甘肅省財政支出與經(jīng)濟增長關(guān)系研究

■/ 高 雯

一、引言

經(jīng)過“十三五”時期的艱苦奮斗，甘肅省順利完成脫貧攻堅歷史任務(wù)，全面建成了小康社會，進入新的發(fā)展階段，站在了新的歷史起點上。因此，甘肅省需抓住發(fā)展機遇，促進經(jīng)濟增長。經(jīng)濟增長也是政府進行宏觀調(diào)控的基本目標，而調(diào)控宏觀經(jīng)濟的手段主要為貨幣政策和財政政策，財政政策包括財政收入和財政支出等。因此，有必要研究財政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響，并以此調(diào)整財政支出，刺激社會需求，促進經(jīng)濟增長。本文分別對甘肅省財政支出規(guī)模、結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行研究，希望通過實證分析分別對二者關(guān)系形成一定認識并得出結(jié)論與建議，從地方財政支出角度滿足其發(fā)展需求、促進經(jīng)濟增長，并希望能夠?qū)ζ渌麑W者研究二者關(guān)系提供一定借鑒意義。

二、財政支出理論

（一）新古典綜合學派的財政支出理論

在以薩繆爾森（1915-2009）為代表的一批美國經(jīng)濟學家的努力下，逐漸形成了“新古典綜合派”的宏觀經(jīng)濟學。該學派認為，宏觀經(jīng)濟學的目標是維持產(chǎn)出、價格和就業(yè)水平的穩(wěn)定，并保持國際收支平衡，主要通過財政政策和貨幣政策等來實現(xiàn)，其中財政支出為主要手段。財政支出對產(chǎn)出而言相當于公共投資，且公共投資同時存在乘數(shù)效應(yīng)和加速效應(yīng)，即公共投資增加會引起收入的倍數(shù)增長以及增加消費支出和誘發(fā)民間新投資，當這兩個效應(yīng)發(fā)生作用時，使得公共投資增加引起收入的倍數(shù)增長，以及增加消費支出和誘發(fā)民間新投資，即財政總支出的增加會引起國民生產(chǎn)總值的增長。因此，財政總支出對經(jīng)濟增長具有正向效應(yīng)，是決定國民生產(chǎn)總值短期變動的關(guān)鍵因素。

（二）財政支出對經(jīng)濟增長的影響機制

1.凱恩斯交叉圖。凱恩斯交叉圖說明了在計劃投資水平I 和財政政策G 與T 為既定時（其中，G為政府購買，T 為稅收），收入Y 是如何決定的，以及當這些外生變量中的一種變量改變時，收入Y將如何變動。因此，可以用凱恩斯交叉圖解釋財政支出對經(jīng)濟增長的影響。凱恩斯交叉圖是由表示計劃支出的曲線和表示實際支出的曲線構(gòu)成的圖形。計劃支出表示為：E=C（Y-T）+I+G，其中，E 代表計劃支出，C 表示消費，G 為政府購買，稅收T 和計劃投資I 固定不變。凱恩期交叉圖的均衡在A 點，這時實際支出等于計劃支出，決定了均衡收入。當財政支出增加時，即圖1中計劃支出曲線移動到實際支出曲線，交點由原來的A 點移動到B 點，經(jīng)濟增長的部分為Y2-Y1。圖1解釋了財政支出對經(jīng)濟增長的影響。

圖1 凱恩斯交叉圖

財政支出乘數(shù)指收入變動（△Y）與引起這種變動的財政支出變動（△G）的比率。財政支出乘數(shù)用△Y/△G 表示，△Y/△G=-1/（1-MPC），其中MPC是邊際消費傾向，邊際消費傾向MPC越大，財政支出乘數(shù)越大。財政支出乘數(shù)說明，財政政策對收入有乘數(shù)效應(yīng)。原因是根據(jù)消費函數(shù)C=C（YT），高收入引起高消費。當財政支出增加時，提高了收入，同時也提高了消費，消費進一步增加了收入，收入又進一步提高了消費，如此循環(huán)，以至政府購買的增加引起了收入更大的增加。

