路遥  王振宇/辽宁大学

 

内容提要：我国经济发展正处于动能转换的关键期，势必离不开财政支出政策的引导与支持。本文首先理论诠释了财政支出推动经济动能转换的作用机理，然后利用改进熵值法综合评价了我国30个省域2007-2018年的动能转换水平，并构建动态面板系统GMM模型分别实证检验了支出规模和支出结构对动能转换的影响效应。结果发现，总量效应方面，支出规模对动能转换的影响存在负面时滞效应，当期和滞后一期均起到阻碍作用。结构效应方面，教育和科技支出分别在滞后一期和当期有正向影响，而社会保障和投资性支出不利于动能转换，在东、中西部之间又存在一定的异质性。为此，应加快转变调控思路，从单一依靠财政支出总量增长向优化支出结构转变，提高支出结构与经济动能转换的耦合度。

关键词：动能转换  财政支出  总量效应  结构效应

 

一、引言

自改革开放以来，中国经济建设不断取得辉煌成就，成为世界第二大经济体，创造了属于中国的“经济奇迹”。1978-2018年均GDP增长率为9.5%，人均GDP在上中等收入国家中的位次不断提高。但中国经济增速也开始逐步放缓，2019年的6.1%成为本世纪的最低值。中国经济由数量时代步入质量时代，呈现了“三期叠加”新特征，即经济增速的换挡期、经济结构的调整期和新驱动能力的构建期。“三驾马车”与“人口红利”这些短期拉动经济增长的传统动能难以为继，亟需培育新动能来支撑中国经济的发展，顺利实现经济新旧动能转换，努力跨越“中等收入陷阱”。财政作为国家治理的基础和重要支柱，其宏观调控准确把握了经济发展的阶段性特征，在从“化解过剩产能”到“促经济动能转换”中发挥了关键作用。2019年中央经济工作会议指出，积极的财政政策要加力提效，加快发展壮大新动能。财政支出作为财政政策主要实施工具，对经济动能转换的作用机理是什么，支出规模和不同类型的支出项目影响如何，在东、中西部地区有何区别呢？理清财政支出与经济动能转换的关系，将有助于提高财政支出政策发力于动能转换的精准性和有效性。[1]

财政支出与经济新旧动能转换之间存在什么关系呢？在理论层面上，国内文献主要探讨财政政策如何助力动能转换。任保平（2015）认为在经济增长潜力形成与动力培育过程中，及时调整财政政策支撑体系，中观层面上推动产学研深度融合，增加对研发活动的财政支持，宏观层面上建立财税杠杆正向激励制度，支撑创新驱动发展，为打造中国经济升级版寻找新动力。李成，李熙（2016）指出财政支出作用于新产业发展的初创期阶段，应处理好政府和市场的关系，明确财政支持的范围和领域，提高财政支出效率，充分发挥财政资金的引导作用和乘数效应。李增刚（2017）提出地方政府在经济的作用或职能应该主要集中于科技和教育、社会保障、基础设施等领域，财政支持也理应向此倾斜。同时，为减轻企业创新风险，可以设立“双创基金”、“新旧动能转换基金”等财政引导基金，为动能转换营造良好环境。马海涛，高珂（2018）提出经济增长方式从物质资本推动向人力资本推动转变，由于财政支出投向不同的领域会产生不同的经济效果，可以加大对就业培训、教育、科技、医疗卫生等人力资本领域的投入力度。白景明，张学诞等（2018）通过调研东三省财政经济运行，建议高度重视并化解新旧动能转换中出现的财政金融风险，增强财政支出保障能力，软化刚性支出，更好地培育经济发展新优势。在实证层面，文献集中研究财政支出与经济增长、产业结构转型升级之间的关系,但一直存在诸多争议。部分学者持有“促进论”观点。陈高，王朝才（2014）基于Ram两部门生产函数框架，建立线性混合模型，得出我国所有地区的地方财政支出可以带来经济增长，但存在区域差异。严成樑等（2016）构建了一个包含财政农业支出、财政非农业支出和福利性财政支出的产业结构变迁模型，运用地级面板数据，发现增加生产性和福利性财政支出有利于产业结构优化升级。还有学者持“促退论”观点。高军，刘博敏（2013）采用面板动态最小二乘法和异质面板平均组间估计，表明财政支出在长短期对促进经济增长都不会产生显著效应。储德银和建克成（2014）采用动态面板数据模型，发现财政支出在总量上阻碍产业结构升级，在结构上政府投资性支出和行政管理支出起到抑制效应。其他学者持“中性论”观点，即呈现出非线性特征（张淑翠，2011；李强、李书舒，2017）。

