统计与决策 2010年第 17期(总第 317期)
作者简介:江克忠(1974-),男,湖北阳新人,博士研究生,研究方向:财经理论与政策。
中国经济、城市化和行政管理支出
同步高速增长的动态计量分析
江克忠
(上海财经大学 公共经济与管理学院,上海 200433)
摘 要:文章建立在向量自回归模型的基础上,研究我国经济增长、城市化水平和行政管理支出
之间的动态关系。 Granger 因果关系检验表明:我国城市化发展水平滞后于经济发展水平;城市化水
平的提高导致行政管理支出的膨胀;经济的增长也导致行政管理支出的扩张;反向结论不存立。协整
关系检验证明:三变量之间存在长期稳定的均衡关系,其中,经济增长与城市化水平正相关、与行政
管理支出负相关;行政管理支出与城市化水平正相关。向量误差模型说明:短期内三者都有惯性增长
的趋势;除了行政管理支出短期内受城市化水平波动影响外,短期内三变量的相互影响程度不显著,
而且对非均衡的校正能力都很弱。 脉冲响应
分析进一步验证了以上结论。
关键词:行政管理支出;城市化;经济增长;计量分析
中图分类号:FO62.6 文献标识码:A 文章编号:1002-6487(2010)17-0121-04
0 引言
经济增长和城市化水平的同步提高是各国经济发展历
程中的一个共有的现象。 聚集是城市化最本质的特点,从经
济学角度来看, 城市化是在空间体系下的一种经济转换过
程,人口和经济之所以在城市集中是集聚经济和规模经济作
用的结果。 经济增长必然带来城市化水平的提高,而城市化
水平的提高反过来也会加速经济增长。 但是,在城市化过程
中, 当聚集效应使城市规模达到继续扩大的成本大于效益
时,城市化水平的扩张反而不利于经济的增长。
如此同时,在城市化的发展过程中,城市人口规模、经济
水平、意识形态的转变,或者原来的公共产品和服务出现拥
挤,或者会派生出新的公共需求;而且,政府主导的城市化过
程中,存在“越位”的风险和冲动。这样,公共产品和服务的需
求者客观上和供给者主观上都会导致公共支出总量和结构
的变化。对我国行政管理支出的高速增长,按照一般的逻辑,
财政收入水平会随着经济的增长而提高,财政收入的提高会
导致行政管理支出绝对量的增长;但是,对于我国行政管理
支出相对量(占财政总支出比重)的高速增长问
,已有的研
究不能给出满意的答案。我们可以结合软预算约束理论来进
行分析,因为我国城市化进程中存在政府主导的成分,这样
政府行政支出的扩张就有了根据。
通过对经济、城市化和行政管理支出三者关系的分析和
前人的研究,说明三者两两之间都存在密切的关系。但是,对
我国的经济、 城市化和行政管理支出同步高速增长的现象,
却很少关注,本文力求在一个统一的分析框架下对三者的长
短期关系和动态的相互影响进行研究。
1 实证研究
1.1 变量与数据来源
基于我国的现实情况,本文研究经济增长与行政管理支
出占财政总支出的比重、 城市化水平三变量之间的关系;数
据来源于中经网统计数据库(http://db.cei.gov.cn/),样本区间
为 1978~2006 年。
经济增长用人均 GDP 衡量, 同时为了消除价格波动的
影响,对其用居民消费价格指数(以 1978 年为基期)进行调
整,用 gdp 表示。
行政管理支出的增长用行政管理支出占财政总支出的
比重来衡量,用 xzgl 表示。因为根据瓦格纳、鲍莫尔等人的研
究和各个国家发展的事实,行政管理支出绝对量的增长已经
达到共识, 而且选用绝对量作为衡量标准缺乏比较的视角。
而选用行政管理支出相对量作为衡量,能在其他支出形成一
个对比的同时说明行政管理支出高速增长的同时。 同时,我
国行政管理支出真正引起关注的原因在于:在国家提倡节约
型社会和服务型政府,财政支出加大对教育、医疗卫生、社会
保障等公共服务领域投入的背景下, 行政成本却持续 “膨
胀”,挤占了其他支出项目。
城市化水平用城镇人口占总人口的比重衡量,用 csh 表
示。国际上衡量城市化水平通常用城镇人口占总人口的比重
