以消費為指標的中國政府財政支出方向

李 雪，侯偉鳳

(首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京 100070)

一、問題提出

中國正面臨的一個很突出的問題就是消費需求嚴重不足，近年來居民消費占GDP的比重大約僅為36%，遠遠低于發(fā)達國家水平。因此，如何有效刺激消費是中國目前面臨的巨大挑戰(zhàn)。此外，一些其他的問題，如發(fā)展不平衡、脫貧任務(wù)艱巨、就業(yè)、教育、養(yǎng)老等，都有待解決，這些問題的解決離不開政府的宏觀調(diào)控，然而政府的干預(yù)是否能夠有效刺激消費，依然是理論界關(guān)注的一大課題。

傳統(tǒng)的凱恩斯理論認為，在有效需求不足的經(jīng)濟體中，政府增加支出會通過乘數(shù)作用帶來國民收入的增加。根據(jù)絕對收入假說，本期實際收入水平的上升，可有效促進居民當(dāng)期消費。但是，隨著消費理論的深入發(fā)展，這一觀點逐漸被否定。理性預(yù)期理論認為，政府支出增加時，人們預(yù)期到未來的稅收會增加，進而預(yù)期到自己未來的可支配收入會減少，因此會減少當(dāng)期的消費支出。而當(dāng)期退稅也不能改變居民對自己一生總可支配收入的預(yù)期，所以也無法增加當(dāng)期消費。這就是著名的李嘉圖等價理論，即，居民消費行為遵循李嘉圖規(guī)則時，財政支出理論上對消費沒有促進作用。然而，即便政府財政支出總體上對消費沒有促進作用，也并不能否認其對部分人群的消費有促進作用。事實上，財政支出究竟會影響哪部分人的消費，是政府面臨的實際問題，會影響政府財政支出的方向，因此值得深入研究。

二、相關(guān)研究

關(guān)于財政支出對消費的影響，隨著現(xiàn)代消費理論的發(fā)展，研究結(jié)論趨于涇渭分明。萊文(Levin，1962)研究發(fā)現(xiàn)財政支出對私人消費增長具有負效應(yīng)[1]。卡拉斯(Karras，1994)研究了多國的財政支出與消費的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)財政支出的增加將提高家庭部門的消費水平[2]。阿瑪諾(Amano，1997)研究發(fā)現(xiàn)隨著財政支出的增加，家庭部門的消費會減少[3]。莫迪利亞尼(Modigliani，2004)通過構(gòu)建消費方程發(fā)現(xiàn)，美國的政府財政支出對居民消費有負影響，家庭財富對居民消費有正影響[4]。艾哈邁德(Ahmed，1986)分析了英國的數(shù)據(jù)，使用跨期替代模型得出了財政支出對家庭消費增長有消極作用的結(jié)論[5]。布克茲(Bouakez，2007)構(gòu)建真實經(jīng)濟周期模型來研究政府支出與消費的關(guān)系，結(jié)果顯示消費隨著政府支出結(jié)構(gòu)的變動而增加[6]。亞歷山德羅(D’Alessandro，2010)用誤差修正模型來研究意大利的財政支出與居民消費的關(guān)系，結(jié)果顯示財政支出能夠促進居民的消費，但是消費增長速度與財政支出速度呈負相關(guān)關(guān)系[7]。班尼特(Bennett，1983)將財政支出分解為消費支出和投資支出兩個部分，研究了它們對個人支出的影響，研究結(jié)果顯示，這兩類公共支出對個人支出均無顯著影響[8]。

