劉歡

摘要：基于2007—2014年的中國省級面板數(shù)據(jù)，通過建立包含人口流動因素的非線性門檻模型對各地區(qū)民生財政支出與經(jīng)濟增長的關系進行了實證考察，研究發(fā)現(xiàn)，民生財政支出與經(jīng)濟增長間存在顯著的非線性關系。隨著民生財政支出水平的提高，其對經(jīng)濟增長的作用呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，而人口流動因素則是導致這種結(jié)構(gòu)性變化的重要原因。當?shù)貐^(qū)人口流入規(guī)模擴大時，提高民生財政支出水平將帶來更大的經(jīng)濟增長效應，但我國僅有少部分地區(qū)處于這個區(qū)間內(nèi)，意味著財政資源配置空間失衡。研究結(jié)果為進一步推進財政體制改革及建立適應人口跨地區(qū)遷移的財政資源配置機制提供了直接的經(jīng)驗證據(jù)。

關鍵詞：民生財政支出；經(jīng)濟增長；人口流動；門檻模型

文章編號：2095-5960（2018）01-0013-12；中圖分類號：F812.45；文獻標識碼：A

一、引言

有關財政支出的大量相關研究表明，在中國現(xiàn)行財政分權(quán)體制下，地方政府承擔了大部分公共投入責任，受財政資源有限性和官員考核機制影響，其支出結(jié)構(gòu)偏向經(jīng)濟生產(chǎn)性項目，消費性公共服務供給出現(xiàn)不足（傅勇，2007[1]；付文林，2012[2]）①①需要說明的是，本文的公共品供給即指地方政府在環(huán)保設施、科教文衛(wèi)和社會福利等方面的財政支出（傅勇，2008）。 。盡管近年來政府增加了民生領域的財政投入，但財力分配的重點依舊傾向于經(jīng)濟建設，且與歐美等發(fā)達國家相比仍存在較大差距。充分合理的民生財政支出是調(diào)節(jié)經(jīng)濟、促進社會發(fā)展的重要杠桿，尤其是在經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，財政收入增速急劇下滑的困境下（高培勇，2016）[3]，更需增加民生財政支出以提高經(jīng)濟增長效率。因此，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，提高民生財政支出比重，以發(fā)揮其對經(jīng)濟生產(chǎn)生活的積極作用成了學者們關注的重要問題。但這些研究的主要局限在于未將人口流動因素納入分析框架，尤其在中國人口大規(guī)模流動的背景下，忽視人口流動因素對地方民生財政支出與經(jīng)濟增長關系的影響，將導致估計系數(shù)與研究結(jié)論均存在偏差。基于此，將人口流動因素納入二者關系問題的考察，以揭示在人口流動的背景下民生財政支出水平的變化對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，就成了本文研究的主題。

二、文獻綜述

盡管財政支出規(guī)模與經(jīng)濟增長的關系一直是宏觀經(jīng)濟學研究的核心問題，但針對財政支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長影響的研究還是近二十幾年來的事情（郭慶旺等，2003）[4]，且現(xiàn)有研究在財政支出項目的劃分及不同財政支出項目對經(jīng)濟增長的影響上也未能達成一致（孫文祥，2004）[5]。如將財政支出劃分為生產(chǎn)性支出與消費性支出（非生產(chǎn)性支出）一般不存在分歧，但對于生產(chǎn)性支出包含的內(nèi)容卻存在不同觀點，具有代表性的如巴羅將公共教育支出與國防投資歸屬于生產(chǎn)性支出（Barro，1990）[6]。進一步，實證研究得出的結(jié)論也不盡一致。一方面一些學者的研究結(jié)論表明，政府生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟增長正相關（Cashion，1995）[7]，而消費性支出則呈現(xiàn)顯著的負相關（Landau，1983[8]；Lee，1995[9]；Ghura，1995[10]；Afonso，2013[11]）；另一方面的學者研究則得到了不同的結(jié)論，即政府消費性支出顯著地促進了經(jīng)濟增長（Romer，1989[12]；Devarajan，1993[13]；Slemrod，1995[14]），或?qū)?jīng)濟增長并無顯著影響（Nazmi，1997[15]；Mosley，2000[16]）。

