宋美吉吉

摘 要 民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的影響具有非線性。基于2007～2016年我國31個省份的面板數(shù)據(jù)，使用Getis 方法對變量的空間自相關性進行過濾，構建起動態(tài)面板門檻模型，從規(guī)模和結構兩方面估計民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應。結果顯示，民生支出發(fā)揮作用的程度與其支出量緊密相連，民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的影響存在“規(guī)模報酬遞增”，民生支出在“惠民生”的同時，也較好實現(xiàn)了“促發(fā)展”的目標。政府應進一步優(yōu)化財政支出結構，加大教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和就業(yè)等民生支出的規(guī)模，形成民生與經(jīng)濟發(fā)展的良性互動。

[關鍵詞]民生支出；經(jīng)濟發(fā)展；非線性效應；空間過濾

[中圖分類號]F812.5 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2018）10-0085-08

一、引 言

在經(jīng)濟“新常態(tài)”下，我國經(jīng)濟下行壓力持續(xù)加大，社會矛盾也已轉變?yōu)槿嗣袢找嬖鲩L的美好生活需求和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾。而改善民生則在維護社會公平正義、實現(xiàn)人民對美好生活向往的同時，有助于擴大消費需求，促進經(jīng)濟結構轉型，并提高經(jīng)濟發(fā)展水平，是經(jīng)濟社會跨越式發(fā)展的新動力。民生的重要性日益凸顯，“民生”等字眼頻頻出現(xiàn)在各級政府工作報告中，改善民生已成為社會關注的熱點和現(xiàn)階段國家治理的核心任務之一。黨的十八大提出“要以改善民生為重點”，十九大更是進一步指出“要堅持以人民為中心，在發(fā)展中保障和改善民生”。民生的持續(xù)改善，推動我國經(jīng)濟逐漸形成了高質量發(fā)展、結構優(yōu)化升級、動力轉換的良好態(tài)勢。但是，民生支出并非是越多越好。過少的支出可能會使經(jīng)濟陷入“中等收入陷阱”，阻礙經(jīng)濟發(fā)展；過多的支出也會造成資金的浪費，拖慢經(jīng)濟發(fā)展的腳步。我們不能只看重經(jīng)濟發(fā)展而忽視民生改善，更不能不顧經(jīng)濟發(fā)展階段，透支社會財富而造成經(jīng)濟發(fā)展的不可持續(xù)。如何協(xié)調民生支出與經(jīng)濟增長，進而建立起與經(jīng)濟發(fā)展承受能力相適應的民生保障體系已成為目前有待深入研究的重點課題之一。在此背景下，探究民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的影響，對于進一步推進經(jīng)濟社會協(xié)調發(fā)展，實現(xiàn)“促發(fā)展”和“惠民生”雙贏的目標具有重要理論意義和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

針對民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的影響，中外學者們進行了許多有益的探索。因民生支出屬于我國具體國情之下的特有名詞，國外多以民生支出的近義詞“社會性支出”（Social Spending）作為研究對象，分析其經(jīng)濟效應?，F(xiàn)有研究對兩者之間的關系并沒有達成共識，主要存在兩種觀點。

一是認為民生支出不利于經(jīng)濟發(fā)展。國外方面，Persson（1994）[1]基于1960～1985年OECD國家的數(shù)據(jù)，利用IV估計方法得到結論，社會性支出對經(jīng)濟發(fā)展有阻礙作用，但并不顯著。Arjona（2001）[2]基于1970～1998年OECD國家的數(shù)據(jù)，利用GMM-IV估計方法得出類似結論，社會性支出對經(jīng)濟發(fā)展有顯著負面影響。Michael Connolly & Cheng Li（2014）[3]基于1999～2011年OECD國家的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)政府消費性支出（公共衛(wèi)生、教育、住房保障）每增長1個百分點，經(jīng)濟發(fā)展水平隨之顯著降低0.86個百分點。國內方面，李普亮（2015）[4]基于2007～2012年我國省級數(shù)據(jù)，根據(jù)GMM估計法得到結論，民生支出未能兼顧公平與效率目標。付文林和沈坤榮（2006）[5]基于時間序列的協(xié)整分析方法，得出民生支出中的社會文教費對GDP有負向影響。持相同觀點的還有張峁（2010）[6]等。孫正（2014）[7]基于1995～2012年我國省級數(shù)據(jù)，采用GMM估計法得到民生支出中的社會保障、醫(yī)療等支出會阻礙經(jīng)濟發(fā)展。

