梁紅梅， 趙宏寶, 張百婷， 李新新

(西北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 甘肅 蘭州 730070)

目前國內(nèi)外文獻(xiàn)關(guān)于財(cái)政支出(結(jié)構(gòu))對居民消費(fèi)影響的研究大致分為如下兩類：①從財(cái)政支出(結(jié)構(gòu))整體角度研究。王艷等[1]從邊際消費(fèi)傾向論證出財(cái)產(chǎn)性收入的提高會促進(jìn)農(nóng)村居民生產(chǎn)型消費(fèi)支出，財(cái)政支出通過影響居民家庭經(jīng)營收入進(jìn)而改變消費(fèi)支出。孔婷婷等[2]也得出政府消費(fèi)支出對居民消費(fèi)具有一定的引致效應(yīng)。胡永剛等[3]在DSGE模型中引入以產(chǎn)出和通貨膨脹為反映變量的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，通過季度數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出在所取樣本期內(nèi)對產(chǎn)出有明顯的反饋，并且財(cái)政支出當(dāng)期及預(yù)期擴(kuò)張會導(dǎo)致居民消費(fèi)增加。馮炳純[4]、汪勇等[5]運(yùn)用2003—2012年季度數(shù)據(jù)通過SVAR模型實(shí)證分析了財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，結(jié)果表明，財(cái)政支出對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民各項(xiàng)消費(fèi)支出均具有較大影響，且表現(xiàn)為長期“擠入”效應(yīng)。②從財(cái)政支出(結(jié)構(gòu))細(xì)分角度研究。武曉利等[6]將財(cái)政支出結(jié)構(gòu)分為消費(fèi)性支出、轉(zhuǎn)移支出、投資性支出和服務(wù)型支出，利用貝葉斯估計(jì)方法研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)性支出長期內(nèi)對居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)，而轉(zhuǎn)移支出、投資性支出和服務(wù)型支出對居民消費(fèi)存在擠入效應(yīng)，長期來看消費(fèi)率的促進(jìn)作用并不完全相同。王玉鳳等[7]在生產(chǎn)函數(shù)和居民消費(fèi)函數(shù)中加入生產(chǎn)性財(cái)政支出和消費(fèi)性財(cái)政支出，通過動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型分析發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性財(cái)政支出和消費(fèi)性財(cái)政支出對居民消費(fèi)并不存在固定的擠出擠入效應(yīng)，其效應(yīng)取決于兩類財(cái)政支出沖擊作用的相對大小。吳強(qiáng)等[8]利用2007—2014年31個(gè)省的面板數(shù)據(jù)，將財(cái)政支出分類后進(jìn)行計(jì)量分析，結(jié)果表明，教育財(cái)政支出、科研財(cái)政支出、文化財(cái)政支出、醫(yī)療及社保就業(yè)財(cái)政支出內(nèi)部之間存在不同的擠入擠出效應(yīng)，但對居民消費(fèi)的影響方向大致相同。

國內(nèi)外研究豐富和發(fā)展了財(cái)政支出(結(jié)構(gòu))與居民消費(fèi)之間的理論，為后續(xù)研究提供了強(qiáng)有力的支撐，但仍存在一定的爭議。就國內(nèi)的財(cái)政支出(結(jié)構(gòu))細(xì)分角度而言，很少有學(xué)者直接研究國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系。此外，大多數(shù)學(xué)者僅研究財(cái)政支出(結(jié)構(gòu))與居民消費(fèi)的關(guān)系，而忽略了居民收入結(jié)構(gòu)的影響，且大多都從靜態(tài)角度進(jìn)行分析。因此，本文采用Sims-VAR模型，試圖從財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、居民收入結(jié)構(gòu)研究與居民消費(fèi)之間的動態(tài)關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，2014年及以后，三者之間存在顯著均衡的協(xié)整關(guān)系，且國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出的提升、人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入對居民消費(fèi)具有長期促進(jìn)作用。

