經濟增長率跌宕下的中國民生發展
——基于MS-VAR的實證研究

肖維澤，紀 明

(1.吉林大學 馬克思主義學院，吉林 長春 130012；(2.吉林大學 勞動關系研究院，吉林 長春 130012)

一、引言

自改革開放以來，從GDP的平均增長率來看，中國的發展速度領先世界。從經濟增長方式來看，在 1978年至2010年期間，全要素生產力TFP年均增長0.97%，經濟增長質量不斷提高，2010年后，TFP的增速趨于下降。(1)吳振球、王建軍、李華磊：《改革開放以來經濟增長方式漸進式轉換：測度、源泉及其差異》，《數量經濟技術經濟研究》2014年第6期，第3-19頁。改革開放以來，我國的經濟增長經歷了一個從波動到調整至平緩的過程。在市場經濟發展初期，由于政策的放開和居民想要創造財富的強烈沖動，經濟發展一下子進入了高速通道，但是經濟周期的波動太大，最高的時候能達到13%-14%，最低的時候只有3%-4%，(2)[英]韋恩·M·莫里森：《中國經濟快速增長：原因、進程和挑戰》，王宇譯，《金融發展研究》2020年第1期，第40-45頁。這種劇烈的波動造成了一些隱患。在市場和政府的雙重機制下，中國經濟增速波動放緩，2012年以后，GDP增速逐漸趨于平穩。毋庸置疑，我國的經濟發展在過去幾十年內取得了舉世矚目的成就，從一個百業待興的國家躍升成為世界第二大經濟體。從過去的經驗來看，經濟增速和居民福利水平的增長不一定是同步的(3)Max-Neef，M.,“Economic Growth and Quality of Life：Threshold Hypothesis，”Ecological Economics，Vol.15，No.2，1995，pp.115-118．。中國的經濟發展一直存在著以政策為主要導向的特征，居民的福利水平依賴各種政策的保障。中華人民共和國成立初期，黨和政府面臨的重要問題是如何實現從農業國到工業國的過渡，為此國家建立了計劃經濟體制并且將發展的重心放在了重工業。為了保證充足的勞動人口，減輕國家的財政負擔，國家出臺了一系列的政策限制勞動人口向城市遷徙。為了確保高積累，優先發展重工業，居民的福利更多地處于“被擠出”的狀態。隨著分稅制改革的進行，地方政府受到官員晉升錦標賽機制的影響，為實現地方經濟增長，往往以財政政策擴大生產，或以偏向工業發展的土地政策推動經濟增長。這些追求地方經濟增長的舉措，在一定程度上是與居民福利相悖的，不僅可能擠出居民福利相關的公共支出，還對居民的生存空間產生了負面影響。隨著我國經濟的發展和產業結構的更迭，我國的政策重心由資本、土地等要素轉向了勞動力要素，學界也針對中國是否處于“劉易斯”拐點問題提出了各種意見和思考。但毋庸置疑的是，隨著我國財政負擔能力的提升，國家一直在增加公共財政支出，提高居民的福利。以習近平同志為核心的黨中央在治國理政的過程中，以民心民生為本，著力保障和改善民生，“為政之道，以順民心為本，以厚民生為本，以安而不擾民為本”(4)于慧穎、蘇新宇：《習近平民生重要論述的主要特點》，《社會科學家》2022年第1期，第95-100頁。。我國的財政支出結構由“建設財政”轉為“民生財政”，加大了對各個民生領域的財政投入，優先保障教育、就業、醫療衛生、養老、住房和扶貧等基本民生財政支出，并通過優化支出結構來提高民生財政支出效率(5)唐祥來：《新時代中國特色社會主義民生財政理論創新和制度建設》，《經濟與管理評論》2018年第4期，第16-26頁。。但民生財政支出需要綜合考量，過少的支出會造成社會分配的不均、收入差距的拉大、老百姓生活的基本方面受到影響；過多的民生財政支出又會擠出其他領域的財政投入，造成效率低下。在此背景下，研究民生財政的支出對我國經濟增長的影響有著重要的現實和理論意義。

