方大春

摘 要？演利用中國2001～2012年省際面板數(shù)據(jù)，從教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障支出三個方面，分析了民生投入對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)。研究結(jié)果表明，民生投入對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)主要受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響。教育支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)相對較大，社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)其次，醫(yī)療衛(wèi)生支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)較小。社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)，比教育支出和醫(yī)療支出來得 “早一點(diǎn)”。實(shí)證結(jié)果表明中國尚不存在民生投入邊際作用遞減特征，故而需要進(jìn)一步加大對民生投入；應(yīng)著重加大對中西部省份的民生投入，促使其超過“門檻值”；民生投入對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)門檻效應(yīng)發(fā)揮也受其他因素影響，只有民生投入和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相協(xié)調(diào)才能發(fā)揮出更大的作用。

？眼關(guān)鍵詞？演民生投入；經(jīng)濟(jì)增長；門檻效應(yīng)

[中圖分類號]F124.1 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1673-0461（2015）10-0001-06

一、引 言

近些年來，在以不斷追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展為核心目標(biāo)前提下，我們面臨一個很現(xiàn)實(shí)的問題：中國提供的公共服務(wù)效果并不盡人意，在醫(yī)療、教育、社保等領(lǐng)域仍有很多問題需要解決。針對新世紀(jì)以來日益突顯的社會問題，在黨的“十七大”中，政府第一次將民生建設(shè)擺到了突出的位置，提出了在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)上，更加注重社會建設(shè)，著力保障和改善民生。黨的“十八大”中，又進(jìn)一步提到“加強(qiáng)社會建設(shè)，必須以保障和改善民生為重點(diǎn)，堅(jiān)持把保障和改善民生作為經(jīng)濟(jì)工作的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)，將其納入經(jīng)濟(jì)建設(shè)的過程中，使得人民群眾共享改革發(fā)展的成果。只有基本民生保障得到保障，經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型才能有拉力與推動力，才能形成人的全面發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的良性互動，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)地健康增長[1]。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，在社會總投資中政府投資占比比較高，主要投資領(lǐng)域?yàn)榛A(chǔ)設(shè)施；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度，公共支出將從基礎(chǔ)設(shè)施支出轉(zhuǎn)向教育、保健與福利服務(wù)支出，而且這方面的支出增長速度超過其他方面，也會快于 GDP 增長速度。這被美國和西方發(fā)達(dá)國家的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的發(fā)展歷程所證實(shí)。

目前學(xué)界對民生財(cái)政認(rèn)識也不統(tǒng)一。安體富（2008）認(rèn)為民生財(cái)政是指在整個財(cái)政支出體系中，用于教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社保和就業(yè)、環(huán)保、公共安全等民生方面的部分[2]。賈康、梁季、張立承（2011）認(rèn)為，民生財(cái)政與公共財(cái)政本為同一事物的兩種稱呼，所有的財(cái)政支出都應(yīng)是直接、間接地服務(wù)于民生[3]。崔惠民、張厚明（2011）指出民生財(cái)政與公共財(cái)政有所不同，民生財(cái)政是公共財(cái)政的具體化和深化，是公共財(cái)政在現(xiàn)階段的重要表現(xiàn)形式[4]。本文不對民生財(cái)政做具體研究，從當(dāng)前來看，教育、醫(yī)療、社會保障與就業(yè)等方面仍然是民生財(cái)政的重點(diǎn)支出領(lǐng)域，以這三個方面投入作為民生財(cái)政投入。目前學(xué)術(shù)界對民生財(cái)政投入與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究主要分為兩個層次：一是從民生財(cái)政總體角度，二是探討民生財(cái)政某一方面對經(jīng)濟(jì)增長影響。冉光和、楊守鴻、馮佳文（2012）實(shí)證表明，從長期來看，增加民生財(cái)政支出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而在短期這一促進(jìn)作用尚不明顯[5]。趙天奕（2012）基于1978～2010時間序列數(shù)據(jù)實(shí)證研究表明，民生財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期非線性關(guān)系，且兩者之間有明顯的區(qū)間轉(zhuǎn)制動態(tài)特征[6]。駱永民（2010）基于中國1998～2006年的省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析，認(rèn)為教育支出都對經(jīng)濟(jì)增長有著顯著貢獻(xiàn)[7]。查會瓊、駱永民（2011）基于中國1998～2006年的省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析，認(rèn)為衛(wèi)生支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)會有一個規(guī)模報(bào)酬遞增效應(yīng)[8]。本文試圖考察最近10多年來我國民生投入與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在門檻效應(yīng)，門檻效應(yīng)是規(guī)模遞增還是規(guī)模遞減，并從民生投入三個主要方面對比考察。由于面板數(shù)據(jù)具備時間和空間兩個維度的信息，據(jù)此本文采用門檻面板回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。

