政府消费规模对经济增长的阈值效应_中国统计年鉴论文

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       感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。

       一、引言

       政府消费是指为满足本国公共需要而形成的对货物和服务的经常性支出。在实践中，由于政府消费大多是以纳税人所缴纳的税收为其融资，人们对政府消费的规模问题较为敏感而又关注。尤其是在市场经济条件下，人们更期望保持合适的政府消费规模来实现经济效率的“帕累托”最优。近年来，国内外学术界对最优经济效率视角下的政府消费规模问题的研究形成热点，但学者们并未就此问题形成统一意见。王志涛认为，政府消费规模越大越好，政府消费规模越大，说明政府提供的公共服务越多，就越能为私人部门经济活动提供必要的基础保障，尤其是当私人消费的意愿降低时，政府消费的增长直接刺激了经济的增长。[1]汉森和亨雷克松(Hansson and Henrekson)、德弗鲁等人(Devereux et al.)认为，政府消费支出改善了一国生产的全要素生产率，从而导致经济更快增长。[2][3]但费尔德斯坦(Feldstein)持有不同看法，他认为政府消费规模过大，可能导致政府增加税赋或借款，对私人部门的消费和投资会产生“挤出”负效应；[4]阿绍尔和格林伍德(Asehauer and Greenwood)也认为政府消费规模过大，会改变劳动和私人资本的边际生产率，反而不利于经济增长。[5]那么在实践中，有利于本国经济增长或经济效率提升的政府消费规模到底保持多大才合适?本文拟通过建立政府消费规模对经济增长的平滑转移机制模型对此问题展开分析。

       平滑转移机制模型是一种基于考虑经济变量之间的非线性关系而设定的一种阈值效应模型，相对于其他非线性阈值效应模型特别是现有文献使用的门槛阈值效应模型，平滑移动机制模型对研究经济效率约束下的政府消费规模问题更具有比较优势。一是它能够以变化的机制连续刻画政府消费对经济增长的影响关系。平滑转移机制阈值效应模型设定转移机制函数为指数函数或逻辑函数，其数值变化允许在0到1之间连续变化，因此可以利用0到1之间的任一机制连续刻画某一时期内政府消费与经济增长的逻辑关系。而门槛阈值效应模型设定转移机制函数为示性函数，其数值只允许在0和1之间进行择一变化，政府消费与经济增长的逻辑关系只能由0和1两种机制来刻画。二是平滑移动机制模型能够模拟时间路径上每一个时点政府消费对经济增长影响较为准确的数值关系。平滑转移机制阈值效应模型由于使用连续转移机制，在任一时点上均对应有唯一转移机制，因此不同时点上的政府消费对经济增长的影响数值可以由不同时点对应的唯一转移机制随机确定，模拟结果更接近于现实。而门槛阈值效应模型只设定0和1两种转移机制，不同时点上政府消费对经济增长的影响数值只能由0和1两种转移机制确定，模拟结果与现实变化具有较大偏差。本文通过运用新的阈值效应建模方法，积极探求政府消费规模变动的经济增长效应规律，为调控政府消费规模和提升政府消费的经济效率力图提供科学的理论依据。

       二、经济增长效率约束下政府消费的理论观点及评述

       经济增长效率约束下的政府消费规模问题属于政府支出与经济增长关系问题的探讨范畴。国内外学者围绕政府支出与经济增长关系问题的研究主要沿着两种思路进行：一种是侧重于研究和考察政府支出及其内部结构性支出随经济社会发展所呈现出的支出规律问题，如瓦格纳(Wagner)、戈雷尼特和莱特(Grenade and Wright)、格克曼奥卢(Gokmenoglu)等人的研究。[6][7][8]另一种是侧重于研究和考察政府支出及其内部结构性支出的经济增长效应问题，即探讨政府支出及其内部结构性支出对经济增长的促进作用及其大小，如付文林和沈坤荣、巴依拉克塔和莫雷诺-多德逊(Bayraktar and Moreno-Dodson)、伊干鸠比(Egunjobi)等人的研究。[9][10][11]本文的研究亦属于此类，着重考察政府消费支出对经济增长的效应，并探讨其对政府消费管理的政策启示。为更好地奠定本文开展研究的基础，现就国内外学者在探讨政府消费支出的经济增长效应方面的主要文献进行梳理，并对其主要观点及主张予以归纳和总结。