或者从事非农业人口占总人口的比重来衡量。用非农业人口
比重衡量我国的城市化水平会产生高估的问题,因为我国有
大量的农业人口不定期的在城市谋生,缺乏稳定性;同时我
经 济 纵 横
121
统计与决策 2010年第 17期(总第 317期)
滞后阶数
0
1
2
3
4
LogL
50.06599
161.3847
177.1667
196.1418
206.1874
LR
NA
181.9755
22.72601
22.77007*
9.643979
FPE
3.66e-06
1.31e-09
7.89e-10
3.91e-10*
4.37e-10
AIC
-4.005279
-11.95078
-12.49334
-13.29134
-13.37499*
SC
-3.859014
-11.36572
-11.46948
-11.82869*
-11.47354
HQ
-3.964712
-11.78851
-12.20936
-12.88566*
-12.84761
表 3 变量 lnxzgl、lngdp、lncsh 建立 VAR 模型滞后阶数的确定
注:* 表示根据本标准选择的滞后阶数;LR 为序列调整的 LR 检验统计量 (5%显著性水
平);FPE 为最后预测误差;AIC 为赤池信息量准则;SC 为施瓦尔茨信息量准则;HQ 为汉
南—奎因信息量准则。
原假设
0个协整向量
至少 1个协整向量
至少 2个协整向量
特征根
0.575654
0.336715
0.033509
迹统计量(P值)
33.84783(0.0162)*
11.56048(0.1793)
0.886170(0.3465)
λ-max 统计量(P值)
22.28735(0.0343)*
10.67431(0.1713)
0.886170(0.3465)
表 4 变量 lnxzgl、lngdp、lncsh 协整检验的结果
注:*表示在 5%显著性水平下拒绝原假设。
国特殊的政治治理
,特别是户籍
,增加了非某
地的户籍人口在某地长期居住和从业的难度。所以用城镇人
口比重衡量城市化水平在我国比较客观,而且体现了政府的
城市化发展路径和目标,与本文的研究目的之一:政府行政
干预对城市化水平的影响也相符合。
为了消除变量的异方差和便于变量之间的长短期分析,
分别对三变量作自然对数处理得到 lngdp、lnxzgl、lncsh,作为
本文的分析变量。
2 实证检验
2.1 序列平稳性检验和 Granger 因果关系检验
对于非平稳时间序列而言,时间序列的数字特征是随着
时间的变化而变化的,也就是说,非平稳时间序列在各个时
间点上的随机规律是不同的,难以通过序列已知的信息去掌
握时间序列整体上的随机性;如果直接使用非平稳的时间序
列进行计量分析,在作统计推断时,参数统计量的分布不再
是原来的标准分布,并且所作的回归也是一种毫无意义的伪
回归,这种回归关系不能够真实的反映因变量和解释变量之
间存在的均衡关系。同时,在经验研究中,尽管 DF 检验的 DF
统计量是应用最广泛的单位根检验, 但是他的检验功效偏
低,尤其在小样本条件下,数据的生成过程为高度自相关时,
检验功效非常不理想;另外 DF 检验和 ADF 检验对于含有时
间趋势的退势平稳序列的检验是失效的; 所以本文采用 El-
liott、Rothenberg、Stock 基于 GLS 方法的退势 DF 检验, 简称
DFGLS 检验。 检验结果如表 1 所示,表明三个序列都是一阶
单整的时间序列。
Granger 因果检验提供的是判断一个变量的变化是否是
另外一个变量变化的原因,检验结果表明:在滞后阶数
为 3 时,经济增长是城市化水平提高的原因;经济增长
是行政管理支出占财政总支出的比重增长的原因;城
市化水平的提高是行政管理支出占财政总支出的比重
增加的原因;反向结论不存立。 所以,对于三变量存在
以下单向关系:经济增长 圯城市化水平提高圯
行政管理支出占财政总支出的比重增加。
