“瓦格納法則”在中國適用性的研究

1、“瓦格納法那么在中國適用性的研究論文導(dǎo)讀:：瓦格納法那么;在中國適用性的研究，經(jīng)濟(jì)增長。論文關(guān)鍵詞：瓦格納法那么，財(cái)政支出，經(jīng)濟(jì)增長一、引言德國經(jīng)濟(jì)學(xué)家阿道夫-瓦格納(Adolph Wagner) 對(duì)英、美、法、德、日等國的工業(yè)化現(xiàn)狀進(jìn)行研究之后，提出了公共支出增長法那么;，認(rèn)為一國工業(yè)化經(jīng)濟(jì)的開展與本國財(cái)政支出之間存在著一種函數(shù)關(guān)系：即隨著現(xiàn)代工業(yè)社會(huì)的開展，對(duì)社會(huì)進(jìn)步的政治壓力;的增大以及在工業(yè)化經(jīng)營方面的需要而要求增加政府財(cái)政支出。改革開放30多年以來，隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速增長，財(cái)政支出從絕對(duì)量上來說呈現(xiàn)持續(xù)增長趨勢，1978 年中國財(cái)政支出僅為1122.09 億元，2021年中國財(cái)政支出

2、為75873.64億元，比1978年增長了66倍。1978 年中國人均財(cái)政支出為116.57元，到2021年人均財(cái)政支出為5684.53元，比1978年增長了47倍見圖1。然而經(jīng)濟(jì)增長，從相對(duì)量上看，1978 年到1996年，除了個(gè)別年份以外，中國財(cái)政支出占GDP 的比例逐年下降，1996年到達(dá)最低點(diǎn)，只有11.15%。1997年中國財(cái)政支出占GDP 的比例發(fā)生逆轉(zhuǎn)，呈現(xiàn)恢復(fù)性增長，尤其從1998年中國推行積極的財(cái)政政策開始明顯增長。2021年中國財(cái)政支出占GDP 的比例到達(dá)22.62%見圖2。一些西方學(xué)者通過對(duì)興旺國家的實(shí)證檢驗(yàn)，證明了瓦格納法那么;的合理性，然而中國的政府規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間

3、的關(guān)系是否符合瓦格納法那么;，還需要做進(jìn)一步的研究。圖1 19782021中國財(cái)政支出及增長率 圖2 中國財(cái)政支出占GDP的比重二、文獻(xiàn)回憶瓦格納法那么;目前已經(jīng)得到財(cái)政學(xué)界的廣泛認(rèn)可。AbizadehGray(1985)【1】利用19631979年55個(gè)國家的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了瓦格納法那么;的適用性，發(fā)現(xiàn)瓦格納法那么;在富裕的國家成立，而在貧窮的國家不成立。Bairam(1995)【2】利用19721991年美國財(cái)政支出的數(shù)據(jù)將財(cái)政支出分拆為聯(lián)邦支出、州政府支出，國防支出、非國防支出，結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有美國聯(lián)邦非國防支出相對(duì)于GDP 的增長彈性大于l，具有瓦格納法那么;的特征，其他各類財(cái)政規(guī)模指標(biāo)都不具有

4、這種特征。AfxentiouSerletis(1996)【3】利用20世紀(jì)的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了瓦格納法那么;在6個(gè)歐洲國家的適用性，結(jié)果說明瓦格納法那么;不成立。Islam(2001)【4】利用JJ協(xié)整方法和Granger因果檢驗(yàn)方法，對(duì)美國19291996年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果證明瓦格納法那么;在美國是成立的。Narayan, P. K. et al. (2007) 【5】利用中國19522003年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用面板單位根和協(xié)整等方法，檢驗(yàn)了瓦格納法那么;在中國的適用性經(jīng)濟(jì)增長，結(jié)果說明瓦格納法那么;在中國的中部和西部成立，而在全國和東部并不成立。對(duì)瓦格納法那么;在中國的適用性，結(jié)論

5、也不相同。吳凱(2006) 【6】認(rèn)為雖然國民收入與財(cái)政支出間并不存在長期均衡關(guān)系，但是瓦格納法那么;在中國成立。趙石磊(2021) 【7】認(rèn)為中國較好支持了瓦格納法那么;，并得出中國政府規(guī)模增長缺乏彈性的結(jié)論。饒曉輝(2007) 認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長是政府規(guī)模增長的格蘭杰原因，支持了瓦格納法那么;。朱柏銘(2021)認(rèn)為19782005年期間瓦格納法那么;在中國無法得到印證。國內(nèi)關(guān)于瓦格納法那么;實(shí)證性的研究較少，僅有的幾篇文獻(xiàn)都是基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的研究，這實(shí)際上是把中國經(jīng)濟(jì)作為一個(gè)同質(zhì)整體來看待的，不同地區(qū)的異質(zhì)性未能考慮在內(nèi)，既沒有考慮到中國的東中西部三大地區(qū)處在不同的經(jīng)濟(jì)開展階段，也沒有考慮到