國內(nèi)已有的對于財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關系問題的研究最初多從全國角度出發(fā)，而后分區(qū)域及分省市的研究逐步增加，得到的結(jié)論也存在較大分歧。對于此問題關注最早的應屬郭慶旺等的研究，其通過構(gòu)建理論模型并采用1978—2001年的全國數(shù)據(jù)對二者的關系進行經(jīng)驗性分析，結(jié)果顯示財政生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟增長正相關，但與科技支出的相關程度最高（郭慶旺等，2003），后續(xù)研究也得到了支持性的結(jié)論（李君妍等，2015）[17]。但也有學者的研究表明，這種生產(chǎn)性支出的正增長效應僅在短期內(nèi)存在（朱迎春，2013）[18]，具有可持續(xù)的增長效應的是包括文教科衛(wèi)等支出在內(nèi)的民生性財政支出（賀俊等，2013）[19]。鄭尚植（2012）基于我國三大區(qū)域的面板數(shù)據(jù)實證分析財政支出結(jié)構(gòu)對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)財政支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響存在著地區(qū)差異性，不同區(qū)域的同類支出項目對經(jīng)濟增長可能產(chǎn)生截然相反的影響，但教育和醫(yī)療衛(wèi)生等民生支出對三大區(qū)域的經(jīng)濟增長均發(fā)揮了顯著的促進作用[20]。周光亮（2011）對山東省的研究也得到了相同的結(jié)論[21]。因此，針對目前我國財政支出現(xiàn)狀，應進一步調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，使其進一步傾斜于科教文衛(wèi)等民生財政支出，充分發(fā)揮其對于穩(wěn)定經(jīng)濟和收入分配的重要作用（張志超等，2009[22]；毛中根等，2009[23]）。

20世紀80年代中后期以來，中國人口產(chǎn)生大規(guī)模流動，僅30年間增長37.29倍（如圖1所示），對各地區(qū)的民生財政支出與經(jīng)濟增長關系產(chǎn)生重要影響，但將人口流動因素納入二者關系考察的研究還比較缺乏。理論上，政府民生財政支出為經(jīng)濟發(fā)展提供了大量的公共品和其他具有外部效應的公共福利或服務，進而提高了市場運行效率并促進經(jīng)濟增長，但其對經(jīng)濟增長的作用程度顯著受到人口流動因素影響。這是因為民生財政支出所提供的公共服務多具有準公共品的性質(zhì)，消費中的競爭性和排他性決定了政府供給量和居民實際消費量之間通常存在差異，而這種差異又與地區(qū)人口數(shù)量密切相關。這意味著人口跨地區(qū)流動因素會顯著影響一地區(qū)公共品供求關系與財政支出（付文林，2012[2]），進而影響民生財政支出與經(jīng)濟增長的關系，因此忽略人口流動因素與財政支出的關系而單純考察民生財政支出與經(jīng)濟增長的關系將導致估計系數(shù)有偏（Intriligator，Bodkin and Hsiao，1996[24]；郭玉清等，2009[25]）。故本文在已有研究的基礎上，進一步將人口流動因素納入分析框架，以揭示在人口流動的背景下民生財政支出水平的變化對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。研究方法上，已有研究多以線性回歸為主，沒有控制異質(zhì)性，且難以揭示變量之間關系的結(jié)構(gòu)性突變，這對于研究我國這樣一個經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)的國家來說，可能存在欠缺?；谝陨显?，本文采用Hansen（1999）提出的非線性門檻方法，納入人口流動因素后，對中國各地區(qū)民生財政支出與經(jīng)濟增長的關系進行經(jīng)驗性分析。

三、模型設定與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設定

最早將公共資本存量納入生產(chǎn)函數(shù)的是阿羅，其模型假定，個人與私人生產(chǎn)均從公共資本存量中獲得效用，但公共資本存量不改變穩(wěn)態(tài)時的經(jīng)濟增長率；隨后的實證研究則重點強調(diào)政府支出的性質(zhì)，將其劃分為生產(chǎn)性和非生產(chǎn)性支出。本文則借鑒Devarajan等（1996）年的研究，實證模型設定為方程1形式，與其研究不同的是，本文基于中國人口大規(guī)模流動的現(xiàn)實，考察民生財政支出與經(jīng)濟增長間的關系。