二、文獻綜述

國外一般以“社會性支出”作為民生支出的代言，并分析其對經濟增長的影響，例如：佩爾森(Persson)等基于1960—1985 年 OECD 成員國的面板數據，利用工具變量估計方法研究發現，社會性支出對經濟發展有阻礙作用，但并不顯著(6)Persson，T.，Tabellini，G.，“Is Inequality Harmful for Growth？Theory and Evidence，” American Economic Review，Vol.84，1991，pp.600-621.。阿爾喬納(Arjona)基于1970—1998 OECD國家的數據，利用 GMM—IV 估計方法得出類似結論，社會性支出對經濟發展有顯著負面影響(7)Arjona，R.，Ladaique，M.，“ Mark Pearson Growth，Inequality and Social Protection，” Canadian Public Policy， Vol.29，No.1，2005，pp.119-140.。托賓(Tobin)等將研究樣本分為發展中國家和發達國家，發現對于不同經濟發展水平的國家，社會性支出呈現不同作用，發達國家為顯著阻礙，發展中國家則為顯著促進(8)Tobin Im，Wonhyuk Cho，Gregory Porumbescu，“ An Empirical Analysis of the Relation Between Social Spending and Economic Growth in Developing Countries and OECD Members，” Asia Pacific Journal of Public Administration，Vol.33，No.1，2011.。從國內學者對民生財政和經濟增長二者的研究來看，民生財政支出與經濟增長存在非線性的相關關系，一部分學者通過各種非線性模型試圖說明二者的關系和互相作用的機制。趙天奕采用非線性平滑轉換回歸模型(STR)對1978—2000年民生財政支出與經濟增長之間的動態關系進行實證分析，結果表明民生財政支出與經濟增長二者之間存在長期非線性關系且兩者具有明顯的區間轉制動態特征(9)趙天奕：《民生財政與經濟增長：1978-2010年——基于非線性STR模型的實證分析》，《經濟研究參考》2012年第58期，第10-17頁。。方大春利用2001—2012的省際面板數據，分析了民生投入對經濟增長貢獻的門檻效應，實證結果表明中國尚不存在民生投入邊際效應遞減，所以政府應加大民生投入，尤其是中西部地區(10)方大春：《民生投入、門檻效應和經濟增長——基于2001-2012年省際面板數據的實證分析》，《當代經濟管理》2015年第10期，第1-6頁。。宋美喆基于 2007—2016 年我國 31 個省份的面板數據，使用Getis方法對變量的空間自相關性進行過濾，構建起動態面板門檻模型，結果表明：民生財政對經濟增長的作用與其支出量緊密相關，民生財政支出對經濟發展的影響存在“規模報酬遞增”，政府應進一步擴大民生財政支出，推動經濟發展(11)宋美喆：《我國財政民生支出對經濟發展的非線性效應——基于空間過濾的動態面板門檻模型的研究》，《當代經濟管理》2018年第10期，第85-92頁。。閆婷等選取C—D生產函數為基礎函數，采用彈性系數法作為分析方法，對目前的財政民生支出結構與經濟增長進行估計(12)閆婷、范思凱、王嘉：《增加財政民生支出是否有利于經濟增長——以遼寧為例》，《地方財政研究》2021年第1期，第44-50頁。。

除了對民生財政支出整體以及經濟增長開展研究，學者們將民生財政支出細化，分析不同類型的民生財政支出對經濟的作用，試圖進一步刻畫民生財政支出對經濟的影響路徑以及傳導機制。吳強等利用中國31個省 (市、自治區)2007年至2015年的統計數據，實證分析民生財政支出對居民消費總額和消費結構的影響，結果表明民生財政支出對不同收入居民的消費影響存在差異性，其中財政社會保障與就業支出對低收入家庭、中等偏上收入家庭、高收入家庭消費總量的影響具有顯著的擠入效應，對低收入家庭的影響則更為顯著(13)吳強、王力、羅麗文：《收入分層視角下民生財政支出影響居民消費的差異性分析》，《宏觀經濟研究》2019年第7期，第52-61頁。。張波等選用我國1998—2019年共計22年的數據，對財政教育支出、經濟增長、固定資產投資進行誤差修正模型分析，研究我國財政教育支出與經濟增長的關系，研究發現，經濟增長對財政教育支出的長期沖擊貢獻率效應較強，財政教育支出能夠有效促進經濟發展(14)張波、張放平：《財政教育支出與經濟增長關系的實證》，《統計與決策》2021年第2期，第112-115頁。。

