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【摘要】文章以2007—2018年30个省市（自治区）13 000余支城投债的数据为基础，利用动态面板模型和GMM估计等方法探究了民生性财政投入、城镇居民消费和地方债三者之间的关系。实证结果表明，相比于地方债，民生性财政投入才是挤出城镇居民消费的主要原因。地方债规模的大小显著影响民生性财政投入对城镇居民消费挤出效应的强弱，而经济发展水平限制了这种调节作用的发挥。经过进一步探究，发现医疗投入和教育投入对当期城镇居民消费均有显著的反向影响，社会保障投入则例外。地方债规模对于医疗投入和教育投入具有调节作用，但对社会保障投入的调节作用不显著。
【关键词】财政支出；地方债；居民消费
【中图分类号】F812.2
★ 基金项目：国家自然科学基金项目（41401124）；国家社科基金项目（18FJY018）。
一、引言
由于2017年以来的中美贸易摩擦与2020年新冠肺炎疫情的叠加影响，世界范围的贸易活动进一步萎缩，中国出口和投资两驾马车的动力不足，为经济发展寻找新的动力源和增长极是中国迫在眉睫的任务。2020年12月11日，中共中央政治局在2021年经济工作会议上指出“要扭住供给侧结构性改革，同时注重需求侧改革”。发挥消费这第三驾马车对经济的拉动作用已经成为社会各界共识。财政支出是政府宏观调控的重要手段，民生性财政投入更是与居民消费有着紧密的联系。在各地政府的实践中，民生领域的财政支出在不断扩大。但是利用民生性财政投入提振消费，必然需要考虑政府自身的预算约束，不能忽略的现实是我国累积庞大的地方政府债务。根据财政部官网信息，全国地方政府债务余额已经接近国际警戒线，在2020年11月末就超过了当年GDP的四分之一。
怎样发挥民生性财政投入对消费的促进作用？地方债的规模会影响地方政府民生性财政投入效果的发挥吗？这是必须要回答的迫切问题，也是当前我国促进居民消费增长所面临的现实瓶颈。但现有文献多单独研究地方债或者财政支出对居民消费的影响，缺乏将政府债务和民生性财政投入相结合的视角，导致理论上的缺失以及提出的政策建议与现实的割裂。在此背景下，研究如何在考虑地方政府债务规模的前提下，合理配置有限的财政资源，提振居民消费从而夯实经济增长的基本盘，既是现实的需要，也是理论进一步探索的要求。
二、文献综述
财政支出对居民消费的影响在凯恩斯主义兴起之后成为学术界热衷的话题，凯恩斯主义指出在经济中的存量资源和劳动力较为充裕时，政府支出的影响不是单倍的，而是通过就业和居民收入的多轮次扩张带来居民消费的增加。“负财富效应说”认为，预算约束下的政府支出扩大会带来税收效应，遵循李嘉图规则①的消费者会选择减少消费。此后的学者们主要围绕财政支出是“挤入”还是“挤出”居民消费展开讨论。
Bailey（1971）[1]较早地通过构建代表性消费者的效用函数（）Uu cgθ=+，提供了财政支出扩大与缩小时，衡量居民消费边际效用变化的研究方法。此后，一批学者（Barro，1981；Kormendi，1983；Aschauer，1985；Gali，2004；Schclarek，2006；Tagkalakis，2008）[2][3][4][5][6][7]继承了这种研究方法，却没有给出财政支出和居民消费之间关系的统一判断。90年代以来，随着中国扩张性财政政策的广泛使用，国内学者结合中国实际情况开展了各式各样的研究，但由于所使用数据、计量方法等的不同，得出的结论同样无法达成一致。李广众（2005）[8]进行了分时段研究以纳入制度变迁的因素，最终说明了政府支出会拉动内需增长。胡书东（2002）[9]、潘彬等（2006）[10]、胡永刚和郭长林（2013）[11]等学者持类似观点。但是黄赜琳（2005）[12]、申琳和马丹（2007）[13]和郭长林（2016）[14]等的研究则说明了政府支出对居民消费的挤出作用。另外一批学者（王宏利，2006；张治觉和吴定玉，2007；朱建军和常向阳，2009；杨文芳和方齐云，2010；贾俊雪和郭庆旺，2012；汪勇和赵昕东，2014）[15][16][17][18][19][20]不满足于对财政支出总量的研究，结合中国经济社会发展的现实，越来越关注细分财政支出的影响以及区域效应差异。
在众多关于细分财政支出的研究中，民生性财政投入由于与居民消费存在广泛的关联性以及内涵的相对明晰获得了学者们的青睐，迅速发展成为一个重要研究领域。洪源（2009）[21]考虑到我国消费者存在“大额刚性支出”的特质构造出消费函数，认为民生消费性支出与居民消费互补。李建强（2010）[22]通過最优消费行为理论，得出城乡二元体制下民生性支出与居民消费的倒V型关系。易行健等（2013）[23]、蓝相洁和陈永成（2015）[24]将消费率、城乡收入差距作为研究的切入口。以毛捷和赵金冉（2017）[25]为代表的学者关注到了民生性财政投入的细分门类，反映了这一领域的研究正不断走向深入。但是就计量方法而言，现有研究多应用静态模型，而且基本上没有学者将地方政府债务纳入到民生性财政投入和居民消费的讨论中来。
