鄒 洋，閆 浩

（南開大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.日本研究院，天津 300071）

0 引言

瓦格納定律一直為學(xué)術(shù)界的一個(gè)熱點(diǎn)問題。關(guān)于中國的研究，有的支持或部分支持瓦格納定律。例如，Narayan（2008）[1]基于中國省際面板數(shù)，利用面板單位根與面板協(xié)整以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)中部和西部的數(shù)據(jù)支持瓦格納定律，而全國和東部省份的數(shù)據(jù)不支持瓦格納定律；李樹生（2009）[2]基于1952—2007年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，在考慮結(jié)構(gòu)變化的條件下，發(fā)現(xiàn)瓦格納定律在我國成立；賈凱威（2015）[3]基于我國1978—2012年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對公共支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性門限協(xié)整關(guān)系及格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果支持瓦格納定律；Atasoy和Gür（2016）[4]利用中國1982—2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分析政府支出與GDP增長之間的關(guān)系，其靜態(tài)和動(dòng)態(tài)分析的結(jié)果都表明瓦格納定律在中國成立。

但是，也有的研究不支持瓦格納定律。例如，Huang（2006）[5]利用中國大陸和臺(tái)灣1979—2002年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用非約束誤差修正模型，分析政府支出和產(chǎn)出之間的長期關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明，我國大陸和臺(tái)灣政府支出和產(chǎn)出之間不存在長期均衡關(guān)系，此外格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明瓦格納定律在我國大陸和臺(tái)灣不成立；李永友和裴育（2005）[6]基于1979—2003年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),得出瓦格納定律在我國并不成立的結(jié)論,即國民產(chǎn)出與公共支出之間不存在單向的因果關(guān)系；郭月梅和孫群力（2012）[7]基于我國1978—2008年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明瓦格納定律在我國不成立；高軍和王曉丹（2013）[8]基于1952—2008年的全國數(shù)據(jù),利用門限協(xié)整估計(jì)法進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明瓦格納定律不適用于我國。

目前關(guān)于瓦格拉定律的研究大都沒有考慮模型中的內(nèi)生性問題，關(guān)于中國的研究基于總量數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的居多，而利用最新分類統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的很少。本文根據(jù)Bharat和Kolluri（2012）[9]關(guān)于瓦格納定律的動(dòng)態(tài)模型，利用我國31個(gè)省、市和自治區(qū)2007—2014年的分類統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，檢驗(yàn)瓦格納定律是否成立。本文與已有研究不同的方面是：（1）2007年我國實(shí)行了政府收支分類改革，財(cái)政收支科目發(fā)生了較大變化，本文利用最新分類統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析；（2）把財(cái)政支出重新進(jìn)行分類，著重驗(yàn)證一般公共服務(wù)和安全支出、民生性支出以及經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和管理支出是否遵從瓦格納定律；（3）考慮到模型中存在的內(nèi)生性問題，本文主要采用差分GMM估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)。

1 動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型構(gòu)建

根據(jù)Bharat等（2012）[9]關(guān)于瓦格納定律的動(dòng)態(tài)模型，假設(shè)政府實(shí)際支出在短期內(nèi)與其期望水平不吻合，只有從長遠(yuǎn)來看政府實(shí)際支出穩(wěn)定在其期望或均衡水平上。此外，在某一特定時(shí)期，政府支出的期望水平并不取決于該期的實(shí)際GDP值，而是依存于預(yù)期或預(yù)測的GDP值，這樣得到：

其中，γ是 fei，t對的調(diào)整率，εi，t是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

此外，假定GDP遵循如下適應(yīng)性預(yù)期模型：

其中，λ表示根據(jù)可獲得的最新信息、調(diào)整前期對當(dāng)前GDP預(yù)期的更新率。即，當(dāng)前的預(yù)期是在t期結(jié)束時(shí)、gdpt已知的情況下形成的。

首先對方程（1）兩邊取對數(shù)，再把方程（3）和方程（5）代入，經(jīng)過Koyck變換，模型表示如下：

其中，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)具有如下形式：

2 數(shù)據(jù)來源、分類與樣本基本統(tǒng)計(jì)值

基于模型（6），利用我國31個(gè)省、市和自治區(qū)2007—2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，區(qū)分總量和人均指標(biāo)，實(shí)證檢驗(yàn)瓦格納定律在我國是否成立。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局2008—2015年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。根據(jù)原始數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)值，我國各地GDP和政府支出總量較大，但是人均數(shù)額較小，人均GDP和人均財(cái)政支出的均值分別為36356元和7959元，兩者最大值分別約為其最小值的13倍和19倍。這一方面說明我國人均經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高，另一方面說明我國人均公共產(chǎn)品和服務(wù)供給水平也不高，而且地區(qū)之間差距懸殊。

本文進(jìn)一步把地方財(cái)政支出劃分為五類支出：第一類是一般公共服務(wù)和安全支出，包括一般公共服務(wù)支出、外交支出、國防支出和公共安全支出；第二類為民生性支出，包括教育支出、科學(xué)技術(shù)支出、文化體育與傳媒支出、社會(huì)保障和就業(yè)支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出、環(huán)境保護(hù)支出和住房保障支出；第三類為經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展和管理支出，包括城鄉(xiāng)社區(qū)事務(wù)支出、農(nóng)林水事務(wù)支出、交通運(yùn)輸支出、資源勘探電力信息等事務(wù)支出、商業(yè)服務(wù)業(yè)等事務(wù)支出、金融監(jiān)管支出、地震災(zāi)后重建支出、國土資源氣象等事務(wù)支出和糧油物資儲(chǔ)備管理等支出；第四類為國債還本付息支出；第五類為其他支出。前三類支出占財(cái)政支出的比例在研究樣本中分別平均為18.41%、44.3%和29.28%（合計(jì)接近92%）。本文主要考察前三類支出是否遵循瓦格納定律。

