金融發(fā)展、人力資本的耦合機(jī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析

楊曉智

（中國(guó)勞動(dòng)關(guān)系學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理系，北京 100000）

0 引言

到目前為止，國(guó)內(nèi)研究金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的文獻(xiàn)頗多（謝亞軒，2003；趙學(xué)軍，2013），然而對(duì)于這一問題仍然存在以下方面值得進(jìn)一步研究。（1）大部分文獻(xiàn)集中于研究?jī)烧弑旧碇g的總體相關(guān)性（武志，2010；陸靜，2012；趙華偉，2012；馬軼群、史安娜，2012），對(duì)于金融發(fā)展通過何種機(jī)制來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究則較少，僅有少量的文獻(xiàn)關(guān)注金融發(fā)展通過影響投資、生產(chǎn)率和FDI繼而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（熊鵬、王飛，2007；孫輝煌、蘇基溶，2009），而金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的渠道是多方面的（孫力軍，2007）。（2）盡管現(xiàn)在已經(jīng)可以通過面板數(shù)據(jù)模型來估計(jì)金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，相對(duì)于過去的單方程模型而言可以說是前進(jìn)了一大步。然而，對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)仍然沒有脫離OLS框架，這種估計(jì)方法難以消除模型中的“內(nèi)生性”問題，無法保證估計(jì)結(jié)果的一致性，因而有必要選擇更為高級(jí)的估計(jì)方法從而得出一致的估計(jì)結(jié)果。

1 理論模型

我們將在一個(gè)戴蒙德模型基礎(chǔ)之上來構(gòu)建一個(gè)包含金融發(fā)展、人力資本投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一般均衡模型。模型旨在揭示金融發(fā)展如何通過促進(jìn)人力資本積累從而進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

1.1 生產(chǎn)函數(shù)

假定模型中的生產(chǎn)函數(shù)是如下類型的一種柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（為了數(shù)理上的推理簡(jiǎn)便，假定不存在技術(shù)進(jìn)步）：

（1）式中：Y是產(chǎn)出，K是實(shí)物資本投入，H是有勞動(dòng)者提供的生產(chǎn)性服務(wù)。這就意味著勞動(dòng)這對(duì)生產(chǎn)力的貢獻(xiàn)既包括原始勞動(dòng)，又包括了人力資本。

假定人力資本由原始勞動(dòng)力和該勞動(dòng)力在教育和培訓(xùn)上的投入所決定，我們將這個(gè)投入定義為E，于是，H(t)可以通過如下方程式來表達(dá)：

我們可以假定勞動(dòng)者的生產(chǎn)性服務(wù)隨著勞動(dòng)者教育的投入水平提高而增加，即G′(E)＞0，但是我們不能進(jìn)一步假定G″(E)＜0，這是因?yàn)槿肆Y本初始投入對(duì)未來人力資本的獲得是有幫助的。為了推倒的簡(jiǎn)便，我們可以假定G(·)滿足如下形式：

由（5）式可以看出，產(chǎn)出的增長(zhǎng)率取決于三個(gè)部分，即資本的增長(zhǎng)率、原始勞動(dòng)投入的增長(zhǎng)率和教育投入的增長(zhǎng)率。

1.2 經(jīng)濟(jì)均衡

與戴蒙德模型中的假設(shè)一樣，我們假定代表性個(gè)人一生分為兩個(gè)階段，代表性個(gè)人希望最大化其一生的效用，假定其效用函數(shù)是不變風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)函數(shù)：

我們下面將要考慮的是這個(gè)人一生之中所要受到的預(yù)算約束，假定代表性個(gè)體沒有初始的資本，他在第一個(gè)階段里主要是進(jìn)行人力資本投資，而在第二個(gè)階段里則主要是在勞動(dòng)力市場(chǎng)上提供生產(chǎn)性服務(wù)。這樣，代表性個(gè)人一生的收入主要通過其第二個(gè)階段在勞動(dòng)力市場(chǎng)上提供的生產(chǎn)性服務(wù)所得，而他在第一個(gè)階段則主要從金融市場(chǎng)里借入資金維持自己的消費(fèi)和人力資本投資。假定金融市場(chǎng)存在著信息不對(duì)稱，資本成本主要取決于金融發(fā)展水平，于是資本成本函數(shù)定義如下：