关于地方政府债务的研究是与中央政府和地方政府财权和事权分配的变动紧密联系在一起的，改革开放后以经济建设为中心的宏观政策导向和官员考核“唯GDP论”等因素，催生出了庞大的地方政府债务。随着实践的发展，中央政府对地方政府债务的态度和政策几经调整，造就了地方政府债务多统计口径、多发展阶段的特点，也涌现了一大批具有中国特色的地方政府债务研究。这些研究主要集中于以下几个方面：一是地方债本身的定价、流动性与风险、管理和置换等（王永钦等，2016；王敏和方铸，2018；吕炜等，2019；王治国，2020）[26][27][28][29]；二是地方债与其他变量如经济增长、居民福利、房价、官员行为等的互动关系（庞小波和李丹，2015；吕冰洋，2018；周程，2019）[30][31][32]；三是其他国家处理地方政府债务的经验（张留禄和朱宇，2013）[33]。有部分学者关注到地方政府债务与居民消费的关系，杨子晖（2011）[34]通过多个国家数据的分析认为，政府消费与居民消费呈非线性关系，政府债务在其中起调节作用。郭长林等（2013）[35]主要说明了地方政府三种偿还债务的方式通过不同程度的财富效应、替代效应和政策反馈效应影响居民消费。 总体而言，关于民生性财政投入的研究基本没有将地方政府债务纳入到研究视野，从而造成研究结论与现实存在一定的差距。关于地方政府债务的研究虽然涉及对消费的影响，但是没有考虑到民生性财政投入的主体性作用。本文利用动态面板模型、系统GMM估计等方法探究民生性财政投入、地方债以及二者的交互项对城镇居民消费的影响，并探究不同民生性财政细分投入之间的分类差异性以及不同经济发展水平下的区域异质性。
三、数据及模型
（一）数据来源及处理
本文关于民生性财政投入和城镇居民消费的数据来自国家统计局和各省统计年鉴，由于国家统计局在2007年对财政支出的口径做出了重要调整，为了保证研究的统一性和规范性，本文采用了2007—2018年30个省市和自治区（西藏等省市数据缺失）的数据作为样本。地方政府债务数据没有统一的统计口径，而且各省采取的指标、数据的完整性和连贯性都有较大差异，这就给数据搜集带来了巨大挑战。毛捷和徐军伟（2019）[36]对地方政府债务的概念、数据来源、制度变迁等进行了详细的梳理，并且指出学术界主要使用来自地方融资平台有迹可循的“城投债”发行额来替代难以获取的地方债真实数据。本文地方政府债务的数据主要来自Wind数据库，将2007—2018年来自30个省市（西藏等省市数据缺失）13 000多支城投债的数据根据债务期限和发行日期进行汇总和整理，部分缺失数据进行平滑处理，从而计算出每年各省的债券余额量，作为地方政府债务的代理变量②。全部数据通过常住人口进行平均，以2007年为基期进行消费者价格指数平减，并且全部对数化以缓解异方差的影响。样本的基本情况见表1。
考虑到不同地区间存在着一些不可观测的差异性以及随时间变化的不可测因素对模型估计的影响，本文控制了省份固定效应（iη）和时间固定效应（tγ）。在此基础上，得到如下模型：
四、实证分析与检验
（一）基准回归估计结果
考虑到本文式（12）为动态面板模型，财政支出与居民消费都不是严格的外生变量，虽然加入当期城镇居民消费的滞后项能够在一定程度上缓解消费者的自我选择偏差，但不能完全解决内生性问题，进而会导致模型的估计出现偏差。这一问题不能被传统的OLS模型和固定效应模型有效地解决。相反，在动态面板模型的估计中，系统GMM模型通过构建合适的工具变量可以有效地缓解内生性问题对估计的不利影响。同时，本文还使用了二次序列自相关检验AR（2）和Sargan统计量，以验证估计结果残差项的自相关性和工具变量的有效性。
表2是对全国30个省市（自治区）总体上的回归结果，需要说明的是，表中的列（1）和列（2）分别呈现了加入前一期民生性投入与前一期地方债的交互项前后的实证估计结果。分析表2可知，模型估计结果的AR（2）p值均不低于0.1，这说明模型估计结果的残差项不存在二阶序列相关。同时，这两列结果都表明，Sargan统计量的p值均不低于0.1，这也就说明该模型估计中所构造的工具变量是合适的。从结果来看，前一期城镇居民消费与当期城镇居民消费在1%的显著性水平上呈现正相关关系，这表明上一年的城镇居民消费支出每增加1%，当年的城镇居民消费支出就会增加0.956%；反之，则会减少0.956%，即城镇居民消费具有一定的不可逆性和“掣轮效应”③。这与前文所提到的相对收入假定相一致，一旦消费者形成某种程度的消费水平，那么维持这种消费水平的努力就会影响到其当期的消費行为[38]。另外，税收收入在5%的显著性水平上与当期城镇居民消费呈负相关关系，这证实了税收“收入效应”的存在，消费者被征税之后，可支配收入下降，从而会减少当期消费支出。消费者价格指数在1%的显著性水平上与当期城镇居民消费呈现负相关关系，显然，随着消费者价格指数的提高，消费者的实际购买力下降，如果消费者收入增长的速度慢于物价提升的速度，消费者的支出意愿自然会降低。而城镇居民收入、GDP与当期城镇居民消费的相关性不强。