       (一)扩张政府消费规模有利于经济增长

       该种观点可以从两种研究视角得出：一是从研究政府消费绝对量与经济增长具有正相关关系，或政府消费对经济具有正的产出弹性的角度进行研究，暗示扩大政府消费规模有利于经济增长。毛中根和洪涛研究发现，无论是在全国层面上还是在省(市、区)层面上，政府消费对GDP的影响系数均大于零，且全国层面上的影响系数为4.656。[12]陈颖颖研究发现，绝大部分省份的政府消费支出，其当期和长期产出弹性均都大于零，增加政府消费支出会促进当期和长期经济增长。[13]二是从政府消费占GDP比重的相对规模角度，研究政府消费规模对经济增长具有正相关影响，认为扩大政府消费规模有利于经济增长。戈斯和达斯(Ghose and Das)对13个新兴经济体国家研究发现，政府消费规模与人均GDP之间存在显著正影响。[14]德瓦拉贾等人(Devarajan et al.)通过跨国跨期样本数据研究发现，政府经常性支出规模与经济增长率之间显著正相关。[15]龚六堂和邹恒甫通过实证分析发现，政府经常性项目开支增长率的平均值对人均GDP增长率具有正的影响，政府经常性项目开支增长率的方差对经济增长率具有负的影响。[16]

       (二)压缩政府消费规模有利于经济增长

       一部分学者在研究政府消费规模与经济增长效应时发现，政府消费规模与经济增长呈现负相关关系，即扩大政府消费支出规模反而降低了经济增长或增长率水平。格瑞尔和图洛克(Grier and Tullok)利用113个国家1951—1980年间的数据，通过计量实证研究发现，四分之三的样本国家政府消费占GDP比重与经济增长率之间显著负相关。[17]巴罗(Barro)通过扩展的企业和政府两部门内生经济增长模型进行理论分析，认为政府消费性支出占GDP比重与经济增长率之间存在负相关关系。随后以98个国家1970—1985年间的相关数据进行实证研究验证了该结论。[18]米切尔(Mitchell)研究了近年来欧洲国家和美国的政府消费支出与经济绩效的关系，认为以征税或借贷而融资的政府消费支出增长加重了对生产部门的萃取置换成本，削弱了经济增长。[19]郭庆旺等人通过理论与实证分析，得出政府在财政支出结构中增加政府投资比重、减少政府消费比重有利于经济增长的结论。[20]

       (三)择机调整政府消费规模有利于经济增长

       一部分学者在研究政府支出或政府消费支出对经济增长的效应时发现，时间路径上的政府支出或政府消费支出对经济增长的效应并非简单呈现正的或负的线性相关关系，而是存在某种形式的非线性关系，即政府消费对经济增长存在拐点或转折点效应，政府消费规模应择机调整以促进经济增长。格罗斯曼(Grossman)通过理论建模分析，认为存在一个使私人部门产出最大化的最优政府支出规模，当政府支出在最优规模水平下增加政府支出时，对经济增长具有正效应；当政府支出超过最优政府支出规模时，对经济增长具有负效应。同时，他以美国的数据对这一结论进行了验证。[21]多瑞克(Dowric)利用面板模型对116个国家1950—1990年间的政府消费与经济增长的关系进行了实证研究，发现经济增长是政府消费规模的非单调函数，当政府消费占GDP的比重上升至12％之前时，增加政府消费可以促进经济增长。[22]张治觉等人通过构建国家效用函数，从理论上推导了平衡增长路径中政府消费占GDP比重的最优规模，同时根据“巴罗法则”进行经验研究，得到我国1978—2004年间政府消费的最优规模为占GDP的21.7％。[23]杨华和陈迅研究发现地方政府消费占GDP比重对经济增长率存在门槛效应，当地方政府消费占GDP比重低于19.93％时，政府消费扩张促进经济增长；当地方政府消费占GDP比重大于19.93％时，政府消费扩张阻碍经济增长。[24]

       (四)政府消费规模对经济增长没有影响或存在弱影响

       一部分学者通过对政府消费与经济增长关系的实证研究发现，两者并没有明显的相关关系。考曼迪和马奎尔(Kormendi and Meguir)、莱文和雷莱尔特(Levine and Renelt)、埃文斯(Evans)均采用跨国跨期样本数据实证研究了政府消费规模与经济效率指标(如GDP增长率、人均GDP增长率)之间不存在显著相关关系。[25][26][27]