研究樣本的基本統(tǒng)計(jì)值如表1所示。

表1 樣本的基本統(tǒng)計(jì)值

3 估計(jì)方法與估計(jì)結(jié)果

由于在模型中加入了被解釋變量的兩階滯后值作為解釋變量，這樣模型變?yōu)閯?dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。為了克服動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型固有的內(nèi)生性和其他解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用差分GMM估計(jì)，可以消除個(gè)體非觀測效應(yīng)，在一定程度上解決遺漏變量問題，并且可以消除被解釋變量和解釋變量互為因果帶來的內(nèi)生性問題[10]。在進(jìn)行差分GMM估計(jì)時(shí)，最多采用被解釋變量和內(nèi)生解釋變量的3階滯后值作為工具變量。

對于整體財(cái)政支出和其中的前三類支出總量和人均指標(biāo)，差分GMM估計(jì)結(jié)果分別如表2和表3所示。

表2 差分GMM估計(jì)結(jié)果(總量指標(biāo))

表3 差分GMM估計(jì)結(jié)果(人均指標(biāo))

從表2和表3的估計(jì)結(jié)果可以看出，誤差項(xiàng)的差分在5%的顯著水平下存在一階自相關(guān)，但是在10%的顯著水平下不存在二階自相關(guān)(根據(jù)各表倒數(shù)第二行的Arellano-Bond檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值)，“所有工具變量都有效”的原假設(shè)在5%的顯著水平下被接受（根據(jù)各表倒數(shù)第一行的Sargan檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值），采用差分GMM估計(jì)方法的兩個(gè)前提條件得到滿足（除了表3最后一列第三類經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和管理支出人均指標(biāo)外）。

4 估計(jì)結(jié)果分析

對于整體財(cái)政支出和其中的第一類財(cái)政支出（即一般公共服務(wù)和安全支出），不管是總量指標(biāo)還是人均指標(biāo)，GDP的系數(shù)估計(jì)值在0.7～1之間，這表明地方GDP每增長1%，財(cái)政支出和其中的一般公共服務(wù)和安全支出增長低于1%。而對于第二類財(cái)政支出（即民生性支出），不論總量還是人均指標(biāo)，估計(jì)得到的系數(shù)估計(jì)值均約為1.4，這表明地方GDP每增長1%，財(cái)政民生性支出約增長1.4%。對于第三類支出（經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和管理支出）總量指標(biāo)來說，GDP的系數(shù)估計(jì)值在1.8左右，在1%的顯著水平下顯著，這表明地方GDP每增長1%，財(cái)政第三類經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和管理支出增長大于1%。瓦格納認(rèn)為：（1）隨著經(jīng)濟(jì)的工業(yè)化，不斷擴(kuò)張的市場與這些市場中的行為主體之間的關(guān)系更加復(fù)雜化，這需要建立司法體系和管理制度，以規(guī)范行為主體的社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。此外，政府對經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的干預(yù)以及從事的生產(chǎn)性活動(dòng)，也會(huì)隨著工業(yè)化發(fā)展而不斷擴(kuò)大。因?yàn)殡S著工業(yè)化經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，不完全競爭市場結(jié)構(gòu)更加突出，市場機(jī)制不可能完全有效地配置整個(gè)社會(huì)資源，需要政府對資源進(jìn)行再配置，實(shí)現(xiàn)資源的高效配置。（2）隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，城市人口增多，居住密度越來越高，會(huì)產(chǎn)生外部性和擁擠現(xiàn)象，需要政府出面干預(yù)和管制，提供更多的公共產(chǎn)品和服務(wù)，如自來水、下水道系統(tǒng)、警察和消防設(shè)施等[11-13]。（3）當(dāng)收入增加時(shí)，人們對教育、娛樂、文化、保健以及福利服務(wù)的需求增加得更快，因?yàn)檫@些需求的收入彈性大于1，要求政府在這些方面增加更多的支出。本文的實(shí)證檢驗(yàn)表明，隨著GDP增長，地方財(cái)政經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和管理支出、民生性支出增長更快，瓦格納定律在我國得到部分驗(yàn)證。

5 結(jié)論

本文根據(jù)Bharat和 Kolluri等（2012）[9]關(guān)于瓦格納定律的動(dòng)態(tài)模型，利用我國31個(gè)省、市和自治區(qū)2007—2014年的最新分類統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，檢驗(yàn)瓦格納定律在我國是否成立?？紤]動(dòng)態(tài)模型本身存在的內(nèi)生性問題以及解釋變量與被解釋變量互為因果的內(nèi)生性問題，本文采用差分GMM方法進(jìn)行估計(jì)。得出的主要結(jié)論是：從整體來看，不管是總量指標(biāo)還是人均指標(biāo)，隨著GDP增長，政府支出也隨著增長，但是GDP每增長1%，政府支出增長在1%以下，總體上瓦格納定律在我國不成立。但是，單從民生性支出、經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和管理支出來看，GDP每增長1%，財(cái)政民生性支出、經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和管理支出的增長均超過1%，瓦格納定律在我國得到部分驗(yàn)證。

由于我國人均GDP和人均財(cái)政支出水平極其低下，仍然需要大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，提高人均國民收入水平，不斷滿足企業(yè)和個(gè)人更多更高層次的公共產(chǎn)品和服務(wù)需求。

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