二是認為民生支出有助于經(jīng)濟發(fā)展。國外方面，大部分研究基于實證分析得到結論，社會性支出對GDP有顯著的貢獻，包括Lindert（2010）[8]、Furceri & Zdzienicka（2012）[9]、Marcuello & Monta？觡es（2012）[10]等。還有研究主要聚焦于社會性支出促進經(jīng)濟發(fā)展的路徑和機制，F(xiàn)atas & Mihov（2001）[11]認為社會性有助于提高私人部門的產出，F(xiàn)urceri（2010）[12]指出社會性支出提高了經(jīng)濟發(fā)展的穩(wěn)定性，Bird（2000）[13]則認為其提高了經(jīng)濟發(fā)展的風險承擔能力。國內方面，楊志安等（2013）[14]利用我國1981～2011年的時間序列數(shù)據(jù)，通過協(xié)整分析得到結論，民生支出與經(jīng)濟發(fā)展呈正相關，但其彈性系數(shù)較小。得到相同結論的還有羅本德和張皎（2013）[15]、荊麗月（2014）[16]。此外，王志揚和寧琦（2016）[17]、范紅忠和陳攀（2016）[18]、王德娟和賈建宇（2017）[19]分別以民生支出的教育支出、衛(wèi)生支出、科技支出等為分析對象，發(fā)現(xiàn)各類支出對經(jīng)濟發(fā)展有正向作用。

綜上所述，現(xiàn)有研究為本文提供了很好的參考和借鑒。但還存在一些不足：其一，大多數(shù)研究都將民生支出與經(jīng)濟發(fā)展間的關系設定為單調的線性關系，而兩者間可能存在著非線性關系，這可能是造成研究結論非一致的原因。僅有極少數(shù)研究從非線性的角度進行了分析，包括趙天奕（2012）[20]和方大春（2015）[21]，但他們沒有考慮到經(jīng)濟發(fā)展水平的動態(tài)相依性，從而產生了參數(shù)估計的內生性問題。其二，從實證方法來看，現(xiàn)有研究多采用時間序列分析。而我國地緣遼闊，各省份間經(jīng)濟發(fā)展水平及民生改善狀況差異較大，時間序列分析無法刻畫出省域層面兩者關系的不同表現(xiàn)。而要實現(xiàn)我國民生支出與經(jīng)濟發(fā)展之間的整體協(xié)調，有必要以省域為依托，根據(jù)地區(qū)差異有針對性地作出政策調整。其三，由于“地理學第一定律”的存在，大多數(shù)數(shù)據(jù)都被證實具有或強或弱的空間相關性。在區(qū)域市場一體化程度越來越高的背景下，一個地區(qū)的經(jīng)濟社會活動會通過資本、信息技術、勞動力等要素跨地區(qū)流動，間接影響其他地區(qū)，使得變量可能具有空間關聯(lián)，但現(xiàn)有研究在具體建模時卻沒有將其納入分析框架，導致估計結果是有偏和非一致的。鑒于此，本文在已有研究的基礎上做進一步補充，首先利用空間過濾技術處理實證數(shù)據(jù)可能存在的空間自相關性；并利用動態(tài)面板門檻模型對民生支出和經(jīng)濟發(fā)展間的關系進行分析，驗證我國民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的影響是否具有非線性特征，考察對于不同地區(qū)，民生支出能否在“惠民生”的同時，促進經(jīng)濟發(fā)展。

