李彥龍

(北京師范大學 經(jīng)濟與工商管理學院，北京 100875)

一、引言

政府支出在經(jīng)濟增長過程中發(fā)揮著重要作用，對促進經(jīng)濟增長和社會福利產(chǎn)生了重要影響。尤其是在2008年以后，政府支出規(guī)模上升到了一個新高度，占GDP的比重從2007年的18.4%上升到了2016年的25.2%，但政府支出是否有效促進了經(jīng)濟增長？另一方面，產(chǎn)業(yè)發(fā)展與政府支出密不可分，政府支出一直偏向城市，即側(cè)重投向第二、三產(chǎn)業(yè)，由于政府投入的偏向，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也會受到政府支出的影響進而影響經(jīng)濟長期增長?，F(xiàn)階段，在深化財稅體制改革和政府支出規(guī)模日益受學術(shù)界、政府部門等關(guān)注的背景下，研究政府支出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系，對于優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)，提高政府支出效率，保持經(jīng)濟穩(wěn)定增長具有重要意義。

有關(guān)政府支出與經(jīng)濟增長關(guān)系國外學者進行了長期研究。Ram根據(jù)1960～1980年115個國家的數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果表明政府支出對經(jīng)濟增長有正向影響[1]。Kormendi根據(jù)47個國家的數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果同樣表明兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系[2]。但Landau根據(jù)1960～1977年104個國家數(shù)據(jù)進行的研究則發(fā)現(xiàn)政府支出規(guī)模的增長并不利于經(jīng)濟增長[3]。

相互矛盾的結(jié)論使很多人開始懷疑是否存在最優(yōu)規(guī)模，從而又產(chǎn)生了較多關(guān)于最優(yōu)規(guī)模的研究。Grossman較早地將政府最優(yōu)規(guī)模的理論模型化，并利用美國1929～1982年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對某些年份的最優(yōu)規(guī)模進行了估計[4]。Barro將政府支出引入內(nèi)生增長模型，認為政府支出與經(jīng)濟增長為倒“U”關(guān)系，在理論上存在一個最優(yōu)支出規(guī)模[5]。Vedder和Gallaway同樣認為政府支出與經(jīng)濟增長存在倒“U”關(guān)系，當政府規(guī)模較小時，政府支出的擴張能夠促進經(jīng)濟增長，但是當政府支出過大時，便會產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”而不利于經(jīng)濟增長[6]。

國內(nèi)關(guān)于政府支出與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究起步較晚，目前國內(nèi)大多數(shù)研究認為政府支出與經(jīng)濟增長之間為倒“U”關(guān)系，理論上存在最優(yōu)規(guī)模。馬拴友根據(jù)中國1979～1998年的數(shù)據(jù)進行研究，估計出的最優(yōu)政府支出規(guī)模為26.7%[7]。楊友才和賴敏暉基于面板門檻模型研究中國政府支出規(guī)模與經(jīng)濟增長的非線性關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)最優(yōu)支出規(guī)模為11.6%，且大部分地區(qū)的政府支出規(guī)模大于最優(yōu)規(guī)模[8]。文雁兵基于2000～2012年的省級面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，檢驗結(jié)果表明政府支出規(guī)模與社會福利之間存在著倒“U”型關(guān)系，最優(yōu)規(guī)模在20%左右[9]。范慶泉等根據(jù)中國2000～2012年的地級市面板數(shù)據(jù)進行實證研究，研究表明生產(chǎn)性支出存在一個最優(yōu)規(guī)模[10]。潘文卿等同樣根據(jù)中國的地級市數(shù)據(jù)進行實證研究，研究結(jié)果表明消費性支出也存在一個最優(yōu)規(guī)模[11]。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長影響的相關(guān)研究基本支持產(chǎn)業(yè)升級對經(jīng)濟增長具有促進作用的觀點，但政府支出對經(jīng)濟增長影響的相關(guān)研究在結(jié)論方面卻存在較大差異?？紤]到二者之間也存在交互效應(yīng)，本文在分析各自對經(jīng)濟增長影響的同時，也對二者之間的交互效應(yīng)進行研究。