       (五)简要评述

       现有的研究成果为本文开展研究提供了很好的借鉴和启发，但也有不足之处。一是现有研究成果大多采用线性模型考察政府消费规模对经济增长的效应，其结论往往存在片面性，无法正确反映政府消费规模可能随某些条件的变化而对经济增长产生不同的效应。二是现有成果中最优政府消费规模的理论值是根据“巴罗规则”推导的，而这一原则本身是建立在经济学假设基础之上的，在多大程度上与现实吻合还有待进一步检验。三是现有成果虽然从理论上论证并在实证中采用非线性门槛模型分析政府消费规模对经济增长的效应更加符合客观现实，但由于门槛模型无法对二者可能存在的非线性关系进行连续函数刻画和准确模拟，因而这些研究结论还有待进一步完善。

       本文在前人研究的基础上，拟运用平滑转移机制回归模型，以政府消费规模为阈值变量，对1978—2011年间我国政府消费与经济增长的关系进行阈值协整分析，考察政府消费规模对经济增长的效应是否会随政府消费规模的下降或上升至某一水平而发生非线性变化以及何种非线性形式连续变化，进而比较精准地掌握政府消费对经济增长产生的实际效应，并在此基础上判断我国政府消费支出的效率性，为进一步加强政府消费管理、促进经济增长提供政策启示。

       三、政府消费规模影响经济增长的阈值协整模型构建

       (一)政府消费规模与经济增长的变化趋势分析

       我国政府消费规模(以政府消费占GDP比重表示)在1978—2011年间整体呈现下降态势，但期间存在几次小幅波动。具体而言，1978—1988年呈现下降趋势，1988—1993年呈现上升趋势，1993—1997年呈下降趋势，1997—2001年呈现上升趋势，2001—2011年呈下降趋势。如果就下降速度划分区间，1978—1997年间，政府消费规模下降速度较快，年均下降0.27个百分点，1997—2011年间，政府消费规模下降速度较慢，年均下降0.036百分点。

       我国经济发展水平(以单位劳动GDP表示)在1978—2011年整体呈现增长态势，但在1978—1996年，经济增长较为缓慢，单位劳动GDP由1978年的3253元增长到1996年的10470元，年均仅增长了424.5元；1996—2011年，经济增长迅速加速，单位劳动GDP由1996年的10470元增长到2011年的38433元，年均增长1997.4元(见图1)。由此可见，我国政府消费规模与单位劳动GDP的长期变动趋势基本呈反向发展态势，但在具体的期间，二者变动的速度又大不相同。1978—1996年，政府消费规模的年均变化较大，而单位劳动GDP的年均变化较小；1997—2011年，政府消费规模的年均变化较小，而单位劳动GDP的年均变化较大。如果政府消费规模对单位劳动GDP增长存在影响关系，二者统计上的变化趋势意味着政府消费规模对单位劳动GDP增长的影响可能发生了非线性变化。

      

       图1 政府消费规模与单位劳动GDP的变化趋势

       资料来源：历年的《中国统计年鉴》。

       (二)模型构建

       假设社会总产出由资本和劳动要素投入决定，社会生产总产出函数为：

       Y=F(K，L) (1)

       写成C-D形式则为：

      

       式中，A为全要素生产率；K为资本；L为劳动力；α为资本的产出弹性，且0＜α＜1。

       如果将此函数写成劳动力人均产出形式，则：

      

       巴罗(Barro)认为，政府的消费性支出对私人部门生产率不直接产生效应。[18]但霍尔(Hall)、埃文斯(Evans)和兰(Ravn)认为政府支出与全要素生产率具有一定关联。[28][29][30]汉森和亨雷克松、德弗鲁等人则进一步认为政府支出水平的增加会导致全要素生产率提升，进而对产出具有重要影响。[2][3]因此，我们在考虑政府消费支出规模对经济增长的影响时，政府消费支出规模并不直接作为生产要素直接进入生产函数，而是把政府消费支出规模作为影响全要素生产率A的一个因素加以考虑。假设政府消费支出规模与全要素生产率存在指数形式关系，即：

      

       式中，gov为政府消费规模；C为除政府消费规模以外的其他因素对全要素生产率的影响，且为常数。将式(4)代入式(3)，得：

      

       对式(5)两边分别同时取对数，得到本文拟设定的基本回归方程：

      