此外，近年来不少学者开始研究如何测度动能转换水平。郑江淮，宋建等（2018）认为经济增长新动能由需求、供给、结构转换三方面构成，以此为依据构建了与TFP变化相关的中国经济增长动能指数，揭示出中国经济增长的“新动能”持续上升，但需求侧动能增长明显不足，结构转换动能进入停滞，二者在一定程度上抑制了供给侧动能的作用。曾世宏，邹凭佑（2019）运用随机前沿生产函数构建了经济增长动能指数，构建了包括需求侧、供给侧、结构转换的指标体系，对湖南省新旧动能转换的进程进行评估。任保平，李梦欣（2019）基于经济增长新动能理论基础，直接构建指标体系，利用主成分分析法测度我国西部地区新动能指数。白洁（2019）通过衡量湖北资本存量、全要素生产率等相关指标，综合分析该省新旧动能转换的趋势与结构特征。

综上可知，虽然国内已有研究为本文提供了有益的借鉴和重要的逻辑起点，但是还存在以下不足：一是仅测算出了部分县市或地区动能转换水平，缺乏省域层次上的系统分析。；二是在财政支出与动能转换关系定性分析中对其作用机理尚未明确，亟需进行全面梳理与总结。；三是实证考察财政支出与动能转换的研究较少，且仍主要限于在动能转换背景下，分析财政支出对经济、产业结构的影响效应。鉴于此，本文尝试从以下两方面进行拓展：一是基于经济新旧动能转换内涵，从需求侧、供给侧、结构转换三个维度12个指标，构建经济发展动能综合评价指标体系，并采用改进熵值法，测度和评价2007-2018年间我国30个省域的动能转换水平。；二是建立动态面板数据模型，定量分析财政支出政策在动能转换中的总量效应和结构效应，力图为政府运用财政支出政策推动经济新旧动能转换提供实际依据与决策参考。

二、理论分析与事实描述

（一）理论分析

财政支出作为政府分配的关键组成部分，在政府行使调控宏观经济职能中发挥了重要作用，很大程度上也能对经济新旧动能转换的进程和效率产生影响，其支出规模与结构反映了政府介入的广度与深度。从政府和市场的关系来看，财政支出作用于动能转换实质是信号发出、传递、接受再到反馈的过程。首先，政府根据当前经济形势发出动能转换的信号，出台财政支出政策，通过其乘数效应和导向功能作用于需求侧、供给侧和结构转换动能。其次在需求侧动能拉动中，政府可以直接作用于经济，但供给和结构转换维度政府需要把信号传递给市场微观主体企业，本身只发挥提供服务和创造环境的作用，间接提升经济增长的质量和效率。然后，企业根据接收到的动能转换信号，转变自己的经营方向，规范投资决策行为。从而市场与政府协同发力，共同培育新动能和升级旧动能。最后，政府确认微观主体行为是否符合动能转换的战略要求，并决定是否采取税收优惠、财政补贴等其他财政手段，兑现对企业的承诺，使财政支出政策处于一个动态调整的过程，更好地支持经济新旧动能转换。下面从财政支出总量和支出结构角度，具体分析财政支出对动能转换的作用原理。

图1  财政支出对经济新旧动能转换的作用机理

 

从财政支出的总量角度来看，一方面，财政支出的政策力度大，可以通过乘数效应扩大社会需求总量，充分发挥投资的关键作用和消费的基础作用，有效投资与消费升级协同发力，改善总体需求结构。；另一方面，财政资金的导向功能强，政府通过支出支政策重新配置公共资金，引导社会资源向动能转换的重点领域和产业流动。但过多的政府干预，容易挤出民间资本和造成寻租行为，不利于发挥市场在资源配置中的决定性作用。

