中长期债务与居民消费的传导机制

The Transmission Mechanism between Medium and Long-Term Debt and Household Consumption

摘要: 家庭部门的消费力决定了中国能否迈过中等收入陷阱成为发达国家。随着中国经济的增长，对出口的依赖逐步下降，而内需在经济中扮演的角色的重要性逐步上升。本文考察居民部门的中长期债务和居民部门消费的传导关系。研究显示，中长期债务对于居民消费呈现非线性的倒U型关系，在初期债务的增长促进了居民消费，但债务率的提高使得财富效应减弱，对消费的抑制作用增强。从机制上看，债务通过增强地方政府的财政实力，增进地方投资建设，传导到居民消费。因此，本文建议控制适度的债务规模，构建合理的地方财政制度。

Abstract: The consumption power of the household sector determines whether China can overcome the middle-income trap and become a developed country. With the growth of the Chinese economy, the dependence on exports has gradually decreased, while the importance of domestic demand in the economy has gradually increased. This article examines the transmission relationship between the medium and long-term debt of the resident sector and the consumption of the resident sector. Research shows that there is a non-linear inverted U-shaped relationship between medium and long-term debt and household consumption. In the initial stage, the growth of debt promotes household consumption, but the increase in debt ratio weakens the wealth effect and enhances its inhibitory effect on consumption. From a mechanism perspective, debt enhances the financial strength of local governments, promotes local investment and construction, and is transmitted to residents’ consumption. Therefore, this article suggests controlling the moderate scale of debt and building a reasonable local fiscal system.

1. 文献综述

2020年5月14日，中共中央总书记习近平在中央政治局常务委员会会议上首次提出了“以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”的战略构想。2006年，其对于我国的国内生产总值的贡献率达35.4%，然而，到了2019年，这个数字下滑至17.4%。基于国内大循环的构想设计，将来的中国，内需将成为经济发展的主线，首当其冲的要点在于提高居民消费能力，纵观世界发达国家，基本都是有其强大的内需支撑的。中国已经初步完成外向型导向的工业化进程，即将步入发达国家国家的行列，中国的内需增长将在今后成为中国的经济主要主题。

近年以来，围绕居民部门的消费能力和债务的关系，许多学者已经做了充分的研究。

相当多的学者认为，债务对消费的影响是非线性的，不同阶段会产生不同的效果。张敏锋和吴小丽(2024)使用CHFS的平衡面板数据得出结论：青年债务能够显著缓解消费相对剥夺，促进青年消费升级，过度负债则会加剧消费相对剥夺[1]。李程和李昱璇(2023)认为，地方债务扩大会对消费产生N型和倒U型两种影响[2]。吴志军、黄显池、陈飞羽(2023)的研究显示，地方债务对经济增长呈现出显著的倒U型影响[3]。黄彦彦、许彦婷、向秀莉(2022)指出，较低的债务规模，流动性约束缓解，消费支出得到促进，而较高债务规模则由于流动性约束的缓解作用减弱，使得其对消费转而产生了抑制作用[4]。

从债务的异质性来看，不同类型的债务对消费有不同的影响。李中南(2022)指出，高房价对于非住房消费产生了抑制作用，而对于住房消费则是促进作用[5]。何丽芬和李苗苗(2022)发现，住房贷款对于家庭消费升级的影响是消极的，而消费类和经营类贷款对于消费升级的影响则是积极的[6]。沈兆林(2021)研究表明，相较于无负债家庭，负债家庭的消费能力更高[7]。

