“瓦格納法則”在中國適用性研究

摘要：“瓦格納法則”認為，一國的公共部門，特別是政府部門的規模將隨經濟的增長而擴大，經濟增長是財政支出增長的原因。實證分析表明，中國的經濟增長和財政支出存在長期的均衡關系和格蘭杰因果關系，“瓦格納法則”在中國是成立的。

關鍵詞：瓦格納法則；財政支出；經濟增長

中圖分類號：F812.4 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2011）02-0054-05

一、引言

德國經濟學家阿道夫#8226;瓦格納（Adolph Wagner） 對英、美、法、德、日等國的工業化現狀進行研究之后，提出了“公共支出增長法則”，認為一國工業化經濟的發展與本國財政支出之間存在著一種函數關系：即隨著現代工業社會的發展，“對社會進步的政治壓力”的增大以及在工業化經營方面的需要而要求增加政府財政支出。改革開放三十多年以來，隨著中國經濟的快速增長，財政支出從絕對量上來說呈現持續增長趨勢，1978年中國財政支出僅為1 122.09億元，2009年中國財政支出為75 873.64億元，比1978年增長了66倍。1978年中國人均財政支出為116.57元，到2009年人均財政支出為5 684.53元，比1978年增長了47倍（見圖1）。然而，從相對量上看，1978—1996年，除了個別年份以外，中國財政支出占GDP的比例逐年下降，1996年達到最低點，只有11.15%。1997年中國財政支出占GDP的比例發生逆轉，呈現恢復性增長，尤其是從1998年中國推行積極的財政政策開始出現明顯增長。2009年中國財政支出占GDP的比例達到22.62%（見圖2）。一些西方學者通過對發達國家的實證檢驗，證明了“瓦格納法則”的合理性，中國政府規模與經濟增長之間的關系是否符合“瓦格納法則”，還需要進一步研究。

二、文獻回顧

“瓦格納法則”目前已經得到財政學界的廣泛認可。AbizadehGray（1985）[1]利用1963—1979年55個國家的數據檢驗了“瓦格納法則”的適用性，發現“瓦格納法則”在富裕的國家成立，而在貧窮的國家不成立。Bairam（1995）[2]利用1972—1991年美國財政支出的數據將財政支出分拆為聯邦支出、州政府支出，國防支出、非國防支出，結果發現只有美國聯邦非國防支出相對于GDP的增長彈性大于l，具有“瓦格納法則”的特征，其他各類財政規模指標都不具有這種特征。AfxentiouSerletis（1996）[3]利用20世紀的數據檢驗了“瓦格納法則”在六個歐洲國家的適用性，結果表明“瓦格納法則”不成立。Islam（2001）[4]利用JJ協整方法和Granger因果檢驗方法，對美國1929—1996年的年度數據進行了實證檢驗，結果證明“瓦格納法則”在美國是成立的。Narayan， P. K. et al.（2007）[5]利用中國1952—2003年的省級面板數據，采用面板單位根和協整等方法，檢驗了“瓦格納法則”在中國的適用性，結果表明“瓦格納法則”在中國的中部和西部成立，而在全國和東部并不成立。

對“瓦格納法則”在中國的適用性，結論也不相同。吳凱（2006）[6]認為雖然國民收入與財政支出間并不存在長期均衡關系，但是“瓦格納法則”在中國成立。趙石磊（2008）[7]認為，中國較好支持了“瓦格納法則”，并得出中國政府規模增長缺乏彈性的結論。饒曉輝（2007）[8]認為，經濟增長是政府規模增長的格蘭杰原因，支持了“瓦格納法則”。朱柏銘（2008）[9]認為，1978—2005年“瓦格納法則”在中國無法得到印證。

國內關于“瓦格納法則”實證性的研究較少，僅有的幾篇文獻都是基于時間序列數據的研究，這實際上是把中國經濟作為一個同質整體來看待的，不同地區的異質性未能考慮在內，既沒有考慮到中國的東中西部三大地區處在不同的經濟發展階段，也沒有考慮到地方政府的財政支出行為的差異。本文采用1978—2009年的省級面板數據，采用最新的面板數據單位根、面板協整檢驗、FMOLS協整估計和面板Granger因果檢驗，對“瓦格納法則”在中國的適用性進行了實證性的研究。