三、理論分析與研究假設

從理論上講，民生支出可以通過總需求、人力資本和技術進步等途徑影響經(jīng)濟發(fā)展。民生支出發(fā)揮作用的程度與其支出量大小是緊密相連的，只有位于一個合適的狀態(tài)，與經(jīng)濟發(fā)展水平相適應時，其對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度才能達到最大，為經(jīng)濟發(fā)展提供有效動力，才能兼顧“惠民生”與“促發(fā)展”的現(xiàn)實需求。首先，民生支出能為公民提供平等的生存和發(fā)展條件，彌補貧困家庭對教育、醫(yī)療等人力資本投資的不足，提高全社會的勞動生產率和總產出。其次，低收入者的邊際消費傾向較之于高收入者更強，但購買能力較低。民生支出可以為低收入者提供基本生活保障，增加低收入者的收入，減少貧困人口數(shù)量，提升社會購買力，刺激社會消費需求，使經(jīng)濟得到有效持續(xù)的拉動。最后，民生支出通過改善社會公平狀況有助于緩解社會矛盾，減少社會沖突，為經(jīng)濟發(fā)展創(chuàng)造穩(wěn)定的環(huán)境，并促進經(jīng)濟發(fā)展水平的提高。

當民生支出嚴重不足，明顯與經(jīng)濟發(fā)展水平不相適應時，意味著此時政府有明顯的經(jīng)濟擴張偏好，如何提高經(jīng)濟發(fā)展水平被擺在首要位置。有限的財政資源被集中于基本建設等經(jīng)濟領域中，民生建設往往被忽視。相伴隨產生“看病難”“上學難”“住房難”“養(yǎng)老難”等一系列問題，政府財政政策在調節(jié)收入分配公平方面的力度不夠，發(fā)展成果不能有效惠及全民，會降低公民的公平感和幸福感。根據(jù)效率與公平的辨證統(tǒng)一關系，片面追求效率而忽視公平，可能會制約效率目標的實現(xiàn)。民生支出的缺乏會使得低收入者能夠享受的基本公共服務嚴重不足，在市場優(yōu)勝劣汰競爭機制的作用下，導致社會各個階層貧富懸殊，從而破壞經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的環(huán)境，經(jīng)濟效率也就難以持久。并且在一個民生狀態(tài)不容樂觀，收入分布呈金字塔狀、以低收入者占多數(shù)的社會中，其內需拉動力也是最弱的。

但是，民生支出并不是越多越好，社會民生建設具有剛性特征，一旦確定了較高的支出標準，后期很難降下來。當民生支出超過了經(jīng)濟發(fā)展能力的承受范圍時，其將成為經(jīng)濟發(fā)展的負擔，對經(jīng)濟發(fā)展的負面影響可能會超過對經(jīng)濟的拉動作用，造成“高福利陷阱”。像歐美的一些發(fā)達國家推行與經(jīng)濟發(fā)展水平不相適應的高福利制度，近年來面臨著入不敷出的困境，政府財政收支嚴重失衡，財政赤字高企，使得高福利制度難以為繼。這主要是因為，高民生支出下的高福利制度可能會破壞競爭機制，打擊勞動者的積極性和創(chuàng)造性，使其對工作產生倦怠情緒，降低社會勞動生產率。其二，高民生支出可能會使公眾越來越依賴于政府，政府干預經(jīng)濟社會的范圍和規(guī)模不斷擴大，市場的自發(fā)調節(jié)機制得不到有效發(fā)揮，從而造成資源不必要的浪費和錯配。并且大多數(shù)民生支出都具有消費性，不能實現(xiàn)價值的補償和增值，而財政收入是有限的，過多增加民生領域支出就必須壓縮其他用于生產性投資和基本建設方面的支出。過度壓縮此類支出則意味著殺雞取卵，消減宏觀經(jīng)濟發(fā)展的活力，使民生支出的物質基礎被削弱，并進而使民生支出成為無源之水、無本之木，民生支出的剛性需求難以得到有力支撐，“惠民生”目標的實現(xiàn)也會大打折扣。因此，過度的民生支出是對效率的限制和公平的破壞。