RGPCit=β1PGSit+β2PMSit+α′Xit+vit+εit （1）

模型（1）中，RGCPit表示人均實際GDP，PGSit代表民生財政支出水平，PMSit代表人口流動規(guī)模，Xit表示控制變量，包括URBit，EONit，F(xiàn)Rit，PEit等變量。其中 URBit代表城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，EONit代表經(jīng)濟開放度，F(xiàn)Rit代表地方財政收入因素，PEit代表就業(yè)因素，vit為截距項，εit為隨機擾動項。

為準確分析民生財政支出與經(jīng)濟增長間的關系，本文采用局部加權(quán)散點圖修均法（LOWESS）進行曲線擬合（如圖3），發(fā)現(xiàn)民生財政支出與經(jīng)濟增長間可能存在非線性關系。據(jù)此，本文借鑒Hansen（1999）提出的非線性門檻模型，以檢驗二者間是否存在非線性關系。該方法較客觀地以門檻變量決定分區(qū)點，從而避免了一般研究所使用的主觀判定分區(qū)點法所造成的缺陷。模型設定如（2）所示。

圖3民生財政支出與經(jīng)濟增長的曲線擬合模型（2）的含義為，當民生財政支出水平小于等于門檻值γ時，其對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)為β1；當民生財政支出水平大于門檻值γ時，其對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)變?yōu)棣?，這種影響既可以表現(xiàn)為增加，也可以表現(xiàn)為減小。

（二）數(shù)據(jù)說明

由于2007年政府收支分類科目的變動及西藏數(shù)據(jù)的部分缺失，本文最終選取2007—2014年中國30?。ㄊ?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，除就業(yè)數(shù)據(jù)外，本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2008—2015）及CEIC中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，就業(yè)數(shù)據(jù)來源于各省市歷年統(tǒng)計年鑒。為了消除通貨膨脹因素的影響，本文采用GDP平減指數(shù)法以2007年為基期對各地區(qū)名義GDP進行消脹處理。各變量的指標選取如下：

人均實際GDP（RGPC）。本文采用人均實際GDP衡量各省市的經(jīng)濟增長水平，實際GDP是以2007年為基期對各地區(qū)名義GDP進行消脹處理得到。

民生財政支出（PGS）。借鑒傅勇（2008）、李成宇等（2016）的研究，本文將政府在文化教育、科學技術、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生以及環(huán)境保護等支出定義為民生財政支出[26][27]，并采用民生財政支出占一般公共預算支出的比重作為支出水平的衡量指標。

人口流動（PMS）。在戶籍制度背景下，中國存在戶籍人口、常住人口和流動人口三個衡量人口規(guī)模絕對量的指標，流動人口則通常被定為“人戶分離”的人口①①即戶口所在地與現(xiàn)住地不在同一街道且離開戶口所在地已經(jīng)超過半年的人口。 。嚴格意義上講，全國人口普查數(shù)據(jù)中的地區(qū)人口凈流入或凈流出數(shù)據(jù)更為準確，但其缺乏連續(xù)性與時效性。綜合本文人口因素的關注重點在于人口規(guī)模，同時兼顧數(shù)據(jù)的可得性，本文最終采用地區(qū)常住人口與戶籍人口的差值作為人口流動的衡量指標，以反映一地區(qū)的人口凈流動規(guī)模。

控制變量。1.城鎮(zhèn)化水平（URB）。盡管對于城鎮(zhèn)化水平的衡量存在諸多標準，但城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎剡@一標準無疑是最權(quán)威、使用人數(shù)最多，也是最能體現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的（李成宇等，2016），本文即采用這一指標衡量各地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平；2.經(jīng)濟開放度（EON）。以各省進出口總額占GDP的比重衡量；3.財政收入比（FR）。以各省財政收入占GDP比重衡量，以捕捉各地區(qū)財政收入政策對經(jīng)濟增長的影響（賈俊雪等，2011）[28]；4.就業(yè)因素（PE）。以各地區(qū)就業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬扛鞯貐^(qū)的就業(yè)狀況。

（三）相關變量描述性統(tǒng)計

表1所示為本文所選變量的統(tǒng)計分析，其中標準差最大的變量為人口流動，其次為人均實際GDP，說明人口流動規(guī)模和經(jīng)濟增長在各地區(qū)間波動幅度較大。