6、地方政府的財(cái)政支出行為的差異。本文采用19782021年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用最新的面板數(shù)據(jù)單位根、面板協(xié)整檢驗(yàn)、FMOLS協(xié)整估計(jì)和面板Granger因果檢驗(yàn)，對(duì)瓦格納法那么;在中國的適用性進(jìn)行了實(shí)證性的研究。三、瓦格納法那么;在中國適用性的實(shí)證檢驗(yàn)一實(shí)證模型和數(shù)據(jù)本文在Narayan, P. K. et al(2007)【5】的根底上，主要采取如下兩個(gè)模型：模型1：(1)模型2: (2)Peacock Wiseman (1961)、Musgrave(1969)和Goffman Mahar (1971)對(duì)瓦格納法那么;進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)采取了模型1的形式；Guptas(1967) 、Michas (1

7、975) 、Mann(1988) 、Chang (2002) 和Changet al. (2004) 對(duì)瓦格納法那么;檢驗(yàn)時(shí)采取了模型2的形式。模型1中的為財(cái)政支出的對(duì)數(shù)值，為生產(chǎn)總值GDP的對(duì)數(shù)值；模型2中的為人均財(cái)政支出的對(duì)數(shù)值，為人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)值。代表各個(gè)省份，代表年份，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。瓦格納法那么;描述了兩個(gè)變量，一是經(jīng)濟(jì)增長，二是政府部門的擴(kuò)張；本文用、兩個(gè)變量代表經(jīng)濟(jì)增長，、兩個(gè)變量代表政府部門的擴(kuò)張。如果瓦格納法那么;成立，兩個(gè)模型中的系數(shù)、應(yīng)該為正數(shù)經(jīng)濟(jì)增長，而且大于1。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)口徑，將樣本分為東部、中部和西部三大地區(qū)研究，共29個(gè)省。其中東部地區(qū)包括北京、天津、

8、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南12個(gè)?。恢胁康貐^(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個(gè)?。晃鞑康貐^(qū)包括貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海、-、-8個(gè)省。沒有考慮四川和重慶，主要因?yàn)檫@兩個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)在1996前后的統(tǒng)計(jì)口徑不同。本文所采用的根底數(shù)據(jù)為19782021年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，來源于CCER數(shù)據(jù)庫和各省的統(tǒng)計(jì)公報(bào)。二面板單位根檢驗(yàn)首先對(duì)四個(gè)變量，即財(cái)政支出、生產(chǎn)總值、人均財(cái)政支出、人均生產(chǎn)總值及其一階差分進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，以確定其平穩(wěn)性。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，使用了多種檢驗(yàn)方法，包括LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF-Fisher檢驗(yàn)、P

9、P -Fisher。表1結(jié)果說明，全國及東中西部的、均不能拒絕存在單位根;的原假設(shè)，即各變量均是非平穩(wěn)過程。而對(duì)各變量的一階差分，、進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，拒絕了原假設(shè)，不存在單位根，為平穩(wěn)過程。因此，、四個(gè)變量均為一階單整I(1)過程。表1 全國的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果 全 國 LLC 7.78 -7.5 11.1 -15.3 8.16 -12.35 11.9 -14.2 IPS 7.35 -8.4 18.2 -17.3 7.74 -13.2 18.6 -16.5 ADF 9.10 83.5 2.06 67.6 6.11 277.8 1.97 348.4 PP 5.25 72.5 1.02 65.0 4.3

10、9 238.3 1.01 363.8 東 部 LLC 11.5 -6.03 4.99 -9.33 5.61 -7.50 5.69 -9.32 IPS 3.48 -6.37 9.93 -11.7 3.96 -7.14 10.0 -11.19 ADF 5.75 84.8 1.50 0.80 3.39 94.5 1.48 153.74 PP 2.76 63.9 0.90 6.61 2.59 67.7 0.89 149.81 中 部 LLC 6.14 -3.23 8.12 -8.84 12.2 -4.75 8.86 -6.94 IPS 4.09 -4.59 11.5 -9.07 4.37 -6.42

11、11.9 -8.49 ADF 1.69 51.3 0.01 96.4 1.59 73.7 0.02 98.82 PP 1.43 49.6 0.02 61.3 0.79 69.1 0.03 118.91 西 部 LLC 8.65 -3.40 6.54 -8.44 5.03 -9.72 6.85 -8.21 IPS 5.43 -3.46 10.3 -8.90 5.29 -9.68 10.5 -8.63 ADF 1.65 47.2 0.54 99.7 1.11 109.5 0.47 95.8 PP 1.06 59.0 0.09 99.3 1.00 101.45 0.08 95.1 注：1.面板單位根