這里的D是金融發(fā)展，金融發(fā)展水平的提高會(huì)使得資本成本降低，在一個(gè)完全信息的金融市場(chǎng)上，資本的成本取決于其邊際產(chǎn)出。

假定勞動(dòng)力市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)的，此時(shí)，勞動(dòng)力的工資由其在勞動(dòng)力市場(chǎng)上生產(chǎn)性服務(wù)所提供的邊際產(chǎn)品所決定（為了推理的簡(jiǎn)單，將原始勞動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)化為1）：

從（13）式可以看出教育投入與資本成本呈反向關(guān)系，即資本成本越高，教育投入越低，這就從理論上證明了金融發(fā)展對(duì)人力資本的促進(jìn)作用。

由方程（5）式可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率不僅取決于實(shí)物資本和勞動(dòng)力投入的增長(zhǎng)率，還取決于人力資本投入的增長(zhǎng)率。而人力資本投入受到金融發(fā)展水平的約束，金融發(fā)展水平越高的地方，人力資本投入也就越高。于是本文得出金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制，即金融發(fā)展通過促進(jìn)人力資本投資進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

2 實(shí)證模型、變量、數(shù)據(jù)及其處理

2.1 實(shí)證模型

無論是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型都不能夠完全解決模型系統(tǒng)內(nèi)出現(xiàn)的解釋變量的“內(nèi)生性”問題。這個(gè)模型的“內(nèi)生性”首先來自于模型中最重要的解釋變量，即金融發(fā)展這一解釋變量中。這是因?yàn)?，金融發(fā)展與被解釋變量很可能互為因果關(guān)系。一旦金融發(fā)展在模型系統(tǒng)中是一個(gè)內(nèi)生解釋變量，那么用OLS方法對(duì)其進(jìn)行參數(shù)估計(jì)很可能得出一個(gè)有偏的結(jié)果。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展往往有著滯后效應(yīng)，即上一期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展很可能會(huì)影響到下一期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，動(dòng)態(tài)面板模型很明顯比靜態(tài)面板模型更適合這一類問題的研究，基于這一思想，本文建立的實(shí)證模型如下：

2.2 指標(biāo)說明及變量選取

在實(shí)證方程（14）中，各個(gè)變量和指標(biāo)的說明如下：

（1）被解釋變量是各地區(qū)人均實(shí)際GDP（1978=1）的對(duì)數(shù)，Lnprgdp。我們用這一指標(biāo)來衡量產(chǎn)出的增長(zhǎng)。

（2）主要解釋變量包括Lnprgdp滯后項(xiàng)、金融發(fā)展水平（fin）、以平均受教育年限衡量的人力資本投資（human）、金融發(fā)展與人力資本的交互項(xiàng)（fin×human）。Lnprgdp滯后項(xiàng)用來控制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后效應(yīng)，當(dāng)滯后被解釋變量被用來作為解釋變量時(shí)，模型就被動(dòng)態(tài)化了。本文主要用兩種指標(biāo)來衡量我國(guó)各地區(qū)的金融發(fā)展，一種用年末貸款額占GDP的比重（logdp）來表示，還有一種用年末存款余額占GDP的比重(degdp)來表示。人力資本用該指標(biāo)來衡量各地區(qū)人力資源發(fā)展水平。金融發(fā)展與人力資本的交互項(xiàng)衡量金融發(fā)展與人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的聯(lián)合效應(yīng)。

（3）其他控制變量包括人均實(shí)物資本（Lk）、外商直接投資（fdi）、政府行為（gov）、城鎮(zhèn)化率（urban）和時(shí)間虛擬變量（dummy）。其中，Lk是對(duì)數(shù)人均實(shí)物資本，用人均資本存量的對(duì)數(shù)來衡量資本要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響；fdi用外商直接投資占GDP的比重來衡量外資及其投資環(huán)境對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響；gov用財(cái)政支出占GDP的比重來表示，用它來控制政府行為對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響；urban用非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎荆盟鼇砜刂颇硞€(gè)地區(qū)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響；dummy用來控制異常年份的數(shù)據(jù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文中的虛擬變量主要包括：d1989（1989和1990年取值1，其他年份取值0），用它來控制1989年事件的影響；d1992（1992和1993年取值1，其他年份取值0），用它來控制1992年鄧小平南巡講話之后全國(guó)范圍的投資大量增加所帶來的影響；d1994（1994年之后取值1，其他年份取值0），用它來控制分稅制改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