从财政支出的结构角度来看，将结合具体支出项目进一步阐述作用原理。

一是物资资本传导机制。在我国经济结构转型时期，物质资本要素投入仍是经济增长的主要的动力（许妮娅、解刚刚，2018；杨昕、米瑞华，2019），没有实质资本的增长很难实现经济增长。政府投资性支出可以增加物质资本存量，具有生产性的特征，主要是指基础设施和公共品等物质方面的投入。政府以投资者的身份进行公共投资，为动能转换提供所需的物质基础，有效扩大社会总需求，快速带动相关产业的发展。

二是人力资本传导机制。我国经济发展的动力要向人力资本和知识资本驱动转变（马海涛、高珂，2018）。人力资本可以克服自然资本、物质资本等其他要素边际报酬递减的影响，相比之下具有更大的增值空间，对经济增长的促进作用更加长久稳定。教育支出是提升人力资本的重要途径，也是一种长期战略性支出。政府通过对教育投资，可以提高劳动力生产率，推动人口数量向人才素质转变提高劳动力素质，发挥人才的第一资源优势，形成要素供给新动能，为动能转换提供人才支撑。同时，社会保障和就业支出也是人力资本投资的一种形式，还可以作为一种激励因素，激励人们自发地重视人力资本的投资。

三是技术创新传导机制。熊彼特认为技术创新是经济发展的本质规定，现在已经成为经济发展的新动能。随着创新驱动发展战略的深入实施，不仅新一轮创新科技革命和产业变革需要创新引领，传统产业的转型升级也离不开创新的支持。科技创新是创新驱动的主要内容，只有通过以科技创新为核心的内生增长模式，才能实现经济发展由量变到质变。科技支出作为科技发展重要资金来源，能直接作用于决定未来经济发展的内生变量，进而影响到技术进步和企业创新能力的提升，这是动能转换的关键。

（二）事实描述

中国经济进入新时代，依靠要素驱动和投资驱动的粗放型发展道路已经无法推动经济向高层次迈进，“四新”为核心的新生产力和传统产业等旧生产力的改造升级成为新型动力源泉，新旧动能的顺利过渡必然是下一段中国经济发展的重要途径。基于上述分析并参考相关研究，构建了经济发展动能的指标体系，并采用改进熵值法进行指标赋权，综合评价2007-2018年中国30个省域的动能转换水平。

1.指标体系构建

借鉴郑江淮（2018）、曾世宏（2019）经济增长动能指标评价体系，在数据可得性基础上，从需求侧、供给侧和结构转换三个维度，甄选了12个指标构建评价指标体系（表1），借以来衡量我国省域经济动能转换水平。

表1  经济发展动能评价指标体系

目标层	准则层	指标层	指标解释	预期变动	权重
动能转换	需求侧动能	消费水平	社会消费品零售额/GDP（%）	正向	0.036
		投资能力	全社会固定资产投资完成额/GDP（%）	正向	0.029
		对外开放度	进出口总额/GDP（%）	正向	0.140
	供给侧动能	资本投入	规上企业R&D经费支出/GDP（%）	正向	0.057
			平均受教育年限（年）	正向	0.055
		金融发展水平	存贷款余额/GDP（%）	正向	0.083
		创新能力	专利授权数（项）	正向	0.154
			高新技术企业产值/GDP（%）	正向	0.100
			技术市场合同数（项）	正向	0.144
	结构转换动能	产业结构	第三产业产值/第二产业产值（%）	正向	0.134
			邮电业务总量/GDP（%）	正向	0.042
		绿色化程度	单位GDP能耗（吨标准煤/万元）	逆向	0.026

 

2.测算方法

为了避免权重赋值的主观性，本文采用改进熵值法测算经济发展动能综合指数，用来表示动能转换水平（桂灏钰，2019）。若某一指标值的变异程度越大，系统结构越均衡，信息熵越小，则表明其提供的信息量越大，在动能转换综合评价中起到较大的作用，应赋予较大的权重。假设有m个地区，n个指标， 表示i个地区第j个指标值，具体步骤如下：