       格罗斯曼、王志涛、杨华和陈迅认为政府消费支出对经济增长存在非线性效应。[1][21][24]为检验这种非线性效应，本文将政府消费规模gov作为阈值变量，将式(6)构建成具有阈值效应的回归方程模型，得到式(7)。同时，为检验所构建模型的稳定性，本文选取包群、许和莲、赖明勇和涂正革认为对全要素生产率具有重要影响进而影响经济产出的贸易开放度、外商直接投资以及国有企业改制三个指标作为模型的控制变量进入式(7)[31][32]得到式(8)，并由此判定模型估计结果的稳定和可靠性。式(7)和式(8)构建如下：

      

      

       (三)变量定义及数据描述

       本文对变量定义及数据描述如下：

       1.y为被解释变量，由GDP/L描述。GDP数据来源于世界银行WDI指标统计数据库，以本国货币不变价表示。L为劳动总量，由全国就业人员数描述，1978—2008年数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》，2009—2011年数据来源于2012年的《中国统计年鉴》。

       2.gov为解释变量，由政府消费占GDP比重描述。政府消费数据来源于世界银行WDI指标统计数据库，以本国货币不变价表示。

       3.k为解释变量，由资本形成总额/L描述。资本形成总额数据来源于世界银行WDI指标统计数据库，以本国货币不变价表示。

       4.open为控制变量，由贸易开放度即进出口商品和服务总额占GDP比重描述。进出口商品和服务总额数据由进口商品和服务总额加上出口商品和服务总额构成，数据来源于世界银行WDI指标统计数据库，以本国货币不变价表示。

       5.fdi为控制变量，由外商直接投资额占GDP比重描述。外商直接投资额根据当年汇率折算为当年本国货币，1978—2008年数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》，2009—2011年数据来源于2012年的《中国统计年鉴》。在此，测算外商直接投资额占GDP比重时，GDP亦以当年价格的本国货币表示，以消除价格因素的影响。

       6.se为控制变量，由国有及国有控股企业工业总产值占GDP比重描述。国有及国有控股企业工业总产值的1978—2008年数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》，2009—2011年数据来源于2012年的《中国统计年鉴》，以当年价格的本国货币表示。在此，测算国有及国有控股企业工业总产值占GDP比重时，GDP同样以当年价格本国货币表示，以消除价格因素的影响。

       四、阈值模型的检验及实证结果

       (一)实证检验

       式(7)和式(8)是否为阈值协整模型，需要经过模型解释变量的共线性检验、模型变量的单位根检验、确定转移机制函数的转移位置、确定解释变量与被解释变量是否存在非线性关系、确定转移机制函数的类型以及利用估计结果的残差进行阈值协整检验等步骤确认。下面，分别按要求完成上述步骤。

       1.共线性检验。时间序列容易产生高度共线性，而高度共线性容易导致模型出现奇异矩阵而无法正确估计。利用相关性分析发现，式(7)和式(8)中cdi解释变量之间的相关性较低外，其他各解释变量高度相关，其中gov与k、open、se之间的相关性为-0.88、-0.80、0.85、k与open、se之间的相关性为0.92、-0.88，open与se之间的相关性-0.81。为进一步利用查特基等人(Chatterjee et al.)诊断共线性的方法诊断，[33]式(7)和式(8)中解释变量的主成分分析特征根倒数和远远大于解释变量数目的5倍。因此，根据以上结果判断，模型存在严重的共线性。为消除模型的共线性，利用昆曼(Kumar)降低共线性的方法，[34]以k、open、se为被解释变量，gov为解释变量进行回归，以得到的残差分别代表k、open、se，以ks、opens、ses表示。通过上述方法对模型的解释变量进行调整后，各模型的解释变量之间的相关性已较弱，解释变量的主成分分析特征根倒数和分别为2和12.486，远远小于解释变量数目的5倍，即10和25，模型的共线性程度大大降低(见表1)。

      

       2.单位根检验。阈值协整模型要求模型各变量必须平稳。对式(7)和式(8)中的变量进行ADF检验，发现y、gov、ks、opens、fdi、ses在5％的显著水平下，ADF统计量均大于临界值，对其进行一阶差分后，在5％的显著水平下，ADF统计量均小于临界值，序列显示平稳。式(7)和式(8)中所有变量均是关于I(1)平稳序列(见表2)。

      