三、“瓦格納法則”在中國適用性的實證檢驗

（一）實證模型和數據

本文在Narayan，P.K.et al（2007）[5]的基礎上，主要采取如下兩個模型：

Lngfeit=0i+1iLngdpit+it（1）

Lnpgfeit=0i+1iLnpgdpit+it（2）

Peacock Wiseman（1961）[10]、Musgrave（1969）[11]和Goffman Mahar（1971）[12]對“瓦格納法則”進行檢驗時采取了模型（1）的形式；Gupta's（1967）[13]、Michas（1975）[14]、Mann（1988）、Chang（2002）和Chang et al.（2004）對“瓦格納法則”檢驗時采取了模型（2）的形式。模型（1）中的Lngfe為財政支出的對數值，Lngdp為國內生產總值（GDP）的對數值；模型（2）中的Lnpgfe為人均財政支出的對數值，1npgdp為人均國內生產總值的對數值。i代表各個省份，t代表年份，為隨機擾動項。“瓦格納法則”描述了兩個變量：一是經濟增長，二是政府部門的擴張。本文用Lngdp、Lnpgdp兩個變量代表經濟增長，Lngfe、Lnpgfe兩個變量代表政府部門的擴張。如果“瓦格納法則”成立，兩個模型中的系數1i、1i應該為正數，而且大于1。

根據國家統計局的統計口徑，將樣本分為東部、中部和西部三大地區研究，共29個省（區、市）。其中東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南等12個省（區、市）；中部地區包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等9個省（區、市）；西部地區包括貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、西藏等8個省（區、市）。沒有考慮四川省、重慶市、中國臺灣、香港和澳門，主要因為這些地區的數據在1996前后的統計口徑不同。本文所采用的基礎數據為1978—2009年的省級面板數據，來源于CCER數據庫和各省的統計公報。

（二）面板單位根檢驗

首先對四個變量，即財政支出（Lngfe）、國內生產總值（Lngdp）、人均財政支出（Lnpgfe）、人均國內生產總值（Lnpgdp）及其一階差分進行面板單位根檢驗，以確定其平穩性。為了保證結果的穩健性，使用了多種檢驗方法，包括LLC檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗、PP-Fisher。表1結果表明，中國及東中西部的Lngfe、Lngdp、Lnpgfe、Lnpgdp均不能拒絕“存在單位根”的原假設，即各變量均是非平穩過程。而對各變量的一階差分Lngfe、Lngdp、Lnpgfe、Lnpgdp進行檢驗時，拒絕了原假設，不存在單位根，為平穩過程。因此，Lngfe、Lngdp、Lnpgfe、Lnpgdp四個變量均為一階單整I（1）過程。

（三）面板協整檢驗

在得出面板數據存在單位根后，再檢驗面板數據是否存在協整關系。基于穩健性的考慮，我們在檢驗模型（1）和模型（2）的協整關系時使用了由Pedroni（1999）和Kao（1999）提出的多種協整檢驗方法。為了增強檢驗結果的可信度，分別考慮了有常數項時無趨勢項和有趨勢項兩種情況。所有檢驗的原假設都“不存在協整關系”，拒絕原假設則意味著變量間存在長期的協整關系。從表2中可以看出，對于模型（1）的兩個變量協整關系的各種檢驗，中國及東中西部三大地區均拒絕原假設，即財政總支出和國內生產總值存在長期協整關系。從表3中可以看出，對于模型（2）的兩個變量協整關系的各種檢驗，中國及東中西部三大地區也均拒絕原假設，即人均財政支出和人均國內生產總值存在長期協整關系。