綜上所述，現有的研究都假設民生財政支出與經濟增長存在因果關系，使用各種建模方法對民生財政支出對經濟增長存在的影響進行量化，得出了民生財政支出對經濟增長存在正面或者負面的效應。之前的研究表明，民生財政支出與經濟增長二者存在非線性關系，本文使用克羅爾齊格(Krolzig)提出的非線性馬爾科夫區制轉移向量自回歸模型(MS-VAR)來刻畫民生財政支出與經濟增長二者之間的區置特征和響應機制(15)Krolzig H.M.，Markov Switching Vector Autoregressions：Modeling，Statistical Inference and Application to Business Cycles Analysis， Berlin：Springer-Verlag Telos，1997，p.13.。這一模型在金融領域廣泛應用，桂文林等(16)桂文林、程慧：《杠桿率、資產價格與經濟增長時變關聯研究——基于混頻MS-VAR分析》，《統計研究》2021年第7期，第47-63頁。、何宗樾等(17)何宗樾、宋旭光：《直接融資、間接融資與經濟增長——基于中國季度數據的實證研究》，《云南財經大學學報》2019年第11期，第40-48頁。、許罕多等(18)許罕多、曹紹朋、馬靚儀：《知識貿易、偏向性技術進步與經濟增長》，《中國海洋大學學報(社會科學版)》2018年第5期，第85-94頁。、趙艷等(19)趙艷、李荷娟、魏婷：《基于MS-VAR模型的河南省儲蓄、投資與經濟增長關系研究》，《金融理論與實踐》2018年第2期，第44-49頁?；诓煌姆蔷€性馬爾科夫區制轉移向量自回歸模型考察了直接融資、杠桿率、資產價格、技術進步對經濟增長的動態關系，其思路完全適用于民生財政支出領域的研究。本文聚焦于由民生財政支出和經濟增長所組成的系統在“低速增長期”“中速增長期”和“高速增長期”三個階段過程中的動態特征，對該系統在三階段之間變遷的可能性和聯動的內在路徑做出分析。通過實證，明晰改革開放以來民生財政支出以及經濟增長不同區制的轉折點，深入挖掘民生財政支出和經濟增長二者之間內在聯動機制的深層次原因。本文基于1978—2019年的政府支出以及GDP數據，使用MS-VAR模型對民生財政支出和經濟增長進行建模，通過分析不同區制下二者對單位沖擊的響應，得到二者之間的響應關系；通過對比不同區制下二者的關系，進一步梳理二者之間動態聯動的深層次原因。

三、模型構建

Sims提出的線性向量自回歸(VAR)模型曾被廣泛應用于測度多個變量之間所存在的動態關系。一個基本的線性k維p階VAR模型，即VAR(p)模型可以表示為：

yt=v+A1yt-1+…+Apyt-p+εt

(1)

其中，t=1，…，T，v代表截距項，yt=(y1t，…，ykt)′代表k維的內生變量向量，我們在假設A(L)=Ik-A1L-…-ApLp是k×k維滯后多項式(L代表滯后算子)的同時，假設k維的內生變量時間序列均不存在單位根，因此，則有yt-j=Ljyt。在方程(1)中，誤差項εt～IID(0，∑)，如果我們進一步假設誤差項ut服從正態分布，即εt～NID(0，∑)，那么上文方程即為“截距形式”的線性(高斯)VAR(p)模型。當然，我們還可以將方程進一步表示為“均值形式”的線性VAR(p)模型，即：

yt-μ=A1(yt-1-μ)+…+Ap(yt-p-μ)+εt

(2)