2.2 协整关系检验和向量误差模型(VECM)的建立
Granger 因果关系检验从统计检验的角度证明三
个变量之间的关系, 但是检验结果对滞后阶数的选择
很敏感,要论证变量之间的长、短期均衡关系,还要建
立协整关系和 VECM 来进行分析。 协整关系的基本思
想是:虽然一些经济变量的本身是非平稳的,但它们的
某种线性组合却有可能是平稳的, 这种平稳的线性组
合被称为协整方程, 且可被解释为变量之间的长期均衡关
系。本文使用 Johansen 检验方法,它是由 Johansen 和 Juselius
(1990) 提出的在 VAR 模型下使用极大似然估计来检验各经
济变量之间是否具有协整关系的一种方法。由于 Johansen 协
整检验对滞后期非常敏感, 首先需要确定模型的滞后阶数,
根据无约束 VAR 模型确定 VAR 模型和协整模型的滞后阶
数,协整模型滞后阶数等于 VAR 模型滞后阶数减 1;在协整
模型的选择上,选择协整项包含截距项、不包含时间趋势项
的协整模型。 由表 3 的检验结果可以确定,考察三个变量之
间关系建立 VAR 模型的最优滞后阶数为 3,检验它们之间的
协整关系,滞后阶数选择 2。
同时,采用迹统计量和最大特征根统计量来检验三个变
量之间是否具有协整关系。
从表 4 的检验结果可以看出,在 5%的显著性水平上,迹
统计量和最大特征根统计量检验都表明存在 1 个协整向量,
说明三个变量之间存在协整关系,经标准化的协整方程如下:
1ngdpt=2.7139921ncsht-0.2413501nxzglt-1.544145
[-8.00402] [1.08565]
令协整方程的残差项为 ecmt, 对其进行单位根检验,采
用无趋势项、无截距项、利用 AIC 准则选择 1 阶滞后,得如下
结果:ADF 统计值为-2.192398, 而 1%、5%、10%显著性水平
下 ADF 临界值分别等于-2.653401、-1.953858、-1.609571,
说明残差序列在 5%显著性水平下是平稳序列, 不存在单位
根,并且取值是在 0 上下波动的。
根据以上结果, 我们可以认为:lnxzgl、lngdp、lncsh 之间
存在长期稳定均衡关系。 其中,经济增长与城市化水平正相
关; 经济增长与行政管理支出占财政总支出的比重负相关;
行政管理支出占财政总支出的比重与城市化水平正相关。
变量
DF-GLS 检验值
检验类型(c t k)
1%临界值
5%临界值
结论
lngdp
-3.159376
(c t 1)
-3.770000
-3.190000
非平稳
lngdp
-4.570728
(c t 3)
-3.770000
-3.190000
平稳
lnxzgl
-1.739097
(c t 0)
-3.770000
-3.190000
非平稳
lnxzgl
-5.874586
(c t 1)
-3.770000
-3.190000
平稳
lncsh
-2.769898
(c t 2)
-3.770000
-3.190000
非平稳
lncsh
-3.547068
(c t 0)
-3.770000
-3.190000
平稳
表 1 单位根检验结果
注:检验类型中的 c表示带有常数项,t表示带有趋势项,k表示所采用的滞后阶数。
原假设
lncsh不能 Granger 引起 lngdp
lngdp不能 Granger 引起 lncsh
lnxzgl 不能 Granger 引起 lngdp
lngdp不能 Granger 引起 lnxzgl
lncsh不能 Granger 引起 lnxzgl
lnxzgl 不能 Granger 引起 lncsh
滞后阶数
3
3
3
3
3
3
F统计量
0.32991
3.16738
2.42885
9.48215
3.93706
0.29116
P值
0.80378
0.04819**
0.20409
0.02267**
0.02428**
0.83124
表 2 Granger 因果检验结果