相比以往的研究，本文的可能創(chuàng)新之處在于：第一，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同，各地區(qū)和各時間段政府支出的邊際效應(yīng)是不同的，在實證檢驗政府支出與經(jīng)濟增長關(guān)系時，引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與政府支出的交互效應(yīng)，探討產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對政府支出效果的影響以及產(chǎn)業(yè)升級的促進作用受政府支出擴張的影響；第二，政府支出與經(jīng)濟增長之間雖然存在倒“U”關(guān)系，但很可能并不是對稱的，并且不同類型的政府支出對經(jīng)濟增長的影響不同。因此，本文分別檢驗各類型支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系，并通過二次型方程和非對稱倒“U”方程檢驗政府支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系；第三，基于最優(yōu)規(guī)模的估計，對時間和空間上的最優(yōu)規(guī)模差異進行比較，并結(jié)合實際支出規(guī)模狀況進行分析，從而能夠針對不同地區(qū)的政府支出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況提出更有針對性的政策建議。

二、模型設(shè)定與說明

(一)模型設(shè)定

本文通過半?yún)?shù)估計方法對各類型政府支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行初步判斷，在此基礎(chǔ)上設(shè)定相關(guān)模型。所設(shè)定的半?yún)?shù)估計模型為：

(1)

式(1)中，Y為各地區(qū)的經(jīng)濟產(chǎn)出，Gov為政府支出規(guī)模，ms為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，X為控制變量，μ為地區(qū)固定效應(yīng)。因為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響也可能是非線性的，引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的平方項ms2。政府支出變量Gov對經(jīng)濟增長影響的函數(shù)h(Gov)是未知的。若要探討產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對政府支出效果的影響，只需在式(1)基礎(chǔ)上加入變量ms與變量Gov的交互項。

(二)變量選擇與說明

產(chǎn)出變量(Y)為各省的國內(nèi)生產(chǎn)總值，但需要剔除物價因素的影響，本文根據(jù)GDP折算指數(shù)進行折算。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ms)采用各省第二、三產(chǎn)業(yè)的增加值之和占GDP的比重進行測度①。

核心解釋變量為政府支出(Gov)。與多數(shù)研究一致，本文采用各地區(qū)當年的政府支出占GDP的比重衡量。結(jié)合胡永剛和郭新強的分類方法以及本文的研究需要[12]，本文將政府支出劃分為如下三類：第一類是科教文衛(wèi)以及社會保障和就業(yè)等民生性支出；第二類是消費性支出，本文將一般公共服務(wù)支出、國防支出和公共安全支出定義為消費性支出；第三類是生產(chǎn)性支出，本文將除了第一類民生支出與第二類消費性支出以外的支出定義為生產(chǎn)性支出。民生支出(Gov1)、消費性支出(Gov2)以及生產(chǎn)性支出(Gov3)3個變量則分別采用各類支出與當年GDP的比值衡量。所選擇的控制變量包括：

1.基本的投入變量(lnL和lnK)。影響經(jīng)濟增長的投入變量主要包括勞動投入(L)和資本投入(K)。勞動投入L采用當年各地區(qū)的就業(yè)人數(shù)進行衡量，而資本投入K則采用永續(xù)盤存的方法進行測度，其具體測度公式為：Kit=Eit+(1-δ)Kit-1，其中Kit是地區(qū)i在時期t的資本存量，δ為折舊率，Eit為地區(qū)i在時期t的固定資產(chǎn)投資額?；谫Y本存量的計算公式為：Ki0=Ei0/(gi+δi)，gi為地區(qū)i固定資產(chǎn)投資的年均增長率。折舊率δ的取值，參考張軍等的做法，取值為9.6%[13]。在計算資本存量之前，根據(jù)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)將名義固定資產(chǎn)投資轉(zhuǎn)換成不變價水平。

2.其他控制變量。包括人力資本水平(edu)、基礎(chǔ)設(shè)施(road)、金融發(fā)展水平(fd)。人力資本水平(edu)采用地區(qū)就業(yè)人員的平均受教育年限進行測度。公共基礎(chǔ)設(shè)施(road)由當年各地區(qū)的公路里程與行政區(qū)域面積的比重衡量。金融發(fā)展水平(fd)采用當年各地區(qū)銀行業(yè)金融機構(gòu)的存貸款總額與GDP的比重衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源與說明