第一 ，原始数据标准化

正向指标                                    （1）

逆向指标                                    （2）

第二，各指标同度量化：

/                                                          （3）

第三，计算第j个指标熵值：

，式中0£ £1。                                    （4）

第四，计算第j个指标差异性系数：

1- ，式中 越大该指标越重要。                                         （5）

第五，计算第j个指标权重：

                                                          （6）

第六，计算第i地区经济发展动能综合指数：

，式中该数值越大，表示地区经济动能转换水平越高。              （7）

3.结果分析

根据上述指标体系和计算方法，利用各省数据，研究测算了2007-2018年30个省自治区直辖市的经济发展动能指数（图2）。从中可以看出：

一是2007-2018年我国整体动能转换水平经历了先下降后上升的过程，极值点出现在2012年。2012年之前我国正在经历第二次动力转型，主要依靠以投资为主导的需求拉动经济增长（黄泰岩，2014），但要素禀赋结构发生变化，传统的三驾马车对经济的拉动作用逐渐衰弱，动能指数随之下滑，亟需寻求新的动力源，进行第三次转型。2012年以后，我国经济增速持续放缓，为转变经济发展方式和动能转换腾出新的空间。需求端管理和供给侧改革开始协同发力，技术进步和人力资本等要素禀赋质量提升成为新生动力，我国整体动能指数由2012年0.240波动上升至2018年0.263，动能转换的趋势进一步加强。

二是动能转换水平呈现出东、中、西阶梯递减的特征，但差距逐渐缩小。2007年-2018年东、中、西地区动能指数平均值分别为0.395、0.205、0.167，东部动能转换水平起点较高，这可能与三大地区资源禀赋、地理位置、经济基础不同以及我国政策倾斜有关。三大地区动能指数分布区别分别为（0.405,0.381）、（0.207,0.214）、（0.173,0.180），可见东部动能转换进程缓慢甚至出现下滑，中、西部动能转换起点低但进程较快，使其与东部的差异由2007年0.232缩小到2018年0.202。不难发现，东部动能转换已经步入较成熟的阶段，转换速度必然放缓，可能受东部经济效益下降，产生规模不经济效应（国家统计局综合司课题组，2014）的影响，转换水平有一定的下滑，这一现象要引起重视。同时表明单独依靠东部非均衡转换格局不可持续，动能转换的空间来源趋于多元化。下一步东部动能转换的重点应向质量和内涵提升转变，中、西部应将现有差距转变成潜力，进一步发挥动能转换的后发优势。

三是在若干省份间存在个体差异。北京、广东、上海、浙江、江苏动能转换水平居于前五名，这些前沿省份（市）不仅在经济发展中保持良好势头，还是新时代改革开放的新高地，较完备的内外机制对动能转换的推动作用显著。贵州、内蒙古、青海、宁夏、新疆则位居后五名，这些省份（自治区）多位于西部少数民族地区，其薄弱的经济基础和大量的能源输出限制了动能转换。值得关注的是，资源大省甘肃和重工业大省河北成功通过城市转型，重新发现和培育城市竞争新优势，在动能转换中脱颖而出，名次提高了十个之多。

图2 2007-2018年我国部分省自治区直辖市经济发展动能指数

 

三、模型设定与变量选择

（一）计量模型设定

根据经济理论和现实经验可知，经济动能转换是一个持续的动态调整过程，不仅受外界因素影响，还取决于自身情况，以及考虑到财政支出对动能转换的影响可能存在滞后效应。参照邱兆林（2015）的做法，本文同时引入被解释变量的滞后一期和财政支出的滞后一期，分别从财政支出规模和结构设定了影响动能转换的包含滞后变量的动态回归模型：

              （8）

                （9）

其中，i=1，……，30代表我国30个省域；t=2007，……，2018代表年份； 表示动能转换水平； 表示被解释变量的滞后一期； 表示财政支出规模； 表示某类财政支出； 表示系列控制变量； 表示省域效应； 表示随机误差扰动项。