在國內(nèi)的學(xué)者中，胡永剛和郭新強(2012)建立了包含存量和流量的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，發(fā)現(xiàn)家庭消費與政府生產(chǎn)性支出呈正相關(guān)關(guān)系，這意味著生產(chǎn)性支出能夠通過增加家庭收入來增加家庭消費[9]。王宏利(2006)利用協(xié)整理論，研究了財政支出各要素對家庭部門消費的沖擊，發(fā)現(xiàn)政府生產(chǎn)性支出對促進家庭部門消費具有正影響，經(jīng)濟建設(shè)支出對消費有輕微的負影響[10]。胡書東(2002)建立了積極財政政策與消費需求關(guān)系的一個理論框架，得出了積極財政政策可有效刺激居民消費的結(jié)論[11]。呂冰洋和毛捷(2014)則從政府財政支出的角度，分析了中國目前居民消費不足和投資過剩的原因，指出財政支出應(yīng)多用于民生改善[12]。苑德宇等(2010)構(gòu)建了家庭消費與財政支出的動態(tài)模型，研究發(fā)現(xiàn)科研、教育以及文化體育支出對消費具有積極作用，而政府消費性支出則會擠占家庭部門的消費[13]。鄭尚植(2012)從財政支出的數(shù)額和結(jié)構(gòu)兩個方面，分析了財政支出與消費的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在數(shù)額方面財政支出的增加能夠促進消費，在結(jié)構(gòu)方面財政支出則對消費具有負向作用，這說明在財政支出中存在結(jié)構(gòu)上的不合理性[14]。王青和張峁(2010)利用GMM方法，分析了財政分權(quán)對消費的影響效應(yīng)，研究結(jié)果顯示，從全國角度來看，財政分權(quán)對家庭消費的增加有積極影響，從地區(qū)角度看，東部地區(qū)有小的促進作用，中部地區(qū)有大的促進作用，西部地區(qū)的促進作用不顯著[15]。

三、理論模型

(一)模型構(gòu)建

根據(jù)已有的研究，可以假設(shè)：(1)經(jīng)濟中有若干壽命無限的1人家庭，且人口不增加；(2)家庭效用來源于消費和休閑，而家庭擁有的財富限制了他們對二者的選擇；(3)效用函數(shù)考慮政府消費性支出因素。于是，家庭部門的效用最大化問題可設(shè)定為：

(1)

因為政府的生產(chǎn)性支出對廠商生產(chǎn)具有直接影響，所以將其加入廠商的生產(chǎn)函數(shù)。設(shè)生產(chǎn)函數(shù)有符合內(nèi)生增長要求的AK形式，即：

(2)

其中，y表示人均產(chǎn)出，k表示人均資本，gp表示政府生產(chǎn)性支出提供的服務(wù)。這樣的生產(chǎn)函數(shù)具有新古典生產(chǎn)函數(shù)要求的所有性質(zhì)，廠商通過選擇投入的生產(chǎn)要素數(shù)量來實現(xiàn)自身利潤最大化。

眾所周知，政府的財政收入來源于稅收，假設(shè)政府征稅稅基為上面生產(chǎn)函數(shù)中的y，稅率為t，財政支出等于財政收入，則有下式成立：

g=gc+gp=yt

(3)

假設(shè)消費性支出的比例為η，則生產(chǎn)性支出的比例為1-η，即gc=gη，gp=g(1-η)。因此，可得經(jīng)濟中私人部門的資本積累方程為：

(4)

令私人部門資本積累為0，即約束條件為：

(5)

將最大化問題中的gc用g來表示，并進行化簡，可得最大化問題的目標函數(shù)為：

(6)

綜上所述，可得基于消費的經(jīng)濟增長模型為：

(7)

這是一個動態(tài)最優(yōu)化問題，所以需要構(gòu)造下面的Hamiltonian方程來求解：

(8)

求解上述動態(tài)最優(yōu)化問題的一階條件為：

(9)

歐拉方程為：

(10)

由一階條件和歐拉方程，可得人均消費增長為：

(11)

式(4)兩邊同除以k，可得人均資本增長率為：

(12)

根據(jù)式(2)和式(3)式以及gc=gη和gp=g(1-η)，可得：

(13)

代入式(11)和式(12)，可得：

(14)

(15)

(16)

由生產(chǎn)函數(shù)可知，在平衡增長路徑上有下式成立：

(17)

(18)

其中，cg表示消費率增長率，等式右邊的部分由影響經(jīng)濟中消費率增長率的主要因素組成。

(二)模型結(jié)論

式(18)中的N一般為正值，因此cg與M呈正相關(guān)，可以通過觀察經(jīng)濟變量對M的影響來判斷其對cg的影響。根據(jù)M的定義，有以下結(jié)論成立：