对于核心解释变量而言，从列（1）可以看到，在加入前一期民生性投入与前一期地方债的交互项之前，前期民生性投入对当期城镇居民消费产生了明显的负向影响。但前期地方债对当期的城镇居民消费的影响，无论是从显著性水平还是从估计的系数来看，都低于前期民生性投入。具体来说，前期民生性投入对当期城镇居民消费的估计系数为-0.039，即前期民生性投入每增加1%，当期的城镇居民消费就会减少0.039%，且通过了5%的显著性水平检验。而前期地方债的估计系数仅为0.003，并且没有通过显著性检验。由此本文发现地方债对城镇居民消费的负面作用是十分微弱的，民生性投入的增加才是导致当期城镇居民消费减少的主要原因。社会保障、医疗等民生性领域的投入与城镇居民的消费支出呈现较强的替代性，这是与直观相符的。地方债本身对于城镇居民来说是相对隐性的，居民无法准确了解地方债的规模。连接城镇居民和地方债的桥梁主要是税收，但是税收的征收标准是相对固定的，无法根据地方债的规模进行浮动，这也意味着地方债对城镇居民预期收入的影响比较微弱，从而削弱了地方债对城镇居民消费的影响。
进一步来看，当加入前期民生性投入与前期地方债的交互项之后，前期民生性投入对当期城镇居民消费影响的估计系数由-0.039变为了-0.084，同时其显著性水平也得到了极大地提高；而前期地方债对当期城镇居民消费的估计系数则由0.003变为0.176，其结果也由原来的不显著变为了在5%的水平下显著。另外，交互項的估计系数为-0.023，其结果在5%的水平下显著。这意味着当前期民生性投入增加1%时，会导致当期城镇居民消费减少0.084%，并且这种影响作用受到前期地方债规模大小的调节。这种调节作用的系数估计为-0.023，即当前期地方债的规模的自然对数增加1单位，会使得前期民生性投入对当期城镇居民消费的影响效果增加0.023单位。所以，当前期地方债的规模扩大，前期民生性投入对于城镇居民消费的负面影响作用会随之扩大。基于此，本文认为地方债对民生性投入具有调节作用，能够显著增强民生性投入对城镇居民消费的挤出作用。
（二）异质性分析
考虑到我国各个省份（自治区）之间的经济发展水平有巨大差异，地方政府的民生性投入和地方债规模对于各省的城镇居民消费的影响也可能会不相同。借鉴贾俊雪等（2016）[39]、孙开和张磊（2020）[40]的做法，本文根据各省份（自治区）人均GDP是否小于中位数，划分出低经济发展水平组和高经济发展水平组，从而进一步考察不同经济发展水平下的地方政府民生性投入、地方债以及城镇居民消费之间的关系。在此基础上重新对这两组样本进行实证估计，结果如下：
由表3中的列（1）和列（2）可知，对于低经济发展水平组，前期城镇居民消费对当期城镇居民消费的影响估计系数为1.081，并在1%的显著性水平上显著。而对于高经济发展水平组，该影响的估计系数为0.829，同样在1%的显著性水平上显著。这说明，经济越发展，前期居民消费对当期居民消费的惯性作用越小，因为越是经济发展程度较高的地区，居民的收入水平也越高，消费支出也就越灵活和自由。另外，从低经济发展组来看，前期民生性投入对当期城镇居民消费在5%的显著性水平下，显示出了负相关关系。相反，在高经济发展组，这种相关关系微乎其微。这说明，民生性投入对城镇居民消费的作用发挥受到具体的经济发展水平的影响，不能一概而论。另外，无论是低经济发展组还是高经济发展组，CPI都对当期城镇居民消费产生了明显的影响，这与前文基准回归结果是一致的。相反，地方债规模、城镇居民人均收入、GDP和人均税收收入对当期城镇居民消费产生的影响都微乎其微。
表3中列（3）和列（4）为加入前期民生性投入与前期地方债交互项之后的结果。由列（1）和列（3）对比可知，在加入交互项之后，低经济发展组的前期民生性投入对于当期城镇居民消费的影响系数由-0.07变为-0.148，这与前面基准回归的结果相似。同时，在低经济发展水平组，交互项的回归系数在5%的显著性水平上显著为-0.024，这说明地方债规模对前期民生性投入有着调节作用，这与总体回归相一致。对于高经济发展组，当加入前期民生性投入和前期地方债交互项之后，前期民生性投入和前期地方债对当期城镇居民消费的影响仍旧不明显，同时，其交互项也不显著，这说明对于高经济发展组，城镇居民消费水平受民生性投入情况的影响较微弱。
（三）分类回归及稳健性检验