然而，當k維的內生變量時間序列中具有“結構性突變”的非線性特征時，利用方程(1)或(2)這類線性VAR(p)模型將無法科學準確地刻畫時間序列中所存在的非線性特征。更為重要的是，在現實中，大量的時間序列數據都存在顯著的非線性特征。有鑒于此，我們參考Hamilton(1989)以及Krolzig(1997)的思想，在上述線性VAR(p)模型中考慮非線性的“區制轉移”特征。具體而言，我們假設向量yt潛在數據生成過程的各類參數均有可能依賴于不可觀測的離散變量st，其中，st∈{1，…，M}，即st代表M種不同的區制。更精確地講，區制變量st服從不可約的、遍歷M種區制的馬爾科夫過程，其轉移矩陣形式為：

(3)

那么MS(M)-VAR(P)表示如下：

yt-μ(st)=A1(st)(yt-1-μ(st-1))+…+Ap(st)(yt-p-μ(st-p))+εt

(4)

其中，εt～NID(0，∑(st))。μ(st)、A1(st)…Ap(st)、∑st是描述參數在區制中依賴性地轉換函數參數。

以截距形式的VAR為基礎，在截距項和誤差項中的異方差引入區制變量st，則可得到基于變參數函數v(st)，而構建MSI(M)-VAR(p)模型：

yt=v(st)+A1yt-1+…+Apyt-p+εt，εt～NID(0，∑(st))

(5)

處于結果穩定性的考慮，我們參考J.D.漢密爾頓(J.D.Hamilton)(20)Hamilton，J.D.，“A New Approach to the Economic Analysis of Nonstationary Time Series and the Business Cycle” ，Econometrica，Vol.57，pp.357-384，1989.提出的期望最大化(Expectation Maximization，簡稱EM)算法來對方程進行估計。

四、我國民生發展與宏觀經濟增長影響機制的檢驗與分析

本文充分利用我國國家財政預算數據中的文教科衛以及教育經費年度數據對民生財政支出進行描述，而宏觀經濟增長特征則是利用我國國內生產總值年度數據來刻畫。本文所選取的樣本區間為1978年至2019年。為了避免可能出現的統計偏誤，在使用數據前用GDP平減指數和CPI去除了兩個時間序列的價格因素，所用的數據來源于統計局公布的《中國統計年鑒》以及中經網統計數據庫。

上述提到，本文利用的數據是基于國家財政預算數據中文教科衛支出、社會保障與就業支出年度數據以及GDP年度數據，但面臨一系列問題，比如，民生財政投入增長率與GDP增長率由于波動頻繁且不規律，其測算無法被準確甄別，我們不知二者的增長率具體是在何時，以及二者發生了結構性動態突變的原因；又比如，我們不知民生財政投入與宏觀經濟增長之間是否存在以及存在怎樣潛在影響關系。為了獲得以上存疑的一系列重要問題的最終可靠解答，本文給出的解決辦法希望可以對民生財政投入與經濟增長的影響機制這個議題提供思路。本文在處理數據時，基于的數據背景為民生財政投入時間序列(fint)以及GDP時間序列(gdpt)的一系列數據，利用hp濾波將二者趨勢序列和波動序列分離，并運用前文講述的非線性MS(M)-VAR(p)模型對二者的波動序列進行建模，科學詳細地探究我國民生財政支出與宏觀經濟二者的影響機制以及內部聯動邏輯。模型成立的前提是序列數據的平穩性，通過對兩個時間序列進行ADF平穩性檢驗，得到兩個時間序列均在5%的水平上拒絕了不平穩的假設。接下來，構造VAR，根據Akaike(AIC)信息準則、Hannan and Quinn(HQ)信息準則以及Schwarz(SC)信息準則來確定模型的最優滯后階數，根據結果顯示，最優的滯后階數為1。在此基礎上，對兩個時間序列構建MSI(3)-VAR(1)模型，得到表1的結果：