（二）估计方法

为了考察财政支出对动能转换的动态作用，本文建立的（8）、（9）模型里解释变量中出现了滞后项，导致模型可能出现内生性。此时，如果选用传统的固定效应模型和随机效应模型进行估计，其结果发生偏差且不一致。为了缓解内生性问题，对于时间跨度短、截面较多短动态面板，通常采用广义矩估计（GMM）方法。在样本容量有限的情况下，系统GMM可以提高估计效率，所以本文采用系统GMM进行回归分析。

（三）变量选择与数据说明

1.被解释变量：动能转换水平（cno）。运用经济发展动能指数作为其指标参数。

2.核心解释变量：财政支出指标。因为本文从总量和结构两个层面实证分析财政支出对经济新旧动能转换的实际影响，财政支出指标包括总量和结构两类指标。总量指标选择各个省域各年公共财政支出占GDP的比重（ ）表示。结构指标用各类财政支出占财政总支出的比重表示，在前文理论分析基础上，选取教育支出占比（ ）、科技支出占比（ ）、投资性支出占比（ ）、社会保障和就业支出占比（ ）4个细分变量。其中投资性支出参考杨得前、刘济仁（2018）的做法，主要包括农林水事务、交通运输、资源勘探电力信息等事务支出。

3.控制变量：城镇化水平（ ）、市场化水平（ ）、税负水平（ ）。其中，城镇化水平借鉴王锐（2016）的做法，用城镇常住人口占该地区常住总人口表示，市场化水平借鉴丁辉侠（2012）的做法，用GDP减去财政收入后占GDP的比重衡量，税负水平借鉴严成樑（2016）的做法，用税收收入占GDP比重测度。

4.数据来源说明。由于财政部在2007年实施了新的财政收支口径，以及西藏自治区数据缺失严重，故本文实证样本空间区间为除了西藏以外的30个省域的2007 -2018年。所有原始数据来自历年的《中国统计年鉴》、各省份统计年鉴和wind数据库。本文所有变量一律采用相对指标定义，因而不需要按居民消费价格指数进行平减来消除通货膨胀或紧缩的影响。另外，为保持面板数据的平衡性，对部分缺失的数据用插值法进行补齐。

表2  主要变量的描述性统计

变量	平均值	标准差	最小值	最大值	样本数
动能转换	0.260649	0.152068	0.081737	0.781692	360
财政支出	0.22985	0.098029	0.087435	0.627423	360
教育支出	0.166181	0.02593	0.098942	0.285592	360
科技支出	0.019746	0.013814	0.003886	0.072019	360
社会保障和就业支出	0.129178	0.329534	0.057693	0.274922	360
投资性支出	0.198188	0.050278	0.036135	0.334752	360
城镇化水平	0.546886	0.133698	0.2824	0.896	360
市场化水平	0.894995	0.031408	0.772661	0.944008	360
税负水平	0.079793	0.030088	0.041195	0.199651	360

资料来源：根据stata14.0软件计算整理得到，下同。

 

四、实证分析

（一）财政支出对经济动能转换的总量效应分析

在总量效应层面，除了进行动态面板系统GMM模型回归的同时，还对混合OLS、固定效应FE的普通面板回归结果进行展示如表3所示。据表3系统GMM估计结果显示，首先，无论是否包含控制变量，解释变量均在5%的显著水平通过了检验。其次，AR（2）的P值大于0.1，表明模型扰动项不存在二阶自相关。最后，Sargan-Hansen检验表明模型通过过度识别检验，选取的工具变量是有效的。综上反映出模型的设计不仅合理，而且有较强的稳健性。