二、門檻面板模型簡介和數(shù)據(jù)選取

1. 門檻面板回歸模型簡介

面板門檻回歸模型是研究門檻效應(yīng)主要方法[9-10]。面板門檻模型與傳統(tǒng)的 Chow 檢驗(yàn)有差異，Chow 檢驗(yàn)是主觀外生設(shè)定結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)（Hansen，1999），與結(jié)構(gòu)變化內(nèi)生模型一樣，面板門檻模型基于結(jié)構(gòu)變化內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，通過合理的判斷找出經(jīng)濟(jì)運(yùn)行分界點(diǎn)。 可以說，面板門檻模型是根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點(diǎn)來內(nèi)生地劃分區(qū)間，避免了主觀偏誤，從而得到更加科學(xué)合理的回歸模型，因此具有較高的應(yīng)用價(jià)值[11]。門檻回歸模型的核心思想就是尋找可能跳躍的臨界點(diǎn)或臨界區(qū)域，具體方法就是將所要研究回歸模型按照門檻值區(qū)分為兩個或兩個以上的區(qū)間，每一個區(qū)間由不同的回歸方程表達(dá)。

先介紹單一門檻模型，然后擴(kuò)展到多重門檻模型[12]。單一門檻模型的設(shè)定如下：

yit=μi+β′1xit+εit，qit≤γμi+β′2xit+εit，qit>γ

或yit=μi+β′1xitI（qit≤γ）+β′2xitI（qit>γ）+εit （1）

其中，i表示地區(qū)，t表示時間，y表示因變量，x表示控制變量向量，q為門檻變量，γ為特定的門檻值，I·為指示函數(shù)，μ反映個體效應(yīng)，ε～N0，δ為隨機(jī)干擾項(xiàng)。根據(jù)門檻變量大于或小于門檻值γ，觀察值被劃分為兩組， β′1和β′2為不同組的回歸系數(shù)。

式（1）可表示為另一種緊湊形式，可先設(shè)定：

x（γ）=xI（qit≤γ）xitI（qit>γ）

令，β=（β′1 β′2），

式（1）等價(jià)于：y=μ+β′xI（γ）+ε （2）

為了得到參數(shù)的估計(jì)量，需要從每一個觀察值中減去其組內(nèi)平均值以消除個體效應(yīng)（μ），變換后模型為：y*=β′x*（γ）+ε*？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖（3）

其中，y*=y-i ， x*（γ）=x（γ）-（γ），ε*=ε-

將所有的觀測值堆積，則可將式（3）變換為矩陣形式：endprint

Y*=X*（γ）β+ε*？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖（4）

對于任意給定的γ值，可通過普通最小二乘法進(jìn)行對式（4）估計(jì)，得到回歸系數(shù)估計(jì)值為：

（γ）=（X*（γ）′X*（γ））-1X*（γ）Y*

從而得到殘差平方和為：S（γ）=*（γ）′*（γ）（5）

其中，*（γ）=Y*-X*（γ）（γ）為回歸殘差向量?？梢宰钚』剑?）中對應(yīng)的殘差平方和S（γ），得到γ的估計(jì)值，即：=S（γ），在確定基礎(chǔ)上，從而得到系數(shù)估計(jì)值（γ）、殘差向量*（γ）和對應(yīng)的殘差平方和。

得到參數(shù)估計(jì)值后，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)，也就是門檻效應(yīng)是否顯著和門檻估計(jì)值是否等于真實(shí)值。

顯著性檢驗(yàn)的原假設(shè)H：β=β，備擇假設(shè)H：β≠β。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

F1=（S-S（））/2？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖（6）

其中，S是在原假設(shè)H下得到的殘差平方和。S（）是在備擇假設(shè)條件下得到的殘差平方，2是隨機(jī)擾動項(xiàng)的方差。Hansen（1996）提出通過自舉法（Bootstrap）來獲得其漸進(jìn)分布，繼而構(gòu)造其P值。

在門檻估計(jì)值是否等于真實(shí)值檢驗(yàn)時，其原假設(shè)H：=γ，其中，γ是真實(shí)門檻值。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

LR（γ）=（S（γ）-S（））/2？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖？搖 ？搖？搖？搖？搖？搖？搖（7）