此外，还有许多学者认为，债务与消费之间存在线性关系，主要表现为抑制效果。曾子樾(2023)基于CHFS的数据发现，债务扩大会线性削减居民的消费[8]。竹志奇、曹青、任金凤、王涛(2023)的研究表明，减税降费政策的有效性会被政府债务规模和债务敏感度的上升所削弱[9]。根据刘河北、王君斌和费茂清(2023)的研究，当房价上涨形成强烈预期，占主导的投机效应，使得家庭债务抑制总需求，挤出实体经济，导致家庭债务、房价和房地产投资快速上升，而GDP、消费和固定资产投资则下降[10]。张栋浩和王栋(2022)认为，消费与投资会由于家庭部门债务过高而受到抑制[11]。栾炳江、陈建、邹红、黄俊兵(2022)的研究指出，负债存量通过强化中等收入群体的流动性约束来降低其消费水平，而不影响高收入群体的消费水平[12]。李波和朱太辉(2022)提出，家庭债务杠杆的增加会提高财务脆弱性，降低跨期消费平滑能力，加强消费预算约束。导致家庭陷入高边际消费倾向、低消费支出水平的低层次消费路径[13]。

总的来看，关于债务与消费关系的研究呈现出多样化和复杂化的特点。不同类型的债务、不同收入水平的家庭、不同地区和不同经济背景下，债务对消费的影响均有所不同。

本文基于家庭部门的房屋贷款，即中长期债务出发，考察居民部门债务和他们的消费的关系。以中长期债务作为解释变量，是因为这项债务支出基本等同于居民房贷，而住房消费是中国居民部门消费的核心内容。房地产业本身也是国民经济的支出产业，牵动上下游，相关产业占到GDP比重超过20%。房地产本身也是地方政府地方财政的主要内容，地方政府通过出让土地获得土地出让金收入，这部分收入成为地方政府进行地方建设的核心支出。本文研究的问题聚焦于考查土地财政制度下，居民部门承担债务杠杆所引发的居民部门消费的后果。

本文可能的贡献有：使用了宏观数据进行了关于家庭部门消费的研究，为这一议题的研究贡献了宏观视角。通过将中长期债务作为解释变量，将地方的土地财政作为中介变量，有助于我们理解居民债务和居民消费之间的传导机理。本文可能的不足有：观察视角微观层面不足，变量收集不够充分。

2. 理论分析与研究假设

在中国的经济发展模式中，土地财政起着至关重要的作用。地方政府通过出让土地使用权来获得资金，这些资金不仅用于城市基础设施建设，还用于推动经济增长和城市化进程。居民中长期贷款通过这种方式与土地财政相结合，形成了一个有效的传导机制，促进了居民消费。这种模式在过去几十年里对中国快速的经济发展起到了推动作用，但也带来了一些挑战。随着房地产市场的波动，土地出让收入的不稳定性增加了地方政府的财政风险。此外，依赖土地财政的模式可能导致政府债务的增加，特别是在土地出让收入下降时，政府需要寻找其他收入来源来弥补财政缺口。

具体来说，居民中长期债务通过土地财政对居民消费产生影响的机理如下：首先，土地财政的收入主要来源于政府出让土地使用权，这一过程中的收益可以用于公共设施建设和社会福利项目，如教育、医疗和交通基础设施，这些直接提高了居民的生活质量，间接促进了消费。其次，土地财政收入的增加，使得政府有更多资源进行投资，刺激经济增长，从而提高居民的就业机会和收入水平，增加居民的可支配收入，促进消费。此外，土地财政还可以通过调节房地产市场，影响居民的住房成本和财富感知，进而影响消费决策。例如，土地供应的增加可能会降低房价，减轻居民的住房负担，增加其消费能力。然而，土地财政也存在一定的风险，如果过度依赖土地销售收入，可能会导致政府财政过于脆弱，影响到长期的经济稳定和居民消费。

然而，过度的土地财政，即地方政府对土地出让收入的过分依赖，已经成为中国一些城市经济发展中的一个突出问题。这种依赖关系导致了土地资源的高溢价出让，进而推高了房地产价格，形成了一种对居民消费的挤压效应。当地价和房价持续上涨时，不仅会吸引大量资本进入房地产市场，而且还会导致资金过度集中于房地产行业，从而对实体经济产生挤出效应，影响经济发展的后劲。此外，高房价也会增加居民的住房成本，减少了居民可用于其他消费的收入，这在一定程度上降低了居民的生活质量和消费能力。长期以来，土地财政作为地方政府收入的重要来源，确实为地方发展筹措了资金，但过度依赖土地财政也带来了诸多弊端。例如，对于土地资源稀缺的城市而言，土地出让的高溢价导致“地王”频现，不仅推高了地价，也助长了房价的不断上涨，这种现象不仅加剧了房地产市场的泡沫风险，还可能导致地方政府债务风险的加剧。