圖4為2007至2014年人均GDP和民生財政支出的核密度分布圖?？梢钥闯?，我國人均GDP在地區(qū)間分布呈現(xiàn)單峰趨勢，并不斷右移，說明人均GDP在不斷提高，但其峰寬變化幅度較小，地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展差距仍然存在。從民生財政支出的核密度分布圖看，其峰寬呈現(xiàn)波動趨勢，但總體上看在不斷增大，表明近年來地區(qū)間民生財政支出水平差距呈現(xiàn)增大趨勢。

四、實證分析結(jié)果

（一）普通面板回歸估計結(jié)果

表2所示為使用普通面板的計量回歸結(jié)果。第一列的估計是不考慮個體間異質(zhì)性的混合回歸的結(jié)果，第二列和第三列分別是考慮個體效應及個體和時間效應的面板固定效應回歸結(jié)果，第四列是隨機效應的估計結(jié)果。從擬合優(yōu)度指標來看，四個模型的擬合程度均較好。

模型選擇上，從個體固定效應回歸結(jié)果的F檢驗的P值來看，其為0.000，即固定效應回歸結(jié)果顯著優(yōu)于混合回歸，應該允許每個個體擁有自己的截距項。而從個體時間效應回歸結(jié)果的F檢驗的P值來看，其結(jié)果強烈拒絕“無時間效應”的原假設，即模型中應該包含時間效應。隨機效應回歸結(jié)果的LM檢驗顯示隨機效應回歸結(jié)果由于混合回歸，Hausman檢驗結(jié)果認為應使用固定效應模型。綜上，應選擇個體時間固定效應模型。

由表2可以看出，不同估計方法的實證結(jié)果差異較明顯。如僅進行混合回歸，將得到民生財政支出水平與經(jīng)濟增長負相關的結(jié)論。下面具體分析個體時間固定效應模型的估計結(jié)果。

首先，民生財政支出的回歸系數(shù)為1.544，在10%的顯著水平下顯著，表明地區(qū)民生財政支出每提高1個百分點，人均實際GDP提高1.544元。流動人口的回歸系數(shù)為0.103，在1%的顯著水平下顯著，說明地區(qū)凈流入人口規(guī)模每增加1萬人，帶來地區(qū)人均實際GDP提高0.103元，這是因為凈流入人口規(guī)模的擴大意味著勞動力數(shù)量的增加，而勞動力本身就是經(jīng)濟增長的決定性因素。

其次，從控制變量的回歸系數(shù)看，城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟增長水平正相關，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平每提高1個百分點，將會帶來人均實際GDP增加4.447元，這與以往研究的結(jié)論大致吻合；財政收入的回歸系數(shù)顯著為負，當財政收入占GDP比重提高1個百分點，將帶來人均實際GDP下降0.857元，表明我國地方財政收入政策并未發(fā)揮其對經(jīng)濟增長的促進作用；經(jīng)濟開放程度的回歸系數(shù)顯著為負，就業(yè)人數(shù)提高則會促進地區(qū)經(jīng)濟增長。就業(yè)人數(shù)每提高一個百分點，將帶動地區(qū)人均實際GDP提高3.162元。

（二）面板門檻回歸結(jié)果

門檻效應檢驗是進行面板門檻回歸的第一步，用于確定是否存在門檻；而當門檻效應存在時，其漸進分配為高度非標準化分配。為解決此問題，Hansen（1999）以最大似然比求得檢驗統(tǒng)計量的漸進分配，進而檢定模型的門檻效果。本文運用Stata12.0軟件進行回歸，通過bootstrap抽樣300次得到的門檻效應檢驗結(jié)果如表3所示。

從表3中可以看出，首先，民生財政支出的門檻效應檢驗拒絕不存在門檻的假設，單一門檻和雙重門檻分別在10%和1%的顯著性水平下顯著，三重門檻在10%的水平不顯著，因此民生財政支出的面板門檻模型存在雙重門檻，相應的門檻值分別是37.860和39.959。其次，人口流動的門檻效應檢驗結(jié)果顯示，其單一門檻和雙重門檻分別在1%和5%的顯著性水平下顯著，三重門檻在10%的顯著性水平下未能拒絕原假設，因此人口流動的面板門檻模型存在雙重門檻，門檻值分別是39.908和402.410，相應的回歸模型應選用模型6和9。