2.3 數(shù)據(jù)來源及處理

本文收集了1985～2010年中國(guó)除海南、西藏和重慶之外的28個(gè)省、直轄市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)。為了保持?jǐn)?shù)據(jù)指標(biāo)的一致性，除了實(shí)物資本投入和教育投入之外，其他所有的數(shù)據(jù)均來自中國(guó)官方部門出版的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和分省統(tǒng)計(jì)年鑒。由于FDI用美元衡量，本文中的FDI按照當(dāng)年美元對(duì)人民幣的匯率調(diào)整成以人民幣衡量的FDI。我們用各地區(qū)的資本存量來表示該地區(qū)的實(shí)物資本投入，各地區(qū)資本存量數(shù)據(jù)來自Chong-en Bai等（2006）的計(jì)算。人力資本投入用各地區(qū)平均受教育年限來衡量，有關(guān)平均受教育年限指標(biāo)，1998年以前的數(shù)據(jù)來自胡鞍鋼等（2001）的計(jì)算，1998年以后的數(shù)據(jù)根據(jù)胡鞍鋼（2001）的計(jì)算方法計(jì)算得出。表1給出了本文中所用到的變量指標(biāo)的描述統(tǒng)計(jì)，表2為1985～2010年這些變量指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)矩陣。

表1 變量的描述統(tǒng)計(jì)

從表2我們可以看到，在我們所收集到的數(shù)據(jù)指標(biāo)中，金融發(fā)展、教育以及其他一些指標(biāo)如資本存量、外商直接投資、政府支出和城鎮(zhèn)化率都與經(jīng)濟(jì)發(fā)展顯著地正相關(guān)。教育水平與金融發(fā)展水平之間也呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，教育水平與金融發(fā)展的乘積項(xiàng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的相關(guān)系數(shù)不僅顯著為正，而且這一系數(shù)比單一的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的相關(guān)系數(shù)要大一些。在收集了實(shí)證模型所需要的數(shù)據(jù)之后，我們接下來就要對(duì)方程（14）進(jìn)行估計(jì)。在下一節(jié)中，我們不僅要估計(jì)金融發(fā)展如何通過影響人力資本的積聚進(jìn)而影響到我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還要驗(yàn)證這一影響如何隨著時(shí)間而發(fā)生變化。

表2 變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 金融發(fā)展與人力資本投入

理論模型的結(jié)果表明，金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的途徑可以通過影響人力資本來實(shí)現(xiàn)。在一個(gè)發(fā)育良好的金融市場(chǎng)上，貧窮的人可以通過信貸來進(jìn)行較昂貴的人力資本投資，因此金融發(fā)展可以促進(jìn)人力資本投入，而人力資本投入被證明是有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的。因此，在驗(yàn)證金融發(fā)展通過促進(jìn)人力資本投資從而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)前，有必要驗(yàn)證一下金融發(fā)展與人力資本投入之間的關(guān)系。我們首先根據(jù)Holtz-Eakin等（1989）提出的一個(gè)面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法來驗(yàn)證金融發(fā)展是不是我國(guó)人力資本投入的格蘭杰原因。具體來說就是估計(jì)如下一個(gè)方程：

這里的human代表人力資本，fin代表金融發(fā)展，fi代表省際固定效應(yīng)，vit代表模型的殘差項(xiàng)，m代表滯后階數(shù)，一般情況下可以取滯后4階。在這個(gè)框架里，當(dāng)金融發(fā)展的滯后變量前面的系數(shù)顯著不為0時(shí)，就可以得出金融發(fā)展是我國(guó)人力資本積累的格蘭杰原因。也就是要檢驗(yàn)如下一個(gè)命題：a1=a2=…=aj=0，當(dāng)這一條件被拒絕時(shí)，我們就可以認(rèn)為金融發(fā)展是我國(guó)人力資本積累的格蘭杰原因。通過對(duì)方程（15）進(jìn)行估計(jì)，我們將面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果放在表3中。