綜上所述，我們提出研究假設：民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的影響是非線性的，在不同的支出水平下，民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的影響力度和方向可能會有所不同。我們在估計其影響時，人為將實證模型設定為線性，會導致估計的偏誤，且難以觀察到不同地區(qū)民生支出的異質性表現(xiàn)。

四、實證模型、指標和數(shù)據(jù)

（一）模型設定

為刻畫民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的非線性影響，本文擬采用面板門檻模型。與主觀設定分析區(qū)間不同，面板門檻模型能夠避免主觀偏誤，從數(shù)據(jù)特征入手來確定門檻值，客觀反映不同區(qū)間內民生支出的經(jīng)濟效應。且考慮到經(jīng)濟發(fā)展水平往往具有一定的慣性，為體現(xiàn)其動態(tài)關系，克服遺漏變量所產生的內生性問題，本文最終采用動態(tài)面板門檻模型，具體形式如下：

y =c+？琢y +？茲X +？茁 exp I（q ≤？酌）+？茁 exp I（q >？酌）+？著 （1）

其中，下標it表示第i個地區(qū)第t期數(shù)據(jù)。被解釋變量y表示經(jīng)濟發(fā)展水平，X表示影響經(jīng)濟發(fā)展水平的一系列控制變量，exp表示解釋變量民生支出，q為門檻變量，γ為門檻值，I（.）代表著示性函數(shù)，？著表示隨機擾動項。模型初步設定門檻個數(shù)為1，最終的門檻個數(shù)還需通過門檻效應檢驗來確定。

（二）指標選取和數(shù)據(jù)說明

1.指標選取

模型的被解釋變量為經(jīng)濟發(fā)展水平（y），用各地區(qū)人均GDP反映。

解釋變量為民生支出（exp），分別從規(guī)模和結構兩個方面來考察。民生支出規(guī)模（exp0），用各地區(qū)民生支出總規(guī)模占財政支出的比重反映。關于民生支出的界定，黨的十七大報告明確指出“使全體人民學有所教、勞有所得、病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)、住有所居”，2008年政府工作報告進一步細化了民生投入的重點領域，包括教育、衛(wèi)生、就業(yè)、收入、社保、住房、人口等方面，闡明了民生事業(yè)的范圍所在。學者們對民生支出的概念界定并沒有形成一致表述，但就其涵蓋內容方面都是大同小異。在借鑒已有研究成果的基礎上，本文認為民生支出是與人民群眾生活水平密切相關，以滿足人民群眾健康權、教育權、勞動權等最基本權利為目的的財政投入，其中涵蓋了教育、科學技術、醫(yī)療衛(wèi)生、文體與傳媒、社會保障和就業(yè)、住房保障這六大方面支出。

為同時反映民生支出結構對經(jīng)濟發(fā)展的影響，本文選取了占民生支出比重最大的前三類支出，即教育、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生支出單獨進行分析，將其占財政支出的比重分別記為exp1、exp2、exp3。

控制變量（X）包括：勞動力（x1），用從業(yè)人員/總人口來衡量；物質資本（x2），用全社會固定資產投資/GDP來衡量；人力資本（x3），用高等學校在校生人數(shù)/總人口來衡量；對外開放程度（x4），用外商投資企業(yè)進出口商品總額/GDP來衡量。

為驗證前文提出的假說，確定門檻變量（q）與解釋變量一致，為民生支出。

2.樣本數(shù)據(jù)說明

本文選取我國31個省、自治區(qū)及直轄市作為樣本，臺灣地區(qū)、香港地區(qū)、澳門地區(qū)因統(tǒng)計口徑不一致而未包含在研究范圍。因2007年我國實施了全面的政府收支分類改革，涉及民生支出的科目在改革前后不具有可比性，故研究時間跨度從2007至2016年，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒（2008～2017）。為消除價格影響，以貨幣單位衡量的指標均以2007年為基期，取其實際值。個別有缺失的指標數(shù)據(jù)，用線性插值法補齊。為對參數(shù)估計系數(shù)賦予合理的經(jīng)濟學解釋，并緩解異方差，將經(jīng)濟發(fā)展水平取對數(shù)處理。各變量的描述性統(tǒng)計分析見表1。