圖5和圖6分別是民生財政支出和流動人口的似然比函數(shù)圖，由于門檻估計值是在似然比統(tǒng)計量LR等于0時的取值，因此從圖中也可以看出，民生財政支出的面板門檻模型的雙重門檻值分別是37.860和39.959，人口流動的面板門檻模型的雙重門檻值分別是39.908和402.410。據(jù)此，可按照分別按照民生財政支出水平和流動人口規(guī)模構(gòu)建三個回歸方程，回歸結(jié)果如表4所示。

首先，從模型6的估計結(jié)果來看，民生財政支出與經(jīng)濟增長間存在顯著的正相關關系，但支出水平不同，其對經(jīng)濟增長的正向影響程度也存在差異，呈現(xiàn)先提高后下降的趨勢。具體而言，當?shù)貐^(qū)民生財政支出低于37.86%時，其每提高一個百分點，地區(qū)人均實際GDP提高2.744元；當?shù)貐^(qū)民生財政支出大于37.86%但小于39.959%時，民生財政支出每增加一個百分點，地區(qū)人均實際GDP提高3.908元，可以發(fā)現(xiàn)，民生財政支出對經(jīng)濟增長的促進作用增大?？赡艿脑蚴?，當一地區(qū)民生財政支出不足時，增加支出能在較大程度上完善經(jīng)濟運行的外部環(huán)境，有利于鼓勵私人投資，促進經(jīng)濟增長（楊子暉，2011）[29]。此時，如該地區(qū)繼續(xù)增加民生財政支出，其對經(jīng)濟增長的促進作用隨之減少，表現(xiàn)為民生財政支出每提高一個百分點，地區(qū)人均實際GDP提高3.070元，但影響依舊大于民生財政支出小于37.86%時。一種可能的解釋是，民生財政支出對經(jīng)濟增長的作用結(jié)果不僅取決于其為經(jīng)濟發(fā)展提供的公共品水平，還受到供需關系所決定的供給效率影響。當供給水平超過需求時，供給效率下降，其對經(jīng)濟增長的作用效果也隨之下降。

從模型6控制變量的估計結(jié)果來看，人口凈流入規(guī)模的擴大對地區(qū)經(jīng)濟增長起到顯著的促進作用，人口凈流入量每增加一萬人，該地區(qū)人均實際GDP增長0.149元，這是因為勞動力是促進經(jīng)濟增長的決定性因素之一。城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長存在顯著的正相關關系，城鎮(zhèn)化率提高一個百分點，帶來該地區(qū)人均實際GDP增加16.662元。這是由于本文所引用的城鎮(zhèn)化含義是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?，因此城?zhèn)化水平提高意味著城鎮(zhèn)人口總量的上升，這一方面會改善農(nóng)村進城人口的收入狀況，提高城鎮(zhèn)的消費總量，另一方面也將促使地方政府增加民生財政支出，間接改善經(jīng)濟發(fā)展的外部環(huán)境，這兩方面都將給經(jīng)濟增長帶來正向影響。財政收入占比的回歸系數(shù)為12.116，在1%的顯著性水平上顯著。其含義是，地方政府財政收入每提高1個百分點，該地區(qū)人均實際GDP增長12.116元。其原因是，地方政府自主性增加了其在生產(chǎn)性和非生產(chǎn)性科目上的支出，有利于改善投資環(huán)境，縮小居民收入分配差距，進而促進了經(jīng)濟增長。經(jīng)濟開放度的回歸系數(shù)為負，意味著開放程度的提高不利于該地區(qū)經(jīng)濟增長。一種可能的解釋是，經(jīng)濟開放度與經(jīng)濟增長間的關系并未線性，而呈現(xiàn)倒U型（張慶君，2008）[30]，因此其對經(jīng)濟增長的作用是先正后負，而我國則處于倒U型的右側(cè)，本文認為這與我國利用外資的規(guī)模與數(shù)量密切相關。就業(yè)人口比重的增加顯著促進了經(jīng)濟增長，原因是居民收入水平提高有助于提高消費總量，拉動經(jīng)濟增長。