注:**表示在 5%显著性水平下拒绝原假设。
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协整方程表达的是变量之间的一种“长期”均衡关系,而
实际经济数据却是由“非均衡过程”生成的,因此,建模时需
要用数据的动态非均衡过程来逼近经济理论的长期均衡过
程,1978 年由 Havidson、Hendry、Srba 和 Yeo 提出的误差修正
模型解决了这一问题。 在 VECM 中,所有作为解释变量的差
分项的系数反映各变量的短期波动对作为被解释变量的短
期变化的影响;误差项的系数(称为调整系数)表示对上一期
偏离均衡的调整速度。
在协整方程的基础上建立 VECM 得到如表 5 结果。
同时, 对 VECM 的估计结果进行变量的块外生性检验
[12], 即检验短期内各变量的波动是否存在显著的 Granger 因
果关系,检验结果如表 6 所示,说明:短期内,人均 GDP 的波
动外生于系统;短期内,城市化水平的波动也外生于系统;短
期内,行政管理支出占财政总支出的比重的波动受城市化水
平短期波动的影响,由系统内生决定。
结合 VECM 估计结果的系数 t 统计量值和块外生性检
验结果,可以得出以下结论:短期内,经济增长的变化主要受
自身滞后值波动的影响, 其它变量的波动对其影响不显著;
城市化水平的变化主要受自身滞后值波动的影响,其它变量
的波动对其影响也不显著;行政管理支出占财政总支出的变
化主要受城市化水平波动的影响;而且,三个变量对上一期
非均衡的校正能力都很弱。
协整模型有 3 个内生变量, 最大滞后阶数为 3, 所以
VECM 共有 3*3=9 个根, 而估计 VECM 有 1 个协整关系,从
理论上应该有 3-1=2 个根的模为 1;由 VECM 稳定性检验结
果(表 7)可知,有两个根为 1,落在单位圆上,其他的均在单
位圆内,因此 VECM 的稳定性条件得以满足,由此可见,所估
计的 VECM 的效果还是比较好的。
2.3 脉冲响应函数分析
前面通过 VECM 研究了变量短期内受到干扰后向长期
均衡的调整,但是并没有对各变量的短期冲击机制、以及这
种冲击的动态特征提供更多的信息。 脉
冲响应函数能够刻画一个变量的随机误
差项的冲击对每个内生变量当期及以后
各期的影响,传统的 VAR 模型的动态分
析一般采用 “正交” 脉冲响应函数来实
现,常用的正交化方法是 Cholesky 分解,
但是 Cholesky 分解的结果严格的依赖于
模型中变量的次序, 本文采用的由 Koop
等(1996)提出的广义脉冲响应函数克服
了上述缺点。
从图 1 可以看出,(1)在当期给 lncsh 一个标准差信息的
正冲击(城市化水平提高),lngdp 在当期就有正响应,以后各
期都是小幅波动的正响应;说明城市化水平受到外部条件的
某一正冲击后,对人均 GDP 产生持续的拉升作用。 (2)在当
期给 lnxzgl 一个标准差信息的正冲击(行政管理支出占财政
总支出的比重增加),lngdp 在当期就有负响应, 以后各期都
是持续的小幅波动的负响应;说明行政管理支出占财政总支
出的比重受到外部条件的某一正冲击后, 对人均 GDP 产生
持续的抑制作用。 (3)lngdp 对自身一个标准差的信息的正冲
击(人均 GDP 增加)产生持续的正响应,说明我国人均 GDP
有比较稳定的惯性上升的趋势。
从图 2 可以看出,(1)人均 GDP 受到外部某一条件的正
冲击后,对城市化水平产生持续的逐渐增强的拉升作用。 (2)
行政管理支出占财政总支出的比重受到外部某一条件的正
冲击,短期内(第 1、3 期)对城市化水平产生轻微的拉升作
用,但是长期对城市化水平产生持续的增强的抑制作用。 (3)
城市化水平对自身的一个标准差的正冲击产生持续的正响
应,说明我国城市化水平也具有惯性增长的趋势,但是随着
时间的推移,增长乏力。
从图 3 可以看出,(1) 城市化水平受到外部条件某一正