据此本文提出假设：

居民中长期债务与居民消费存在倒U形关系，土地财政作在债务和消费的倒关系中起中介作用。居民部门通过背负中长期贷款充裕地方政府的土地财政实力，地方政府借由雄厚的土地财政实力进行地方经济建设，在早期边际放应较为显著，这种开放模式获得了巨大的成功，但随着居民部门承担的债务越来越高，居民部门逐浙到达所能承受杠杆的极限，地方政府主导的政府投资边际效应也在减弱，过度投资过度建设和财政浪费的局面逐新形成，由于居民部门偶务幸的提高了和地方政府投资边际效益的下降，这种依赖居民部门承担债务压力进行经济建设的发展模式越来越显现出弊端。本文通过验证中长期债务和居民消费的传导机制，论证土地财政这一发展模式的不可持续性。

3. 研究设计

3.1. 模型设定

首先，检验居民中长期债务是否存在和居民消费之间的倒U形关系：其次，在基准模型的基础上，引入非线性中介效应模型，分析居民中长期债务与居民消费倒U形关系的作用机制，分析土地财政作用下居民中长期债务与居民消费的相互关系。

1) 基准回归

在回归模型中引入地方政府债务的二次项后设立非线性模型：

$co{n}_{it}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}deb{t}_{it}+{\alpha }_{2}deb{t}_{it}^2+\omega Z_{it}+{\epsilon }_{it}$

i表示地区，t表示年份。

$co{n}_{it}$ ：第i地区在t年的居民消费水平。

$deb{t}_{it}$ ：第i地区在t年的居民中长期债务。

$deb{t}_{it}^2$ ：第i地区在t年的居民中长期债务的平方项。

$Z_{it}$ ：影响居民消费水平的其他控制变量合集(如收入水平、房价、失业率等)。

${\alpha }_0$ ：截距项。

$\alpha$ 、${\alpha }_2$ 、$\omega$ ：待估计的系数。

${\epsilon }_{it}$ ：残差项。

2) 非线性中介效应模型

$M_{it}={\beta }_0+{\beta }_{1}deb{t}_{it}+{\displaystyle \sum }_{j=1}^r{\beta }_J{z}_{it}+{\epsilon }_{it}$

$Co{n}_{it}={\gamma }_0+{\gamma }_3{M}_{it}+{\gamma }_4{M}_{it}^2+{\displaystyle \sum }_{j=1}^r{\gamma }_j{z}_{it}+{\epsilon }_{it}$

$co{n}_{it}={\lambda }_0+{\lambda }_{1}deb{t}_{it}+{\lambda }_{2}deb{t}_{it}^2+{\lambda }_3{M}_{it}+{\lambda }_4{M}_{it}^2+{\displaystyle \sum }_{j=1}^r{\lambda }_j{Z}_{i}t+{\epsilon }_{it}$

其中，被解释变量为消费，中介变量为地方土地出让金，解释变量是居民中长期贷款。

3.2. 变量选取

被解释变量：居民消费水平(con)，以各省社会消费平总额的对数为反映居民消费水平的指标。

核心解释变量：居民中长期债务(debt)，以各省居民中长期贷款额对数反映居民中长期债务水平。

中介变量：土地财政(M)，以各省土地出让金收入的对数反应各省的土地财政力度。

控制变量：包括居民收入水平、城镇化、对外开放程度、经济发展水平、市场化程度、市场与政府关系指数、非国有经济发展指数、固定资产投资、人均资产、金融发展、政府干预等。