       3.转移机制发生转移的位置参数d的确定。根据王少平和欧阳至刚的观点，位置参数d的确定应服从：将转移机制函数S(·)的泰勒三阶展开式代入式(7)和式(8)，并在不同的d值下对式(7)和式(8)进行最小二乘估计，选择使模型的AIC最小或

值和F统计量最大所对应的d值。[35]由于本文的样本较小，拟取d值最大值为3。通过对式(7)和式(8)回归发现，式(7)和式(8)分别取d=1时，AIC最小且

值和F统计量最大(见表3)。

      

       4.模型的非线性检验与转移机制函数的确定。政府消费规模对经济增长的长期效应是线性的还是非线性的?如果是非线性的，其长期效应的非线性形式是什么?这需要通过下面严格的检验来分别确定。格兰杰和泰雷斯维尔塔(Granger and Ter

)认为转移机制函数S(·)可分为逻辑和指数两种类型，且均可用在原点的泰勒三阶展开式近似表达：[36]

      

      

       5.模型阈值协整检验。对式(10)和式(11)进行动态非线性最小二乘(DNLS)估计，并基于模型估计的残差利用蔡和赛科宁(Choi and Saikkonen)提出的基于使用部分残差计算的

统计量进行计算，若计算的

统计量小于其分布对应的临界值，则模型为阈值协整模型。[38]经过计算，式(10)和式(11)的

统计量分别为0.493、0.353，分别小于5％显著水平的临界值(见表5)，表明式(10)和式(11)残差平稳，政府消费规模与经济增长存在阈值协整关系。

      

       (二)实证结果分析

       1.模型估计结果。根据蔡和赛科宁(Choi and Saikkonen)的建议[38]，确定阈值可能的区间，将每一个阈值代入式(10)和式(11)，并对模型进行DNLS迭代估计，以残差平方和最小为准，得到无偏一致估计。估计结果如式(12)和式(13)所示(括号内的数值为t统计值)：

      

       模型系数在5％显著水平下显著。转移机制函数S(·)由图2反映。从图2中可以看出，1980—1981年S(·)接近于1，1989—1991年以及1996—2011年S(·)接近于0，意味着政府消费规模对经济增长的效应在1989—1991年以及1996—2011年由第一机制(转移机制函数为0时的模型估计系数)反映；1980—1981年由第二机制(转移机制函数为1时的模型估计系数)反映。其余年份，政府消费规模对经济增长的效应均服从混合机制，效应值取决于转移机制函数

值的大小。在式(12)中，政府消费规模对经济增长的效应第一机制最大值为-27.6097，第二机制最大值为-27.6097+9.1459=-18.4638。在式(13)中，政府消费规模对经济增长的效应第一机制最大值为-29.8867，第二机制最大值为-29.8867+17.9611=-11.9256。式(12)的阈值变量与式(13)的阈值变量滞后阶相同，均为滞后1阶，两个模型的阈值即θ值估计分别为0.1782和0.1815，表明在两个模型中，当政府消费占GDP的比重分别等于0.1782和0.1815时，政府消费规模对经济增长的非线性效应机制发生转移，转移的速度即λ值分别为151和121。

      

       图2 转移机制图

       说明：本图由Excell生成。横轴表示年份，纵轴表示转移机制函数值0至1区间。

       另从图3中可以看出，政府消费规模对经济增长的效应始终为负效应，即降低政府消费占GDP的比重，会促进经济增长。但是由于政府消费规模对经济增长存在非线性效应，即在不同时期，政府消费占GDP比重的降低，对经济增长的促进效应是不同。在两个模型中，政府消费规模每降低0.1，对单位劳动GDP增长的偏效应最小分别可达到1.85216、1.23822，最大分别可达到2.75946、2.98163。

      

       图3 政府消费对经济增长的偏效应

       说明：本图由Excell生成。横轴表示年份，纵轴表示政府消费规模对单位劳动GDP增长的偏效应值。

       2.模型的稳健性分析。在样本期间，通过添加贸易开放度、外商直接投资和国有企业改制三个控制变量进入模型，政府消费规模对经济增长的效应系数符号仍然保持不变，政府消费规模对经济增长的长期效应变化趋势基本一致，其模型估计的阈值、机制转移速度基本稳定。因此，模型的估计结果可视为基本稳健。