本文所使用的數(shù)據(jù)為省級面板數(shù)據(jù)。由于政府支出的分類科目從2007年發(fā)生了較大變化，為了統(tǒng)一口徑以及數(shù)據(jù)的可得性，最終選取了2007～2016年不包含青海、西藏和港澳臺地區(qū)的其余29個省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)。所使用的數(shù)據(jù)主要來自于《中國統(tǒng)計年鑒》。各地區(qū)就業(yè)人數(shù)來源于各地區(qū)的統(tǒng)計年鑒，各階段受教育人數(shù)所占比重來源于《中國勞動年鑒》，地區(qū)銀行業(yè)金融機構(gòu)存貸款數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》。

三、民生支出對經(jīng)濟增長的影響

(一)模型形式初步判斷

首先在式(1)的基礎(chǔ)上對民生支出對經(jīng)濟增長的影響函數(shù)h1(Gov1)進行估計,即所估計的半?yún)?shù)模型表達式為：

(2)

式(2)中其他變量的基本含義與式(1)相同，本文采用羅賓遜差分估計量進行估計，非參數(shù)部分估計結(jié)果如圖1所示。

圖1 式(2)非參數(shù)部分的估計結(jié)果

由圖1可知，民生支出與經(jīng)濟增長存在著一種明顯的倒“U”型關(guān)系，且最優(yōu)的民生支出規(guī)模位于0.12附近。另外，圖1展示出了民生支出與經(jīng)濟增長的倒“U”關(guān)系是非對稱的。當民生支出小于最優(yōu)規(guī)模時，民生支出對經(jīng)濟增長的影響相對較大，當民生支出超過最優(yōu)規(guī)模時，民生支出對經(jīng)濟增長的影響為負，但下降速度相對緩慢。

(二)模型估計

為了反映民生支出與經(jīng)濟增長存在的非對稱倒“U”關(guān)系，同時構(gòu)建二次型方程和非對稱倒“U”方程進行估計，其中二次型表達式為：

(3)

交互項ms·Gov用來檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對政府支出效果及最優(yōu)支出規(guī)模的影響，非對稱倒“U”方程設(shè)定如下：

(4)

式(3)刻畫了對稱倒“U”關(guān)系，而式(4)則刻畫了非對稱倒“U”關(guān)系。估計得到系數(shù)后，可求得相對應(yīng)的最優(yōu)民生支出規(guī)模，分別為：

(5)

(6)

根據(jù)式(5)和式(6)可以看出，最優(yōu)規(guī)模會受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。對式(3)和式(4)采用固定效應(yīng)方法進行估計(見表1)，其中第2列和第4列分別為式(3)和式(4)不包含交互項時的估計結(jié)果。

表1 民生支出與經(jīng)濟增長關(guān)系的倒“U”曲線估計

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著，括號內(nèi)為t統(tǒng)計值。

由表1第2列可知，變量Gov1的系數(shù)為正且顯著，變量Gov12的系數(shù)為負且顯著，這表明民生支出與經(jīng)濟增長存在倒“U”關(guān)系。根據(jù)二次型估計方程中變量Gov1和Gov12的估計系數(shù)以及式(5)公式計算，最優(yōu)支出規(guī)模大約為12.44%。所用樣本中只有48個樣本的政府支出規(guī)模超過了12.44%，由此可知大多數(shù)地區(qū)的民生支出低于最優(yōu)規(guī)模。由表1第4列可知，變量Gov10.5的系數(shù)為正且顯著，變量Gov1的系數(shù)為負且顯著，這表明民生支出規(guī)模與經(jīng)濟增長存在非對稱倒“U”關(guān)系。根據(jù)非對稱倒“U”方程中變量Gov10.5和變量Gov1的估算系數(shù)以及式(6)估算得出的最優(yōu)支出規(guī)模大約為12.29%，仍然表明了大多數(shù)地區(qū)的民生支出低于最優(yōu)規(guī)模。各列中變量ms的系數(shù)為負且顯著，變量ms2的系數(shù)為正且顯著，這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響也是非線性的，但絕大多數(shù)地區(qū)位于對稱軸右側(cè)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長有促進作用。

由表1第3列和第5列可知，交乘項Gov1×ms和Gov10.5×ms的系數(shù)均為正且顯著，這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠提高政府民生支出效果，也提高了最優(yōu)民生支出規(guī)模，這也表明不同地區(qū)和時間段產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差別會造成最優(yōu)民生支出規(guī)模存在顯著不同，產(chǎn)業(yè)升級對經(jīng)濟增長的促進作用也會隨著近年來政府民生支出的擴張而變大。其余控制變量的系數(shù)基本均為正，表明勞動投入、資本投入、金融發(fā)展、人力資本和公共基礎(chǔ)設(shè)施均會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定促進作用。