Table 1. Descriptive statistical results of variables

表1. 变量描述性统计结果

变量类型	变量名称	符号	定义	样本量	均值	标准差	最小值	最大值
被解释变量	居民消费水平	Con	人均社会消费品总额取对数	495	9.316	0.577	7.962	10.728
解释变量	中长期债务	debt	中长期贷款占GDP比重取对数	628	0.738	0.355	0.221	2.359
中介变量	土地财政	ltf	土地出让金收入取对数	495	6.115	10589	0.122	9.27
控制变量	人均GDP	lgdp	人均GDP取对数	618	10.183	0.817	8.006	12.009
	人均固定资产	lpfc	人均固定资产投资取对数	531	2.589	0.885	−2.303	3.818
	人均城镇居民收入	Lrin	人均城镇居民收入取对数	618	9.792	0.627	8.56	11.244
	非国有经济发展指数	lnsoed	非国有经济发展指数	603	8.291	2.876	0.659	12.746
	政府与市场关系	gmri	政府与市场关系指数	603	7.083	1.869	−1.136	12.152
	产品市场发展指数	pmdi	产品市场发展指数	603	7.63	2.03	−0.247	10.609
	要素市场发展指数	fmdi	要素市场发展指数	603	7.143	3.344	0.801	16.713

描述性统计分析见表1。

4. 实证结果分析

4.1. 基准回归

Table 2. Baseline regression results

表2. 基准回归结果

	居民消费水平
	(1)	(2)
中长期债务debt	0.174^*** (3.49)	3.749^*** (27.94)
中长期债务二次项debt^2	−0.035^** (−1.17)	−1.123^*** (−17.31)
控制变量	控制	否
常数项	−0.415^*** (−3.27)	7.164^*** (114.65)
样本数	455	495
可决系数R^2	0.993	0.802

表2为基准回归结果。中长期债务的一次项系数为正(3.749)，二次项系数为负(−1.123)，这验证了我们的假设，即居民中长期债务与消费水平之间存在倒U形关系。这意味着在债务水平较低时，增加债务会促进消费；但当债务超过某个临界点后，继续增加债务会抑制消费。在初期，债务可能被用于购买耐用品或改善生活质量，从而刺激消费。但随着债务负担加重，偿还压力可能会挤占可支配收入，进而抑制消费。加入控制变量后R^2显著提高(从0.802到0.993)，这说明其他因素(如收入水平、城镇化程度等)也对居民消费有重要影响。

4.2. 内生性检验

Table 3. Instrumental variable test

表3. 工具变量检验

	滞后一期
	第一阶段	第二阶段
工具变量	1.102^*** (18.6)
工具变量二次项	−0.86^*** (−3.17)
中长期债务		0.186^** (2.0)
中长期债务二次项		−0.62^* (−1.42)
控制变量	控制	控制
样本数	239	239
可决系数	0.983	0.979
F统计量	464.05	240.74

在回归分析中，内生性问题是一个常见且重要的问题。内生性主要来源于以下几个方面：遗漏变量偏误、反向因果关系和测量误差。为了解决可能存在的内生性问题，本研究采用工具变量法进行检验。我们选择滞后一期的中长期债务及其二次项作为工具变量。滞后项与当期的中长期债务高度相关，满足工具变量的相关性要求。滞后期的债务不太可能受到当期消费的影响，因此可以在一定程度上避免反向因果关系带来的内生性问题。滞后项作为工具变量在经济学研究中被广泛使用和接受。表3的工具变量检验结果显示，在第一阶段回归中，工具变量(滞后一期的中长期债务及其二次项)与内生变量显著相关。工具变量的系数分别为1.102和−0.86，且在1%的水平上显著，表明工具变量满足相关性要求。F统计量为464.05，远大于经验临界值10，进一步证实了工具变量的有效性，不存在弱工具变量问题。在第二阶段回归中，中长期债务的系数为0.186，在5%的水平上显著为正；其二次项的系数为−0.62，在10%的水平上显著为负。这与基准回归的结果一致，再次证实了中长期债务与居民消费之间存在倒U形关系。使用工具变量后，中长期债务及其二次项的系数在数值上有所变化，但符号和显著性与基准回归保持一致，说明内生性问题虽然存在，但不会改变我们的基本结论。