式（7）統(tǒng) 計(jì) 量 的 分 布 也 是 非 標(biāo) 準(zhǔn) 的，Hansen（1999）認(rèn)為最好方法是構(gòu)造一個關(guān)于γ的置信區(qū)間，形成“非拒絕域”，并提供一個簡單公式：LR（γ）≤c（α），其中：c（α）=-2ln（1-），α表示顯著水平。

上述模型設(shè)定、參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)是針對單一門檻，如果模型中存在兩個或以上門檻，需要把模型進(jìn)行擴(kuò)展。下面以雙重門檻為例進(jìn)行說明，此時模型設(shè)定為：

y=μ+β′xI（q≤γ1）+β′xI（γ

γ）+ε？搖？搖 （8）

雙重門檻模型（三重及以上門檻模型）的假設(shè)檢驗(yàn)與單一門檻模型相似。

2. 變量數(shù)據(jù)選取及其描述性統(tǒng)計(jì)

選擇人均GDP作為被解釋變量，解釋變量中除了選擇人均教育支出、人均醫(yī)療衛(wèi)生支出和人均社會保障（含就業(yè)）外，還選擇其他控制變量一同進(jìn)入回歸模型，各變量描述性統(tǒng)計(jì)見表1，時間區(qū)間為2001～2012年，地區(qū)包括中國大陸30個省份（西藏因數(shù)據(jù)不全，暫時沒有考慮）。

三、計(jì)量結(jié)果與分析

從經(jīng)濟(jì)增長與民生投入內(nèi)在關(guān)系來看，所涉及的門檻變量有兩個：一是經(jīng)濟(jì)增長水平對數(shù)（lnpgdp），二是民生投入水平，即人均教育支出對數(shù)（lnpedu）、人均衛(wèi)生支出對數(shù)（lnpmed）和人均社會保障對數(shù)（lnpsec）。這里的計(jì)量分析均采用stata xtptm命令實(shí)現(xiàn)。

1. 教育支出對經(jīng)濟(jì)增長影響的門檻分析

首先要確定有幾個門檻值，以便確定模型。根據(jù)Hansen（1999）的思路，依次假定存在1、2和3個門檻值，對上述模型采用最小二乘估計(jì)。表2列出其對應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)值及自舉法（Bootstrap）得到的P值。以lnpedu為門檻變量門檻回歸關(guān)系中存在一個門檻值，以lnpgdp為門檻變量門檻回歸關(guān)系應(yīng)采用雙重門檻模型。

教育支出對經(jīng)濟(jì)增長影響的門檻回歸結(jié)果見表3。第一列是基于普通面板回歸模型（OLS）的計(jì)量結(jié)果，需要先后對模型進(jìn)行F檢驗(yàn)、LM 檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，最后選擇個體固定效應(yīng)的回歸模型。第二列描述的是以變量lnpedu作為門檻變量的回歸結(jié)果。第三列描述的是以變量lnpgdp作為門檻變量的回歸結(jié)果。從F統(tǒng)計(jì)量和P值來分析，確實(shí)存在門檻值，從模型整體擬合優(yōu)度R2來看，門檻面板回歸顯然要優(yōu)于普通面板回歸模型。

從表3中回歸結(jié)果來看，其中固定資產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)比重指標(biāo)的作用力在三個模型中都比較顯著，在以lnpgdp為門檻變量模型中，固定資產(chǎn)、人力資本、產(chǎn)業(yè)比重和基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)的作用力都比較顯著，對經(jīng)濟(jì)增長的作用方向?yàn)檎?。也就是說，無論采用lnpedu還是lnpgdp作為門檻變量，當(dāng)門檻變量高于門檻值時，lnpedu對lnpgdp的邊際貢獻(xiàn)都會升高。這說明當(dāng)人均GDP或人均教育支出較高時，教育支出的產(chǎn)出彈性就會升高，教育支出會有一個“規(guī)模報(bào)酬遞增”效應(yīng)。從回歸系數(shù)變化幅度來看，教育支出的產(chǎn)出彈性的變化，主要受人均GDP大小影響。

各省依據(jù)lnpedu、lnpgdp 門檻值的區(qū)制劃分見表4，表明隨著經(jīng)濟(jì)的增長，人均教育投入和人均GDP 超過門檻值的省份在不斷地增加。到2012年底，還有5個省市人均教育支出低于門檻值，有13個省市人均GDP低于最低門檻值。

2. 醫(yī)療衛(wèi)生支出對經(jīng)濟(jì)增長影響的門檻分析

以lnpmed為門檻變量門檻回歸關(guān)系中存在一個門檻值，以lnpgdp為門檻變量門檻回歸關(guān)系應(yīng)采用雙重門檻模型，人均GDP對人均醫(yī)療衛(wèi)生支出的門檻值與對人均教育支出的值相同，見表5。