2.IS-LM 模型。在利率市場化條件下，可用經(jīng)典IS-LM 模型解釋財政支出對經(jīng)濟增長的傳導機制。該模型是凱恩斯主義宏觀經(jīng)濟學中分析產(chǎn)品市場和貨幣市場同時達到均衡時國民收入和利率的決定模型。IS曲線向右下方傾斜，是描述產(chǎn)品市場達到均衡，即I=S 時，國民收入與利率呈反比的曲線。LM 曲線向右上方傾斜，是描述貨幣市場達到均衡，即L=M/P 時，國民收入和利率呈正比的曲線。研究IS曲線和LM曲線，得出說明兩個市場同時均衡時的IS-LM 模型。即當產(chǎn)品市場（IS）曲線和貨幣市場（LM）曲線相交時，經(jīng)濟達到均衡狀態(tài)。要充分發(fā)揮財政支出對經(jīng)濟增長的擴張效應(yīng)，前提為假設(shè)資源沒有得到充分利用，只有這樣，政府通過增加財政支出來進一步促進經(jīng)濟增長才會是有效的。具體傳導機制見圖2。

圖2 IS-LM曲線

在一個經(jīng)濟社會中，投資需求的變化、意愿儲蓄的變化和政府支出的變化等因素，都會導致IS曲線位置的移動。當財政支出增加時，如圖2，IS曲線向右等量移動，均衡點從A移動到B。財政支出的增加使收入和利率均得到提高，貨幣市場（LM 曲線）上較高的利率會影響產(chǎn)品市場（IS曲線）。當利率上升時，私人投資和支出下降，產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，擠出部分為圖2中y3-y2，抵消了財政支出的擴張效應(yīng)。因此，收入增加的部分為上圖y2-y1。

三、文獻梳理

國外學者一般將財政支出分為生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出，研究其與經(jīng)濟增長的關(guān)系。Lin（1994）通過對20個發(fā)達國家和42個發(fā)展中國家的統(tǒng)計數(shù)據(jù)實證分析，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性財政支出中具有生產(chǎn)性效應(yīng)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對經(jīng)濟增長的積極作用不明顯。Easterly et al（1993）通過實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國家生產(chǎn)性支出中交通和通信設(shè)施公共投資對經(jīng)濟增長具有積極作用。Devarajan（1996）等在重新界定生產(chǎn)性支出的基礎(chǔ)上，對發(fā)展中國家29年間的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，認為生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長具有負效應(yīng)，非生產(chǎn)性支出對長期增長經(jīng)濟具有正效應(yīng)。而Barro（1990）認為非生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長具有消極作用；生產(chǎn)性支出則對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響。Goldsmith（2008）通過理論分析，發(fā)現(xiàn)非生產(chǎn)性消費支出會減少私人投資，從而阻礙經(jīng)濟增長，而生產(chǎn)性投資支出更有利于長期經(jīng)濟增長。

國內(nèi)學者主要從財政支出總量、結(jié)構(gòu)、規(guī)模和結(jié)構(gòu)三種角度分別研究其與經(jīng)濟增長的關(guān)系。

（一）研究財政支出總量與經(jīng)濟增長的關(guān)系

韓芳明（2015）采用動態(tài)面板模型和空間杜賓模型，通過實證分析發(fā)現(xiàn)地方財政支出規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著阻礙作用。而蔣育燕（2020）利用廣東省17年人均財政支出量和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建協(xié)整及誤差修正模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn):廣東財政支出對經(jīng)濟增長的放大效應(yīng)非常明顯，并且具有較強的時間特性和區(qū)域特性。

（二）根據(jù)不同的標準采取多種財政支出結(jié)構(gòu)研究其與經(jīng)濟增長的關(guān)系

廖楚暉和余可（2006）對1995—2004 年間中國省際面板數(shù)據(jù)運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)的廣義矩估計法（GMM/DPD）進行了穩(wěn)定性檢驗。結(jié)果表明，一些地方生產(chǎn)性支出對長期經(jīng)濟增長不具有促進作用。張鋼和段澈（2006）對我國省際面板數(shù)據(jù)實證分析表明，東部、中部和西部地區(qū)的財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系不同。劉華和郭凱（2011）從分析地方政府行為與區(qū)域經(jīng)濟增長之間的關(guān)系角度，對1998-2006 年間中國東、中、西部地區(qū)的財政支出結(jié)構(gòu)與地方經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了面板數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)基建支出對地區(qū)經(jīng)濟增長具有促進作用，行政管理費支出與經(jīng)濟效率呈負相關(guān)；而科技支出和教育支出對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響差異較大。張穎（2012）通過對1998-2006 年全國30 個省際面板數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資、文教科衛(wèi)支出、科技創(chuàng)新支出、社會保障支出和農(nóng)業(yè)支出以及就業(yè)人數(shù)對經(jīng)濟增長具有積極影響，公共管理支出則對經(jīng)濟增長呈負相關(guān)。賀俊和吳照（2013）利用我國13 年的省際面板數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟建設(shè)類支出和一般性支出對經(jīng)濟增長存在負效應(yīng)，社會性支出對經(jīng)濟增長存在正效應(yīng)，我國地方財政支出結(jié)構(gòu)不平衡。徐小鷹運用面板數(shù)據(jù)分析方法對1998—2008 年間我國31 個省、自治區(qū)和直轄市的財政支出與我國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證分析，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟增長的影響更為顯著，東、中、西部的政府支出對經(jīng)濟增長的影響較為顯著的分別是城市維護建設(shè)支出、教育支出和農(nóng)業(yè)支出。