通过工具变量法的检验，我们可以在一定程度上排除内生性问题对研究结果的影响。即使考虑了可能存在的内生性问题，中长期债务与居民消费之间的倒U形关系仍然成立，这进一步增强了我们研究结论的可靠性。

4.3. 稳健性检验

为了进一步验证研究结论的可靠性和稳健性，我们采用了两种不同的方法进行稳健性检验：替换解释变量和替换被解释变量。在第一种稳健性检验中，我们将原来的中长期债务替换为总债务。总债务包括了中长期债务和短期债务，这一替换可以帮助我们了解更广泛的债务定义是否会影响研究结论。

Table 4. Robustness check

表4. 稳健性检验

	替换解释变量	替换被解释变量
中长期债务		0.519^*** (2.51)
中长期债务二次项		−0.15^*** (−1.84)
总债务	0.148^*** (4.32)
总债务二次项	−0.03^** (−1.72)
控制变量	控制	控制
样本数	455	270
可决系数	0.994	0.933

表4的结果显示，总债务的一次项系数为0.148，在1%的水平上显著为正；二次项系数为−0.03，在5%的水平上显著为负。这表明：总债务与居民消费之间仍然存在倒U形关系，这与我们使用中长期债务得到的基本结论一致。总债务对消费的影响在数值上小于中长期债务，这可能是因为短期债务对消费的影响较小或不稳定。即使在更广泛的债务定义下，我们的核心发现仍然成立，这增强了研究结论的可靠性。

在第二种稳健性检验中，我们保持解释变量不变，替换了被解释变量。中长期债务的一次项系数为0.519，在1%的水平上显著为正；二次项系数为−0.15，在1%的水平上显著为负，再次证实了中长期债务与居民消费之间的倒U形关系，与基准回归结果一致。

我们观察到的中长期债务与居民消费之间的倒U形关系不是偶然的，也不依赖于特定的变量定义。这一发现在不同的模型设定和数据处理方法下都能得到验证，这为我们后续的政策建议提供了坚实的实证基础。

4.4. 异质性检验

Table 5. Heterogeneity test

表5. 异质性检验

	华北	华南	长三角
中长期债务	0.244^*** (1.8)	0.287^*** (2.49)	0.482^*** (2.76)
中长期债务二次项	−0.318^*** (−3.16)	−0.127^*** (−2.51)	−0.317^*** (−3.25)
控制变量	控制	控制	控制
样本量	63	108	64
可决系数	0.9983	0.9964	0.996

异质性检验的目的是探究中长期债务对居民消费的影响是否在不同地区存在显著差异，结果见表5。考虑到中国地区间经济发展水平、政策环境和文化习惯的差异，我们选择了三个具有代表性的经济区域进行对比分析：华北、华南和长三角。这三个地区在经济结构、发展阶段和政策导向上都有其独特性，因此可以为我们提供丰富的洞察。异质性检验结果表明：在不同地区(如华北、华南、长三角)中，中长期债务对居民消费的影响存在显著的倒U形关系。在华北地区，中长期债务的系数为0.244，而二次项系数为−0.318，均在统计上显著。相比其他两个地区，华北的一次项系数较小，而二次项系数的绝对值较大，这可能意味着华北地区债务对消费的促进作用相对较弱，但抑制效应较强在华南地区，中长期债务的系数为0.287，二次项系数为−0.127，同样显著。华南的一次项系数大于华北，而二次项系数的绝对值小于华北，这可能表明华南地区债务对消费的促进作用更强，而抑制效应相对较弱。在长三角地区，中长期债务的系数为0.482，二次项系数为−0.317，二次项系数的绝对值与华北相近，说明长期债务积累到一定程度后，其抑制消费的效应也较为明显。尽管不同地区的经济和社会环境不同，债务与消费之间的倒U形关系在各个地区都成立。这一发现强化了我们基准回归的结论，表明这种关系具有普遍性，不受地区差异的影响。尽管关系的形态相似，但各地区的具体参数存在明显差异：长三角地区债务对消费的促进作用最强，可能与该地区发达的金融市场和较高的收入水平有关。华南地区债务的促进作用次之，但其抑制效应最弱，这可能反映了该地区较为灵活的经济结构和消费习惯。华北地区债务的促进作用相对较弱，但抑制效应较强，可能与该地区的经济结构和政策环境有关。