前文研究了前期民生性投入对当期城镇居民消费的影响。本文接下来进一步考察细分民生性投入对城镇居民消费的影响，并以此对本文的结果进行相应的稳健性检验。因此，本文选取了地方政府对应的社会保障投入、医疗投入和教育投入，分别作为解释变量替换原有解释变量民生性投入，重新对式（12）进行回归估计，得到结果见表4。
由表4可知，对于3类细分投入，前期城镇居民消费均对其当期值具有显著的正向影响。由列（1）—列（3）可知，除了社会保障投入，前期医疗投入和前期教育投入均对当期城镇居民消费有显著的负向影响。而对于3类投入，前期地方债对当期城镇居民消费的影响均不显著。这说明在不考虑地方债对3类细分民生性投入的调节作用时，前期地方债不会显著影响当期城镇居民消费，这与前面得出的结果一致。进一步来看，前期医疗投入和前期教育投入与地方债的交互项对当期城镇居民消费的影响通过了5%的显著性水平检验，说明前期地方债对前期医疗投入和前期教育投入存在调节作用。但是结果表明地方债对社会保障投入的调节作用并不显著，这和社会保障投入本身的特殊性有关，它与居民消费不是相互替代的关系，相反社会保障状况的改善会扩大居民消费的倾向。但是在实际生活中，居民对政府社会保障投入的感知是很模糊的，这也解释了社会保障投入本身和其交互项检验结果不显著的原因。
根据分类回归的结果，通过社会保障投入、医疗投入和教育投入对式（12）进行重新估计，其结果与总体估计结果相一致，这说明本文的研究结果是稳健的。
由式（13）可知民生性投入滞后项对居民消费的影响程度大小受到地方债规模大小的影响，并与地方债规模大小的对数呈线性关系。为了方便观察影响程度大小，本文对系数取绝对值，得到地方债规模与财政投入对消费影响程度的关系图1如示。观察图1可知，地方债对各种情况的调节作用相一致，即随着地方债规模的扩张，政府支出对城镇居民消费的挤出作用也越强，但增强的幅度在下降。另外，也可以发现，财政支出对于低经济发展组城镇居民消费的挤出作用较大，而其他情况的挤出作用大小较为接近。
五、结论及建议
总的来说，民生性财政投入对城镇居民消费的影响大小受到地方债规模的调节，同时社会保障投入、医疗投入、教育投入三者以及自身与地方债的交互项对城镇居民消费水平的影响不尽相同。通过异质性分析发现，民生性财政投入、地方债与城镇居民消费之间的关系还受到经济发展水平的制约。
（一）从整体看，前一期城镇居民消费与当期城镇居民消费呈现正相关关系，这意味着城镇居民消费具有一定的不可逆性和“掣轮效应”
税收收入与当期城镇居民消费呈负相关关系，这充分说明了税收“收入效应”的存在。消费者价格指数与当期城镇居民消费呈现负相关关系，而城镇居民收入、GDP与当期城镇居民消费的相关性不强。地方债对城镇居民消费的负面作用是十分微弱的，民生性财政投入的增加才是导致当期城镇居民消费减少的主要原因。地方债对民生性财政投入具有调节作用，随着其规模的扩大，后者对城镇居民消费的挤出作用会增强。
（二）经济发展程度越高，前一期居民消费对于当期居民消费的惯性作用越小
民生性财政投入作用的发挥受到具体经济发展水平的影响，在低经济发展水平组，前一期民生性财政投入对当期城镇居民消费具有负向作用，而在高经济发展水平组，前者对于后者的影响并不明显。无论是在低经济发展水平组还是在高经济发展水平组，消费者价格指数均显著影响当期城镇居民消费，而地方债规模、城镇居民收入、GDP和税收对后者的影响均不显著。在低经济发展水平组，地方债规模对前一期民生性财政投入有着调节作用，而对于高经济发展组，前一期民生性财政投入、前一期地方债和其交互项对城镇居民消费都没有显著影响。
（三）对于社会保障投入、医疗投入和教育投入，前一期城镇居民消费均对其当期值具有较为明显的挤入效应，前一期地方债对当期城镇居民消费的影响均不显著
前两种投入均对当期城镇居民消费有显著的负向影响，而第三种投入例外。在不考虑地方债对3类细分民生性财政投入的调节作用时，前一期地方债不会显著影响当期城镇居民消费。前一期地方债对前一期医疗投入和前一期教育投入存在调节作用，但是地方债对社会保障投入的调节作用并不显著。在地方债具有调节作用的4类投入中，地方债对教育投入的挤出作用最强。
因此，本文提出如下建议：（1）消费者价格指数、税收收入与城镇居民消费的负相关关系较为明显，中央和地方政府要时刻关注物价的变化，防止物价的反常波动对居民消费的伤害。同时也要将税收控制在合理的水平，不断提高居民的可支配收入。（2）地方债规模的大小显著影响民生性财政投入对城镇居民消费挤出效应的强弱，地方政府一方面要將地方债规模控制在合理的范围之内，另一方面也要将有限的民生性财政资源在社会保障、医疗卫生和教育领域合理分配。中央政府也要出台相关法律法规和监管制度，防止地方债规模的过度膨胀。（3）不同经济发展水平下，民生性财政投入、地方债和城镇居民消费三者的关系不同，这启示中央政府进一步加强对低经济发展水平地区的财政转移支付，地方政府出台相关政策要考虑到本地区发展阶段和实际情况。（4）城镇居民消费具有一定的不可逆性，这启示中央和地方政府提振居民消费时要循序渐进，以长期和动态的眼光出台相关政策，促使居民消费水平稳步提升。（5）随着地方债的规模扩大，教育投入对城镇居民消费的挤出效应扩张增速最快，并且教育投入一般在民生性财政投入中所占份额较大，地方政府要处理好地方债规模与教育投入之间的平衡，从而使民生性财政投入对消费的提振作用得到有效发挥。