（三）研究財政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系

鄧悅等（2013）運用面板數(shù)據(jù)，對1990-2010年我國地級城市進行的實證分析發(fā)現(xiàn)，地方財政支出顯著地促進了經(jīng)濟發(fā)展，財政支出結(jié)構(gòu)各項目對東、中、西部地區(qū)影響不同。戚厚昌和岳希明（2020）運用2011年77個國家和地區(qū)的截面數(shù)據(jù)構(gòu)建面板模型，通過實證分析驗證了瓦格納法則，即財政支出總量與經(jīng)濟社會發(fā)展水平之間存在正向相關(guān)關(guān)系，并且研究發(fā)現(xiàn)，財政支出各項目對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響不同。具體而言，醫(yī)療保健支出、教育支出和社會保護支出對人均GDP具有促進作用，而公共秩序和安全、住房和社區(qū)設(shè)施則對人均GDP產(chǎn)生阻礙作用。王勝華（2021）將財政支出區(qū)分為生產(chǎn)性和消費性兩大類，通過構(gòu)建面板門檻效應(yīng)回歸模型，分別從理論和實證兩個方面分析了經(jīng)濟增長目標下的最優(yōu)財政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)，并得出財政支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)均與經(jīng)濟增長呈“倒U”型非線性關(guān)系，以及適度財政規(guī)模與合理財政結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長影響的門檻值分別為31.28%和50.13%的結(jié)論。

綜上研究，國內(nèi)外學者對于財政支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系，存在三種結(jié)果。一是財政支出與經(jīng)濟增長呈正向相關(guān)關(guān)系，二是財政支出與經(jīng)濟增長呈負向相關(guān)關(guān)系，三是財政支出與經(jīng)濟增長為非線性關(guān)系。學界對兩者關(guān)系的研究取得了豐富的成果，為二者關(guān)系的研究提供了廣闊的思路，但由于兩者之間關(guān)系尚存爭議，因此本文根據(jù)甘肅省統(tǒng)計年鑒財政支出分類，以甘肅省14市（州）作為研究對象，建立面板數(shù)據(jù)模型研究二者關(guān)系。

四、實證研究

本文從總量和結(jié)構(gòu)兩個角度，分析財政支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系，分別對總量面板數(shù)據(jù)模型和結(jié)構(gòu)面板數(shù)據(jù)模型進行霍斯曼檢驗以及模型回歸分析，面板數(shù)據(jù)兼具截面和時間數(shù)據(jù)，可以提供個體動態(tài)行為信息，同時，由于兩個維度的數(shù)據(jù)使得樣本容量擴大，能夠提高估計的準確性，使實證結(jié)果更具可信度。

（一）財政支出規(guī)模與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

1.模型設(shè)定。本文主要為探究財政支出與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，借鑒柯布—道格拉斯（Cobb Douglas）生產(chǎn)函數(shù)形式，將財政支出規(guī)模變量引入生產(chǎn)函數(shù)，建立以下面板模型：