五、模型估計和結果分析

（一）空間相關性的檢驗和處理

為檢驗各變量是否存在空間相關性，首先利用全局Moran' I指數(shù)進行測度，表示為：

Moran'I= （2）

其中，Z 和Z 分別表示第i個省份和第j省份的變量值， = （Z ）表示平均值，S = · （Z - ） 是方差，W 是空間權重矩陣。本文采用一階鄰接Rook的方法來構造矩陣Wij，當省份i和省份j相鄰，取W =1；若不相鄰，取W =0；矩陣對角線上元素為0。此外考慮到海南省與廣東省密切的經(jīng)濟關系，假定海南省和廣東省相鄰。檢驗結果見表2。

從表2可以看到，對于大部分年份，各變量的全局Moran' I指數(shù)至少在10%的顯著性水平上顯著，相鄰省份間聯(lián)系緊密。當變量數(shù)據(jù)存在顯著空間相關時，傳統(tǒng)的回歸模型不再有效，為了得到可靠結果，我們需要對數(shù)據(jù)的空間相關性進行處理。方法主要有二：一是建立空間計量經(jīng)濟模型，將空間相關項納入到模型中；二是利用空間過濾技術。考慮到包含門檻效應的空間計量經(jīng)濟模型屬于前沿領域，發(fā)展還不成熟，故本文采用第二種方法?？臻g過濾技術是在建?；貧w之前，先去除變量數(shù)據(jù)的空間依賴，再基于處理后的數(shù)據(jù)，使用傳統(tǒng)的估計方法進行參數(shù)估計。借鑒孫建[22]的做法，本文使用 Getis 方法來處理考察期內各變量Moran'I指數(shù)中顯著不為0的數(shù)據(jù)值，思路如下：第一步計算G 統(tǒng)計量：G = （i≠j），Z 為變量在第j個省份的數(shù)據(jù)值，Wij是行標準化后的空間權重矩陣；第二步計算G 的期望值：E（G ）= （i≠j）；第三步得到空間過濾后的數(shù)據(jù)值Z =Z ， 表示數(shù)據(jù)中不存在空間相關的比例，用變量數(shù)據(jù)值乘以此比例，就是剔除了空間相關的部分。

（二）動態(tài)面板門檻模型的估計

基于空間過濾后的數(shù)據(jù)，本文借鑒陳杰和農匯福（2016）[23]的方法，首先采用條件OLS確定門檻值及門檻的個數(shù)。在估計出門檻值后，根據(jù)門檻值將樣本劃分為不同的區(qū)間，采用系統(tǒng)GMM估計方法對（1）式進行回歸，使用被解釋變量滯后作為其差分項的工具變量，使用被解釋變量差分項的滯后作為其水平項的工具變量。并使用民生支出的一期滯后，通過時間上的交錯緩和反向因果關系問題。

1.門檻效應檢驗

利用F統(tǒng)計量對門檻效應進行檢驗，驗證構建門檻回歸模型的合理性和必要性，同時確定門檻的個數(shù)。由表3可知，當解釋變量和門檻變量分別為民生支出規(guī)模、教育支出、社會保障和就業(yè)支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出時，單一門檻效應都至少在10%的顯著性水平上通過了檢驗，而雙重門檻效應則沒有通過檢驗。民生支出對經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的非線性影響，門檻效應顯著，應建立單一門檻模型進行后續(xù)分析。

進一步估計出門檻值，結果見表4。

2.民生支出規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應估計

當解釋變量和門檻變量為民生支出規(guī)模時，門檻估計值為43.13%，說明當民生支出占財政支出比重小于43.13%和大于43.13%時，民生支出規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展的影響存在著顯著差異。對分區(qū)間的影響系數(shù)進行動態(tài)估計，結果見表5。為進行比較，我們同時還報告了線性回歸模型的估計結果。

