“瓦格纳法则”在中国适用性的研究

1、“瓦格纳法那么在中国适用性的研究论文导读:：瓦格纳法那么;在中国适用性的研究，经济增长。论文关键词：瓦格纳法那么，财政支出，经济增长一、引言德国经济学家阿道夫-瓦格纳(Adolph Wagner) 对英、美、法、德、日等国的工业化现状进行研究之后，提出了公共支出增长法那么;，认为一国工业化经济的开展与本国财政支出之间存在着一种函数关系：即随着现代工业社会的开展，对社会进步的政治压力;的增大以及在工业化经营方面的需要而要求增加政府财政支出。改革开放30多年以来，随着中国经济的快速增长，财政支出从绝对量上来说呈现持续增长趋势，1978 年中国财政支出仅为1122.09 亿元，2021年中国财政支出

2、为75873.64亿元，比1978年增长了66倍。1978 年中国人均财政支出为116.57元，到2021年人均财政支出为5684.53元，比1978年增长了47倍见图1。然而经济增长，从相对量上看，1978 年到1996年，除了个别年份以外，中国财政支出占GDP 的比例逐年下降，1996年到达最低点，只有11.15%。1997年中国财政支出占GDP 的比例发生逆转，呈现恢复性增长，尤其从1998年中国推行积极的财政政策开始明显增长。2021年中国财政支出占GDP 的比例到达22.62%见图2。一些西方学者通过对兴旺国家的实证检验，证明了瓦格纳法那么;的合理性，然而中国的政府规模与经济增长之间

3、的关系是否符合瓦格纳法那么;，还需要做进一步的研究。图1 19782021中国财政支出及增长率 图2 中国财政支出占GDP的比重二、文献回忆瓦格纳法那么;目前已经得到财政学界的广泛认可。AbizadehGray(1985)【1】利用19631979年55个国家的数据检验了瓦格纳法那么;的适用性，发现瓦格纳法那么;在富裕的国家成立，而在贫穷的国家不成立。Bairam(1995)【2】利用19721991年美国财政支出的数据将财政支出分拆为联邦支出、州政府支出，国防支出、非国防支出，结果发现只有美国联邦非国防支出相对于GDP 的增长弹性大于l，具有瓦格纳法那么;的特征，其他各类财政规模指标都不具有

4、这种特征。AfxentiouSerletis(1996)【3】利用20世纪的数据检验了瓦格纳法那么;在6个欧洲国家的适用性，结果说明瓦格纳法那么;不成立。Islam(2001)【4】利用JJ协整方法和Granger因果检验方法，对美国19291996年的年度数据进行了实证检验，结果证明瓦格纳法那么;在美国是成立的。Narayan, P. K. et al. (2007) 【5】利用中国19522003年的省级面板数据，采用面板单位根和协整等方法，检验了瓦格纳法那么;在中国的适用性经济增长，结果说明瓦格纳法那么;在中国的中部和西部成立，而在全国和东部并不成立。对瓦格纳法那么;在中国的适用性，结论

5、也不相同。吴凯(2006) 【6】认为虽然国民收入与财政支出间并不存在长期均衡关系，但是瓦格纳法那么;在中国成立。赵石磊(2021) 【7】认为中国较好支持了瓦格纳法那么;，并得出中国政府规模增长缺乏弹性的结论。饶晓辉(2007) 认为经济增长是政府规模增长的格兰杰原因，支持了瓦格纳法那么;。朱柏铭(2021)认为19782005年期间瓦格纳法那么;在中国无法得到印证。国内关于瓦格纳法那么;实证性的研究较少，仅有的几篇文献都是基于时间序列数据的研究，这实际上是把中国经济作为一个同质整体来看待的，不同地区的异质性未能考虑在内，既没有考虑到中国的东中西部三大地区处在不同的经济开展阶段，也没有考虑到

6、地方政府的财政支出行为的差异。本文采用19782021年的省级面板数据，采用最新的面板数据单位根、面板协整检验、FMOLS协整估计和面板Granger因果检验，对瓦格纳法那么;在中国的适用性进行了实证性的研究。三、瓦格纳法那么;在中国适用性的实证检验一实证模型和数据本文在Narayan, P. K. et al(2007)【5】的根底上，主要采取如下两个模型：模型1：(1)模型2: (2)Peacock Wiseman (1961)、Musgrave(1969)和Goffman Mahar (1971)对瓦格纳法那么;进行检验时采取了模型1的形式；Guptas(1967) 、Michas (1