4.5. 中介效应检验

Table 6. Mediation effect test

表6. 中介效应检验

	居民消费水平	土地财政	居民消费水平
中长期债务	0.174^*** (3.49)	0.7^*** (3.74)	0.17^*** (3.38)
中长期债务二次项	−0.35^** (−1.71)	1.472^*** (6.27)	−0.034^* (−1.66)
土地财政			0.003^*** (2.55)
土地财政二次项
控制变量	控制	控制	控制
样本数	455	455	455
可决系数	0.993	0.828	0.993

在回归分析中进行中介效应检验的目的是为了探讨解释变量通过中介变量影响被解释变量的间接路径。中介效应检验可以揭示解释变量对被解释变量的影响机制，提供更深层次的理解。由表6可知，中长期债务对居民消费的倒U形关系在考虑土地财政中介效应时仍然显著。中长期债务显著影响土地财政，土地财政又显著影响居民消费。在引入土地财政后，中长期债务对居民消费的影响仍然显著，但系数有所减小。这表明土地财政在中长期债务影响居民消费的过程中起到了部分中介作用。土地财政的系数为正，表明其对居民消费有促进作用。这意味着中长期债务通过增加土地财政来间接促进居民消费。

土地财政收入增加可能实现了更多的公共服务和基础设施投资，基础设施投资本身改善了当地的经营环境，道路的修建改善了运输成本，水电基础设施的建设为企业经营提供了环境，公共服务的增加拓宽了城市居民的生存空间，提高了城市的扩张上限，政府投资本身也会创造就业产生消费，除了基础设施，一些地方政府通过投资培养新兴产业，为当地创造了新的支柱产业，形成了持续的经济增长引擎。通过对居民债务的合理利用，土地财政成为了发展地方经济的有力抓手。经济增长在居民消费部门的反映，即居民的消费能力日益增强。

但过高的债务水平可能增加居民的还贷压力，抵消土地财政带来的正面效应。居民中长期债务负担越来越多，总体的杠杆率不断上升，居民部门不得不面对还付本金对现金流的极大挤压，迫使他们必须节约开支，使得居民部门呈现出消费不足的局面。不仅是债务本身在挤压居民的消费能力，土地财政所发挥的作用也在丧失边际效益，过去兴建基础设施获得极大边际改善的局面不复存在，取而代之的是过度投资、反复投资，将宝贵的土地财政作用于重复的低质量的基建项目里，尽管依然可以作为创造就业和消费的手段，但项目往往不具备长期价值，完成的投资建设对于地方经济的增长不再有初期那样强大的边际效应。地方政府过度投资一方面产生了挤出效应，挤出了潜在的企业投资，另一方面政府投资本身的质量并不优秀，对于经济的持续增长裨益甚微。政府投资的浪费的原因包含了代理人问题和权力寻租，相关利益阶层对于地方的长远利益不甚关心，权力集团聚焦于短期内扩张GDP实现个人仕途的升迁，相关强力集团聚焦于如何获得政府订单，为自己谋取利益，形成的利益集团在滥用土地财政这一方面达成了共识，在这个体系中，只有背上杠杆的居民为他们的挥霍做出了牺牲，后果便是珍贵的土地财政被浪费，相关利益阶层又在土地财政中占有了超额的财富，而市民阶层失去了现金流和消费力，由于整体缺乏健全的财富分配体质和社会福利体系，在这种土地财政的滥用格局下，贫富差距的扩张力继续强化，导致居民部门的消费能力更加萎靡。滥用的土地财政，损害了地方经济的长远发展。

中介效应分析揭示了中长期债务、土地财政和居民消费之间的复杂关系。不仅证实了土地财政在债务影响消费的过程中起到了部分中介作用，还为我们理解中国特色的土地财政经济发展模式提供了新的视角。