模型（4）的回归结果可以看出，动能转换滞后一期的系数为0.368且高度显著，即当年的动能转换水平受前一年的影响较大，说明动能转换的过程是具有延续性的。财政支出规模的扩大对动能转换起到一定的阻碍作用，且在滞后一期表现得更加强烈，产生了政策效果的负面时滞效应（王慧军，2012）。本文认为可能的原因有以下三个方面：第一，推动新旧动能转换的外部主体由政府和市场共同构成，拥有行政支配力量的政府可以调动财政资金，为动能转换提供财政支持，但当政府财政支出规模过大时，某种程度上表明政府对经济过度干预，难以发挥市场的经济优势，干扰了经济结构调整和转型升级，势必对动能转换有一定的抑制作用。第二，财政支出作用于动能转换实质是信号发出、传递、接受再到反馈的过程，尽管可以通过其乘数效应、导向功能直接作用于需求侧，但在供给侧结构性改革的背景下，应着力挖掘供给侧新动能。在供给端和结构转换方面，财政支出更多地起到间接调控的作用，政策信号在期间传递需要经过多个环节，难免发生信息失真和滞后现象，影响微观主体的经营决策，使物质资本、人力资本、技术等资源禀赋弱化了对动能转换的推动作用。第三，财政支出规模扩大的同时，资金使用效率没有同步提升。地方政府长期以来形成“重分配、轻管理、重使用、轻绩效”的观念根深蒂固，缺乏相应地财政资金管理和支出绩效考核机制，大量资金闲置浪费，没有把钱花好、用在刀刃上，导致财政资金在促进动能转换的积极作用没有发挥出来。

另外，控制变量方面：（1）城镇化与动能转换存在显著的正相关关系，城镇化推动的过程中具有较强的正溢出效应，通过扩内需、调产业、促投资，创造经济新增长点。但城镇化水平每提高1个百分点，动能转换水平仅增加0.081个百分点，可能受城镇化发展区域差异的影响，整体对动能转换的拉动作用较弱。（2）市场化与动能转换存在显著的正相关关系，因为市场化程度越高，表明政府对经济干预的少，市场配置资源的决定性作用较强，在短期稳增长，中长期促转型中能更好地释放经济发展新活力，加速动能转换。（3）税负与动能转换存在显著的正相关关系且系数较大，可以通过调整税率、实施优惠政策等措施，充分发挥税收的引导作用，用税收杠杆“撬动”动能转换。

表3  财政支出对经济动能转换总量效应的估计结果（基于全国）

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下通过检验；括号内为z值；下表-1表示变量滞后一期；AR（2）、Sargan-Hansen检验输出的结果为P值。

 

（二）财政支出对经济动能转换的结构效应分析

鉴于不同支出项目的影响效果可能存在较大区域差异，以及中西部内陆地区动能转换水平相仿，与东部沿海地区有一定的差距，所以在结构效应层面，分别对全国、东部、中西部三个样本进行实证分析。其中东部地区包括京、津、辽、冀、沪、苏、浙、闽、鲁、粤及琼11个省域，剩余19个省域设定成中西部地区。由于东部、中西部样本容量较小，对这两个子样本采取一步系统GMM估计方法，全国样本采取两步系统GMM估计方法。同时，为了防止不同支出项目之间可能存在多重共线性，本文将四类财政支出分别加入到模型中进行回归分析，具体结果如表4、5、6所示。

1.教育支出

从全国范围来看，教育支出在当期1%的显著性水平上对动能转换有负向影响，但并不能因此简单地否定教育支出在稳增长、促转型、调结构中所发挥的作用。本文认为：首先，在财政分权体制下特别是1994年分税制改革后，中央政府逐渐把部分事权下放，地方政府财政支出自主权得到提升，却倾向于把资金用到能直接拉动经济增长“硬”公共品的供给，而见效慢、外溢性强的教育支出被长期忽视。地方政府教育支出占财政支出比重从1994年的29%，下降到2018年的16.17%。其次，教育支出通过提升人力资本积累水平和专业化程度，为动能转换提供内生动力，但当前人力资本自由流动存在制度性障碍，“三新”经济发展所需的创新型人力资本也难以得到有效地开发利用。教育支出滞后一期则呈现出显著的正向影响，且正向影响略大于负向影响，表明教育支出对动能转换的影响存在积极的滞后效应，培育人力资本是一个漫长的过程，只有在长期中才能起到积极作用，推动动能转换。