7、975) 、Mann(1988) 、Chang (2002) 和Changet al. (2004) 对瓦格纳法那么;检验时采取了模型2的形式。模型1中的为财政支出的对数值，为生产总值GDP的对数值；模型2中的为人均财政支出的对数值，为人均生产总值的对数值。代表各个省份，代表年份，为随机扰动项。瓦格纳法那么;描述了两个变量，一是经济增长，二是政府部门的扩张；本文用、两个变量代表经济增长，、两个变量代表政府部门的扩张。如果瓦格纳法那么;成立，两个模型中的系数、应该为正数经济增长，而且大于1。根据国家统计局的统计口径，将样本分为东部、中部和西部三大地区研究，共29个省。其中东部地区包括北京、天津、

8、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南12个省；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9个省；西部地区包括贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、青海、-、-8个省。没有考虑四川和重庆，主要因为这两个地区的数据在1996前后的统计口径不同。本文所采用的根底数据为19782021年的省级面板数据，来源于CCER数据库和各省的统计公报。二面板单位根检验首先对四个变量，即财政支出、生产总值、人均财政支出、人均生产总值及其一阶差分进行面板单位根检验，以确定其平稳性。为了保证结果的稳健性，使用了多种检验方法，包括LLC检验、IPS检验、ADF-Fisher检验、P

9、P -Fisher。表1结果说明，全国及东中西部的、均不能拒绝存在单位根;的原假设，即各变量均是非平稳过程。而对各变量的一阶差分，、进行检验时，拒绝了原假设，不存在单位根，为平稳过程。因此，、四个变量均为一阶单整I(1)过程。表1 全国的面板单位根检验结果 全 国 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 东 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.面板单位根

12、检验时使用常数项形式；2.内的数值为p值 -6.09* -4.89* -3.082* -2.982* 注：1.模型1的形式为：2.在本文中，*、*、*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著表3模型2的面板协整检验 全国 东部 中部 西部 常数项 常数和趋势项 常数项 常数和趋势项 常数项 常数和趋势项 常数项 常数和趋势项 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计( FMOLS)对于具有协整关系的面板数据，不能直接使用最小二乘法OLS 进行估计，因在面板数据环境下，回归变量间的潜在内生性和序列相关会使回归量出现明显的偏误。Pedroni(2000)提出估计异质性面板协整方程的全面修正估计量(FMOLS)，解决了OLS 估计量在小样本条件下带有明显的偏差的问题。本文使用FMOLS对模型1和模型2进行了协整估计，其结果如表4所示。对于全国来说，国内生产总值GDP增加1%，财政总支出

15、增加0.9858%；人均GDP增加1%，人均财政支出增加0.9793%。对于东部来说，地区生产总值GDP增加1%，地区财政总支出增加0.9937%；地区人均GDP增加1%，人均财政支出增加0.9823%。对于中部来说，地区生产总值GDP增加1%，地区财政总支出增加1.0196%；地区人均GDP增加1%，地区人均财政支出增加1.0065%。对于西部来说，地区生产总值GDP增加1%，地区财政总支出增加1.2138%；地区人均GDP增加1%，人均财政支出增加1.1099%。如果瓦格纳法那么;成立经济增长，那么系数和必须为正，而且应该大于1。从表7中可以看出，中部和西部地区的和都是大于1的，完全符合瓦

16、格纳法那么;的要求，说明瓦格纳法那么;在中部和西部地区是严格成立的。全国和东部的和都小于1，但非常接近1，也可以说瓦格纳法那么;在全部和东部是近似成立的。表4 FMOLS协整估计结果 全国 东部 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：；五面板因果关系检验Granger(1988)指出的如果非平稳的两个时间变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的格兰杰因果关系;，对于面板数据也同样适用。格兰杰因果检验解决了 X是否引起Y的问题，主要看现在的Y能够在多大