12、檢驗(yàn)時(shí)使用常數(shù)項(xiàng)形式；2.內(nèi)的數(shù)值為p值 -6.09* -4.89* -3.082* -2.982* 注：1.模型1的形式為：2.在本文中，*、*、*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著表3模型2的面板協(xié)整檢驗(yàn) 全國 東部 中部 西部 常數(shù)項(xiàng) 常數(shù)和趨勢項(xiàng) 常數(shù)項(xiàng) 常數(shù)和趨勢項(xiàng) 常數(shù)項(xiàng) 常數(shù)和趨勢項(xiàng) 常數(shù)項(xiàng) 常數(shù)和趨勢項(xiàng) Panel v 5.079* 3.095* 3.903* 2.882* 3.056* 1.471* 1.890* 2.141* Panel rho -3.67* -3.14* -2.207* -2.262* -3.37* -2.85* -4.66* -3.08* Pane

13、l PP -4.43* -7.99* -2.184* -4.84* -4.12* -6.59* -2.026* -1.776* Panel ADF -3.60* -3.42* -1.442* -3.93* -3.75* -2.921* -5.66* -3.21* Group rho -5.43* -5.32* -5.64* -4.82* -5.17* -2.11* -4.15* -6.52* Group PP -2.135* -5.71* -1.654* -4.57* -2.171* -3.26* -3.79* -1.794* Group ADF -1.656* -3.74* -1.296*

14、-4.24* -2.65* -4.71* -3.87* -2.390* KAO -5.49* -4.08* -3.005* -3.30* 注：模型2：四完全修正普通最小二乘法估計(jì)( FMOLS)對(duì)于具有協(xié)整關(guān)系的面板數(shù)據(jù)，不能直接使用最小二乘法OLS 進(jìn)行估計(jì)，因在面板數(shù)據(jù)環(huán)境下，回歸變量間的潛在內(nèi)生性和序列相關(guān)會(huì)使回歸量出現(xiàn)明顯的偏誤。Pedroni(2000)提出估計(jì)異質(zhì)性面板協(xié)整方程的全面修正估計(jì)量(FMOLS)，解決了OLS 估計(jì)量在小樣本條件下帶有明顯的偏差的問題。本文使用FMOLS對(duì)模型1和模型2進(jìn)行了協(xié)整估計(jì)，其結(jié)果如表4所示。對(duì)于全國來說，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP增加1%，財(cái)政總支出

15、增加0.9858%；人均GDP增加1%，人均財(cái)政支出增加0.9793%。對(duì)于東部來說，地區(qū)生產(chǎn)總值GDP增加1%，地區(qū)財(cái)政總支出增加0.9937%；地區(qū)人均GDP增加1%，人均財(cái)政支出增加0.9823%。對(duì)于中部來說，地區(qū)生產(chǎn)總值GDP增加1%，地區(qū)財(cái)政總支出增加1.0196%；地區(qū)人均GDP增加1%，地區(qū)人均財(cái)政支出增加1.0065%。對(duì)于西部來說，地區(qū)生產(chǎn)總值GDP增加1%，地區(qū)財(cái)政總支出增加1.2138%；地區(qū)人均GDP增加1%，人均財(cái)政支出增加1.1099%。如果瓦格納法那么;成立經(jīng)濟(jì)增長，那么系數(shù)和必須為正，而且應(yīng)該大于1。從表7中可以看出，中部和西部地區(qū)的和都是大于1的，完全符合瓦

16、格納法那么;的要求，說明瓦格納法那么;在中部和西部地區(qū)是嚴(yán)格成立的。全國和東部的和都小于1，但非常接近1，也可以說瓦格納法那么;在全部和東部是近似成立的。表4 FMOLS協(xié)整估計(jì)結(jié)果 全國 東部 中部 西部 模型1： 0.9858* 0.9937* 1.0196* 1.2138* 模型2： 0.9793* 0.9823* 1.0065* 1.1099* 注：模型1：，模型2：；五面板因果關(guān)系檢驗(yàn)Granger(1988)指出的如果非平穩(wěn)的兩個(gè)時(shí)間變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個(gè)方向上的格蘭杰因果關(guān)系;，對(duì)于面板數(shù)據(jù)也同樣適用。格蘭杰因果檢驗(yàn)解決了 X是否引起Y的問題，主要看現(xiàn)在的Y能夠在多大