表3的結(jié)果拒絕了原假設(shè)，說明金融發(fā)展不論以存款占GDP的比重還是以貸款占GDP的比重來衡量，都明顯拒絕了原假設(shè)，說明金融發(fā)展是我國(guó)人力資本積累的格蘭杰原因。圖1和圖2分別是以貸款額占GDP的比重和以存款額占GDP的比重來衡量的我國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展與人力資本投資之間關(guān)系的線性擬和圖形。

圖1和圖2的結(jié)果表明我國(guó)的金融發(fā)展與平均受教育年限呈明顯的正相關(guān)關(guān)系，兩者之間簡(jiǎn)單的相關(guān)系數(shù)用貸款余額占GDP的比重來衡量金融發(fā)展時(shí)為0.41，而用存款余額占GDP的比重來衡量金融發(fā)展則達(dá)到了0.54。簡(jiǎn)單的實(shí)證檢驗(yàn)證實(shí)金融發(fā)展的確促進(jìn)了我國(guó)人力資本投資，在我國(guó)金融發(fā)展水平越高的地方，平均受教育年限也越高。綜合表3和圖1、圖2的結(jié)果，我們認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)我國(guó)人力資本的積累產(chǎn)生了顯著的正向促進(jìn)作用。

表3 金融發(fā)展對(duì)人力資本積累的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

圖1 貸款占GDP的比重與平均教育年限的關(guān)系

3.2 金融發(fā)展、人力資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

對(duì)本文中的實(shí)證方程（14）式進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，方程（14）是一個(gè)典型的包含了外生變量的自回歸動(dòng)態(tài)面板模型。由于存在滯后被解釋變量作為解釋變量的情況，“內(nèi)生性”問題不可避免地出現(xiàn)了。對(duì)于這類模型，普通的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)肯定無法完全解決其參數(shù)估計(jì)的無偏問題，而工具變量法是解決回歸模型“內(nèi)生性”的最主要方法。對(duì)于方程（14）來講，最主要的就是要找到合適的工具變量，我們主要使用系統(tǒng)GMM方法而不是差分GMM估計(jì)方法來對(duì)方程（14）進(jìn)行估計(jì)，作為對(duì)照，我們也給出了面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。

表4 金融發(fā)展及人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

圖2 存款占GDP的比重與平均教育年限的關(guān)系

由于在系統(tǒng)GMM估計(jì)中，水平變量的滯后項(xiàng)是差分變量的工具變量，而差分變量的滯后項(xiàng)又是水平變量的工具變量，這里面就存在工具變量是否有效的問題。Arellano和Bover（1995）和Blundell和Bond（1998）提出了兩種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)系統(tǒng)GMM的工具變量是否有效。第一種方法稱為過度識(shí)別約束檢驗(yàn)，稱為Sagan檢驗(yàn)或者Hansen檢驗(yàn)，主要是用來判斷在估計(jì)過程中所使用的矩條件工具變量在總體上是否有效。第二種檢驗(yàn)是自回歸（AR）檢驗(yàn)，這種檢驗(yàn)主要是用來判斷殘差項(xiàng)vit在差分回歸和差分-水平回歸中是否存在序列相關(guān)。在Sargan檢驗(yàn)中，原假設(shè)為工具變量是過度識(shí)別的，在AR檢驗(yàn)中，殘差項(xiàng)允許一階序列相關(guān)存在，但不允許二階序列相關(guān)。

表4中的前四個(gè)方程采用固定效應(yīng)模型估計(jì)方法，后四個(gè)方程所采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法。在系統(tǒng)GMM的估計(jì)的四個(gè)方程中報(bào)告了Sargan檢驗(yàn)的和AR（1）、AR（2）檢驗(yàn)的P值。在所有的系統(tǒng)GMM估計(jì)的方程中，Sargan檢驗(yàn)的P值和AR（2）檢驗(yàn)值均超過了0.1，說明模型不存在過度識(shí)別和殘差項(xiàng)二階序列相關(guān)的問題，換句話說，假設(shè)檢驗(yàn)支持了工具變量的有效性。