從表5可以看到，Hansen統(tǒng)計量不能在10%的顯著性水平上拒絕“所有工具變量都有效”的原假設，AR（2）統(tǒng)計量不能在10%的顯著性水平上拒絕“擾動項無自相關”的原假設，利用系統(tǒng)GMM方法進行估計的前提成立。由估計結果可知，本年度經(jīng)濟發(fā)展受上一年度經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著，經(jīng)濟發(fā)展具有很強的路徑依賴性，運用動態(tài)模型進行回歸是合理的。民生支出規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展的影響具有“規(guī)模報酬遞增”效應，當民生支出占比低于43.13%時，民生支出占比每增加1個百分點，人均GDP提高2.73%。當民生支出占比超過43.13%時，民生支出占比每增加1個百分點，人均GDP提高3.05%，半彈性系數(shù)增加了0.32。隨著支出規(guī)模的增長，民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的積極推動作用不斷顯現(xiàn)，民生支出在“惠民生”的同時，也較好實現(xiàn)了“促發(fā)展”的目標。結合理論部分可知，我國各省份民生支出規(guī)模還有著較大的提升空間，民生支出仍在經(jīng)濟發(fā)展能力的承受范圍之內，尚未到達過度追求公平、損害發(fā)展效率的地步。優(yōu)化財政支出結構，提高民生支出總體規(guī)模和占比，將是未來相當長時間內各地方政府的工作重點和努力方向。

分年份來看，越過門檻值的省份數(shù)量總體來說在增加，從2007年的4個省份增加到2016年的21個省份，見表6。這說明地方政府對民生支出越來越重視，積極利用各種財稅手段使經(jīng)濟發(fā)展的成果為更多人所共享。政府治理的理念在更新和調整，“建設服務性政府”也開始從口號轉變?yōu)閷嵺`。通過考察各門檻區(qū)間的省份分布，我們發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)省份分布較均勻，多位于民生支出規(guī)模大于43.13%的區(qū)間，東部和西部地區(qū)則都呈現(xiàn)明顯的兩極分化，每個區(qū)間都有相當?shù)氖》輸?shù)量。具體而言，對于東部地區(qū)的北京、浙江、山東、廣東屬于民生支出與經(jīng)濟發(fā)展水平都較高的“雙高型”；同屬于東部地區(qū)的天津、上海、江蘇、福建，經(jīng)濟發(fā)展水平較高，但民生支出相對不足，還需適當增加對民生領域的投入，將工作重心從經(jīng)濟發(fā)展轉移到民生建設上來，使其盡早越過門檻值。西部地區(qū)的廣西、貴州、云南、甘肅等省份，民生支出水平較高，但經(jīng)濟發(fā)展水平較低。為使民生支出更好發(fā)揮對經(jīng)濟發(fā)展的推進作用，對于上述省份目前應爭取將經(jīng)濟總量這個“蛋糕”做大，滿足民生建設的需要，為民生支出提供物質基礎和保障。同是西部地區(qū)的西藏、寧夏、新疆等省份，屬于民生支出與經(jīng)濟發(fā)展水平都較低的“雙低型”。這些省份需進一步加強自身經(jīng)濟實力，以集中更多的財力投入到民生改善，堅持“以發(fā)展促民生”“以民生穩(wěn)發(fā)展”的建設路徑，實現(xiàn)民生與經(jīng)濟的良性互動。