从区域来看，东部地区回归结果与全国大体保持一致，短期内可能受东部地区人力资本过于密集出现不经济现象的影响，相对抑制了教育对动能转换的推动作用，长期内通过教育改善人力资本、提高教育质量起到了正向作用。西部地区教育支出只有在当期能显著推动动能转换，可能随着时间的推移人力资本大量外流，短期的正向作用在长期被扭转。

2.科技支出

从全国范围来看，科技支出对动能转换产生了正面的即时效应，当期有显著的正向影响，滞后一期有正向影响却不显著。其潜在的原因在于：当前我国的技术创新大多集中于引进、学习和模仿，短期内即可投入生产提高效率，为动能转换提供新引擎，但这种创新模式缺乏原创性的基础和氛围，可能会带来技术创新投入的浪费，对动能转换的驱动作用不可持续。长期来看，技术创新必须由数量扩张转向质量提升，由“会什么做什么”转向“要什么创什么”，加强自主创新开展精准创新，延长科技支出推动动能转换的持续时间。东部地区区域创新能力强，经济结构高端，科技支出在当期和滞后一期均表现出显著的促进作用。西部地区当期有显著的正向影响，滞后一期正向影响不显著，科技投入从研发到产出本身就具有积累的时效性，加之中西部科技成果转换机制和市场机制相对落后，使得科技支出难以在长期有效提升中西部科技创新水平和发挥动能转换促进作用。

3.社会保障和就业支出

从全国范围来看，社保和就业支出当期对动能转换表现出负向影响，滞后一期转为正向影响但不显著。首先，目前我国社会保障与经济发展水平不相适应且存在较大区域差异，不利于人力资本的投资（陈曦等，2018）。其次，在经济结构转型背景下，尤其是新兴产业萌发时期，技术创新会对劳动带来替代效应，引发技术性失业和结构性失业，作为经济发展“安全网”、“稳定器”的社会保障和就业支出消除了这部分失业人员的后顾之忧，但可能会产生福利依赖，降低再就业积极性，形成劳动供给的负向激励，难以保障动能转换的顺利进行。另外，由于居民消费变化趋势相对平缓，短期内不会发生较大改变，所以社会保障当期难以拉动居民消费的增加，而长期内持续增加的社会保障和就业支出稳定地提振居民对收入的预期，从而改变消费习惯，促进消费升级，给动能转换带来新动力。东部地区当期和滞后一期均呈现出不显著的负向影响，西部地区当期和滞后一期分别呈现出显著的负向影响和显著的正向影响。

4.投资性支出

从全国范围来看，投资性性支出当期和滞后一期均对动能转换有显著的负向影响。在长期以GDP为标尺的竞争下，地方政府展开了激烈地横向竞争，为了短时期内获得经济收益，借助投资性支出对产业进行干预，把投资重点往往放到资本密集型和劳动密集型产业，引发产能过剩、产业结构趋同等问题，给动能转换带来阻碍。另外，为部分丧失核心竞争力的国有工业企业提供了“父爱式”关怀，一定程度上削弱了国有经济转型的动力。东部地区当期和滞后一期均呈现出负向影响，但西部地区滞后一期却呈现出显著的正向影响，可能西部原有基础设施条件薄弱有较大的改善空间，通过增加投资性支出可以推动动能转换。

表4  财政支出对经济动能转换结构效应的估计结果（基于全国）

变量	模型（5）	模型（6）	模型（7）	模型（8）
	0.620*** (8.37)	0.477*** (8.42)	0.808*** (8.99)	0.371*** (3.48)
	-0.469*** (-3.00)
	0.502*** (3.71)
		2.055** (2.34)
		0.549 (0.72)
			-0.160* (-1.96)
			0.018 (0.23)
				-0.266*** (-3.20)
				-0.175*** (-4.64)
AR（2）	0.517	0.256	0.363	0.930
Sargan-Hansen检验值	0.108	0.176	0.275	0.206

注：与表3相同。由于篇幅有限，没有报告控制变量回归结果。

 