在上式中，被解釋變量Y代表甘肅省實際生產(chǎn)總值；解釋變量F 代表甘肅省財政支出總量，即一般公共預(yù)算支出總量；根據(jù)柯布·道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，資本和勞動力這兩個投入要素對經(jīng)濟增長具有重要作用，故本文選取了以下控制變量：L 代表勞動力要素投入，本文選取各地縣在崗職工人數(shù)作為勞動力投入指標；K 為資本要素投入，用各地縣固定資產(chǎn)投資總額表示。通過控制變量L 和K 控制其對經(jīng)濟增長的影響，分析出財政支出規(guī)模對經(jīng)濟增長的影響。為消除序列異方差，對模型取自然對數(shù)；i 表示截面?zhèn)€體，分別代表蘭州、嘉峪關(guān)、金昌、白銀、天水、武威、張掖、平?jīng)?、酒泉、慶陽、定西、隴南12個地級市和臨夏州、甘南州2個自治州；t表示不同年度，本文中代表2010-2019 年；α 為常數(shù)項；β1、β2、β3分別為勞動力要素投入、資本投入要素、財政支出總量對地方經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)；u為隨機擾動項。

2.數(shù)據(jù)選取與結(jié)果分析。由于2007 年政府收支分類改革后，科目有較大調(diào)整，因此本文選取2010-2019年甘肅省各市（州）財政支出，即一般公共預(yù)算支出總量和地方生產(chǎn)總值的時間序列和截面數(shù)據(jù)作為研究對象。數(shù)據(jù)來源于《甘肅發(fā)展年鑒》相關(guān)年份。為消除通貨膨脹（價格因素）的影響使數(shù)據(jù)具有可比性，對各市（州）的GDP 和一般公共預(yù)算支出按照GDP 平減指數(shù)進行平減，折算為以2010年為基期的可比值。以GDP為例：

3.模型估計。

（1）模型形式設(shè)定檢驗。在對面板模型進行估計之前，需要先確定合適的模型形式。一般的線性面板數(shù)據(jù)模型為：

表示n×1 維被解釋變量；xit表示n×k 維解釋變量，k為解釋變量的個數(shù)；截距項αi和系數(shù)項βi為t×1維向量；xit是解釋變量；uit為隨機誤差項；i表示截面?zhèn)€體；t表示時間序列。

利用Hausman 檢驗結(jié)果選擇固定影響模型還是隨機影響模型。由表1 可知，Hausman 檢驗統(tǒng)計量為0，P值小于顯著性水平5%，所以拒絕原假設(shè)，即總量模型為固定效應(yīng)模型。以下為檢驗結(jié)果：

表1 Hausman檢驗結(jié)果

本文采用F檢驗判斷模型類型，以避免模型設(shè)定偏差。原假設(shè)如下：

判定規(guī)則為：接受假設(shè)H2則為不變參數(shù)模型，檢驗結(jié)束。拒絕假設(shè)H2，則檢驗假設(shè)H1。若接受H1，則模型為變截距模型，如拒絕H1，則為變系數(shù)模型。步驟如下：

首先，構(gòu)造統(tǒng)計量

其中S1、S2和S3分別為變系數(shù)模型、變截距模型和不變系數(shù)模型的殘差平方和，N 為截面樣本數(shù)，T為時間序列的期數(shù)，k為自變量的個數(shù)。

其次，通過檢驗，發(fā)現(xiàn)F1=1.064019124，小于臨界值F0.05（52，84）=1.494824，則拒絕假設(shè)H2即不變參數(shù)模型，進行下一步檢驗；由于F2=723.5346752，大于臨界值F0.05（39，84）=1.542399，所以接受假設(shè)H1，則模型為變截距模型。

最后，結(jié)合Hausman檢驗結(jié)果可得財政支出總量模型為固定效應(yīng)變截距模型。

（2）模型估計。由表2 總量模型估計結(jié)果可得，R2即擬合優(yōu)度值為0.99，表示解釋變量對被解釋變量可以進行解釋大約為99%，說明模型擬合優(yōu)度非常好。勞動力投入要素系數(shù)為0.05，且T統(tǒng)計量顯著，說明該變量與地方經(jīng)濟增長呈正相關(guān)，勞動力投入要素每增加1個百分點，地方經(jīng)濟增長就增加0.05個百分點；資本投入要素系數(shù)為-0.03，表明該變量每增加一個百分點，地方經(jīng)濟增長就降低0.03 個百分點，且T 統(tǒng)計量顯著，反映出資本投入要素與地方經(jīng)濟增長呈負相關(guān)，出現(xiàn)該情況的原因可能是本文選取的固定資產(chǎn)投資總額不能充分反映資本投入情況；財政支出規(guī)模（扣除價格因素影響）系數(shù)為0.11，表明財政支出每增加1 個百分點，地方經(jīng)濟增長就增加0.11 個百分點，且T 統(tǒng)計量在1%的水平下顯著，反映財政支出規(guī)模與經(jīng)濟增長為正相關(guān)。