1 數(shù)據(jù)選擇、處理與理論模型

1.1 原始數(shù)據(jù)的選擇與處理

本文實(shí)證研究數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及中華人民共和國財(cái)政部官網(wǎng)。其中，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)按照王志剛[9]的方法，用財(cái)政一般公共服務(wù)支出與國家財(cái)政支出的比值來衡量，以fi表示。財(cái)政一般公共服務(wù)支出是指政府提供基本公共管理與服務(wù)的支出，包括人大事務(wù)、政協(xié)事務(wù)、政府辦公廳(室)及相關(guān)機(jī)構(gòu)事務(wù)、發(fā)展與改革事務(wù)、統(tǒng)計(jì)信息事務(wù)、財(cái)政事務(wù)、稅收事務(wù)、審計(jì)事務(wù)等。其包含范圍廣，在公共財(cái)政支出中占比大，主要用于保障機(jī)關(guān)事業(yè)單位正常運(yùn)轉(zhuǎn)，支持各機(jī)關(guān)單位履行職能，保障各機(jī)關(guān)部門的項(xiàng)目支出需要，以及支持地方落實(shí)自主擇業(yè)軍轉(zhuǎn)干部退役金等。國家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)中，居民收入分為人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入、人均財(cái)產(chǎn)凈收入和人均轉(zhuǎn)移凈收入，本文選用人均工資性收入和人均經(jīng)營凈收入作為居民收入結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)，一方面參照其他學(xué)者的研究，人均財(cái)產(chǎn)凈收入和人均轉(zhuǎn)移凈收入在收入中所占比重較低，另一方面，居民轉(zhuǎn)移凈收入由轉(zhuǎn)移性收入(離退休金、價(jià)格補(bǔ)貼、贈送收入等)減去轉(zhuǎn)移性支出構(gòu)成，政府或有關(guān)部門通過這種補(bǔ)貼，間接地提高了居民工資性收入。居民財(cái)產(chǎn)凈收入等于財(cái)產(chǎn)收入(房屋出租、銀行存款利息、車輛出租等)減去人工成本、所得稅等，這部分收入類似于經(jīng)營凈收入，為剔除規(guī)模效應(yīng)影響，選用人均工資性收入和人均經(jīng)營凈收入較為合理，分別用pw、pb表示。其中，經(jīng)營凈收入是經(jīng)營收入與經(jīng)營費(fèi)用、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊的差值，表示居民從事生產(chǎn)經(jīng)營活動所獲得的凈收入。按照方福前等[10]的方法，以居民消費(fèi)水平狀況代替居民消費(fèi)，并用pc表示。各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

以上數(shù)據(jù)均由官方資料整理所得，數(shù)據(jù)具有一定的真實(shí)性、完整性及一致性。對上述數(shù)據(jù)個(gè)別缺失值采用計(jì)量軟件進(jìn)行相應(yīng)預(yù)測并予以填充，其中財(cái)政支出結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)計(jì)算結(jié)果保留小數(shù)點(diǎn)后四位。為防止出現(xiàn)“偽回歸”等現(xiàn)象和便于下文實(shí)證研究分析，對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化及差分處理。

1.2 Sims-VAR理論模型

Sims-VAR(Vector Autoregressive)即向量自回歸模型，它是指系統(tǒng)內(nèi)每個(gè)方程有相同的等號右側(cè)變量，而這些右側(cè)變量包含所有內(nèi)生變量的滯后值，一般表達(dá)式為：

(1)

其中，yt=(yt1,yt2,yt3,…,ytk)T(k﹥t﹥0)為k×1列被解釋變量，即內(nèi)生變量；yt-1,yt-2,yt-3,…,yt-k為yt的滯后期；c=(c1,c2,c3,…,ck)T為k×1列常系數(shù)向量；φ1,φ2,φ3,…,φk為內(nèi)生變量系數(shù)矩陣；φ為外生變量待估系數(shù)矩陣；xt=(xt1,xt2,xt3,…,xtp)T為p×1列外生變量；εt=(εt1,εt2,εt3,…,εtk)T為殘差項(xiàng)。

由于本文重點(diǎn)研究的是財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、收入結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)之間的動態(tài)關(guān)系，不涉及外生變量問題，故式(1)可化簡為：

yt=c+φ1yt-1+φ2yt-2+…+φkyt-k+εt

(2)