表1 MSI(3)-VAR(1)方程參數的估計結果

模型通過了顯著性分析。如上表所示，根據表中不同區置下民生財政支出與GDP回歸方程截距的不同，我們可以大致判斷對區制作出判斷。首先，基于民生財政投入(fint)的動態回歸結果來講，最小截距項為-33.014 29，代表的是區制1時間段中方程中的截距項，最大截距項為33.392 165，此時截距項處于區制3，處于區制2的截距項(11.653 182)則居于區制1、區制3的截距項之間；其次，同理我們可以看表得知，基于GDP(gdpt)的動態回歸結果而言，最小截距項為-418.594 563，是在區制1回歸的結果，最大截距項629.718 130，是在區制3回歸的結果，而處于區制2的截距項(29.159 883)居于區制1、區制3的截距項之間。

新凱恩斯主義認為，價格和工資黏性以及不完全市場引起的需求側或供給側沖擊會導致經濟的波動，并認為宏觀政策能夠很好地平滑經濟波動，不確定性經濟周期理論在考慮具有相同波動率的同質性波動的前提下，在均衡中加入了具有時變波動的異質性沖擊。在經濟周期理論框架內，由于市場對要素分配的不完全，內生或外生的沖擊會造成經濟的波動，在現實中反映為經濟增長速度的變化：經濟發展速度的階段性變化和政府的政策干預使得宏觀經濟增速整體上呈現在波動中收斂的特征。結合經濟理論與上述的實證結果，我們借鑒隋建利和劉金全(21)隋建利、劉金全：《改革開放以來我國教育投資周期與宏觀經濟周期同步嗎——基于“雙階段”馬爾科夫區制轉移模型的實證分析》，《教育與經濟》2013年第5期，第3-11頁。的觀點：將模型置于經濟周期的框架下分析，民生財政支出與GDP回歸中截距項大小代表著經濟周期中不同階段對應的經濟增長的變化，故將區制1視為“低速增長區制”，將區制2視為“中速增長區制”，將區制3視為“快速增長區制”。

以MSI(3)-VAR(1)模型為基礎，計算區制變量st在總體樣本區間內離散取值的平滑概率值，并以此為媒介，從而更為深入和詳細地描繪從改革開放至今40多年來的“民生財政與經濟”系統所處的具體的區制。平滑概率值可以用于判斷該系統所處的具體區制，以及處于這一區制的可能性的大小，不同范圍的平滑概率值可以用于判斷二者系統是否處于相應的區制中，不同大小的平滑概率值可以用來分析“民生財政與經濟”系統處于這一區制的不同的可能性。表2詳細列示出了“民生財政與經濟”系統分別位于“低速增長區制”“中速增長區制”和“快速增長區制”的具體時間段以及“民生財政與經濟”系統處于不同區制不同時間段的平滑概率值。st的不同取值表示該系統位于不同的區制，其中，st=1表示該系統正位于“低速增長區制”內，st=2表示該系統正位于“中速增長區制”內，st=3表示該系統正位于“快速增長區制”內。同時，圖1較為詳細地刻畫出了“民生財政與經濟”系統分別處在三個不同區制的平滑概率時間動態軌跡，即處在“低速增長區制”“中速增長區制”和“快速增長區制”這三個不同區制時的平滑概率時間動態軌跡。

圖1 區制概率轉移圖

表2 區制劃分以及平滑概率均值

從改革開放至今，我們構造的“民生財政與經濟”系統在“低速增長區制”“中速增長區制”“快速增長區制”這三個區制中都曾出現過，具體來看，1989—1991年、1998—2006年、2008—2009年“民生財政與經濟”系統位于“低速增長區制”內，此時Pr(st=1|It)>0.5；在1979—1988年、1996—1997年、2012—2016年“民生財政與經濟”系統位于“中速增長區制”內，此時Pr(st=2|It)>0.5；在1992—1995年、2007年、2010—2011年、2017—2019年“民生財政與經濟”系統位于“快速增長區制”內，此時Pr(st=3|It)>0.5。三個區制的平滑概率都接近1，說明了該系統的合理性和有效性。同時，這兩個時間序列在不同區制間出現的交替變遷的結構性動態突變現象也在此得到了充分的印證。