3. 民生支出結構對經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應估計

根據(jù)門檻值，估計各分區(qū)間民生支出結構對經(jīng)濟發(fā)展的非線性影響，結果見表7。

由表7可知，Hansen統(tǒng)計量和AR（2）統(tǒng)計量均不能在10%的顯著性水平上拒絕原假設，我們可以對模型估計結果進行下一步分析。經(jīng)濟發(fā)展的滯后一期值對當期的影響顯著為正，進一步證實了使用動態(tài)模型的必要性。三大支出對經(jīng)濟發(fā)展的影響和民生支出規(guī)模類似，存在“規(guī)模報酬遞增”效應，當支出規(guī)模超過門檻值后，其產出彈性都有顯著提高。三大支出都能同時兼顧“效率”與“公平”，當前的支出規(guī)模還較低，存在著一定的上升空間。對于教育支出，支出規(guī)模超過14.61%，半彈性系數(shù)從3.70增加至4.99；對于社會保障和就業(yè)支出，支出規(guī)模超過13.80%，半彈性系數(shù)從3.32增加至5.39；對于醫(yī)療衛(wèi)生支出，支出規(guī)模超過4.82%，半彈性系數(shù)從7.86增加至11.06。

綜合表5和表7，從控制變量的估計結果來看，勞動力、物質資本投入和人力資本投入對經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正，是促進經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，結果較穩(wěn)健。對外開放程度對經(jīng)濟發(fā)展的影響為負，但并不顯著。

六、結論及對策建議

本文基于2007～2016年我國31個省份的面板數(shù)據(jù)，來檢驗民生支出對經(jīng)濟發(fā)展是否存在非線性影響。與以往研究不同的是，為減少估計偏誤，本文首先使用Getis 方法對變量數(shù)據(jù)進行空間過濾，消除其存在的空間自相關性。并考慮經(jīng)濟發(fā)展的路徑依賴，構建起動態(tài)面板門檻模型，從規(guī)模和結構兩方面估計民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應。得到結論如下：

第一，民生支出規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展的影響存在“規(guī)模報酬遞增”，當民生支出占比超過43.13%時，民生支出對經(jīng)濟發(fā)展的半彈性系數(shù)會顯著提高。民生支出在“惠民生”的同時，也較好實現(xiàn)了“促發(fā)展”的目標。至2016年，尚有10個省份民生支出規(guī)模未超過門檻值，仍有著較大的提升空間。通過考察各門檻區(qū)間的省份分布，我們發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)省份分布較均勻，多位于民生支出規(guī)模大于43.13%的區(qū)間，東部和西部地區(qū)則都呈現(xiàn)明顯的兩極分化，每個區(qū)間都有相當?shù)氖》輸?shù)量。

第二，從結構來看，教育支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出、社會保障和就業(yè)支出對經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應顯著，當支出規(guī)模超過門檻值后，其產出彈性會隨之提高。三大支出中，醫(yī)療衛(wèi)生支出對經(jīng)濟發(fā)展的作用更強，對門檻區(qū)間的變動也更為敏感。依據(jù)門檻值做區(qū)間劃分，至2016年，還有11個省份沒有達到教育支出的門檻值、18個省份沒有達到社會保障和就業(yè)支出的門檻值、1個省份沒有達到醫(yī)療衛(wèi)生支出的門檻值，且這些省份多屬于東西部地區(qū)。

基于以上結論，本文認為政府應正確處理好民生支出與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系，進一步優(yōu)化財政支出的結構，繼續(xù)增加教育、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生等民生支出，將今后的工作重點從經(jīng)濟建設領域轉移到社會民生領域，為經(jīng)濟發(fā)展提供和諧穩(wěn)定的環(huán)境和內生動力，形成民生改善與經(jīng)濟發(fā)展的良性互動。此外，政府還應注意不同省份民生支出與經(jīng)濟發(fā)展之間關系的異質性表現(xiàn)。對于東部地區(qū)的天津、上海、江蘇、福建等省份，經(jīng)濟發(fā)展水平較高，但民生支出相對不足，還需加大支出力度，促使其盡早越過門檻值。西部地區(qū)的廣西、貴州、云南、甘肅等省份，民生支出水平較高，但經(jīng)濟發(fā)展水平較低。為使民生支出更好發(fā)揮對經(jīng)濟發(fā)展的推進作用，對于上述省份還需將經(jīng)濟總量做大，更好滿足民生建設的需要，為民生支出提供物質基礎和保障。

[參考文獻]

[1] Persson T，Tabellini G. Is Inequality Harmful for Growth？ [J].American Economic Review，1994，84（3）：600-621.