       五、结论及其政策启示

       (一)研究结论与解释

       1.研究结论。本文研究得到的主要结论有：第一，政府消费规模对经济增长的效应始终为负效应。实证结果表明，1978—2011年，随着我国政府消费占GDP比重的下降，政府消费规模始终对经济增长具有显著的促进作用。第二，政府消费占GDP比重即政府消费规模下降至某一水平会改变政府消费对经济增长的效应力度。实证结果表明，我国政府消费规模下降至0.1782时，政府消费对经济增长的效应发生非线性转移，政府消费对经济增长的促进效应的力度大大增强，尤其是在1996年以后，我国政府消费对经济增长的效应基本上是服从促进经济较快增长的效应第一机制。

       2.结论解释。我国政府消费规模对经济增长始终为负效应且在1996年以后能够以较快的增长机制促进经济增长，这与我国经济和行政体制改革极大地释放生产要素活力、提高要素生产率水平密不可分。1978年以前，我国实行的是计划经济体制，国家的一切大小事物由政府统包统管，由此，一方面造成政府行政机构臃肿，消费支出规模庞大，另一方面计划经济体制实行平均主义和实物分配机制，极大地压抑了劳动和资本等各种生产要素的活力，经济完全依赖生产要素的数量投入缓慢增长。1978—1991年，我国由计划经济体制向市场经济体制全面过渡，政府开始转变自身的角色定位，经过1982—1983年、1987—1988年两次大的行政机构调整之后，政府的规模不断被压缩，政府职能不断回位，政府消费支出的规模也在不断下降。而与此同时，消除行政干扰的各种生产要素的积极性被市场激发，各种生产要素的生产率极大提升，促使了我国经济在此期间以年均9.2％的速度增长。1992—2011年，我国开始全面进入建设社会主义市场经济时期，政府与市场的关系进一步理顺，在先后经历1993—1996年、1998年、2003年和2008年4次大的政府机构精简和改革后，政府消费支出规模被进一步压缩。同时1994年以后，国家陆续推出财税、金融投资、外贸外汇、现代企业制度等多项重要经济改革措施以及1995年“科教兴国”战略提出所伴随的科教经费的大幅投入，进一步释放了生产要素的活力，提高了全要素生产率，致使经济较前期能够以更快的速度增长，特别是1996年以后，经济年均增长达到了9.8％的增幅。

       (二)政策启示

       保持合理的政府消费规模以促进经济最优增长是宏观经济管理的重要问题。政府为社会提供诸如国防、司法制度、教育、科技和社会保障所产生的消费支出为全社会经济活动开展奠定了必要的基础。但与此同时，过多的政府消费支出又会导致政府权力垄断、腐败、行政效率低下，可能引致生产要素效率的全面下降，进而阻碍经济增长。本文通过非线性阈值协整模型对我国政府消费规模与经济增长关系的实证研究所得到的结论，为我国加强政府消费管理以促进经济增长提供了重要的政策启示：一是重视政府消费规模对经济增长的阈值效应。政府消费对经济增长存在阈值效应说明政府消费的经济效应是一种可变效应，即政府消费规模的变动在某些时期是有利于经济增长的，在某些时期是不利于或更利于经济增长的。政府消费政策管理需要根据政府消费规模对经济增长的阈值效应，将政府消费规模调控到最优规模状态，其规模既可以扩大也可以缩减，但其调整的目标方向一定是取得经济效益的最大化。二是对政府消费实施“调结构”与“降规模”同时并举。经验结论告诉我们，在我国的经济实践中，不断降低政府消费占GDP的比重是有利于提高我国经济增长效率的，但这种增长效率的获得是与我国在压缩政府消费规模的同时不断优化消费支出结构密不可分。尽管目前我国政府消费规模已处在能够促使经济较快增长的有效路径上，但仍需要不断优化支出结构，控制好政府消费支出项目，提高公共消费效率，尤其是要减少不必要的人员经费和三公经费等方面的开支，厉行节约，倡导勤政、廉政和节约有效型政府。三是严格控制政府消费相对规模的底线。随着社会经济规模的扩大，政府消费绝对规模的扩大在所难免，但问题是要注意政府消费的绝对量增长一定要慢于GDP的增长，以保持政府消费占GDP的相对比重呈现不断下降态势，尤其是在当前一段时期不要逾越政府消费占GDP比重0.1782的相对规模经验值底线，避免使经济重新回到相对次优的增长路径上。

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