表5  财政支出对经济动能转换结构效应的估计结果（基于东部）

变量	模型（9）	模型（10）	模型（11）	模型（12）
	0.486*** (4.65)	0.514*** (7.89)	0.351* (1.67)	0.468** (2.37)
	-1.240*** (-3.34)
	1.694*** (4.97)
		2.081*** (3.08)
		2.523** (2.23)
			-0.495 (-1.50)
			-0.388 (-0.88)
				-0.217 (-1.39)
				-0.151* (-1.75)
AR（2）	0.476	0.632	0.791	0.87
Sargan-Hansen检验值	0.605	0.185	0.347	0.166

注：与表4相同。

 

表6  财政支出对经济动能转换结构效应的估计结果（基于中西部）

变量	模型（13）	模型（14）	模型（15）	模型（16）
	0.569*** (3.55)	0.382*** (3.57)	1.406*** (4.85)	0.942*** (25.03)
	0.957** (2.31)
	-0.150 (-0.68)
		2.033*** (3.72)
		0.864 (1.43)
			-1.527** (-2.26)
			0.863** (2.22)
				-0.061 (-1.23)
				0.067* (1.92)
AR（2）	0.893	0.262	0.258	0.142
Sargan-Hansen检验值	0.237	0.523	0.523	0.543

注：与表4相同。

 

五、主要结论与政策建议

本文利用我国30个省域2007-2018年的面板数据，采用系统GMM方法对财政支出与经济新旧动能转换的关系进行了实证检验。主要结论如下：在总量效应方面，财政支出规模对动能转换产生了负面的时滞效应，当期和滞后一期都存在负向影响，表明在经济结构转型时期，财政支出规模粗放型增长模式难乎为继，动能转换的顺利进行仍有赖于财政支出结构的进一步优化。在结构效应方面，具有一定的区域异质性。教育支出存在正面的时滞效应，滞后一期的正向影响大于当期的负向影响，中西部地区滞后一期呈现出不显著的负向影响；科技支出当期存在正向影响，滞后一期影响不显著，东部地区的正向影响则具有持续性；社会保障和就业支出当期存在负向影响，对中西部地区的影响存在滞后效应，滞后一期呈现出正向影响；投资性支出当期和滞后一期均阻碍动能转换，中西部地区滞后一期存在正向影响。

加快新旧动能转换是新时代我国经济实现高质量发展的重要一环，而财政支出政策作用力度和方式必然影响动能转换的推进。既然在总量效应方面有碍于动能转换，就要积极转变调控思路，合理控制财政支出规模，从单一依靠财政支出总量增长向优化支出结构转变，最大限度地发挥支出政策的结构效应，并突出区域经济发展的差异化，提高经济动能转换的质量和效率。

一是继续保障教育支出的增长，切实提高劳动者的人力资本水平。优化教育支出结构，坚持协调发展，加大对职业教育和高等教育的投入力度，特别涉及“三新经济”产业及服务业领域，引导高端型创新人才和技能型应用人才对接动能转换需求。同时，注重缩小教育支出的区域性差距，避免中西部地区人才过多流失。

二是合理界定科技支出范围，稳步提高自主创新能力。对于一般营利性和竞争性的自主创新领域，政府应减少干预，鼓励企业以市场化为导向进行自主研发。对于具有公共品性质的创新活动如基础研究，政府投入的效果最为明显。对于具有准公共品性质的创新领域，政府可以引导社会资本流入，形成财政科技投入为主导、社会投入为主体的多元化的自主创新体系。同时要加大中西部地区的财政科技支出力度，完善科技成果转换机制。

三是保持社保和就业支出水平适度，弥补制度缺陷。确保社保支出水平与社会经济发展状况相适应，只有在合理限度内，才能通过增加劳动供给、扩大有效需求、加速人力资本积累等途径为动能转换做出贡献。另外，还应调整当前“补差型”制度设计，激发失业人群努力工作的积极性，避免产生福利依赖。

四是调整财政投资结构，转变财政投资方向。确立“淘汰落后产业，培育新型产业”与动能转换相符的政府投资策略目标，有效控制投资性支出规模，逐步从竞争性的经营领域退出，避免政府投资过度而弱化了市场主体地位，着力对新兴产业等市场失灵领域进行重点投资。撬动社会资本共同投资，提高民间投资的积极性，加速动能转换的效率。

 

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