回看我們國家的民生財政支出以及宏觀經濟的整個運行過程和發展歷程，我們能夠清晰地發現，從改革開放一直到20世紀90年代的中期，在這一段時期內，雖然我們國家的民生財政體系逐漸擺脫了曾經的混亂局面，重新走上了正軌，但是我國的民生財政仍處在探索與發展并存的成長階段。同時期，雖然我們國家的宏觀經濟調控在發揮計劃經濟的優越性和市場調節的積極作用，但是我們國家的宏觀經濟仍然處于成長階段、處于探索與發展并存的狀態。因此，綜合了“民生財政支出”和“宏觀經濟增長”這兩個因素的“民生財政與經濟”系統，其平滑概率呈現出了一種在“低速增長區制”與“快速增長區制”這兩個區制之間大幅震蕩、陡升驟降的波動態勢。然而，從20世紀90年代的中期開始，中國宏觀經濟出現了改革開放以來最嚴重的經濟過熱，為了防止惡性通貨膨脹，使我國經濟平穩回落到適度增長區間，我國采取了一系列措施治理經濟過熱，恢復經濟秩序，實現我國宏觀經濟的“軟著陸”。因此，在經濟“軟著陸”這一特殊國情的引導下，“民生財政與經濟”系統平滑概率盡管依然存在著波動性，但其波動性卻顯著減弱了，從而實現了在“中速增長區制”內的維持狀態。另外，在2008年前后，美國發生的因次級抵押貸款機構破產、投資基金被迫關閉、股市劇烈震蕩引起的金融風暴，即美國次貸危機，引起了美國經濟以及全球經濟增長的放緩，引發了全球性的金融危機，對我們國家也造成了顯著的沖擊和負面影響。在由美國次貸危機引發的全球性金融危機的蔓延期間，“民生財政與經濟”系統的平滑概率從暫時性的“高速增長區制”脫離，轉向了“低速增長區制”。此外，同樣值得我們注意的一個地方是，在經歷了由美國次貸危機引發的全球性金融危機的沖擊影響之后，國家積極主動的應對措施起到了成效：在2011年至2016年間，系統一直處于“中速增長區制”當中，并且其平滑概率值波動較小，處于較為穩定的狀態。

從GDP(gdpt)方程來看，滯后一期的民生財政支出(fint-1)對GDP(gdpt)存在負向的作用，即往期民生財政支出增加會導致當期GDP的下降，從表3中也能夠反映出這個事實，同期GDP(gdpt)和民生支出(fint)的相關性為-0.271 4，這種負向的影響是很顯著的且具有持續性。這說明在我國的經濟環境下，非生產性的財政投入對經濟增長具有“擠出效應”，這和我國長期經濟發展的特點有關，政府生產性投資是驅動我國經濟增長的重要力量。生產中勞動力價格的比較優勢、制度成本的低廉、以及行政體系垂直上的強激勵是我國經濟在后發中取得優勢的重要原因，在這一階段的發展中，相對于直接投資、人力資本、技術創新以及其帶來的增長潛力政府并沒有深入地挖掘，而政府生產性投入所帶來的更為直接的資本和勞動邊際收益增長在經濟增長中占據了相當的比重；教育、醫療、社會保障支出作為消費性的支出，并不直接進入生產過程，而是通過居民的消費效用函數影響經濟增長。在改革開放后的相當長一段時間內，外需是拉動我國生產側增長的主要來源，國內居民消費對GDP的貢獻處于較低的比重，所以當財政投入偏向教育、醫療、社會保障等需要在長期增長中發揮作用的領域時，經濟增長速率就受到了影響。從民生財政支出的方程可以看出，滯后一期的GDP對民生財政支出有顯著的正向作用，經濟的增長會促進民生財政支出的增加。截距項反映出的同區制特征也表明了民生財政支出和經濟增長的同步性，雖然從GDP滯后項(gdpt-1)系數數值來看，經濟增長對民生財政支出的影響并不是很大，這是由于社會福利具有很強的剛性，只能提升而很難下降，我國政府對民生財政支出的增加還是保持著相對謹慎的態度，避免民生財政支出占據了過多的財政資源。但從數值來看，民生繼續發展的前提是經濟的高質量增長，從某種意義上，這個結果也反映了經濟增長本身是具備促進分配、改善民生的作用的。