（四）完全修正普通最小二乘法估計（FMOLS）

對于具有協整關系的面板數據，不能直接使用最小二乘法OLS進行估計，因在面板數據環境下，回歸變量間的潛在內生性和序列相關會使回歸量出現明顯的偏誤。Pedroni（2000）提出估計異質性面板協整方程的全面修正估計量（FMOLS），解決了OLS估計量在小樣本條件下帶有明顯偏差的問題。本文使用FMOLS對模型（1）和模型（2）進行了協整估計，其結果如表4所示。

對于全國來說，國內生產總值GDP增加1%，財政總支出增加0.985 8%；人均GDP增加1%，人均財政支出增加0.979 3%。對于東部來說，地區生產總值GDP增加1%，地區財政總支出增加0.993 7%；地區人均GDP增加1%，人均財政支出增加0.982 3%。對于中部來說，地區生產總值GDP增加1%，地區財政總支出增加1.019 6%；地區人均GDP增加1%，地區人均財政支出增加1.006 5%。對于西部來說，地區生產總值GDP增加1%，地區財政總支出增加1.213 8%；地區人均GDP增加1%，人均財政支出增加1.109 9%。如果“瓦格納法則”成立，則系數1i和1i必須為正，而且應該大于1。從表4中可以看出，中部和西部地區的1i和1i都是大于1的，完全符合“瓦格納法則”的要求，說明“瓦格納法則”在中部和西部地區是嚴格成立的。全國和東部的1i和1i都小于1，但非常接近1，也可以說“瓦格納法則”在全國和東部是近似成立的。

（五）面板因果關系檢驗

Granger（1988）指出的“如果非平穩的兩個時間變量之間是協整的，那么至少存在一個方向上的格蘭杰因果關系”，對于面板數據也同樣適用。格蘭杰因果檢驗解決了X是否引起Y的問題，主要看現在的Y能夠在多大程度上被過去的X解釋，加入X的滯后值能否使解釋程度提高。如果X在Y的預測中有幫助，或者X與Y的相關系數在統計上顯著時，就可以說“Y是由X Granger引起的”。因此，變量Lngfe和Lngdp的格蘭杰因果檢驗基于如下的誤差修正模型（3）和（4）：

Lngdpit=1g+11ipLngdpit-p+12ipLngfeit-p+1iecmt-1（3）

Lngfeit=2g+21ipLngfeit-p+22ipLngdpit-p+2iecmt-1（4）

同樣變量1npgfe和1npgdp格蘭杰因果檢驗基于如下的誤差修正模型（5）和（6）：

Lnpgdpit=1g+11ipLnpgdpit-p+

12ipLnpgfeit-p+1iecmt-1（5）

Lnpgfeit=2g+21ipLnpgfeit-p+

22ipLnpgdpit-p+2iecmt-1（6）

其中，表示一階差分，p為滯后期，如果差分項顯著，則代表短期格蘭杰因果關系成立；如果誤差修正項ecmt-1顯著，代表長期格蘭杰因果關系成立。

從表5可以看出，對于全國、東部和西部，差分項和誤差修正項均顯著，說明無論是長期和短期，均存在財政總支出和GDP的雙向格蘭杰因果關系，即財政總支出的變動是GDP變動的格蘭杰原因;反之，GDP變動也是財政總支出變動的格蘭杰原因。對于中部來說，誤差修正項顯著，但差分項并不顯著，說明從長期來看，存在財政總支出和GDP的雙向格蘭杰因果關系；但從短期來看，GDP變動是財政總支出變動的格蘭杰原因，反之不成立。

從表6可以看出，對于全國和東部，差分項和誤差修正項均顯著，說明無論是長期和短期，均存在人均財政支出和人均GDP的雙向格蘭杰因果關系。對于中部和西部來說，誤差修正項顯著，但差分項并不顯著，說明從長期來看，存在人均財政支出和人均GDP的雙向格蘭杰因果關系。但從短期來看，只存在人均GDP到人均財政支出的單向格蘭杰因果關系，即人均GDP變動是人均財政支出變動的格蘭杰原因，人均財政支出變動并不是人均GDP變動的格蘭杰原因。從表5和表6中可以看出，無論是長期和短期，“瓦格納法則”在全國、東中西部三大地區也都是成立，因為人均GDP變動是人均財政支出變動的格蘭杰原因。