5. 启示与政策建议

5.1. 启示

5.1.1. 中长期债务与消费之间存在倒U形关系

中长期债务与消费之间存在倒U形关系，意味着债务对消费的影响并不是线性的，而是呈现出先增加后减少的特征。当居民的中长期债务水平较低时，增加债务可以显著提高消费能力。此时，借贷增加了居民的可支配收入，使他们能够进行更多的消费支出，如购买耐用消费品、住房和教育等。随着债务水平的继续增加，消费能力也不断增强，直到达到某个临界点。这一临界点是债务对消费的最大正向影响点。在此点上，增加债务的边际效用达到最高。超过临界点后，进一步增加债务会对消费产生负面影响。高水平的债务可能导致居民还款压力增大，月供负担增加，从而减少其他可支配收入，抑制消费支出。

5.1.2. 区域差异显著

不同地区的经济环境和政策背景影响了债务对消费的具体效应。在经济发达地区，居民收入水平较高，消费能力和消费意愿也较强，债务对消费的促进作用可能更明显。在经济欠发达地区，居民收入相对较低，消费能力有限，债务可能更多用于基本生活需求，而非消费升级，因此债务对消费的影响可能较弱甚至为负。在房价较高的地区，居民购房贷款压力大，债务水平高，可能会挤压其他消费支出。在房价较低的地区，购房贷款压力相对较小，居民可能有更多可支配收入用于消费。一些地区可能有更积极的财政政策，通过土地财政增加公共服务和基础设施投资，从而促进居民消费。其他地区可能财政资源有限，对基础设施和公共服务的投入不足，对消费的促进作用相对较弱。区域经济特征在分析债务与消费关系时需要被充分考虑。

5.1.3. 土地财政的中介作用

土地财政在中长期债务和居民消费之间起到桥梁和传导作用，通过影响地方政府的财政收入和支出，从而间接影响居民消费行为。地方政府通过出让土地使用权获得大量收入，这部分收入可以用于城市基础设施建设和公共服务的提供。土地财政增加了地方政府的财政自主权，使其能够更灵活地进行经济调控和公共服务投资。土地出让收入用于城市道路、公共交通、学校、医院等基础设施的建设，改善城市环境和生活质量。通过增加公共服务投入，如教育、医疗、社会保障等，提高居民的生活水平和消费能力。土地财政推高了土地和房地产价格，居民通过房地产增值获得资产增值效应，从而增强消费能力。房地产市场的繁荣促进了居民的购房需求，增加了住房贷款，从而影响居民的债务水平和消费行为。

5.2. 政策建议

5.2.1. 控制适度债务水平

政府和金融机构应制定合理的信贷政策，防止居民过度负债。适度的债务水平能够促进消费，而过度负债则可能带来负面影响。可以设定债务水平的预警线，一旦居民债务接近或超过这一水平，应及时采取措施控制债务增长。

5.2.2. 加强区域差异化政策

政策制定者应根据不同地区的经济特征和债务水平，制定差异化的信贷和消费促进政策。在高债务水平对消费负面影响显著的地区，应特别注意债务管理和消费激励措施。

5.2.3. 优化土地财政政策

由于土地财政在债务与消费之间具有中介作用，政府应优化土地出让和财政分配机制，确保土地出让收入能够合理使用，促进消费增长。建立完善的预算支出决议流程，提高市民话语在土地财政预算中的影响力，使得市民参与进预算编拟制中。实行严格的政府投资财务审计监管，严格把控资金的使用流向，增加利益阶层滥用或者谋私的成本。

5.2.4. 改革税制

改革税制，下放地方自主留存税收种类。给予地方政府更多财政权力，避免地方陷入通过土地财政变相向新市民收税的处境，制定更加公平健康的地方税制，如征收房地产税，向地方存量市民征收税款而非向新市民征收变相的土地财政“税款”。

5.2.5. 监控和管理系统性风险

政府应建立健全的金融风险监控和管理体系，防范居民过度负债引发的系统性金融风险。通过大数据和人工智能技术，实时监控居民债务水平和消费行为，及时预警和处理潜在风险。