17、程度上被過去的X解釋，參加X的滯后值能否使解釋程度提高。如果X在Y的預(yù)測中有幫助，或者X與Y的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，就可以說Y是由XGranger引起的;。因此，變量和的格蘭杰因果檢驗(yàn)基于如下的誤差修正模型(3)和(4)：(3)(4)同樣變量和格蘭杰因果檢驗(yàn)基于如下的誤差修正模型(5)和(6)：(5)(6)其中，表示一階差分，為滯后期，如果差分項(xiàng)顯著，那么代表短期格蘭杰因果關(guān)系成立；如果誤差修正項(xiàng)顯著，代表長期格蘭杰因果關(guān)系成立。從表5可以看出，對(duì)于全國、東部和西部，差分項(xiàng)和誤差修正項(xiàng)均顯著經(jīng)濟(jì)增長，說明無論是長期和短期，均存在財(cái)政總支出和GDP的雙向格蘭杰因果關(guān)系；即財(cái)政總支出的變動(dòng)是GD

18、P變動(dòng)的格蘭杰原因，反之，GDP變動(dòng)也是財(cái)政總支出變動(dòng)的格蘭杰原因。對(duì)于中部來說，誤差修正項(xiàng)顯著，但差分項(xiàng)并不顯著，說明從長期來看，存在財(cái)政總支出和GDP的雙向格蘭杰因果關(guān)系；但從短期來看，GDP變動(dòng)是財(cái)政總支出變動(dòng)的格蘭杰原因，反之不成立。表5 模型1的格蘭杰因果檢驗(yàn) 全國 0.2980* -0.3224* -0.0813* -0.0907* 0.0420* -0.0706* 東部 0.3610* -0.3116* -0.0819* -0.1165* 0.0940* -0.0574* 中部 0.3726* -0.3082* -0.0632* -0.0595 0.0483 -0.0716* 西

19、部 0.0305 -0.3686* -0.0905* -0.0675* -0.0109 -0.0752* 注：表5和表6中因變量對(duì)自身滯后期回歸的結(jié)果沒有列出從表6可以看出，對(duì)于全國和東部，差分項(xiàng)和誤差修正項(xiàng)均顯著，說明無論是長期和短期，均存在人均財(cái)政支出和人均GDP的雙向格蘭杰因果關(guān)系。對(duì)于中部和西部來說，誤差修正項(xiàng)顯著，但差分項(xiàng)并不顯著，說明從長期來看，存在人均財(cái)政支出和人均GDP的雙向格蘭杰因果關(guān)系。但從短期來看，只存在人均GDP到人均財(cái)政支出的單向格蘭杰因果關(guān)系，即人均GDP變動(dòng)是人均財(cái)政支出變動(dòng)的格蘭杰原因，人均財(cái)政支出變動(dòng)并不是人均GDP變動(dòng)的格蘭杰原因。從表5和表6中可以看出，無

20、論是長期和短期經(jīng)濟(jì)增長，瓦格納法那么;在全國、東中西部三大地區(qū)也都是成立，因?yàn)槿司鵊DP變動(dòng)是人均財(cái)政支出變動(dòng)的格蘭杰原因。表6 模型2的格蘭杰因果關(guān)系 全國 0.1662* -0.2229* -0.0874* -0.0775* 0.0296 -0.0839* 東部 0.3219* -0.3570* -0.0949* -0.1128* 0.0890* -0.0506* 中部 0.2481* -0.1959* -0.0677* -0.0588 0.0341 -0.1141* 西部 0.0032 -0.1783* -0.0763* -0.0344 -0.0087 -0.0972* 四、結(jié)論本文通過

21、19782021年的數(shù)據(jù)，采用面板單位根、面板協(xié)整和格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法，對(duì)瓦格納法那么;在中國的適用性進(jìn)行了實(shí)證性的檢驗(yàn)，得出如下的結(jié)論：第一，無論是長期和短期，經(jīng)濟(jì)增長是政府支出規(guī)模的Granger 原因，說明瓦格納法那么;在中國的全國以及東中西部三大地區(qū)都是成立的。說明隨著中國經(jīng)濟(jì)的不斷開展，人均收入水平不斷提高，城市化和工業(yè)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，人們對(duì)于公共管理效勞和法律秩序效勞的需求也會(huì)不斷增加，公共支出將隨之逐步擴(kuò)大。第二，全國以及東中西部三大地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和財(cái)政支出存在長期的均衡關(guān)系。中部和西部的地區(qū)財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的彈性是大于1的，瓦格納法那么;在中部和西部地區(qū)是嚴(yán)格成立的，原因

22、可能在于中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)欠興旺，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對(duì)財(cái)政支出的刺激作用較大，而對(duì)于經(jīng)濟(jì)較興旺的東部，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)財(cái)政支出的刺激作用出現(xiàn)了邊際效用遞減的趨勢。參考文獻(xiàn)【1】Abizadeh S, Gray.Wagners Law: A pooled Time-series Cross-section Comparison . National TaxJournal, 1985(88): 209-218.【2】Bairam. Levelof Aggregation, Variable Elasticity and Wagners Law . Economics Letters, 1995(48):341-

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