表2 模型估計結(jié)果

（二）財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析

1.模型設(shè)定。將總量模型中的財政支出總量替換為一般預(yù)算支出各部分，得到財政支出結(jié)構(gòu)模型：

其中，Y為人均實際GDP 增長率；α為常數(shù)項；L 代表勞動力投入，用就業(yè)人員增長率表示；固定資產(chǎn)投資增長率作為資本投入代表K；GPS 為一般公共服務(wù)支出占財政支出總量的比重；E為教育支出占財政支出總量的比重；SSEE 為社會保障和就業(yè)支出占財政支出總量的比重；MHC 為衛(wèi)生健康支出占財政支出總量的比重；AFW 為農(nóng)林水支出占財政支出總量的比重；γ1、γ2…γ7分別為各項目產(chǎn)出彈性。

2.模型估計。結(jié)構(gòu)模型主要研究財政支出各項目與經(jīng)濟增長的關(guān)系，為區(qū)分不同項目對經(jīng)濟增長的影響，因此本文將結(jié)構(gòu)模型設(shè)定為變截距模型。通過Hausman 檢驗來判斷是固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)模型。由表3 可知，Hausman 檢驗統(tǒng)計量的P 值為0，小于顯著性水平5%，故拒絕原假設(shè)，結(jié)構(gòu)模型為固定效應(yīng)變截距模型。可對結(jié)構(gòu)模型回歸。

表3 Hausman檢驗結(jié)果

注：數(shù)據(jù)來源于《甘肅發(fā)展年鑒》，并通過E-views8.0軟件計算得到。

由表4 可知，從甘肅省總體估計結(jié)果看，R2值為1，表示解釋變量對被解釋變量可以進行解釋約為100%，說明回歸方程擬合優(yōu)度非常高，即模型擬合程度很好。具體來說，就業(yè)增長率L系數(shù)為-1.76，且T統(tǒng)計量顯著，表明其與地方經(jīng)濟增長率呈負相關(guān)，即就業(yè)增長率每增加一個百分點，地方經(jīng)濟增長率就降低1.76個百分點，出現(xiàn)勞動力投入對地方經(jīng)濟增長率負效應(yīng)的原因可能是本文選取的各地縣在崗職工人數(shù)增長率不足以全面反映就業(yè)情況；固定資產(chǎn)投資增長率K 系數(shù)為1 及T 統(tǒng)計量顯著，說明其與地方經(jīng)濟增長率呈正相關(guān)，即固定投資增長率每增加一個百分點，地方經(jīng)濟增長率就增加1 個百分點；一般公共服務(wù)支出占財政支出總量GPS 的系數(shù)為1.25，與地方經(jīng)濟增長率正相關(guān)，但在統(tǒng)計上不顯著；教育支出占財政支出總量E的系數(shù)為-2.44，說明該解釋變量每增加一個百分點，地方經(jīng)濟增長率就降低2.44 個百分點，又由于T統(tǒng)計量顯著，反映出教育對地方經(jīng)濟增長率的消極作用；社會保障和就業(yè)支出占財政支出總量SSEE 的系數(shù)為8.97，且T 統(tǒng)計量顯著，說明該解釋變量每增加一個百分點，地方經(jīng)濟增長率就增加8.79 個百分點。衛(wèi)生健康支出占財政支出總量MHC 的系數(shù)為3.31，表明其每增加1 個百分點，地方經(jīng)濟增長率就增加3.31個百分點，且T統(tǒng)計量顯著，反映出衛(wèi)生健康支出對地方經(jīng)濟增長率具有積極作用；農(nóng)林水支出占財政支出總量AFW 的系數(shù)為-8.59，且T 統(tǒng)計量顯著，說明其對地方經(jīng)濟增長率具有負面效應(yīng)。

表4 結(jié)構(gòu)模型估計結(jié)果

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

1.從財政支出規(guī)模上來看，根據(jù)其與經(jīng)濟增長的面板模型回歸分析發(fā)現(xiàn)，2010-2019 年間，甘肅省財政支出總量對地方經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)，即增加財政支出總量會促進地方經(jīng)濟增長。