(三)最優(yōu)民生支出規(guī)模

根據(jù)式(5)和式(6)可計算出各地區(qū)的最優(yōu)民生支出規(guī)模，基本狀況如表2所示。其中Gov1為實際支出規(guī)模，G1是根據(jù)二次型方程估計得到的最優(yōu)規(guī)模，G2是根據(jù)非對稱倒“U”方程估計得到的最優(yōu)規(guī)模。

表2 民生支出規(guī)模與最優(yōu)支出規(guī)模

注：民生支出規(guī)模與最優(yōu)民生支出規(guī)模數(shù)據(jù)均為當年的平均值。

由表2可知，從全國來看，民生支出規(guī)模從2007年的0.067上升到了2016年的0.112，G1從2007年的0.127上升到了2016年的0.133，G2從2007年的0.130上升到了2016年的0.143。這表明無論是從G1還是從G2來看，民生支出均低于最優(yōu)支出規(guī)模。但實際支出規(guī)模與最優(yōu)支出規(guī)模的差距正在逐步縮小，正在向最優(yōu)水平靠攏。

從地區(qū)層面來看，采用兩種方程估計得到的結(jié)果均顯示：東中西部地區(qū)的民生支出規(guī)模和最優(yōu)支出規(guī)模都是上升趨勢。最優(yōu)規(guī)模從東、中到西部逐步減小，這是由于東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級程度最高，西部地區(qū)最低。另外，東中部地區(qū)的民生支出低于最優(yōu)規(guī)模，其中東部地區(qū)與最優(yōu)規(guī)模的差距最大，但西部地區(qū)已經(jīng)達到甚至超過了最優(yōu)支出規(guī)模。

最優(yōu)規(guī)模也是估計值，也存在其置信區(qū)間。本文根據(jù)式(4)計算與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相匹配的最優(yōu)支出規(guī)模的90%置信區(qū)間，將此區(qū)間定義為最優(yōu)區(qū)間，將支出規(guī)模低于最優(yōu)規(guī)模下限的區(qū)間定義為低區(qū)間，將支出規(guī)模高于最優(yōu)規(guī)模上限的區(qū)間定義為高區(qū)間，位于各區(qū)間的省份個數(shù)如表3所示②。

表3 各區(qū)間內(nèi)的省份個數(shù)

由表3可知，位于低區(qū)間的省份個數(shù)正在減少，而位于最優(yōu)區(qū)間和高區(qū)間的省份個數(shù)為上升趨勢。整體來看，位于低區(qū)間的省份個數(shù)是最多的。另外，雖然位于低區(qū)間的省份個數(shù)最多，但這些省份大多位于東部和中部地區(qū)，西部地區(qū)大多位于最優(yōu)區(qū)間或高區(qū)間。

(四)偏離最優(yōu)規(guī)模的效率損失

由于各地區(qū)的支出規(guī)模低于或高于最優(yōu)規(guī)模，理論上存在一定的效率損失，本文對此進行定量的測度。具體計算過程為：首先，基于式(5)和式(6)計算得到的最優(yōu)民生支出規(guī)模，將其代入式(3)和式(4)計算得到民生支出達到最優(yōu)時的產(chǎn)出水平Y(jié)*，即可求出由于偏離最優(yōu)支出規(guī)模的效率損失，使用的計算公式為：(潛在產(chǎn)出水平-實際產(chǎn)出水平)/實際產(chǎn)出水平。計算出的效率損失情況如表4所示。