17、程度上被过去的X解释，参加X的滞后值能否使解释程度提高。如果X在Y的预测中有帮助，或者X与Y的相关系数在统计上显著时，就可以说Y是由XGranger引起的;。因此，变量和的格兰杰因果检验基于如下的误差修正模型(3)和(4)：(3)(4)同样变量和格兰杰因果检验基于如下的误差修正模型(5)和(6)：(5)(6)其中，表示一阶差分，为滞后期，如果差分项显著，那么代表短期格兰杰因果关系成立；如果误差修正项显著，代表长期格兰杰因果关系成立。从表5可以看出，对于全国、东部和西部，差分项和误差修正项均显著经济增长，说明无论是长期和短期，均存在财政总支出和GDP的双向格兰杰因果关系；即财政总支出的变动是GD

18、P变动的格兰杰原因，反之，GDP变动也是财政总支出变动的格兰杰原因。对于中部来说，误差修正项显著，但差分项并不显著，说明从长期来看，存在财政总支出和GDP的双向格兰杰因果关系；但从短期来看，GDP变动是财政总支出变动的格兰杰原因，反之不成立。表5 模型1的格兰杰因果检验 全国 0.2980* -0.3224* -0.0813* -0.0907* 0.0420* -0.0706* 东部 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中因变量对自身滞后期回归的结果没有列出从表6可以看出，对于全国和东部，差分项和误差修正项均显著，说明无论是长期和短期，均存在人均财政支出和人均GDP的双向格兰杰因果关系。对于中部和西部来说，误差修正项显著，但差分项并不显著，说明从长期来看，存在人均财政支出和人均GDP的双向格兰杰因果关系。但从短期来看，只存在人均GDP到人均财政支出的单向格兰杰因果关系，即人均GDP变动是人均财政支出变动的格兰杰原因，人均财政支出变动并不是人均GDP变动的格兰杰原因。从表5和表6中可以看出，无

20、论是长期和短期经济增长，瓦格纳法那么;在全国、东中西部三大地区也都是成立，因为人均GDP变动是人均财政支出变动的格兰杰原因。表6 模型2的格兰杰因果关系 全国 0.1662* -0.2229* -0.0874* -0.0775* 0.0296 -0.0839* 东部 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、结论本文通过

21、19782021年的数据，采用面板单位根、面板协整和格兰杰因果检验等方法，对瓦格纳法那么;在中国的适用性进行了实证性的检验，得出如下的结论：第一，无论是长期和短期，经济增长是政府支出规模的Granger 原因，说明瓦格纳法那么;在中国的全国以及东中西部三大地区都是成立的。说明随着中国经济的不断开展，人均收入水平不断提高，城市化和工业化进程的不断推进，人们对于公共管理效劳和法律秩序效劳的需求也会不断增加，公共支出将随之逐步扩大。第二，全国以及东中西部三大地区的经济增长和财政支出存在长期的均衡关系。中部和西部的地区财政支出对经济增长的弹性是大于1的，瓦格纳法那么;在中部和西部地区是严格成立的，原因

22、可能在于中西部地区的经济欠兴旺，地区经济增长对财政支出的刺激作用较大，而对于经济较兴旺的东部，经济增长对财政支出的刺激作用出现了边际效用递减的趋势。参考文献【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-

23、344.【3】Afxentiou PC, Serletis A. Government Expenditures in the European Union: Do They Convergeor Follow Wagners law ? International Economics Journal, 1996(10): 33-47.【4】Ismlam A M. WagnersLaw Revisited: Cointegration and Erogeneity Tests for USA . Applied Economics Letters, 2001(8): 509-515.【5】Na

24、rayan P K,Nielsen I, Smyth R. Panel data, Cointegration, Causality and Wagners Law:Empirical Evidence from Chinese Provinces . China Economic Review, 2007(10),1-13.【6】吴凯.浅论瓦格纳法那么在中国的适用性. 财经论丛，2006(5): 36-42【7】赵石磊.瓦格纳定律;检验中的协整与因果问题中国的情况. 中央财经大学学报，2021(8): 18-22饶晓辉.财政支出的效率与规模. 统计与信息论坛，2007(5): 76-81朱柏

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