四、結論

本文通過1978—2009年的數據，采用面板單位根、面板協整和格蘭杰因果檢驗等方法，對“瓦格納法則”在中國的適用性進行了實證性的檢驗，得出如下結論：

1. 無論是長期和短期，經濟增長是政府支出規模的Granger原因，說明“瓦格納法則”在中國的全國以及東中西部三大地區都是成立的。表明隨著中國經濟的不斷發展，人均收入水平不斷提高，城市化和工業化進程的不斷推進，人們對于公共管理服務和法律秩序服務的需求也會不斷增加，公共支出將隨之逐步擴大。

2. 全國以及東中西部三大地區的經濟增長和財政支出存在長期的均衡關系。中部和西部的地區財政支出對經濟增長的彈性大于1，“瓦格納法則”在中部和西部地區是嚴格成立的，原因可能在于中西部地區的經濟欠發達，地區經濟增長對財政支出的刺激作用較大，而對于經濟較發達的東部，經濟增長對財政支出的刺激作用出現了邊際效用遞減的趨勢。

參考文獻：

［1］Abizadeh S， Gray. Wagner’s Law： A pooled Time-series Cross-section Comparison ［J］. National Tax Journal， 1985（88）： 209-218.

［2］Bairam. Level of Aggregation， Variable Elasticity and Wagner’s Law ［J］. Economics Letters， 1995（48）： 341-344.

［3］Afxentiou P C， Serletis A. Government Expenditures in the European Union： Do They Converge or Follow Wagner’s law ［J］. International Economics Journal， 1996（10）： 33-47.

［4］Ismlam A M. Wagner’s Law Revisited： Cointegration and Erogeneity Tests for USA ［J］. Applied Economics Letters， 2001（8）： 509-515.

［5］Narayan P K， Nielsen I， Smyth R. Panel data， Cointegration， Causality and Wagner’s Law： Empirical Evidence from Chinese Provinces ［J］. China Economic Review， 2007，（10）：1-13.

［6］吳凱.淺論瓦格納法則在中國的適用性［J］.財經論叢，2006，（5）：36-42.

［7］趙石磊. “瓦格納定律”檢驗中的協整與因果問題——中國的情況［J］.中央財經大學學報，2008，（8）：18-22.

［8］饒曉輝.財政支出的效率與規模［J］.統計與信息論壇，2007，（5）：76-81.

［9］朱柏銘，祝燕君.財政支出與經濟增長關系研究［J］.技術經濟與管理研究，2008，（3）：59-63.

［10］Peacock A T， Wiseman J. The Growth of Public Expenditure in the United Kingdom［M］.Princeton： Princeton University Press， 1961.

［11］Musgrave R A. Fiscal Systems ［M］. New Haven： Yale University Press， 1969.

［12］Goffman J J， Mahar D J. The Growth of Public Expenditures in Selected Developing Nations：Six Caribbean Nations ［J］. Public Finance， 1971（26）：57-74.

［13］Gupta S P. Public Expenditure and Economic Growth： A Time Series Analysis ［J］. Public Finance， 1967（22）： 423-461.

［14］Michas N A. Wagner's Law of Pubic Expenditures： What Is Appropriate Measurement for A Valid Test?［J］. Public Finance， 1975（30）： 77-84.

責任編輯：關 華

責任校對：武玲玲

Research on Validity of Wagner's Law in China

Wang Kai1， Pang Zhen1， Pan Ying2

（1. School of Humanities and Arts， Xidian University， Xi'an 710071， China; 2.School of Management and Economics， Northwest University， Xi'an 710127， China）

Abstract: \"Wagner's Law\" pointed out that a country's public sector， especially the scale of government department would expand as the economic growth， and the economic growth is the reason of the government expenditure increasement. The empirical analysis shows that there is long equilibrium relationship and Granger causality between economic growth and government expenditure， which support for Wagner's law in China.

Key words: Wagner's Law; finance expenditure; economic growth