[2] Arjona Roman，Ladaique Maxime and Pearson Mark. Growth，Inequality and Social Protection [J].Canadian Public Policy，2001，29（6）：239-240.

[3] Michael Connolly，Cheng Li.Government Consumption Spending Inhibits Economic Growth in the OECD Countries [EB/OL].http：//www.docin.com/p-1380620477.html，April 2014.

[4] 李普亮.財政民生支出有助于穩(wěn)增長和調結構嗎[J].廣東財經(jīng)大學學報，2015（5）：46-56.

[5] 付文林，沈坤榮.中國公共支出的規(guī)模與結構及其增長效應[J].經(jīng)濟科學，2006（1）：20-29.

[6] 張峁，徐蓓蓓，江棟.地方財政支出對經(jīng)濟增長影響的空間計量分析——遼寧省為例[J].科學決策，2010（5）：50-57.

[7] 孫正.地方政府財政支出結構與規(guī)模對收入分配及經(jīng)濟增長的影響[J].財經(jīng)科學，2014（7）：122-130.

[8] Peter Lindert.Growing Public：Social Spending and Economic Growth since the Eighteenth Century [M]. Cambridge University Press （2 edition），2010，11.

[9] Furceri，D. &Zdzienicka;，A.The effects of social spending on economic activity：empirical evidence from a panel of OECD countries [J].Fiscal Studies，2012，33（1）：129-152.

[10] Clemente，J. Marcuello&Monta;？觡es，A.Government social spending and GDP：Has there been a change in social policy？ [J].Applied Economics，2012，44（22）：2895-2905.

[11] Fatas，A. &Mihov;，I. The effects of fiscal policy on consumption and employment：Theory and evidence[R].CEPR Discussion Paper，2001，NO.2760.

[12] Furceri，D.Stabilization effects of social spending：Empirical evidence from a panel of OECD countries [J].The North American Journal of Economics and Finance，2010，21（1）：34-48.

[13] Bird，E.Does the welfare state induces risk-taking？ [J].Journal of Public Economics，2000，80（3）：357-383.

[14] 楊志安，郭矜，閆婷.中國財政民生支出最優(yōu)規(guī)模的實證研究[J].經(jīng)濟與管理研究，2013（12）：30-34.

[15] 羅本德，張皎.財政社會性支出對經(jīng)濟增長的影響——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實證分析[J].財會研究，2013（11）：12-16.

[16] 荊麗月.中國民生保障支出對經(jīng)濟增長的影響分析[J].當代經(jīng)濟，2014（24）：6-7.

[17] 王志揚，寧琦.基礎教育財政投入的經(jīng)濟增長效應[J].地方財政研究，2016（3）：65-71，84.

[18] 范紅忠，陳攀.政府衛(wèi)生支出對經(jīng)濟增長的影響及其區(qū)域差異[J].中國衛(wèi)生經(jīng)濟，2016，35（9）：50-52.

[19] 王德娟，賈建宇.財政科技投入與經(jīng)濟增長的分析研究[J].科學管理研究，2017，35（2）：96-99.

[20] 趙天奕.民生財政與經(jīng)濟增長：1978-2010年[J].經(jīng)濟研究參考，2012（58）：10-17.

[21] 方大春.民生投入、門檻效應和經(jīng)濟增長——基于2001～2012年省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].當代經(jīng)濟管理，2015（10）：1-6.

[22] 孫建.中國區(qū)域創(chuàng)新內生俱樂部收斂研究——空間過濾與門檻面板分析[J].科學學與科學技術管理，2011，32（7）：74-80.

[23] 陳杰，農匯福.保障房擠出效應的存在性及其時空異質性：基于省級面板門限模型的證據(jù)[J].統(tǒng)計研究，2016，33（4）：27-35.