冲击后,对行政管理支出占财政总支出的比重产生持续的拉
升作用(第 2 期除外)。 (2)人均 GDP 受到外部条件某一正冲
击后,对行政管理支出占财政总支出的比重产生持续的抑制
作用。 (3)我国行政管理支出占财政总支出的比重也有比较
强的惯性增长趋势。
3 结论与政策含义
基于上文的实证研究,得出以下结论:
(1)Granger 因果关系检验表明:①我国经济发展水平的
△1ngdpt方程
△1ncsht方程
△1nxzglt方程
原假设
△lncsh不能 Granger 引起 △lngdp
△lnxzgl 不能 Granger 引起 △lngdp
△lncsh、△lnxzgl 不能同时 Granger 引起 △lngdp
△lngdp不能 Granger 引起 △lncsh
△lnxzgl 不能 Granger 引起 △lncsh
△lngdp、△lnxzgl 不能同时 Granger 引起 △lncsh
△lngdp不能 Granger 引起 △lnxzgl
△lncsh不能 Granger 引起 △lnxzgl
△lngdp 、△lncsh不能同时 Granger 引起 △lnxzgl
Chi-sq
0.310330
0.765296
1.112993
3.723770
0.221575
4.152826
0.602936
7.116983
10.45512
自由度
2
2
4
2
2
4
2
2
4
P值
0.8563
0.6821
0.8922
0.1554
0.8951
0.3857
0.7397
0.0285
0.0334
表 6 VECM 块外生性检验结果
Root
1.000000
1.000000
0.856408-0.333264i
0.856408+0.333264i
0.417288-0.602527i
0.417288+0.602527i
-0.647046
-0.033128-0.618203i
-0.033128+0.618203i
Modulus
1.000000
1.000000
0.918967
0.918967
0.732917
0.732917
0.647046
0.619090
0.619090
表 7 VECM 稳定性检验
△1ngdpt
-0.05644
[-0.50825]
0.654253
[ 2.29058]
-0.333123
[-1.06102]
-0.099227
[-0.15062]
-0.299513
[-0.45069]
-0.036906
[-0.27639]
-0.089694
[-0.78327]
0.075092
[ 2.47086]
0.440676
0.223161
2.025955
△1ncsht
0.0738
[ 2.22159]
0.038594
[ 0.45169]
-0.165342
[-1.76043]
0.276477
[ 1.40294]
0.558753
[2.81059]
0.010523
[ 0.26345]
-0.014492
[-0.42306]
0.014277
[ 1.57035]
0.461590
0.252209
2.204540
△1nxzglt
-0.161942
[-0.92201]
0.158969
[ 0.35188]
0.165019
[ 0.33231]
-1.856064
[-1.78132]
2.607589
[2.48077]
0.199179
[ 0.94310]
-0.328577
[-1.81413]
-0.000798
[-0.01660]
0.499381
0.304946
2.565071
ecmt-1
△1ngdpt-1
△1ngdpt-2
△1ncsht-1
△1ncsht-2
△lnxzglt-1
△1nxzglt-2
c
R-squared
Adj.R-squared
F-statistic
表 5 VECM 估计结果
注:[ ]内表示 t统计量的值。