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一、引言
由于2017年以来的中美贸易摩擦与2020年新冠肺炎疫情的叠加影响，世界范围的贸易活动进一步萎缩，中国出口和投资两驾马车的动力不足，为经济发展寻找新的动力源和增长极是中国迫在眉睫的任务。2020年12月11日，中共中央政治局在2021年经济工作会议上指出“要扭住供给侧结构性改革，同时注重需求侧改革”。发挥消费这第三驾马车对经济的拉动作用已经成为社会各界共识。财政支出是政府宏观调控的重要手段，民生性财政投入更是与居民消费有着紧密的联系。在各地政府的实践中，民生领域的财政支出在不断扩大。但是利用民生性财政投入提振消费，必然需要考虑政府自身的预算约束，不能忽略的现实是我国累积庞大的地方政府债务。根据财政部官网信息，全国地方政府债务余额已经接近国际警戒线，在2020年11月末就超过了当年GDP的四分之一。
怎样发挥民生性财政投入对消费的促进作用？地方债的规模会影响地方政府民生性财政投入效果的发挥吗？这是必须要回答的迫切问题，也是当前我国促进居民消费增长所面临的现实瓶颈。但现有文献多单独研究地方债或者财政支出对居民消费的影响，缺乏将政府债务和民生性财政投入相结合的视角，导致理论上的缺失以及提出的政策建议与现实的割裂。在此背景下，研究如何在考虑地方政府债务规模的前提下，合理配置有限的财政资源，提振居民消费从而夯实经济增长的基本盘，既是现实的需要，也是理论进一步探索的要求。
二、文献综述
财政支出对居民消费的影响在凯恩斯主义兴起之后成为学术界热衷的话题，凯恩斯主义指出在经济中的存量资源和劳动力较为充裕时，政府支出的影响不是单倍的，而是通过就业和居民收入的多轮次扩张带来居民消费的增加。“负财富效应说”认为，预算约束下的政府支出扩大会带来税收效应，遵循李嘉图规则①的消费者会选择减少消费。此后的学者们主要围绕财政支出是“挤入”还是“挤出”居民消费展开讨论。
Bailey（1971）[1]较早地通过构建代表性消费者的效用函数（）Uu cgθ=+，提供了财政支出扩大与缩小时，衡量居民消费边际效用变化的研究方法。此后，一批学者（Barro，1981；Kormendi，1983；Aschauer，1985；Gali，2004；Schclarek，2006；Tagkalakis，2008）[2][3][4][5][6][7]继承了这种研究方法，却没有给出财政支出和居民消费之间关系的统一判断。90年代以来，随着中国扩张性财政政策的广泛使用，国内学者结合中国实际情况开展了各式各样的研究，但由于所使用数据、计量方法等的不同，得出的结论同样无法达成一致。李广众（2005）[8]进行了分时段研究以纳入制度变迁的因素，最终说明了政府支出会拉动内需增长。胡书东（2002）[9]、潘彬等（2006）[10]、胡永刚和郭长林（2013）[11]等学者持类似观点。但是黄赜琳（2005）[12]、申琳和马丹（2007）[13]和郭长林（2016）[14]等的研究则说明了政府支出对居民消费的挤出作用。另外一批学者（王宏利，2006；张治觉和吴定玉，2007；朱建军和常向阳，2009；杨文芳和方齐云，2010；贾俊雪和郭庆旺，2012；汪勇和赵昕东，2014）[15][16][17][18][19][20]不满足于对财政支出总量的研究，结合中国经济社会发展的现实，越来越关注细分财政支出的影响以及区域效应差异。
在众多关于细分财政支出的研究中，民生性财政投入由于与居民消费存在广泛的关联性以及内涵的相对明晰获得了学者们的青睐，迅速发展成为一个重要研究领域。洪源（2009）[21]考虑到我国消费者存在“大额刚性支出”的特质构造出消费函数，认为民生消费性支出与居民消费互补。李建强（2010）[22]通過最优消费行为理论，得出城乡二元体制下民生性支出与居民消费的倒V型关系。易行健等（2013）[23]、蓝相洁和陈永成（2015）[24]将消费率、城乡收入差距作为研究的切入口。以毛捷和赵金冉（2017）[25]为代表的学者关注到了民生性财政投入的细分门类，反映了这一领域的研究正不断走向深入。但是就计量方法而言，现有研究多应用静态模型，而且基本上没有学者将地方政府债务纳入到民生性财政投入和居民消费的讨论中来。