表4 偏離最優(yōu)規(guī)模的效率損失

由表4可知，基于對稱倒“U”曲線測度結(jié)果和基于非對稱倒“U”曲線測度結(jié)果均表明：(1)從全國來看，偏離最優(yōu)民生支出規(guī)模的效率損失表現(xiàn)為下降趨勢，這是由于越來越多的省份逐步向最優(yōu)支出規(guī)?？繑n，因此偏離最優(yōu)支出規(guī)模的效率損失為下降趨勢；(2)比較地區(qū)間的效率損失可以看出，東中西地區(qū)的效率損失均為下降趨勢，并且東部地區(qū)的效率損失遠大于中西部地區(qū)。這是由于東部地區(qū)的實際支出規(guī)模與最優(yōu)支出規(guī)模的差距更大，偏離最優(yōu)規(guī)模所帶來的損失也最大。比較表4中基于對稱倒“U”曲線測度結(jié)果與基于非對稱倒“U”曲線測度結(jié)果可知，基于非對稱倒“U”曲線估計得出的效率損失相對更高，這也表明采用二次型方程將會低估真實效率損失?，F(xiàn)階段改善民生支出規(guī)模，達到最優(yōu)規(guī)模能夠使產(chǎn)出上升大約7.3%，其中使東部地區(qū)大約上升11.3%，使中部地區(qū)大約上升2.5%，使西部地區(qū)大約上升1.2%。

四、生產(chǎn)性和消費性支出對經(jīng)濟增長的影響

(一)模型形式初步判斷

本部分首先在式(1)的設(shè)定框架下對消費性和生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長的影響函數(shù)h2(Gov2)和h3(Gov3)分別進行半?yún)?shù)估計,所估計的方程表達式為：

(7)

(8)

式(7)和式(8)中其他變量的含義與式(1)相同，參數(shù)部分估計結(jié)果得到的結(jié)論和表1基本相同，在此不再重復討論。而非參數(shù)部分的估計結(jié)果分別如圖2和圖3所示，其中橫軸分別表示消費性支出和生產(chǎn)性支出占GDP的比重。

圖2 式(7)非參數(shù)部分的估計結(jié)果

圖3 式(8)非參數(shù)部分的估計結(jié)果

由圖2可知，消費性支出對經(jīng)濟增長表現(xiàn)為負影響。在本文所使用的數(shù)據(jù)中公共服務(wù)支出在消費性支出中所占比重最大，因此消費性支出對經(jīng)濟增長的負影響很大程度上取決于公共服務(wù)支出的負效應(yīng)。這說明我國的行政管理等公共服務(wù)方面的高支出并沒有帶來相應(yīng)的行政高效率，而且公共服務(wù)支出較高反映了較多的一般公務(wù)支出，在一定程度上會增加政府的干預，對經(jīng)濟產(chǎn)生負影響。

由圖3可知，生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長也表現(xiàn)為負影響，這說明目前生產(chǎn)性支出規(guī)模過大，帶來的擠出效應(yīng)大于其所帶來的正影響。圖3雖然表明生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長存在負影響，但左半部分斜率相對較低，表明負影響相對較低，而右半部分斜率相對較高，表明負影響相對較高。支出規(guī)模較大的地區(qū)大多位于西部地區(qū)，這表明西部地區(qū)生產(chǎn)性支出的負影響相對更大，東中部地區(qū)生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長存在負影響，但影響相對較小。

另外，根據(jù)圖3的形狀可推斷出2007年之前生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長很可能存在正影響。范慶泉等的研究表明2000～2006年的生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長表現(xiàn)為正影響，2009～2012年的生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長卻產(chǎn)生了抑制作用，并且2009年以來的生產(chǎn)性支出已與最優(yōu)規(guī)模非常接近[10]。雖然在分類方法上與本文存在少許差別，但研究結(jié)論大體一致，本文所使用的數(shù)據(jù)為2007年以后的數(shù)據(jù)，同樣得出了2007年以后生產(chǎn)性支出基本上已經(jīng)接近甚至超過了最優(yōu)規(guī)模的結(jié)論。但目前僅在在西部部分地區(qū)產(chǎn)生了較為嚴重的抑制效應(yīng)。

(二)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對消費、生產(chǎn)性支出效果的影響

上述分析表明，消費和生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長幾乎一直表現(xiàn)為負影響，現(xiàn)階段無法得出兩者存在倒“U”關(guān)系的結(jié)論。在此部分，本文假設(shè)h2(Gov2)和h3(Gov3)均為線性函數(shù)。但從圖2和圖3可以看出，不同階段消費和生產(chǎn)支出的負影響也存在變化，這可能是地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異帶來的。因此，本文也引入消費、生產(chǎn)支出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項，結(jié)果如表5所示。其中第2和第3列為消費性支出對經(jīng)濟增長的影響，第4和第5列為生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長的影響。

表5 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對消費、生產(chǎn)性支出效果的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著；括號內(nèi)為t統(tǒng)計值。