其中,假設(shè)殘差εt服從獨(dú)立同分布白噪聲過程，即E(εt)=0，E(εtεj)=0(t≠j)。由此，本文選擇內(nèi)生變量滯后期為k，建立VAR(k),最終表達(dá)式為：

(3)

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

圖1為各變量從2004年至2018年的基本走勢圖，觀測到每個(gè)時(shí)間序列隨時(shí)間變化都有一個(gè)波動上升的趨勢，其中居民消費(fèi)水平與工資性收入的漲跌幅大致相同，故猜測兩者之間可能存在協(xié)整關(guān)系。為此，將各指標(biāo)變量處理成對數(shù)一階差分形式后進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))，其變量名稱分別用財(cái)政支出結(jié)構(gòu)(DLfi)、人均工資性收入(DLpw)、人均經(jīng)營凈收入(DLpb)、居民消費(fèi)水平(DLpc)表示，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

圖1 各變量原始序列走勢圖

表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

上述ADF單位根檢驗(yàn)是在AIC準(zhǔn)則和SIC準(zhǔn)則下經(jīng)過反復(fù)選擇，并考慮了R2的值，以帶有趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)的差分形式，選擇滯后期k=3作出的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

其中，Dyt表示對原序列進(jìn)行差分；α表示序列的截距；t表示序列的時(shí)間；βt表示隨時(shí)間變化的趨勢項(xiàng)；δ表示各滯后期的系數(shù)值；λj表示yt-j差分項(xiàng)的系數(shù)；yt-j(j=1,2,3,…,p)為yt的滯后期項(xiàng)；εt為殘差項(xiàng)。

由表2可知，原序列居民消費(fèi)水平(pc)、財(cái)政支出結(jié)構(gòu)(fi)、人均工資性收入(pw)、人均經(jīng)營凈收入(pb)在5%的臨界值水平下均為非平穩(wěn)，對應(yīng)序列取對數(shù)后的一階差分序列均在5%的臨界值水平下平穩(wěn)。PP檢驗(yàn)結(jié)果與ADF檢驗(yàn)結(jié)果一致，四個(gè)序列均為單整I(1)過程。

2.2 模型估計(jì)

在進(jìn)行VAR模型估計(jì)時(shí)，經(jīng)過反復(fù)測試，將最優(yōu)滯后期k選為2，模型估計(jì)結(jié)果如式(4)，除Lpct的R2為0.879外，其他各參數(shù)的R2均大于0.93，模型估計(jì)效果較好。此外，Lfi(-1)、Lpw(-1)、Lpb(-1)均與當(dāng)期居民消費(fèi)呈現(xiàn)非正相關(guān)，這可能是由財(cái)政支出結(jié)構(gòu)政策的時(shí)滯性與中國居民高儲蓄率等因素導(dǎo)致的，符合我國當(dāng)下實(shí)際國情；Lfi(-2)、Lpw(-2)、Lpb(-2)均與當(dāng)期居民消費(fèi)呈現(xiàn)正相關(guān)，且相關(guān)性都比較大，分別達(dá)到1.23、0.88、1.60，這說明第二期預(yù)期的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入能有效促進(jìn)居民消費(fèi)；而Lpc(-1)與當(dāng)期的居民消費(fèi)呈正相關(guān)，其相關(guān)系數(shù)為1.84，這說明預(yù)計(jì)下一期消費(fèi)是構(gòu)成當(dāng)期居民消費(fèi)的最主要因素。

(4)

2.3 協(xié)整關(guān)系和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

上述VAR模型估計(jì)式(4)說明了短期財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入與居民消費(fèi)之間的關(guān)系。從長期來看，四者之間是否存在同樣的關(guān)系？為此，先對VAR模型的估計(jì)式作穩(wěn)健性檢驗(yàn)，如圖2所示，所有根的倒數(shù)的絕對值均小于1(︱1/z︱<1),即全部根在單位圓內(nèi),這表明模型是穩(wěn)定的。

圖2 VAR單位根檢驗(yàn)