关于地方政府债务的研究是与中央政府和地方政府财权和事权分配的变动紧密联系在一起的，改革开放后以经济建设为中心的宏观政策导向和官员考核“唯GDP论”等因素，催生出了庞大的地方政府债务。随着实践的发展，中央政府对地方政府债务的态度和政策几经调整，造就了地方政府债务多统计口径、多发展阶段的特点，也涌现了一大批具有中国特色的地方政府债务研究。这些研究主要集中于以下几个方面：一是地方债本身的定价、流动性与风险、管理和置换等（王永钦等，2016；王敏和方铸，2018；吕炜等，2019；王治国，2020）[26][27][28][29]；二是地方债与其他变量如经济增长、居民福利、房价、官员行为等的互动关系（庞小波和李丹，2015；吕冰洋，2018；周程，2019）[30][31][32]；三是其他国家处理地方政府债务的经验（张留禄和朱宇，2013）[33]。有部分学者关注到地方政府债务与居民消费的关系，杨子晖（2011）[34]通过多个国家数据的分析认为，政府消费与居民消费呈非线性关系，政府债务在其中起调节作用。郭长林等（2013）[35]主要说明了地方政府三种偿还债务的方式通过不同程度的财富效应、替代效应和政策反馈效应影响居民消费。 总体而言，关于民生性财政投入的研究基本没有将地方政府债务纳入到研究视野，从而造成研究结论与现实存在一定的差距。关于地方政府债务的研究虽然涉及对消费的影响，但是没有考虑到民生性财政投入的主体性作用。本文利用动态面板模型、系统GMM估计等方法探究民生性财政投入、地方债以及二者的交互项对城镇居民消费的影响，并探究不同民生性财政细分投入之间的分类差异性以及不同经济发展水平下的区域异质性。
三、数据及模型
（一）数据来源及处理
本文关于民生性财政投入和城镇居民消费的数据来自国家统计局和各省统计年鉴，由于国家统计局在2007年对财政支出的口径做出了重要调整，为了保证研究的统一性和规范性，本文采用了2007—2018年30个省市和自治区（西藏等省市数据缺失）的数据作为样本。地方政府债务数据没有统一的统计口径，而且各省采取的指标、数据的完整性和连贯性都有较大差异，这就给数据搜集带来了巨大挑战。毛捷和徐军伟（2019）[36]对地方政府债务的概念、数据来源、制度变迁等进行了详细的梳理，并且指出学术界主要使用来自地方融资平台有迹可循的“城投债”发行额来替代难以获取的地方债真实数据。本文地方政府债务的数据主要来自Wind数据库，将2007—2018年来自30个省市（西藏等省市数据缺失）13 000多支城投债的数据根据债务期限和发行日期进行汇总和整理，部分缺失数据进行平滑处理，从而计算出每年各省的债券余额量，作为地方政府债务的代理变量②。全部数据通过常住人口进行平均，以2007年为基期进行消费者价格指数平减，并且全部对数化以缓解异方差的影响。样本的基本情况见表1。
考虑到不同地区间存在着一些不可观测的差异性以及随时间变化的不可测因素对模型估计的影响，本文控制了省份固定效应（iη）和时间固定效应（tγ）。在此基础上，得到如下模型：
四、实证分析与检验
（一）基准回归估计结果
考虑到本文式（12）为动态面板模型，财政支出与居民消费都不是严格的外生变量，虽然加入当期城镇居民消费的滞后项能够在一定程度上缓解消费者的自我选择偏差，但不能完全解决内生性问题，进而会导致模型的估计出现偏差。这一问题不能被传统的OLS模型和固定效应模型有效地解决。相反，在动态面板模型的估计中，系统GMM模型通过构建合适的工具变量可以有效地缓解内生性问题对估计的不利影响。同时，本文还使用了二次序列自相关检验AR（2）和Sargan统计量，以验证估计结果残差项的自相关性和工具变量的有效性。
表2是对全国30个省市（自治区）总体上的回归结果，需要说明的是，表中的列（1）和列（2）分别呈现了加入前一期民生性投入与前一期地方债的交互项前后的实证估计结果。分析表2可知，模型估计结果的AR（2）p值均不低于0.1，这说明模型估计结果的残差项不存在二阶序列相关。同时，这两列结果都表明，Sargan统计量的p值均不低于0.1，这也就说明该模型估计中所构造的工具变量是合适的。从结果来看，前一期城镇居民消费与当期城镇居民消费在1%的显著性水平上呈现正相关关系，这表明上一年的城镇居民消费支出每增加1%，当年的城镇居民消费支出就会增加0.956%；反之，则会减少0.956%，即城镇居民消费具有一定的不可逆性和“掣轮效应”③。这与前文所提到的相对收入假定相一致，一旦消费者形成某种程度的消费水平，那么维持这种消费水平的努力就会影响到其当期的消費行为[38]。另外，税收收入在5%的显著性水平上与当期城镇居民消费呈负相关关系，这证实了税收“收入效应”的存在，消费者被征税之后，可支配收入下降，从而会减少当期消费支出。消费者价格指数在1%的显著性水平上与当期城镇居民消费呈现负相关关系，显然，随着消费者价格指数的提高，消费者的实际购买力下降，如果消费者收入增长的速度慢于物价提升的速度，消费者的支出意愿自然会降低。而城镇居民收入、GDP与当期城镇居民消费的相关性不强。