表3 同期相關性

通過正交脈沖響應圖(見圖2)可知,對GDP(gdpt)施加一個標準差的正向沖擊,民生財政支出(fint)在當期會有負向響應,達到了負向的最大值—26,此后便呈現出一種持續上升的趨勢,在第1期的時候由負轉正,并且正向響應也持續增強,在第5期正向脈沖效應達到最大,然后收斂。對民生財政支出((fint)施加一個標準差的正向沖擊,GDP(gdpt)會減少,在第3期左右達到負向脈沖效應的最大值,隨即逐漸收斂。

圖2 正交脈沖響應圖

五、基本結論與政策啟示

本文通過運用非線性MS(M) -VAR(p) 模型,刻畫并探討“民生財政與經濟”系統在改革開放以來的復雜的動態變化過程,這個過程具有多階段性,本文捕捉了系統處于“低速增長區制”“中速增長區制”和“快速增長區制”這三種狀態,希望進而甄別民生財政投入與宏觀經濟增長在這三種增長區制中二者的內在聯動機制如何,這個動態過程是否一成不變。

GDP增長的變化態勢存在發展的慣性,這種慣性直接體現在產出缺口數據上且這種“慣性”特征非常顯著,具體表現為在前1期的GDP數據對當期的GDP數據的正向影響非常顯著。同時,我們發現前1期的民生財政投入對當期的GDP的負向影響非常顯著,這種抑制作用值得我們思考。這種“慣性”特征背后的原因以及導致前1期的民生財政支出對當期的GDP會產生顯著的負向影響的原因是什么?從這一部分我們可以很好看出,首先,改革開放以來,我國宏觀經濟調控取得了階段性的重大成就,其次,我們也需要對目前的發展產生警覺,我們要意識到過去發展模式的弊端:非生產性財政投入對經濟增長的抑制作用表明了過去中國經濟的快速增長非常依賴政府的生產性投入,這并不是一個好的現象?，F代內生增長理論強調要實現以全要素生產率的提高為主導的經濟增長,其中,人力資本的積累、醫療環境的改善、社會保障體系的構建都是影響全要素生產率的內生變量,從這個角度來說,民生財政支出對經濟增長是存在潛在的增長效應的。從結果來看,我國民生財政支出在經濟增長上發揮的效用還沒有體現,這也就意味著我國的經濟發展模式亟需做出調整。在“新冠”的沖擊下,國外需求萎縮更是暴露出我國經濟在增長過程中忽略的問題。從實證的結果出發,結合經濟事實,對我國經濟與民生發展提出以下幾點建議:

第一,民生財政投入仍需加大。在經濟增長目標下,當前我國供給結構和消費結構的不匹配是阻礙我國跳出“中等收入陷阱”的桎梏,隨著我國“人口紅利”的逐漸消失、年齡結構的變化,消費端的問題需要引起我們的重視。習近平強調:要積極推動建成以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局。(22)王娜:《習近平關于構建新發展格局重要論述的思想意蘊與理論貢獻》,《科學社會主義》2023年第1期,第32-40頁。從目前我國的收入分配情況以及居民基本生活情況來看,收入差距較大、社會保障體系相對不健全是內需增長的主要阻礙。從地區發展來看,過去的高速發展的“后遺癥”隨著我國經濟的更進一步而逐漸顯現,發達地區生產性財政支出的邊際效用在逐漸降低,欠發達地區政府在行政上的垂直激勵下,為實現短期增長任務,在財政支出結構上偏向生產性的投入,有效需求的不足使得債務迅速地累積。根據清華大學宏觀經濟研究院的數據顯示,我國農村仍有4.4億中低收入農民,中低收入人群對民生財政支出的需求很強烈。(23)周紹杰、王洪川、蘇楊:《中國人如何能有更高水平的幸福感——基于中國民生指數調查》,《管理世界》,2015年第6期,第8-21頁。由于收入較低,這部分人群具有相當高的邊際消費傾向,隨著教育、醫療、基本保障制度支持力度的不斷加大,居民消費還有非常大的增長空間。另外,我國現如今同時面臨著人口老齡化的壓力,未來勞動的價格優勢可能會消失,我國的人口紅利將不再延續。未來我國的發展紅利將逐漸由“數量紅利”轉向“質量紅利”,但這是一個長期的過程,在過渡期間政府應該鼓勵生育,盡可能地延長“人口紅利”,延長我國在初期發展中創造的產業集群優勢。因此,改善民生環境,減輕年輕一代的生育壓力、提高生育率的目標迫在眉睫。同時,勞動力質量的提升也需要依賴長期的公共教育投入。但是,短期內我國發展方式不可能徹底轉變,生產性財政支出仍是重要的經濟驅動力,當下改革的重心應該放在擴充財政收入來源和提高財政支出效率上。一方面,要積極推動稅制改革,增加“先富”人群所承擔的社會責任,鼓勵“先富”人群回饋社會,通過國家的宏觀調控來實現社會財富的轉移。另一方面,要增加政府的行政效率、財政效率、健全地方官員晉升評價體系,完善政府財政支出效益評估體系。推進財政預算制度的建設,進一步增加各級政府財政支出的透明度,鼓勵群眾參與監督,將每一項財政支出款項落實到位,避免財政資源的浪費。

第二,經濟發展應進一步轉型,加速人力資本的形成,提高創新能力,進而以提高全要素生產率作為實現增長的主要方式。而要實現經濟轉型的關鍵就是繼續推動教育事業的發展,人力資本是推動創新的基本要素,一方面通過增加培訓時長和教育年限提高人力資本,提升經濟潛在增長率。(24)陸旸、蔡昉:《從人口紅利到改革紅利:基于中國潛在增長率的模擬》,《世界經濟》2016年第1期,第3-23頁。另一方面要將高等教育的成果與市場實踐充分結合,推動地區規劃產學結合試驗田,開展創新項目的孵化。在此過程中,應繼續深化體制改革,轉變政府職能,將發展思路從傳統的經濟發展方式逐步轉向適應經濟可持續增長的新發展方式。近年來,我國政府對農村發展滯后的問題非常重視,不僅在財政上向農村傾斜,在制度上也逐漸實現城鄉的統一,逐步合并了社會保險體系,減小城鄉之間的居民福利差異。但在政府按照原來的思路統籌經濟發展時,對“三農”問題的關注終究只能被看作是公平和效率之間的取舍,是零和博弈,政府的決心大一些,財政支出偏向得就多一些。但如果不將城鄉作為整體進行發展而依舊延續之前“GDP增長優先級”的思路的話,惠農政策以及鄉村振興的制度基礎并不牢靠,也不能夠在中央政府和地方政府之間保持持久的激勵相容。此外,雖然我國在逐步消除勞動力流動的種種障礙,如戶籍、進城務工人員子女就學、醫保異地報銷等,但還是存在一些扭曲勞動力市場機制的因素,比如沒有從法律的意義上解決勞資雙方對話得不對等、對杰出人才的物質回報相對缺乏、各類人才評價體系的不健全、不完整等。以前的發展是在保持人口高增長率的前提下,利用勞動力的價格優勢,靠出口來獲得利潤,但以現在的社會而言,我國更應該努力去構建一個有利于創新型社會形成的制度環境,來提高各領域的創新能力,這樣才能更好地保障全要素增長率的持續上升。