回歸結(jié)果仍然分為三列，見表6。第一列是基于普通面板回歸模型的計(jì)量結(jié)果，也是通過F檢驗(yàn)、LM 檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，仍然選擇個體固定效應(yīng)模型。第二列描述的是以變量lnpmed 作為門檻變量的回歸結(jié)果。第三列描述的是以變量lnpgdp作為門檻變量的回歸結(jié)果。從F統(tǒng)計(jì)量和P值來分析，確實(shí)存在門檻值，從R2來看，門檻面板回歸顯然要優(yōu)于普通面板回歸模型。

從表6回歸結(jié)果來看，固定資產(chǎn)、人力資本、產(chǎn)業(yè)比重和基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)的作用力都比較顯著，對經(jīng)濟(jì)增長的作用方向?yàn)檎?。無論采用lnpmed還是lnpgdp作為門檻變量，當(dāng)門檻變量高于門檻值時，lnpmed對lnpgdp的邊際作用都會升高。這說明當(dāng)人均GDP或人均醫(yī)療衛(wèi)生支出較高時，醫(yī)療衛(wèi)生支出的產(chǎn)出彈性就會升高。從回歸系數(shù)變化幅度來看，衛(wèi)生支出的產(chǎn)出彈性的變化，主要受人均GDP影響較大。依據(jù)lnpmed 、lnpgdp 門檻值的區(qū)制劃分（表省略），到2012年底，還有9個省市人均醫(yī)療支出低于門檻值，有13個省市人均GDP低于最低門檻值。

3. 社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長影響的門檻分析

以lnpsec為門檻變量門檻回歸關(guān)系中存在一個門檻值，以lnpgdp為門檻變量門檻回歸關(guān)系應(yīng)采用雙重門檻模型，見表7。人均GDP作為門檻值的區(qū)間跨度相對較長，門檻值也相對較低，這說明社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)，比教育支出和醫(yī)療支出來得“早一點(diǎn)”，相對來說教育支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出對經(jīng)濟(jì)增長作用力“躍遷”需要更多“積累”。

回歸結(jié)果仍然分為三列，見表8。第一列是基于普通面板回歸模型的計(jì)量結(jié)果，通過F檢驗(yàn)、LM 檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)可知，這里仍然選擇的是個體固定效應(yīng)模型。第二列描述的是以變量lnpsec作為門檻變量的回歸結(jié)果。第三列描述的是以變量lnpgdp作為門檻變量的回歸結(jié)果。從R2來看，門檻面板回歸顯然要優(yōu)于普通面板回歸模型。

從不同模型的回歸結(jié)果來看，固定資產(chǎn)、人力資本、產(chǎn)業(yè)比重和基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)的作用力都比較顯著，對經(jīng)濟(jì)增長的作用方向?yàn)檎o論采用lnpsec還是lnpgdp作為門檻變量，當(dāng)門檻變量高于門檻值時，lnpsec對lnpgdp的邊際作用都會升高。這說明當(dāng)人均GDP或人均社會保障支出較高時，社會保障支出的產(chǎn)出彈性就會升高。即此時社會保障支出每提高1個百分點(diǎn)，人均GDP增長的百分?jǐn)?shù)會更高一些，社會保障支出會也有一個“規(guī)模報(bào)酬遞增”效應(yīng)。從回歸系數(shù)變化幅度來看，社會保障支出的產(chǎn)出彈性的變化，主要受人均GDP大小的影響較大。依據(jù)lnpsec、lnpgdp 門檻值的區(qū)值劃分（表省略），到2012年底，還有29個省市人均社會保障支出低于門檻值，有10個省市人均GDP低于最低門檻值。

四、結(jié) 論

本文基于中國2001～2012年的省級面板數(shù)據(jù)，探索教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是否存在門檻效應(yīng)，當(dāng)門檻變量高于或低于門檻值時，教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長的作用會發(fā)生改變。在關(guān)于教育支出、醫(yī)療支出和社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的實(shí)證研究中，文中選用人均GDP對數(shù)以及民生支出自身（教育支出、醫(yī)療支出和社會保障支出）作為門檻變量。結(jié)果顯示，民生支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)主要受經(jīng)濟(jì)水平的影響，不同民生支出不僅有共性也有個性特征。社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)，比教育支出和醫(yī)療支出來得 “早一點(diǎn)”，教育支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出對經(jīng)濟(jì)增長作用力的“躍遷”需要更多的“積累”。教育支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)相對較大，社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)其次，醫(yī)療衛(wèi)生支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)較小。固定資產(chǎn)、人力資本、產(chǎn)業(yè)比重和基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)的作用力都比較顯著，對經(jīng)濟(jì)增長的作用方向?yàn)檎?。從各省依?jù)門檻值的區(qū)制劃分來看，到2012年底，除北京市以外其他外省市對社會保障支出沒有達(dá)到門檻值，有9個省市人均醫(yī)療支出低于門檻值，有5個省市人均教育支出低于門檻值。