2.從財政支出結(jié)構(gòu)上來看，通過與經(jīng)濟增長的面板模型研究發(fā)現(xiàn)，甘肅省財政支出各項目對地方經(jīng)濟增長的影響存在差異性。各市固定資產(chǎn)投資增長率、一般公共服務(wù)支出占財政支出總量、社會保障和就業(yè)支出占財政支出總量、衛(wèi)生健康支出占財政支出總量對地方經(jīng)濟增長率均具有積極作用；而就業(yè)人員增長率、教育支出占財政支出總量和農(nóng)林水支出占財政支出總量則對地方經(jīng)濟增長率具有消極作用。其中，教育支出占財政支出總量對地方經(jīng)濟增長率具有負效應(yīng)原因可能是教育回報時間比較長，且甘肅為多民族交匯融合地區(qū)，人力資本情況復雜，農(nóng)村勞動力文化素質(zhì)整體偏低。農(nóng)林水支出占財政支出總量與地方經(jīng)濟增長率呈負相關(guān)，產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能為甘肅的農(nóng)業(yè)水利等受到獨特的地理環(huán)境和氣候條件的限制。甘肅位于黃土高原、青藏高原和內(nèi)蒙古高原的交匯地帶，生態(tài)環(huán)境復雜且脆弱，旱災(zāi)和沙塵暴等自然災(zāi)害頻繁發(fā)生，對甘肅農(nóng)林牧區(qū)造成極大破壞，不利于農(nóng)業(yè)發(fā)展。此外，水資源匱乏也是限制甘肅農(nóng)業(yè)發(fā)展的一個重要因素。加之農(nóng)業(yè)機械化水平較低，也極大制約該省農(nóng)業(yè)發(fā)展，導致較低的農(nóng)業(yè)回報率。

（二）建議

1.地方政府應(yīng)適當擴大財政支出規(guī)模。甘肅作為多民族交匯融合地區(qū)，各地均有少數(shù)民族散居，由于長期的歷史地理、文化制度等積累，與其他地區(qū)相比在財政支出方面有其特殊性。因此，甘肅省政府應(yīng)該適當擴大財政支出規(guī)模，為甘肅經(jīng)濟長期、持續(xù)增長提供動力，以使財政支出最大限度的發(fā)揮作用。

2.調(diào)整和優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，提高政府資金配置效率。

（1）發(fā)展高質(zhì)量教育，培育具備專業(yè)知識和高技能人才。推動教育高質(zhì)量發(fā)展，必須促進普惠性教育發(fā)展，合理配置城鄉(xiāng)教育資源，大力促進教育公平，加強職業(yè)教育，引導更多社會資本流向教育。雖然教育支出對經(jīng)濟增長的正向作用存在時滯，其對當期經(jīng)濟增長促進作用不明顯，但是就經(jīng)濟增長的長期性來看，人力資本是經(jīng)濟增長的重要因素，而教育是進行人力資本積累的重要手段，因此政府應(yīng)適當加大教育支出，促進教育高質(zhì)量發(fā)展，積累人力資本，從而促進經(jīng)濟增長。

（2）完善轉(zhuǎn)移支付制度。政府轉(zhuǎn)移支付與稅收作為調(diào)節(jié)二次收入分配的手段對于促進社會收入公平、縮小貧富差距和實現(xiàn)公共富裕具有重要作用。政府轉(zhuǎn)移性支付包括社會保障和就業(yè)支出，本文通過財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的實證研究得出，社會保障和就業(yè)支出與經(jīng)濟增長之間存在正向相關(guān)關(guān)系。因此，應(yīng)該完善轉(zhuǎn)移支付制度，加強社會保障和就業(yè)支出管理，促進社會收入分配公平，縮小民族地區(qū)與其他地區(qū)由于一次收入分配，即要素市場資源分配而導致的差距。

（3）補齊水利設(shè)施短板，進一步加強生態(tài)文明建設(shè)。水利設(shè)施是糧食安全的基礎(chǔ)保障之一，是擴大土地利用資源的有效途徑。完善水利設(shè)施，有利于維護社會穩(wěn)定、增強抗旱防洪、平衡社會發(fā)展等。同時，加強森林、濕地、防風固沙等生態(tài)治理，提高能源資源配置效率，進一步改善生態(tài)環(huán)境質(zhì)量，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

總體而言，合理的地方財政支出結(jié)構(gòu)可以有效促進經(jīng)濟增長，因此，甘肅可以進一步調(diào)整和優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，提高政府資金配置效率，從而促進經(jīng)濟增長。