由于固定效應(yīng)模型無法完全消除內(nèi)生解釋變量的問題，所以對(duì)表4的分析主要集中在方程（5）-（8）上。當(dāng)沒有引入金融發(fā)展與人力資本的聯(lián)合效應(yīng)時(shí)，金融發(fā)展不論是以存款占GDP的比重來衡量，還是以貸款占GDP的比重來衡量，都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，這一估計(jì)結(jié)果同先前許多研究文獻(xiàn)的估計(jì)結(jié)論是一致的（Guariglia和Poncet，2008；單俏穎，2006）。這說明我國(guó)的金融發(fā)展的確存在著金融扭曲的現(xiàn)象，對(duì)于這一現(xiàn)象也并不難解釋。我國(guó)的金融部門在很大程度上承擔(dān)著“第二財(cái)政”的職能，四大國(guó)有商業(yè)銀行大量的貸款并不是貸給最有效率和信用良好的私營(yíng)企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)，而是在政府的指令性計(jì)劃下貸給了無效率的國(guó)有企業(yè)。

由于本文的實(shí)證檢驗(yàn)主要驗(yàn)證的是金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的人力資源機(jī)制，對(duì)于本文的實(shí)證模型來說，最主要的是看金融發(fā)展與教育水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的聯(lián)合影響。在方程（7）-（8）中，當(dāng)我們?cè)趯?shí)證模型中引入金融發(fā)展與教育水平的交叉項(xiàng)之后，我們發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與教育水平的交叉項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著十分顯著的正向影響。這就意味著當(dāng)我國(guó)的教育發(fā)展水平越高時(shí)，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用會(huì)越大，而金融發(fā)展水平越高時(shí)，教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用也會(huì)越大。而前面我們已經(jīng)驗(yàn)證了金融發(fā)展對(duì)教育水平的促進(jìn)作用，由此我們可以得出這樣一個(gè)結(jié)論：金融發(fā)展通過促進(jìn)人力資本的積累進(jìn)一步促進(jìn)了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

表4中，人力資本、實(shí)物資本、外商直接投資和城鎮(zhèn)化率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有著顯著的正向影響，這些都是符合經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋的。政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著負(fù)面的影響，對(duì)這一點(diǎn)也能夠做出解釋，即政府支出占GDP的比重越高表明該省份經(jīng)濟(jì)受政府干預(yù)的情況越嚴(yán)重，而政府過多地干預(yù)有可能導(dǎo)致資源配置扭曲，因此政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為負(fù)?？偠灾?，表4的估計(jì)結(jié)果，尤其是系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果是令人滿意的。盡管我國(guó)存在著較為顯著的金融扭曲現(xiàn)象，但是由于我國(guó)的金融發(fā)展促進(jìn)了人力資本積累，而人力資本積累又是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力之一，因此金融發(fā)展通過促進(jìn)人力資本的積累進(jìn)而促進(jìn)了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

4 結(jié)論

本文通過對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型的系統(tǒng)GMM估計(jì)，得到結(jié)論如下：（1）金融發(fā)展顯著地促進(jìn)了我國(guó)的教育投資，金融發(fā)展和教育投資的聯(lián)合效應(yīng)又顯著地促進(jìn)了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這說明了金融發(fā)展通過促進(jìn)人力資本投資從而進(jìn)一步促進(jìn)了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；（2）我國(guó)存在著明顯的金融扭曲現(xiàn)象，但隨著金融體制改革的推行，這種扭曲的程度正在下降；（3）金融發(fā)展與人力資本的耦合機(jī)制促進(jìn)了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但這種耦合機(jī)制隨著時(shí)間推移正在有所減弱；（4）隨著大學(xué)擴(kuò)招和教育投入的不斷擴(kuò)大，我國(guó)的教育回報(bào)正在降低；正是這種降低了的教育回報(bào)使得金融發(fā)展與人力資本的耦合機(jī)制有所減弱；（5）資本、外商直接投資和城鎮(zhèn)化對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的正向影響，政府支出對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的負(fù)向影響，說明我國(guó)應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步提高政府在資源配置中的效率。

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