370．45否辽宁0．030．90∗∗∗否

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，系数右上角未出现星号表示未通过协整检验。

1.各区域地方财政支出对居民消费影响程度比较

57 Value of pulmonary ventilation score in evaluating extravascular lung water of patients with acute respiratory distress syndrome

从表8可以看出，各省区地方财政支出对居民消费的影响与表7的协整系数大致保持一致，具有较大差异。根据影响系数的不同，定义不存在协整关系的影响程度为无，影响系数在[-∞,0.00]的为极低，在(0.00,0.10]范围为低，在(0.10,0.20]范围为中低，在(0.20,0.25]范围为中高，在(0.25,0.40]范围为高，在(0.40,0.60]范围为极高。对全国31个省区进行分类，结果见表9所列。

 

表9 各省区地方财政支出对居民消费影响程度区域划分

  

区域影响程度无极低低中低中高高极高东部北京、海南、浙江福建广东、河北江苏、山东、上海天津中部安徽、湖北河南、湖南、江西陕西西部四川、西藏甘肃青海、新疆、重庆宁夏内蒙古、陕西广西、贵州、云南东北部吉林、辽宁黑龙江

从纵向看，地方财政支出对居民消费的影响程度高或极高的省区大多集中在西部地区，频数为6，东部和东北部频数分别为1；影响程度为中高或中低的省区在东、中、西部分布比较均匀，频数分别为5、4和4；影响程度为低和极低的省区主要集中在东部地区，频数为4，中部和西部的频数分别为2和1；而四川、西藏、吉林和辽宁由于数据不全等原因导致地方财政支出对居民消费的影响不显著。

从横向看，经济发展水平较低的区域地方财政支出对居民消费的影响程度普遍高于经济水平发展较高的区域，西部区域的省区除了四川、西藏和甘肃外，其余均分布在影响程度高和中的范围；中部区域除了安徽和湖北之外，其余省区均分布在影响程度为中的范围；东北部区域则出现了两极分化，吉林和辽宁省财政支出对居民消费的影响不显著，而黑龙江省的影响程度较高；东部地区除了天津市的地方财政支出对居民消费的影响程度较高之外，其他地区的影响程度处于中和低的范围。

2.地方财政支出对居民消费的挤入效应呈现省区差异化的原因

水治理中政府与市场不是相互排斥，而是互为补充的关系。以水权市场的发展为例，市场机制可以在水权再分配方面发挥重要作用，但是这离不开政府主导下的水权初始分配，也离不开政府为水权分配提供的一系列实施保障制度。只有当政府与市场发挥各自的比较优势，各司其职，互补协作，才有助于实现更高水平的水治理。世界银行在总结美洲水市场经验的基础上有如下结论：尽管利用市场再分配水以满足变化的需求，是水管理的一种重要的工具，但只是这个过程中的工具之一；它不能替代教育、公众信息、水文信息库、水权的行政和执行能力、有力的法律和制度框架；当得到所有这些方面支持的时候，市场过程才有助于水资源得到最高和最有价值的利用。

(1)财政支出效率不同可能是造成各省区挤入效应不同的决定性因素。从各省区的情况来看，同一区域内的各省区地方财政支出对居民消费支出的挤入效应也有较大差异，例如东北地区的吉林和辽宁挤入效应不显著，而黑龙江地区的挤入效应较高，再如，西部地区的四川、西藏和甘肃挤入效应不显著或极低，而广西、贵州和云南的挤入效应极高，同一区域的各省区出现这种差异可能是因为各个省区的财政支出效率不同，导致各省区地方财政支出对居民消费的影响程度具有差异性，当然，这一因素的影响有待进一步的考证。

采用EpiData3.1软件建立数据库并进行数据录入。采用SPSS 22.0软件进行统计学分析。定量资料组间比较采用单因素方差分析，定性资料组间比较采用χ2 检验，以 P< 0.05为差异有统计学意义。

(2)城市辐射效应不同是造成各省区挤入效应不同的重要因素。各省区的城市辐射效应不同也可能导致挤入效应出现差别，以东部地区为例，北京、海南和浙江等省区地方财政支出对居民消费的挤入效应极低，而江苏、上海、山东和天津等省区的挤入效应较高。北京作为全国的政治中心，享有得天独厚的政治资源优势，周边城市的优质资源都被其吸引过去，因而北京市的居民消费几乎不受地方财政支出的影响，挤入效应极低，而河北省和天津市的挤入效应则处于中和高的程度。上海作为全国的经济中心，其经济发展对周边城市有较强的辐射效应，但是对浙江和江苏的辐射效应有所不同，导致浙江的挤入效应极低，而江苏的挤入效应较高。

五、结论与对策建议

通过对全国31个省区的同质性和异质性面板协整检验，可得出两点结论：一是全国各区域内地方财政支出对居民消费基本呈现挤入效应，挤出效应不显著；二是各区域以及各省区的挤入效应有所差异。有鉴于此，本文提出以下四点建议：

(1)提高落后地区经济发展水平，缩小各区域发展差距。不断提高中、西和东北部地区的经济发展水平，缩小其与东部区域的发展差距，增强其经济自主发展能力。促使各区域国民收入的增加更多来自经济自主发展所创造的价值，而不是高度依赖于政府的财政支出。这将有利于区域内居民形成相对固定的消费模式和相对理性的消费观念，降低居民消费对地方财政支出的敏感度，从而降低因财政支出减少而对居民消费产生的负面效应。

(2)财政支出要因地制宜，提高财政支出效率。四大区域间及各省区间的地方财政支出对居民消费的挤入效应存在差异性，因而地方政府财政支出要充分考虑自身的实际情况，因地制宜，对症下药。只有根据当地居民消费的实际需求调整财政支出，才能充分发挥财政支出对经济发展和居民消费的促进作用。同时，中央政府在制定考核评价体系时，要根据各区域和各省区的资源禀赋和发展能力制定不同的评价标准，提高考核的权威性和有效性[27]。

(3)加快供给侧结构性改革，优化财政支出结构。加快供给侧结构性改革，将财政资金投入到真正需要的地区或行业，避免造成不必要的产能过剩。此外，由于地方财政支出的类别不同对居民消费的影响也不同，因此地方政府应不断优化财政支出结构，适度控制行政管理费用支出的规模，加大对科教文卫的投入，以有效促进居民消费升级。

(4)加强区域间经济合作，促进各省区协调发展。从异质性面板协整的实证分析可知，某个城市的辐射效应对周边城市有较大影响。因此要进一步促进区域间经济合作。经济发展水平高的区域要带动水平较低的区域，发展能力强的城市要带动发展能力较弱的城市，促进各区域和各省区协调发展。

注 释：

① 东部包括北京、福建、广东、海南、河北、江苏、山东、上海、天津、浙江10个省区；中部包括安徽、河南、湖北、湖南、江西、山西留个省区；西部包括甘肃、广西、贵州、内蒙古、宁夏、青海、陕西、四川、西藏、新疆、云南、重庆12个省区；东北部包括黑龙江、吉林、辽宁3个省区。

② 数据来源于国家统计局和各省区统计年鉴、《新中国六十年统计资料汇编》、中国经济社会发展统计数据库、中国统计应用支持系统、中国统计年鉴服务系统等。

③ 人均可支配收入=(城镇家庭人均可支配收入×城镇人口+农村家庭人均纯收入×农村人口)总人口。

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