由表5第2和第4列可知，變量Gov2(Gov3)的系數(shù)為負且顯著，這表明消費和生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了顯著負影響，這與圖2和圖3中估計得到的結(jié)論一致。

與表1相同，各列中變量ms的系數(shù)為負且顯著，變量ms2的系數(shù)為正且顯著，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的影響也是非線性的，絕大多數(shù)地區(qū)位于對稱軸右側(cè)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長有促進作用。

由表5第3列可知，變量Gov2×ms的系數(shù)為正，但不顯著，這表明消費性支出效果并不會受到當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，這說明政府的公共服務(wù)等支出效果與當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并不存在明顯的相關(guān)性，是由于行政管理等支出并不進入生產(chǎn)領(lǐng)域，從而與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)無關(guān)。但由第4列可知，變量Gov3×ms的系數(shù)為正且顯著，這表明生產(chǎn)性支出效果會受到當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，雖然目前來看，生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長表現(xiàn)為抑制作用，但產(chǎn)業(yè)升級會降低生產(chǎn)性支出的抑制效果。另一方面，這也說明了隨著政府支出的擴張，產(chǎn)業(yè)升級對經(jīng)濟增長的促進作用會隨著生產(chǎn)性支出的擴張而變大，但受消費性支出擴張的影響很小。

(三)其他相關(guān)討論

上述結(jié)論表明民生支出與經(jīng)濟增長存在非對稱倒“U”關(guān)系，消費和生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了負影響，因此總支出規(guī)模與經(jīng)濟增長也很可能存在倒“U”關(guān)系。以總支出規(guī)模(政府支出總額占GDP的比重)作為政府支出變量時對式(1)采用半?yún)?shù)估計，根據(jù)2005～2016年的數(shù)據(jù)進行估計的結(jié)果如圖4所示③。

圖4 總支出規(guī)模對經(jīng)濟增長的半?yún)?shù)估計

由圖4可知，總支出規(guī)模與經(jīng)濟增長之間仍然存在著倒“U”關(guān)系，同樣表現(xiàn)出了非對稱倒“U”關(guān)系，這與民生支出發(fā)現(xiàn)的特征相似。另外，當采用式(3)和式(4)的形式對總支出規(guī)模影響經(jīng)濟增長的效應(yīng)進行估計時，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠提高政府支出的邊際影響和最優(yōu)規(guī)模，最優(yōu)規(guī)模在時空間上的變化特征以及在各區(qū)間的分布均與民生支出相似。偏離最優(yōu)規(guī)模的效率損失也為下降趨勢，并且東部地區(qū)的效率損失遠大于中西部地區(qū)。上述結(jié)論也說明了，之所以總支出與經(jīng)濟增長之間存在非對稱倒“U”關(guān)系，很大程度上取決于民生支出對經(jīng)濟增長的非對稱倒“U”關(guān)系。

另外，本文在研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對政府支出效果的影響時，只引入了政府支出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項，但金融發(fā)展、人力資本等也可能會影響最優(yōu)民生支出規(guī)模和各類政府支出效果。本文在同時加入金融發(fā)展、人力資本等變量與政府支出的交互項后，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展、人力資本等也會促進政府支出效果，但政府支出與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)交互項的系數(shù)反映出來的結(jié)論與上文基本一致，并且各地區(qū)的最優(yōu)民生支出特征表現(xiàn)出與上文相似的結(jié)論。這也說明了本文的研究結(jié)論具有一定程度的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與政策建議

本文基于2007～2016年的面板數(shù)據(jù)研究民生、消費和生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長的影響。對于民生支出，本文構(gòu)建對稱和非對稱倒“U”曲線估計其對經(jīng)濟增長的影響以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對其效果的影響，進而對最優(yōu)規(guī)模特征和偏離最優(yōu)規(guī)模的效率損失進行測度；對于消費和生產(chǎn)性支出，本文研究了消費和生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長的影響以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對其效果的影響，主要結(jié)論如下：

第一，民生支出與經(jīng)濟增長之間存在非對稱倒“U”關(guān)系，民生支出超過最優(yōu)規(guī)模帶來的“損失效應(yīng)”小于低于最優(yōu)規(guī)模帶來的“損失效應(yīng)”，并且產(chǎn)業(yè)升級會提高政府支出的邊際效果和最優(yōu)規(guī)模，產(chǎn)業(yè)升級對經(jīng)濟增長的促進作用也隨著民生支出規(guī)模的擴張而變大。