總之，政府生產(chǎn)性支出所占比例的提升，將會促進消費增加。宏觀稅率在一定范圍的上升將會對消費率的增長起促進作用，到達某個峰值后，其繼續(xù)上升則會導(dǎo)致消費率增長率的下降，即宏觀稅率與消費率增長率呈倒U型關(guān)系。

四、實證分析

(一)模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

由上面的理論分析可以得出財政支出和消費的關(guān)系，但實際情況是否符合上面的結(jié)論，需要進一步的實證檢驗。本文采用中國2006—2015年的31個省區(qū)(數(shù)據(jù)原因，不含港澳臺地區(qū))的面板數(shù)據(jù)來實證檢驗政府生產(chǎn)性支出和宏觀稅率對消費率的增長率的影響。以政府生產(chǎn)性支出占比和宏觀稅率以及宏觀稅率的平方項作為主要的解釋變量，再加入其他一些變量作為控制變量來進行檢驗。建立的計量模型為：

采用2006—2015年10年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，共310個樣本。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局以及各年的《統(tǒng)計年鑒》。

關(guān)于消費率增長率變量，利用支出法GDP中的居民消費項與名義GDP的比值得到每年的消費率，再據(jù)以計算每年的消費率增長率。

統(tǒng)計相關(guān)數(shù)據(jù)可以看出，部分省市的消費率增長率基本持平，如安徽、北京、廣東、河北、浙江和重慶；大部分省區(qū)呈略微的上升趨勢，比較明顯的如甘肅、海南、黑龍江和山西等。但整體來說，消費率依然沒有大幅度的上升。

關(guān)于政府生產(chǎn)性支出變量，根據(jù)前面的分析，政府支出包括生產(chǎn)性支出和消費性支出，但哪些屬于生產(chǎn)性支出哪些屬于消費性支出，至今沒有統(tǒng)一的標準。本文采用因子分析法將政府支出分為生產(chǎn)性支出和消費性支出，因子分析結(jié)果為政府的生產(chǎn)性支出主要包括交通運輸、科技、教育、國債還本以及國土資源等，其余的為消費性支出。結(jié)合理論模型和已有文獻，選用的其他控制變量包括：

(1)宏觀稅率(tax)，用財政收入占國民生產(chǎn)總值的比重表示。由前面的理論推導(dǎo)可知，宏觀稅率與消費率的增長率之間呈倒U型關(guān)系，因此還在模型里加了宏觀稅率的二次方，以驗證理論是否正確。

(2)可支配收入(inc)，這里的可支配收入是用人均可支配收入乘以總?cè)丝诘玫娇偟目芍涫杖?，再用總的可支配收入除以名義GDP得出可支配收入占GDP的比重。由于2013年以前的人均可支配收入分為城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均純收入，因此，對于2013年以前的數(shù)據(jù)，都是用城鎮(zhèn)的總可支配收入加上農(nóng)村的總可支配收入得出所有可支配收入，再除以總的GDP，得到可支配收入。

(3)消費結(jié)構(gòu)(cs)，用家庭的人均住房支出占人均總支出的比重表示。由于2014年以前的人均總支出分為城鎮(zhèn)人均現(xiàn)金支出和農(nóng)村人均現(xiàn)金消費支出，因此，對于2014年以前的數(shù)據(jù)，將城鎮(zhèn)與農(nóng)村家庭的數(shù)據(jù)加總。消費結(jié)構(gòu)的預(yù)期系數(shù)為負。

(4)宏觀經(jīng)濟形勢(gdp)，用以2006年為基期的GDP指數(shù)將名義GDP換算為實際GDP再取對數(shù)表示，此變量反映了目前的經(jīng)濟形勢，用以反映經(jīng)濟環(huán)境對消費的影響。

(5)人口結(jié)構(gòu)(ps)，即統(tǒng)計年鑒里的社會撫養(yǎng)比。人口結(jié)構(gòu)可反映居民用于消費的收入的多少，若撫養(yǎng)比過高，則會占用其收入，從而減少消費；反之會增加消費。

(6)開放程度(op)，用經(jīng)營單位所在地貨物進出口總額除以GDP來表示。對外開放程度高可以優(yōu)化消費環(huán)境，一般可以促進消費。開放程度的預(yù)期系數(shù)為正。