对于核心解释变量而言，从列（1）可以看到，在加入前一期民生性投入与前一期地方债的交互项之前，前期民生性投入对当期城镇居民消费产生了明显的负向影响。但前期地方债对当期的城镇居民消费的影响，无论是从显著性水平还是从估计的系数来看，都低于前期民生性投入。具体来说，前期民生性投入对当期城镇居民消费的估计系数为-0.039，即前期民生性投入每增加1%，当期的城镇居民消费就会减少0.039%，且通过了5%的显著性水平检验。而前期地方债的估计系数仅为0.003，并且没有通过显著性检验。由此本文发现地方债对城镇居民消费的负面作用是十分微弱的，民生性投入的增加才是导致当期城镇居民消费减少的主要原因。社会保障、医疗等民生性领域的投入与城镇居民的消费支出呈现较强的替代性，这是与直观相符的。地方债本身对于城镇居民来说是相对隐性的，居民无法准确了解地方债的规模。连接城镇居民和地方债的桥梁主要是税收，但是税收的征收标准是相对固定的，无法根据地方债的规模进行浮动，这也意味着地方债对城镇居民预期收入的影响比较微弱，从而削弱了地方债对城镇居民消费的影响。
进一步来看，当加入前期民生性投入与前期地方债的交互项之后，前期民生性投入对当期城镇居民消费影响的估计系数由-0.039变为了-0.084，同时其显著性水平也得到了极大地提高；而前期地方债对当期城镇居民消费的估计系数则由0.003变为0.176，其结果也由原来的不显著变为了在5%的水平下显著。另外，交互項的估计系数为-0.023，其结果在5%的水平下显著。这意味着当前期民生性投入增加1%时，会导致当期城镇居民消费减少0.084%，并且这种影响作用受到前期地方债规模大小的调节。这种调节作用的系数估计为-0.023，即当前期地方债的规模的自然对数增加1单位，会使得前期民生性投入对当期城镇居民消费的影响效果增加0.023单位。所以，当前期地方债的规模扩大，前期民生性投入对于城镇居民消费的负面影响作用会随之扩大。基于此，本文认为地方债对民生性投入具有调节作用，能够显著增强民生性投入对城镇居民消费的挤出作用。
（二）异质性分析
考虑到我国各个省份（自治区）之间的经济发展水平有巨大差异，地方政府的民生性投入和地方债规模对于各省的城镇居民消费的影响也可能会不相同。借鉴贾俊雪等（2016）[39]、孙开和张磊（2020）[40]的做法，本文根据各省份（自治区）人均GDP是否小于中位数，划分出低经济发展水平组和高经济发展水平组，从而进一步考察不同经济发展水平下的地方政府民生性投入、地方债以及城镇居民消费之间的关系。在此基础上重新对这两组样本进行实证估计，结果如下：
由表3中的列（1）和列（2）可知，对于低经济发展水平组，前期城镇居民消费对当期城镇居民消费的影响估计系数为1.081，并在1%的显著性水平上显著。而对于高经济发展水平组，该影响的估计系数为0.829，同样在1%的显著性水平上显著。这说明，经济越发展，前期居民消费对当期居民消费的惯性作用越小，因为越是经济发展程度较高的地区，居民的收入水平也越高，消费支出也就越灵活和自由。另外，从低经济发展组来看，前期民生性投入对当期城镇居民消费在5%的显著性水平下，显示出了负相关关系。相反，在高经济发展组，这种相关关系微乎其微。这说明，民生性投入对城镇居民消费的作用发挥受到具体的经济发展水平的影响，不能一概而论。另外，无论是低经济发展组还是高经济发展组，CPI都对当期城镇居民消费产生了明显的影响，这与前文基准回归结果是一致的。相反，地方债规模、城镇居民人均收入、GDP和人均税收收入对当期城镇居民消费产生的影响都微乎其微。
表3中列（3）和列（4）为加入前期民生性投入与前期地方债交互项之后的结果。由列（1）和列（3）对比可知，在加入交互项之后，低经济发展组的前期民生性投入对于当期城镇居民消费的影响系数由-0.07变为-0.148，这与前面基准回归的结果相似。同时，在低经济发展水平组，交互项的回归系数在5%的显著性水平上显著为-0.024，这说明地方债规模对前期民生性投入有着调节作用，这与总体回归相一致。对于高经济发展组，当加入前期民生性投入和前期地方债交互项之后，前期民生性投入和前期地方债对当期城镇居民消费的影响仍旧不明显，同时，其交互项也不显著，这说明对于高经济发展组，城镇居民消费水平受民生性投入情况的影响较微弱。
（三）分类回归及稳健性检验
前文研究了前期民生性投入对当期城镇居民消费的影响。本文接下来进一步考察细分民生性投入对城镇居民消费的影响，并以此对本文的结果进行相应的稳健性检验。因此，本文选取了地方政府对应的社会保障投入、医疗投入和教育投入，分别作为解释变量替换原有解释变量民生性投入，重新对式（12）进行回归估计，得到结果见表4。