第二，民生支出規(guī)模和最優(yōu)民生支出規(guī)模都是上升趨勢，并且實際規(guī)模正在向最優(yōu)規(guī)?？繑n，最優(yōu)規(guī)模從東部、中部到西部地區(qū)逐步減小。東中部地區(qū)的民生支出規(guī)模低于最優(yōu)規(guī)模，其中東部地區(qū)與最優(yōu)規(guī)模差距更大，但西部地區(qū)已經(jīng)達到甚至超過了最優(yōu)規(guī)模；位于低區(qū)間的省份個數(shù)正在減少，但位于低區(qū)間的省份個數(shù)是最多的，并且大多位于東中部地區(qū)。

第三，偏離最優(yōu)民生支出規(guī)模帶來的效率損失為下降趨勢，這是由于實際規(guī)模正在向最優(yōu)規(guī)模靠攏，效率損失從東、中到西依次減小?，F(xiàn)階段優(yōu)化各地區(qū)民生支出規(guī)模，達到最優(yōu)民生支出規(guī)模能夠使產(chǎn)出上升大約7.3%，其中使東部地區(qū)大約上升11.3%，使中部地區(qū)大約上升2.5%，使西部地區(qū)大約上升1.2%。

第四，消費和生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長的影響均為負，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對消費性支出效果的影響并不顯著，但會降低生產(chǎn)性支出的抑制效果。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟增長的促進作用會隨著生產(chǎn)性支出規(guī)模的擴張而增大，但受消費性支出規(guī)模擴張的影響很小。另外，總支出規(guī)模與經(jīng)濟增長之間也表現(xiàn)為非對稱倒“U”關(guān)系，與民生支出表現(xiàn)出的特征類似，這表明之所以總支出規(guī)模與經(jīng)濟增長存在非對稱倒“U”型關(guān)系，很大程度上取決于民生支出與經(jīng)濟增長的非對稱倒“U”關(guān)系。

本文研究結(jié)論的政策含義如下：第一，東中部地區(qū)的民生支出規(guī)模大多位于低區(qū)間，這表明對于東中部地區(qū)而言，科教文衛(wèi)和社會保障等民生性支出仍然不足，擴大民生性支出對經(jīng)濟增長仍然具有顯著的促進作用；第二，西部地區(qū)民生支出大多位于最優(yōu)區(qū)間和高區(qū)間，即西部地區(qū)的民生支出偏高，這表明對于西部地區(qū)而言，整體上擴大民生支出對經(jīng)濟增長的促進效果比較有限，可適當降低西部地區(qū)民生支出規(guī)模；第三，消費和生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長的影響為負，表明消費性支出不具有生產(chǎn)性質(zhì)，擴大消費性支出并不會對經(jīng)濟增長起到很好的效果。而生產(chǎn)性支出雖然具有生產(chǎn)性，但已經(jīng)超過了最優(yōu)規(guī)模，應(yīng)適度減少消費和生產(chǎn)性支出；第四，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以提高民生支出效果和最優(yōu)民生支出規(guī)模，并且可以降低生產(chǎn)性支出的抑制效果。因此，在優(yōu)化中西部地區(qū)的政府支出結(jié)構(gòu)時，也應(yīng)推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，不僅可以直接縮小三大地區(qū)之間的差距，也可以通過提高政府支出效果而間接縮小地區(qū)間差距。

注釋：

①第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)比重也是衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標，但加入此變量以及其與政府支出的交互項，發(fā)現(xiàn)并不顯著。

②采用式(3)計算得到的統(tǒng)計結(jié)果與表3基本相同。值得注意的是，雖然兩種估計方法在最優(yōu)規(guī)模特征和區(qū)間分布上得到的結(jié)論大體相同，但兩種方法得到的最優(yōu)規(guī)模實際存在很大差別。根據(jù)最優(yōu)規(guī)模核密度圖可以看出，基于非對稱倒“U”方程得到的最優(yōu)民生支出相對來說分布更為分散。

③此部分是對總支出規(guī)模與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行檢驗，使用了更多樣本，實際上根據(jù)2004年或2006～2016年的數(shù)據(jù)得到的結(jié)論是相同的。