(二)估計方法

首先使用靜態(tài)面板的估計方法對設(shè)定的不同模型進行估計，選定最終的模型，然后提取選定的靜態(tài)面板模型回歸系數(shù)。觀察各個變量對消費率增長率的平均影響，作為分位數(shù)回歸的對照。采用面板分位數(shù)回歸方法，分別估計20%、50%和80%分位點上各個變量對消費率增長率的影響。

采用分位數(shù)回歸可以清楚地知道，對于貧富程度不同的省市自治區(qū)而言，政府生產(chǎn)性支出對消費率增長率的影響有什么不同。分位數(shù)回歸(quantile regression，QR)是一種基于被解釋變量的條件分布來擬合自變量的線性函數(shù)的回歸方法，使用殘差絕對值的加權(quán)平均作為最小化的目標函數(shù)。由于分位數(shù)回歸未對隨機誤差項分布做出假設(shè)，因而不易受極端值的影響，其估計結(jié)果更加穩(wěn)健。相比于一般的回歸，它可以選取任一分位點進行參數(shù)估計，更重要的是，還能提供關(guān)于條件分布的全面信息[9]。本文使用軟件Stata 11對面板數(shù)據(jù)進行分位數(shù)回歸，并采用MCMC優(yōu)化方法分析。

在處理面板數(shù)據(jù)時，都會面臨固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的選擇問題。而目前，面板分位數(shù)回歸只適用于固定效應(yīng)模型，因此，需要運用豪斯曼檢驗來驗證模型是否為固定效應(yīng)模型，進而確定能否進行面板分位數(shù)回歸。

(三)估計結(jié)果

1.靜態(tài)面板估計結(jié)果

先將所有的變量都放入模型中進行面板數(shù)據(jù)估計，然后逐漸刪減變量，直至剩下主要的解釋變量：政府生產(chǎn)性支出占比(gpsp)、宏觀稅率(tax)以及宏觀稅率的平方(tax2)。表1為各個模型具體的估計情況。豪斯曼檢驗表明，這6個模型都為固定效應(yīng)模型(FE)，因此它們均可以進行面板分位數(shù)回歸估計，且所有模型的F檢驗都通過。根據(jù)R2的變化情況，考慮到A模型和B模型的R2沒有超過一個百分點的本質(zhì)性增長，最終選擇模型C作為最終模型。

表1 面板模型檢驗結(jié)果

表1(續(xù))

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號中的數(shù)為系數(shù)的標準誤。

值得注意的是，上述所有模型中，政府生產(chǎn)性支出占比(gpsp)均不顯著，這說明在平均水平下，生產(chǎn)性支出占比對消費率增長率沒有顯著影響，因此需要進一步觀察分位數(shù)回歸的結(jié)果，考察生產(chǎn)性支出占比對不同收入人群消費的影響是否顯著。宏觀稅率(tax)在每個模型中無論是一次項還是二次項均顯著，且一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負，這很好地說明了宏觀稅率與被解釋變量之間呈倒U型關(guān)系。

2.分位數(shù)回歸結(jié)果

采用分位數(shù)模型對面板數(shù)據(jù)進行估計。選擇3個比較常見的分位點20%、50%、80%，并用以上靜態(tài)面板回歸結(jié)果(模型C)作為對照，相關(guān)結(jié)果見表2。

表2 面板分位數(shù)估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號中的數(shù)為系數(shù)的標準誤，抽樣次數(shù)為1 000次。

首先考察政府生產(chǎn)性支出占比這一主要解釋變量對消費率增長率的影響，發(fā)現(xiàn)面板回歸結(jié)果中政府生產(chǎn)性支出占比的系數(shù)不顯著。即，2006年以來，從平均水平上來看，政府生產(chǎn)性支出占比的變化不會引起消費率增長率的變化，這意味著平均水平下政府生產(chǎn)性支出對促進消費沒有積極影響。但是在20%分位點處，可以發(fā)現(xiàn)政府生產(chǎn)性支出占比的系數(shù)在10%水平下顯著，即2006年以來政府生產(chǎn)性支出占比的變化對貧困家庭的消費率增長率的提高有積極影響，與前面的理論推導(dǎo)一致。且政府的生產(chǎn)性支出占比每增加1%。消費率增長率增加0.108 6%，這說明不能只從平均水平來看政府生產(chǎn)性支出占比對消費的影響。而在50%分位點處，生產(chǎn)性支出占比的系數(shù)不顯著，即政府生產(chǎn)性支出占比變化對中等家庭的消費變化沒有顯著影響。在80%分位點處，可以看到，生產(chǎn)性支出占比的系數(shù)也是不顯著，說明政府生產(chǎn)性支出占比變化對富裕家庭的消費變化也沒有影響。