對于協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，通常有兩種方法：①EG(Engle-Granger)兩步檢驗(yàn)；②Johansen檢驗(yàn)。吳強(qiáng)等[11]EG兩步法通常用于檢驗(yàn)兩變量之間的協(xié)整關(guān)系，而在多變量之間常采用Johansen檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的臨界值水平下，跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)與最大特征值檢驗(yàn)均顯示財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入與居民消費(fèi)之間存在長期均衡的關(guān)系，且這種長期關(guān)系在2014年經(jīng)濟(jì)新常態(tài)及以后尤為顯著。具體協(xié)整關(guān)系式為：

Lpc=3.374+0.661 2×Lfi+

0.728 5×Lpw+0.543 9×Lpb

(5)

在確定協(xié)整關(guān)系式時(shí)，考慮到自相關(guān)問題，孫趙勇等[12]根據(jù)最優(yōu)滯后期選擇，在方程中添加了AR(1)、AR(2)，方程估計(jì)參數(shù)系數(shù)值均有效顯著，R2為0.949 7，調(diào)整的R2也達(dá)0.924 6，DW值為2.390，其殘差項(xiàng)也平穩(wěn)。

長期來看，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)變動每增加1%(國家財(cái)政支出中財(cái)政一般公共服務(wù)支出占比增加1%)，居民消費(fèi)水平變動將增加66.12%；人均工資性收入變動每增加1%，居民消費(fèi)水平變動將增加72.85%；人均經(jīng)營凈收入變動每增加1%，居民消費(fèi)水平變動將增加54.39%，在三個(gè)因素中人均工資性收入對居民消費(fèi)的推動作用最大。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

上述協(xié)整關(guān)系式只能表明財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入與居民消費(fèi)之間存在長期均衡的關(guān)系，但這種關(guān)系是否具有因果性，需要進(jìn)一步考察。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)假定Lpc和Lfi、Lpw、Lpb每個(gè)變量的預(yù)測信息全部包括在這些變量的時(shí)間序列中，如若檢驗(yàn)Lpc與Lfi之間的因果性，則需要估計(jì)如下兩個(gè)方程：

(6)

(7)

其中，αi、λi和βj、δj分別表示Lfit-i和Lpct-j(0

(8)

其中，n為樣本容量；q是Lpc的滯后項(xiàng)個(gè)數(shù)。若在給定的α顯著性水平下，計(jì)算的F?Fα,則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為Lpc是Lfi的Granger原因。

按照式(6)、(7)、(8)，對各變量間的Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由相伴概率知，在5%的顯著性水平下，拒絕“財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入不是居民消費(fèi)的格蘭杰原因”，而不能拒絕“居民消費(fèi)不是財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入的格蘭杰原因”，這說明財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入是居民消費(fèi)的單向格蘭杰原因，而不是相反的，即提高國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出比重、人均工資性收入和人均經(jīng)營凈收入能有效促進(jìn)居民消費(fèi)水平。與此同時(shí)，在5%的顯著性水平下，拒絕“財(cái)政支出結(jié)構(gòu)不是人均工資性收入和人均經(jīng)營凈收入的格蘭杰原因”，而不能拒絕“人均經(jīng)營凈收入和人均工資性收入不是財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因”，這說明國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出比重提高能帶動人均經(jīng)營凈收入和人均工資性收入上升，其原因可能是政府對公共服務(wù)的支出能夠有效促進(jìn)居民工作的積極性，對紀(jì)檢監(jiān)察事務(wù)、政協(xié)事務(wù)等其他事務(wù)的投入能更好地保障機(jī)關(guān)事業(yè)單位高效運(yùn)轉(zhuǎn),規(guī)范工商業(yè)經(jīng)營過程。

2.4 廣義脈沖效應(yīng)函數(shù)

脈沖效應(yīng)函數(shù)跟蹤的是某一個(gè)干擾的一次沖擊對系統(tǒng)內(nèi)部其他所有內(nèi)生變量當(dāng)期和未來各期的影響，對未來的沖擊往往具有隨機(jī)性，且對系統(tǒng)內(nèi)部其他變量的沖擊與其變量順序無關(guān)，它能更好地反映變量之間的動態(tài)沖擊關(guān)系，包括傳統(tǒng)方法下的脈沖效應(yīng)函數(shù)和廣義方法下的脈沖效應(yīng)函數(shù)[13,14]。廣義方法下的脈沖效應(yīng)函數(shù)考慮了干擾間的相關(guān)性，能更好地實(shí)現(xiàn)這一沖擊過程，在t時(shí)刻給Lpc一個(gè)確定的沖擊強(qiáng)度q，則第0期廣義脈沖效應(yīng)為：