基于上述結(jié)論，本文的政策建議如下：第一，需要進(jìn)一步加大對民生的支出。因?yàn)橹袊闯霈F(xiàn)民生支出邊際作用遞減特征，此舉既可以讓居民分享發(fā)展成果，又可以進(jìn)一步推動經(jīng)濟(jì)增長。第二，應(yīng)加大對中西部省份的民生支出。中西部省份的民生支出位于低產(chǎn)出彈性的階段，故加大其支出力度并促使其超過“門檻值”會帶來更快的經(jīng)濟(jì)增長速度。第三，對待民生投入應(yīng)當(dāng)持適時調(diào)整的態(tài)度。教育支出、醫(yī)療支出和社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)門檻效應(yīng)發(fā)揮主要受到人均GDP大小影響，只有民生投入和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相協(xié)調(diào)才能發(fā)揮出更大的作用[7]。

[參考文獻(xiàn)]

[1] 龍朝陽.經(jīng)濟(jì)增長、民生建設(shè)與包容性發(fā)展[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2012（3）：103-104.

[2] 安體富.民生財(cái)政：我國財(cái)政支出結(jié)構(gòu)調(diào)整的歷史性轉(zhuǎn)折[J].地方財(cái)政研究，2008（5）：4-8.

[3] 賈康，梁季，張立承.“民生財(cái)政”論析[J].中共中央黨校學(xué)報(bào)，2011（2）：5-13.

[4] 崔惠民，張厚明.公共財(cái)政走向民生財(cái)政：基本公共服務(wù)均等化的選擇[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2011（6）：18-21.

[5] 冉光和，楊守鴻，馮佳文.民生財(cái)政支出對居民消費(fèi)影響效應(yīng)研究[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2012（11）：13-20.

[6] 趙天奕.民生財(cái)政與經(jīng)濟(jì)增長：1978～2010年——基于非線性STR模型的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究參考，2012（58）：10-17.

[7] 駱永民.中國科教支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)研究[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2010（12）：46-51.

[8] 查會瓊，駱永民.中國衛(wèi)生支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的門檻效應(yīng)研究[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2011（4）：56-60.

[9] Hansen B E. Sample Splitting and Threshold Estimation[J].Econo

metrica，2000， 68（3）：575-604.

[10] Hansen B E. Inference When a Nuisance Parameter is not Identified under the Null Hypotheses[J]. Econometrica，1996，64（2）：413-430.

[11]俞毅.GDP增長與能源消耗的非線性門檻——對中國傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)省際轉(zhuǎn)移的實(shí)證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010（12）：57-65.

[12] 宋文文.金融發(fā)展能否改善我國國民收入不平等狀況——基于面板門檻模型分析視角 [J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)，2013（7）：24-32.

Livelihood Investments， Threshold Effects and Economic Growth

——An Empirical Analysis Based on 2001-2012 Provincial Panel Dataendprint

Fang Dachun1，2

（1.School of Business，Anhui University of Technology， Ma'anshan 243032， China；

2. College of Management，F(xiàn)udan University，Shanghai 200433，China）

Abstract： Using Chinese 2001-2012 provincial panel data，the article analyzed of the "threshold effect" of livelihood investments contribution to economic growth，by taking education，health care and social security into consideration. The results show that： the "threshold effect" of livelihood investments contribution is mainly affected by the level of economic development. Education expenditure has a comparatively large contribution to economic growth； social security expenditure ranks in the second； health care expenditure contributes the least. The "threshold effects" in social security contribution to economic growth appears earlier than education and health care expenditure. The empirical results show that diminishing marginal characteristics have not appeared in the livelihood investments in china yet. Therefore，livelihood investment should be further strengthened； more investment in livelihood should be given to the central and western provinces，thus enables the exceeding of the "threshold value"The "threshold effect"of livelihood investment contribution to economic growth is also affected by other factors. Only when livelihood investment coordinates with the level of economic development，it could play a greater role.

Key words：livelihood inputs；economic growth；threshold effects

（責(zé)任編輯：張積慧）endprint