由表4可知，对于3类细分投入，前期城镇居民消费均对其当期值具有显著的正向影响。由列（1）—列（3）可知，除了社会保障投入，前期医疗投入和前期教育投入均对当期城镇居民消费有显著的负向影响。而对于3类投入，前期地方债对当期城镇居民消费的影响均不显著。这说明在不考虑地方债对3类细分民生性投入的调节作用时，前期地方债不会显著影响当期城镇居民消费，这与前面得出的结果一致。进一步来看，前期医疗投入和前期教育投入与地方债的交互项对当期城镇居民消费的影响通过了5%的显著性水平检验，说明前期地方债对前期医疗投入和前期教育投入存在调节作用。但是结果表明地方债对社会保障投入的调节作用并不显著，这和社会保障投入本身的特殊性有关，它与居民消费不是相互替代的关系，相反社会保障状况的改善会扩大居民消费的倾向。但是在实际生活中，居民对政府社会保障投入的感知是很模糊的，这也解释了社会保障投入本身和其交互项检验结果不显著的原因。
根据分类回归的结果，通过社会保障投入、医疗投入和教育投入对式（12）进行重新估计，其结果与总体估计结果相一致，这说明本文的研究结果是稳健的。
由式（13）可知民生性投入滞后项对居民消费的影响程度大小受到地方债规模大小的影响，并与地方债规模大小的对数呈线性关系。为了方便观察影响程度大小，本文对系数取绝对值，得到地方债规模与财政投入对消费影响程度的关系图1如示。观察图1可知，地方债对各种情况的调节作用相一致，即随着地方债规模的扩张，政府支出对城镇居民消费的挤出作用也越强，但增强的幅度在下降。另外，也可以发现，财政支出对于低经济发展组城镇居民消费的挤出作用较大，而其他情况的挤出作用大小较为接近。
五、结论及建议
总的来说，民生性财政投入对城镇居民消费的影响大小受到地方债规模的调节，同时社会保障投入、医疗投入、教育投入三者以及自身与地方债的交互项对城镇居民消费水平的影响不尽相同。通过异质性分析发现，民生性财政投入、地方债与城镇居民消费之间的关系还受到经济发展水平的制约。
（一）从整体看，前一期城镇居民消费与当期城镇居民消费呈现正相关关系，这意味着城镇居民消费具有一定的不可逆性和“掣轮效应”
税收收入与当期城镇居民消费呈负相关关系，这充分说明了税收“收入效应”的存在。消费者价格指数与当期城镇居民消费呈现负相关关系，而城镇居民收入、GDP与当期城镇居民消费的相关性不强。地方债对城镇居民消费的负面作用是十分微弱的，民生性财政投入的增加才是导致当期城镇居民消费减少的主要原因。地方债对民生性财政投入具有调节作用，随着其规模的扩大，后者对城镇居民消费的挤出作用会增强。
（二）经济发展程度越高，前一期居民消费对于当期居民消费的惯性作用越小
民生性财政投入作用的发挥受到具体经济发展水平的影响，在低经济发展水平组，前一期民生性财政投入对当期城镇居民消费具有负向作用，而在高经济发展水平组，前者对于后者的影响并不明显。无论是在低经济发展水平组还是在高经济发展水平组，消费者价格指数均显著影响当期城镇居民消费，而地方债规模、城镇居民收入、GDP和税收对后者的影响均不显著。在低经济发展水平组，地方债规模对前一期民生性财政投入有着调节作用，而对于高经济发展组，前一期民生性财政投入、前一期地方债和其交互项对城镇居民消费都没有显著影响。
（三）对于社会保障投入、医疗投入和教育投入，前一期城镇居民消费均对其当期值具有较为明显的挤入效应，前一期地方债对当期城镇居民消费的影响均不显著
前两种投入均对当期城镇居民消费有显著的负向影响，而第三种投入例外。在不考虑地方债对3类细分民生性财政投入的调节作用时，前一期地方债不会显著影响当期城镇居民消费。前一期地方债对前一期医疗投入和前一期教育投入存在调节作用，但是地方债对社会保障投入的调节作用并不显著。在地方债具有调节作用的4类投入中，地方债对教育投入的挤出作用最强。
因此，本文提出如下建议：（1）消费者价格指数、税收收入与城镇居民消费的负相关关系较为明显，中央和地方政府要时刻关注物价的变化，防止物价的反常波动对居民消费的伤害。同时也要将税收控制在合理的水平，不断提高居民的可支配收入。（2）地方债规模的大小显著影响民生性财政投入对城镇居民消费挤出效应的强弱，地方政府一方面要將地方债规模控制在合理的范围之内，另一方面也要将有限的民生性财政资源在社会保障、医疗卫生和教育领域合理分配。中央政府也要出台相关法律法规和监管制度，防止地方债规模的过度膨胀。（3）不同经济发展水平下，民生性财政投入、地方债和城镇居民消费三者的关系不同，这启示中央政府进一步加强对低经济发展水平地区的财政转移支付，地方政府出台相关政策要考虑到本地区发展阶段和实际情况。（4）城镇居民消费具有一定的不可逆性，这启示中央和地方政府提振居民消费时要循序渐进，以长期和动态的眼光出台相关政策，促使居民消费水平稳步提升。（5）随着地方债的规模扩大，教育投入对城镇居民消费的挤出效应扩张增速最快，并且教育投入一般在民生性财政投入中所占份额较大，地方政府要处理好地方债规模与教育投入之间的平衡，从而使民生性财政投入对消费的提振作用得到有效发挥。
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