I0(0|qi,∏t-i)=vi/qi

其他各期廣義脈沖效應(yīng)為：

I0(0|qi,∏t-i)=E(Lpct+n|eti=qi,∏t-i)-

E(Lpct+n|∏t-i)

(9)

其中，I0表示廣義脈沖效應(yīng)；∏t-i為t-i(t

圖3 Lpc對Lpc的響應(yīng)

圖4 Lpc對Lfi的響應(yīng)

圖5 Lpc對Lpw的響應(yīng)

圖6 Lpc對Lpb的響應(yīng)

從圖3中可以看出，當(dāng)期Lpc對自身的沖擊從第1期至第7期是一個(gè)不斷波動下降的過程，并在第7期出現(xiàn)負(fù)值(-1%),而后從第7期至第10期又波動上升，但對前六期的沖擊始終為正，只是沖擊效果有所減緩。這與新常態(tài)下的事實(shí)相符，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展疲軟，消費(fèi)又是拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”之一，可持續(xù)性消費(fèi)缺乏一個(gè)有效支撐，自身能力難以促進(jìn)長期高消費(fèi)。從圖4中可以看出，給本期的Lfi一個(gè)正向沖擊后，Lpc呈現(xiàn)出躺“S”型，從第1期至第4期不斷上升，并在第4期達(dá)到最大(6%)，隨后從第4期至第7期變動下降，從第7期至第10期又逐漸上升，并趨于零，這說明國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出對居民消費(fèi)有一個(gè)政策實(shí)施的時(shí)滯性，政策效用將在第4至第6期才能體現(xiàn)出對居民消費(fèi)的正向沖擊。從圖5中可以看出，給本期Lpw一個(gè)正向沖擊后，會促進(jìn)Lpc迅速上升，并在第2期達(dá)到最大(5%)，而后從第2期到第5期，不斷下降，從第5期至第10期，沖擊效果不斷減弱，并趨于0，這表明提高人均工資性收入對短期(第1期至第2期)居民消費(fèi)有強(qiáng)有力的促進(jìn)作用，收入是消費(fèi)的前提，對于每個(gè)人，工資性收入在一定時(shí)期內(nèi)是一個(gè)固定數(shù)，隨著時(shí)間的延長，能消費(fèi)的工資性收入將不斷下降，長期來看，工資性收入并不能一直促進(jìn)居民消費(fèi)。從圖6中可知，給本期Lpb一個(gè)正向沖擊后，Lpc幾乎對本期及后期沒有任何沖擊，從第1期至第10期，均保持為零，這表明經(jīng)營性收入對居民消費(fèi)幾乎沒有影響，其原因可能是經(jīng)營商為了擴(kuò)大經(jīng)營領(lǐng)域、維持業(yè)務(wù)可持續(xù)性發(fā)展，將經(jīng)營性收入用于業(yè)務(wù)再投資，而不是用于其他居民消費(fèi)。

2.5 方差分解

方差分解描述的是每一個(gè)變量的更新對VAR系統(tǒng)變量的貢獻(xiàn)度，是一個(gè)相對效果的描述。對Lpc的n步預(yù)測方差分解可表示為：

i,m=1,2,…,M

(10)

其中，Si,mm表示Si矩陣的第m個(gè)對角線元素；MSE(Lpct+n|t,m) 表示Lpct+n|t的第m個(gè)對角線元素的均方差。

具體Lpc方差分解如表5所示，居民消費(fèi)對自身的貢獻(xiàn)度較大，在第1期100%的貢獻(xiàn)均來自自身，在第10期都未能跌破91%，除居民消費(fèi)對自身的貢獻(xiàn)之外，從短期來看，國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出比重提升、人均工資性收入和人均經(jīng)營凈收入貢獻(xiàn)并不大，但從長期來看，各變量對居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)度均在上升，其中國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出比重提升和人均工資性收入的貢獻(xiàn)度達(dá)4%左右，人均經(jīng)營凈收入的貢獻(xiàn)度為0.09%，這與脈沖效應(yīng)函數(shù)的結(jié)論基本一致。上述不斷遞進(jìn)的貢獻(xiàn)度表明，隨著時(shí)間的變化，各變量對居民消費(fèi)都有一個(gè)較長的持續(xù)效應(yīng)和促進(jìn)作用。