其次，從模型9的估計結(jié)果來看，地區(qū)民生財政支出與經(jīng)濟增長存在正相關關系，這與模型1的估計結(jié)果相一致。但不同的是，在模型2中，民生財政支出對經(jīng)濟增長的作用程度逐漸增加。具體而言，當?shù)貐^(qū)人口凈流入規(guī)模小于39.908萬人時，民生財政支出的回歸系數(shù)是1.983，在5%的顯著性水平上顯著，意味著地區(qū)民生財政支出提高1個百分點，人均實際GDP增長1.983元；而當?shù)貐^(qū)人口流入凈規(guī)模增加大于39.908萬人但小于402.410萬人時，民生財政支出的回歸系數(shù)為3.048，在1%的顯著性水平上顯著，意味著地區(qū)民生財政支出增加1個百分點，人均實際GDP增長3.048元，此時若地區(qū)人口凈流入規(guī)模繼續(xù)擴大超過402.410萬人，民生財政支出對經(jīng)濟增長的作用也將增加，表現(xiàn)為地區(qū)民生財政支出提高1個百分點，人均實際GDP增長5.299元?？赡艿脑蚴牵丝趦袅魅胍?guī)模的擴大將帶來對民生財政支出需求的增加，此時地方政府增加民生財政支出將提高其供需匹配程度與供給效率，也是將投資增加到了有效率的地方，有助于促進經(jīng)濟增長。相反，對于人口流入規(guī)模過小甚至人口流出的地區(qū)來說，人口流出本身就意味著基礎設施和公共品資源的閑置，因此提高民生財政支出水平對于經(jīng)濟增長的作用則十分有限，在一定程度來講，也是一種資源的浪費。因此，應根據(jù)人口流動狀況做出公共品供給決策，改變資源的誤配狀況，這也是供給側(cè)改革的本質(zhì)要求（陸銘，2016）[31]。

從模型9的控制變量估計結(jié)果來看，其回歸系數(shù)符號與模型1一致，僅存在系數(shù)大小的差別。具體而言，城鎮(zhèn)化、財政收入占比及就業(yè)人口比重的回歸系數(shù)均為正，在1%的顯著水平下顯著，表明其水平的提高都顯著促進了經(jīng)濟增長，經(jīng)濟開放度則不利于經(jīng)濟增長。

表5所示為2014年各地區(qū)在門檻區(qū)間內(nèi)的分布情況。首先，縱向來看可以發(fā)現(xiàn)，處于民生財政支出水平第一階段地區(qū)有寧夏、新疆和青海，該區(qū)域內(nèi)的地區(qū)提高民生財政支出將更大程度上促進經(jīng)濟增長；內(nèi)蒙古和上海則處于中間區(qū)域，在該區(qū)間其增加民生財政支出對經(jīng)濟增長的促進作用最大；其他地區(qū)處于民生財政支出水平的最高階段，但其對經(jīng)濟增長的作用已小于中間區(qū)域，降低民生財政支出能提高其對經(jīng)濟增長的作用。

進一步結(jié)合人口流動因素可以發(fā)現(xiàn)，人口凈流入規(guī)模小于39.908萬人地區(qū)中，民生財政支出水平較低的地區(qū)包括寧夏、新疆和青海，相對于人口凈流入規(guī)模而言，河北等其他13個地區(qū)民生財政支出水平過高；人口凈流入規(guī)模處于中間區(qū)域的包括內(nèi)蒙古等9省市，相較于河北等13個地區(qū)，該區(qū)域民生財政支出水平更加合理；對于人口凈流動規(guī)模大于402.410萬人的地區(qū)來說，其民生財政支出水平也較高，較好地實現(xiàn)了供需數(shù)量匹配，但值得注意的是上海。考慮其人口凈流入規(guī)模，提高民生財政支出水平更有助于經(jīng)濟增長。