其次是另一重要解釋變量——宏觀稅率，無論是面板回歸，還是各個分位點上的回歸，宏觀稅率的一次項系數(shù)均為正，而二次項系數(shù)均為負，且都是顯著的，這與前面的理論推導(dǎo)一致，即當(dāng)宏觀稅率較低時，宏觀稅率的提高會推動消費率的增長率的上升，當(dāng)宏觀稅率較高時，宏觀稅率的提高將會導(dǎo)致消費率的增長率的下降，二者之間呈倒U型關(guān)系。這表明宏觀稅率的調(diào)整對整個群體的消費都有影響。

最后是其他控制變量的情況：(1)可支配收入(inc)，無論在面板回歸下還是在各個分位點處回歸下，可支配收入系數(shù)都是顯著的，且在平均水平上和50%和80%分位點上，可支配收入的系數(shù)都在1%的水平下顯著，說明可支配收入變化對中等家庭和富有家庭的消費影響相當(dāng)顯著，而在20%分位點上，可支配收入系數(shù)在10%水平下顯著，說明可支配收入變化對貧困家庭的消費的影響相對較弱，可能是因為貧困家庭對于多余的可支配收入，基本都會選擇儲蓄。 (2)消費結(jié)構(gòu)(cs)，無論是在面板回歸下還是各個分位點回歸下消費結(jié)構(gòu)的系數(shù)都是不顯著的，這說明消費結(jié)構(gòu)本身對居民消費不會產(chǎn)生影響，即住房支出占消費比例的變化無論在平均水平上還是對不同收入人群，都不會顯著影響其消費，這可能與目前存在的房價過高的問題有關(guān)。(3)宏觀經(jīng)濟形勢(gdp)，宏觀經(jīng)濟形勢的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，這說明，在平均水平下，宏觀經(jīng)濟形勢對消費率增長率有積極影響，且影響很顯著。在20%分位點和80%分位點處，宏觀經(jīng)濟形勢均對消費率增長率有顯著正影響，即宏觀經(jīng)濟形勢的變化對貧困家庭和富有家庭的消費都有較強的影響。在50%分位點處，宏觀經(jīng)濟形勢對消費率增長率的影響相對減弱，因此無論是從平均水平上看，還是從各個分位點上看，宏觀經(jīng)濟形勢都會對居民消費產(chǎn)生一定的影響，只是對中等家庭的消費的影響相對弱些，可能是因為中等家庭的消費對宏觀經(jīng)濟形勢的變化相對不敏感，而貧困家庭和富有家庭的利益都與宏觀經(jīng)濟形勢息息相關(guān)。

3.穩(wěn)健性分析

為了進行對比，分別對西部地區(qū)(貧困家庭和地區(qū))、中部地區(qū)(中等收入家庭)和東部地區(qū)(富裕家庭和地區(qū))進行面板混合回歸，與上面的20%、50%和80%分位點進行比較，以檢驗上述分位數(shù)回歸的可信度，但由于西部地區(qū)、中部地區(qū)和東部地區(qū)的劃分與20%、50%和80%的分位點并不一定能準確一一對應(yīng)，因此多少會存在一些誤差。對各個地區(qū)的回歸結(jié)果進行分析，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 對比分析結(jié)果

表3(續(xù))