表5 Lpc方差分解結(jié)果

3 結(jié)論與建議

本文運(yùn)用向量自回歸模型對財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、居民收入結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系作了深入分析，結(jié)果表明：①國家財(cái)政中一般公共服務(wù)支出、人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入與居民消費(fèi)之間存在均衡的協(xié)整關(guān)系，且這種長期關(guān)系在2014年經(jīng)濟(jì)新常態(tài)及以后尤為顯著；從短期來看，預(yù)計(jì)下一期消費(fèi)是構(gòu)成當(dāng)期居民消費(fèi)最主要的因素；從長期來看，人均工資性收入對居民消費(fèi)推動作用最大；②Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)顯示，國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出比重提升、人均工資性收入、人均經(jīng)營凈收入是居民消費(fèi)的單向格蘭杰原因；國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出比重提升是人均工資性收入和人均經(jīng)營凈收入的單向格蘭杰原因；③脈沖效應(yīng)函數(shù)和方差分解顯示,人均工資性收入和國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出比重提升分別在短中期對居民消費(fèi)具有較大的促進(jìn)作用，而人均經(jīng)營凈收入對居民消費(fèi)的促進(jìn)作用較小；從短期來看，國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出比重提升、人均工資性收入和人均經(jīng)營凈收入對居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)并不大，但從長期來看，各變量的貢獻(xiàn)度均在上升，即各變量對居民消費(fèi)都有一個(gè)較長的持續(xù)效應(yīng)和促進(jìn)作用。

居民消費(fèi)是我國消費(fèi)的主體，也是啟動內(nèi)需的關(guān)鍵，通過優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)和收入結(jié)構(gòu)來提高居民消費(fèi)水平、促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級仍是經(jīng)濟(jì)擺脫疲軟的前提。為此，本文根據(jù)相關(guān)理論和實(shí)證檢驗(yàn)分析，提出如下幾點(diǎn)政策建議。

首先，完善就業(yè)促進(jìn)政策，提升工資性收入。我國人口基數(shù)大，要從本質(zhì)上提高居民消費(fèi)能力，必須加快解決社會就業(yè)問題，著重提升中低收入人群的工資性收入。與此同時(shí)，發(fā)揮財(cái)政公共服務(wù)支出對消費(fèi)升級和消費(fèi)釋放的促進(jìn)作用，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)升級進(jìn)程，進(jìn)而影響居民工資性收入。

其次，以適度調(diào)整國家財(cái)政支出中一般公共服務(wù)支出為重點(diǎn)，優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，提高支出效率。在財(cái)政支出與私人支出具有互補(bǔ)性的條件下，總需求和總供給能夠在更高的產(chǎn)出點(diǎn)實(shí)現(xiàn)均衡，繼而增加就業(yè)和收入，這將擴(kuò)大居民收入群體比重。此外，一般公共服務(wù)財(cái)政支出能提升居民勞動的積極性，促進(jìn)人力資本增加，提高勞動生產(chǎn)率和生產(chǎn)技術(shù)，引起經(jīng)濟(jì)長期增長，從而形成更多的就業(yè)和收入。

最后，引導(dǎo)消費(fèi)理念，優(yōu)化居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)消費(fèi)影響效應(yīng)。更新傳統(tǒng)的消費(fèi)理念，樹立與現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)相適應(yīng)的消費(fèi)思維模式。同時(shí)，在當(dāng)今“互聯(lián)網(wǎng)+”時(shí)代，加快互聯(lián)網(wǎng)區(qū)塊鏈建設(shè)，著力解決“信息流”與購物網(wǎng)站 “商品流”對接不對等而導(dǎo)致的消費(fèi)低下問題，倡導(dǎo)居民在滿足物質(zhì)消費(fèi)的同時(shí)，更加注重精神文化層面的消費(fèi)，從單一性消費(fèi)向多樣性消費(fèi)轉(zhuǎn)變。