五、穩(wěn)健性檢驗

為確保上文研究結(jié)論的可靠性，本文借鑒已有研究，更換民生財政支出水平的代表指標。具體而言，首先分別選取民生財政支出所提供的六類公共品的代表性指標，進而運用主成分分析法獲得綜合指標①①六類公共品的代表指標分別為每千人擁有的衛(wèi)生技術人員數(shù)、師生比、每萬人擁有的廢水處理設施、養(yǎng)老保險覆蓋率、每萬人擁有的R&D;人員數(shù)、每萬人擁有的博物館數(shù)。主成分的分析過程包括數(shù)據(jù)標準化處理，KMO和SMC檢驗，最后求得綜合指標。受文章篇幅限制，結(jié)果不再單列。 。表5所示為模型6的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，門檻數(shù)量、民生財政支出對經(jīng)濟增長的作用方向與趨勢變化及控制變量的作用方向和顯著性均與前文保持了較好的一致性。

六、結(jié)論與政策含義

本文通過建立納入人口流動因素的非線性面板門檻模型，利用2007—2014年省級面板數(shù)據(jù)對民生財政支出與經(jīng)濟增長的關系進行經(jīng)驗性分析，研究發(fā)現(xiàn)：

首先，民生財政支出水平提高有利于地區(qū)的經(jīng)濟增長，但這種影響是非線性的，呈現(xiàn)先增加后下降的趨勢。具體而言，在民生財政支出水平較低時，增加供給會在更大程度上促進經(jīng)濟增長，但當支出規(guī)模超過一定水平時，增加支出對經(jīng)濟增長的作用隨之下降。本文認為，這主要是受到流動人口因素所引致的對其需求變化的影響。

其次，人口流動因素顯著影響民生財政支出對經(jīng)濟增長的作用效果。隨著地區(qū)人口凈流入規(guī)模的擴大，增加民生財政支出會在更大程度上促進經(jīng)濟增長。但根據(jù)各地區(qū)在門檻區(qū)間內(nèi)的分布情況可以發(fā)現(xiàn)，僅北京、天津、浙江、廣東四個地區(qū)處于人口凈流入規(guī)模大，民生財政支出水平也較高的區(qū)間，較好地實現(xiàn)了供需數(shù)量匹配。相對于人口凈流入規(guī)模，上海市的民生財政支出水平偏低，其他大部分地區(qū)的供給水平偏高，說明我國民生性財政資源配置存在空間不匹配問題。

最后，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平提升、地方政府財政能力提升都有利于促進地區(qū)經(jīng)濟增長，但經(jīng)濟開放度的提高則顯著抑制了經(jīng)濟增長。這也進一步驗證了張慶君（2008）研究得到的結(jié)論，經(jīng)濟開放度與經(jīng)濟增長間的關系并未線性，而呈現(xiàn)倒U型，而我國則處于倒U型的右側(cè)。

上述研究發(fā)現(xiàn)意味著，為有效促進經(jīng)濟有效增長，民生性財政資源配置需要加強空間匹配，實現(xiàn)“以人為主體”的財政資源配置機制。因此，進一步推進財政體制改革，建立適應人口跨地區(qū)遷移的民生性財政資源配置機制成為必然選擇。具體而言，在人口凈流入規(guī)模較大的地區(qū)，相應增加民生財政支出，有效回應居民需求；而對于人口凈流出地區(qū)，為避免地方政府盲目投資，對其考核應采用人均指標（陸銘，2016），這對于深化供給側(cè)改革，促進新型城鎮(zhèn)化健康發(fā)展具有重要意義。

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Abstract：This paper establishes a nonlinear threshold model which includes population migration factor to study the relationship between the people s well-being financial expenditure and economic growth in different regions based on the provincial panel data in China from 2007 to 2014. We find that there is significant nonlinear relationship between people s well-being financial expenditure and economic growth. When the level of people s well-being financial expenditure enhance， their impact on economic growth will increase firstly and then decrease， and the population migration factor is the important reason which leads to the structural change. With the expansion of the population inflow， the increase of the people s well-being financial expenditure will generate lager economic growth effect， but only a few areas locate in this interval， which means that the allocation of fiscal resources is non-equilibrium. This paper provides a direct empirical evidence for promoting the reform of the fiscal system and establishing the allocation mechanism of fiscal resources to meet the migration of population across regions.

Key words：people s well-being financial expenditure； economic growth； population migration； threshold model

責任編輯：吳錦丹 吳錦丹 蕭敏娜 常明明 張士斌