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统计与决策 2010年第 17期(总第 317期)
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提高导致城市化水平的提高,反向结论不存立;其隐含的政
策含义是我国城市化的发展是滞后于经济发展水平的。②我
国城市化水平的提高导致行政管理支出占财政总支出的比
重的提高,反向结论也不成立,说明我国的城市化的进程中
存在政府主导的成分。③我国经济发展水平的提高导致行政
管理支出占财政总支出的比重增加,反向结论不成立;改革
开放以来,随着经济的发展,行政管理部门掌握的财政收入
稳步增长,在缺乏强有力的监督和约束的环境下,按照公共
选择学派的观点和我国的实际情况,必然导致行政支出的膨
胀。反之,说明行政管理支出作为一种消费性支出,在我国没
有促进经济增长。
(2)协整关系检验表明,长期来说,我国经济增长、城市化
水平、行政管理支出三者之间存在稳定的均衡关系。其中,①
经济增长与城市化水平正相关;说明我国城市化水平的提高
能够促进经济增长,而且弹性系数很大,进一步表明在我国
要保持经济持续的高增长, 结合我国比较低的城市化水平,
应该加速城市化进程。②经济增长与行政管理支出占财政总
支出的比重负相关;这与 Landau(1983,1986)等的研究结论
相同,说明在我国,行政管理支出作为一种纯消费性支出,在
我国是不利于经济增长的,同时,结合我国的行政管理支出
的高比重,应该采取措施制约行政成本的膨胀问题。 ③行政
管理支出占财政总支出的比重与城市化水平正相关;进一步
验证了我国城市化进程中政府管制的扩张,特别是很多地方
政府将自身当作是城市经营的惟一主体,政府行为广泛地介
入到城市资源配置的各个领域,不仅要充当城市建设的决策
者,而且充当城市资产的经营者、管理者、协调者,导致行政
管理支出的膨胀。
(3)向量误差模型估计结果表明:①短期内,经济增长和
城市化水平的波动主要受自身滞后值波动的影响,其它变量
的波动对其影响不显著;说明我国的经济发展和城市化进程
还没有形成一种联动的长效机制,各经济变量的相互影响存
在较长的滞后期,政府宏观调控的效果值得怀疑。 ②短期内
行政管理支出占财政总支出的比重波动主要受城市化水平
波动的影响;说明了在短期内城市化水平的提高也是促进行
政成本膨胀的原因。③三个变量对上一期非均衡的校正能力
都很弱;说明短期内,三变量的修正非均衡的能力有限,经济
发展一旦处于失衡状态,依靠系统自身的力量修复能力非常
有限。
(4)脉冲响应函数分析结果表明:①人均 GDP 受到某一
正冲击后, 对其自身和城市化水平产生持续的拉升作用,对
行政管理支出占财政总支出的比重产生持续的抑制作用;说
明我国经济发展具有惯性上升趋势,同时验证了经济增长可
以促进城市化水平提高,经济增长可以抑制行政成本膨胀的
问题,因为随着经济的发展,市场经济逐渐完善,政府管理就
会从某些领域退出。 ②城市化水平受到某一正冲击后,对自
身、 人均 GDP 和行政管理支出占财政总支出的比重都产生
持续的拉升作用;说明我国城市化水平的发展也有惯性增长
趋势,验证了城市化水平的提高可以促进经济增长,同时进
一步证明了城市化水平的提高导致行政管理支出的膨胀。③
行政管理支出占财政总支出的比重受到某一正冲击后,对其
自身产生拉升作用,对人均 GDP 产生持续的抑制作用,短期
内对城市化水平产生微小的拉升作用,长期对其产生持续的
逐渐增强的抑制作用;说明我国行政管理支出也具有惯性增
长趋势,行政成本的增加不利于经济增长,短期内行政管理
支出能促进城市化水平提高,但是长期来说会不利于城市化
的提高。
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(责任编辑/亦 民)
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