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號中的數(shù)為系數(shù)的標準誤。

如表3所示，政府生產(chǎn)性支出占比在10%水平下對西部地區(qū)的消費率增長率有顯著正影響，而對東部地區(qū)和中部地區(qū)的消費率增長率的影響不顯著，與上述分位數(shù)回歸的結(jié)果一致，且顯著性水平也與上述分位數(shù)回歸的結(jié)果一致，更加印證了上面的結(jié)論。接下來看宏觀稅率，在西部地區(qū)的宏觀稅率的一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負，且都在1%顯著性水平下顯著，與上面的分位數(shù)回歸結(jié)果一致。中部地區(qū)的結(jié)果與50%分位點處的結(jié)果出現(xiàn)誤差，可以初步認為這是因地區(qū)劃分與分位數(shù)的確定不一致導(dǎo)致的差異，進一步的原因有待深究。東部地區(qū)的宏觀稅率也符合80%分位點的結(jié)論，只是宏觀稅率的二次項系數(shù)的顯著性水平出現(xiàn)了誤差，與分位數(shù)回歸結(jié)果出現(xiàn)分歧，但是不影響總體結(jié)果。

上述穩(wěn)健性分析表明，基于以政府生產(chǎn)性支出占比和宏觀稅率為主要變量的面板模型做的面板分位數(shù)回歸的結(jié)果基本可信，即政府生產(chǎn)性支出占比對貧困地區(qū)的消費增長有促進作用，對中等收入家庭和富裕家庭的消費增長影響則不顯著；宏觀稅率與消費增長呈倒U型關(guān)系無論是面板回歸和還是分位數(shù)回歸都明顯存在，表現(xiàn)得非常穩(wěn)定。

五、結(jié)論及政策意義

本文通過構(gòu)建理論模型進行研究，發(fā)現(xiàn)家庭部門消費率的增長率與政府生產(chǎn)性支出占比呈正相關(guān)關(guān)系，與政府消費性支出占比呈負相關(guān)關(guān)系，宏觀稅率與消費率的增長率呈倒U型關(guān)系。實證檢驗結(jié)果與上述理論結(jié)論基本一致，主要結(jié)論如下：

(1)政府生產(chǎn)性支出占比對貧困家庭的消費率的增長率有積極影響，政府的生產(chǎn)性支出占比每增加1%，消費率增長率將增加0.143%，而對中等家庭和富裕家庭的消費影響不顯著。使用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型，則會得到生產(chǎn)性支出占比對消費的影響不顯著的結(jié)果，這和理論推導(dǎo)的結(jié)論不一致。這意味著，在處理參數(shù)對群體有敏感性的財政支出對消費影響問題時，面板分位數(shù)回歸是非常必要的。據(jù)此，不但可以發(fā)現(xiàn)政府的財政支出對貧困家庭消費的促進作用明顯的結(jié)果，還可為政府生產(chǎn)性財政支出提供明確的方向。

(2)宏觀稅率在每次的回歸中，一次項系數(shù)均為正，二次項系數(shù)均為負，即與居民消費率增長率呈倒U型關(guān)系。這與理論結(jié)論完全一致，即當(dāng)宏觀稅率處于較低水平時，隨著宏觀稅率的提高，消費率的增長率會上升；當(dāng)宏觀稅率處于較高水平時，隨著宏觀稅率的提高，消費率的增長率會下降。這個關(guān)系，無論在簡單回歸、面板回歸還是在分位數(shù)回歸中，表現(xiàn)得都很穩(wěn)定，具有宏觀上的普遍意義。

本文研究的政策意義是，政府生產(chǎn)性支出的占比對消費的促進作用，在不同貧富程度的地區(qū)和家庭間存在差異。因此，政府應(yīng)該調(diào)整財政支出的方向，加大對貧困家庭和地區(qū)的財政投入，尤其是加大具有正效應(yīng)的生產(chǎn)性財政支出，包括教育和科研投入等，帶動西部地區(qū)的就業(yè)，增加貧困地區(qū)人民的收入，促進這些地區(qū)的消費，拉動內(nèi)需，促進經(jīng)濟的發(fā)展。為此，政府也許要適當(dāng)減少對富裕地區(qū)的財政支出，以便平衡宏觀稅率對消費的總體影響。此外，政府還應(yīng)時刻關(guān)注消費需求的變動，以構(gòu)建適應(yīng)當(dāng)前消費模式的經(jīng)濟環(huán)境，促進服務(wù)消費的發(fā)展，加大對居民基本生活消費以及教育醫(yī)療住房的補助，間接促進居民消費性支出，從而促進經(jīng)濟長期穩(wěn)定發(fā)展。

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