基于瓦格納法則的地方政府融資平臺產生原因實證分析
——來自1978—2011年的時間序列數(shù)據(jù)

段振文，張雪蓮

（1．北京市平谷區(qū)發(fā)改委，北京，101200；2．河南工業(yè)大學，河南鄭州450001）

一、前 言

瓦格納法則即公共支出增長法則，是19世紀80年代德國經濟學家瓦格納用資本主義國家的數(shù)據(jù)進行實證得出的結論，解釋了政府支出與經濟發(fā)展的關系，反映了社會發(fā)展過程中政府支出不斷增長的事實。隨著收入的增加，公共支出的增長將會快于經濟的增長。經濟的不斷發(fā)展使社會公共事務大量增加，政府職能不斷擴大，要求政府對經濟和社會活動的干預增加，政府負擔也不斷增加，導致政府支出的擴大，這是政治經濟方面的因素。此外是由于政府的各項支出的需求收入彈性大于1所決定的。

地方政府融資平臺的產生有多種原因，本文僅就瓦格納法則方面進行分析。我國改革開放后地方財政支出和人均國內生產總值數(shù)額都得到了增長，兩者關系是否符合瓦格納法則？這是否是地方政府融資平臺的產生原因之一？本文實證檢驗瓦格納法則是否適用我國并分析其與地方政府融資平臺產生的關系。如果瓦格納法則成立，則地方財政支出和人均國內生產總值的彈性系數(shù)大于1，隨著經濟發(fā)展我國地方政府需要繼續(xù)擴大財政支出。

下圖是對瓦格納法則的一般表述：

圖1 瓦格納法則圖示

學者對瓦格納法則多有研究。當國民收入增長時，財政支出會以更大的比例增長（鄧子基，2000）。研究瓦格納法則應從財政支出的資源配置角度、保障資源配置角度及現(xiàn)實運行角度理解（歐林宏，2008）。瓦格納法則的實現(xiàn)方式是政府為實現(xiàn)職能目標采取財政支出增長在前、財政收入增長在后的非平衡預算，瓦格納法則實現(xiàn)的現(xiàn)實前提是政府擴張性財政政策。發(fā)達國家以累進稅，發(fā)展中國家以比例稅實現(xiàn)瓦格納法則，在我國擴張性財政政策導致的結構性赤字實現(xiàn)了瓦格納法則（劉雅麗，2011）。

大部分學者認為瓦格納法則適用中國 （郭慶旺、趙志耘，2000；Tobin，2005；吳凱，2006；孫群力，2007；饒曉輝，2007；李樹生，2009；王寶順，2010；王凱，2011）。

部分學者認為瓦格納法則不適用中國。李永友（2005）用1979—2003的數(shù)據(jù)證明公共支出與國民產出兩變量間雖存在長期協(xié)整關系，但瓦格納定律不適用我國，并用Chow檢驗發(fā)現(xiàn)1994年為數(shù)據(jù)斷裂點。瓦格納法則只適用一定的歷史時期，也不適用中國（鄭春榮，2008）。

上圖表達了人均國內生產總值和地方財政支出的關系，地方財政支出的變化與人均國內生產總值變化的比最終大于1，表明地方財政支出的增長速度比人均國內生產總值的增長速度快。用LFE表示地方財政支出，GDPPC表示人均國內生產總值，即：

部分學者認為瓦格納法則分階段適用中國。趙石磊（2008）認為1978—2006年的29年數(shù)據(jù)不存在協(xié)整關系，不符合瓦格納定律，1987—2006年的20年數(shù)據(jù)有協(xié)整關系且支持了瓦格納法則。

部分學者還闡述了瓦格納法則分階段適用中國的原因。中國財政支出和經濟增長在1978—1995年出現(xiàn)反瓦格納現(xiàn)象與中國政府機構人員精簡密切相關（孫天法，2007）。王小利（2009）用1952—2006年的數(shù)據(jù)證實了20世紀60年代以前適用瓦格納定律，而在80年代不適用瓦格納法則，80年代以后不確定，呈現(xiàn)出階段性特征。原因是我國不同階段的計劃體制、分稅制等體制變化和穩(wěn)健財政政策和積極財政政策的結合使用。1978—1995年我國經濟體制在計劃經濟向市場經濟轉軌時，財政支出不符合瓦格納定律，這是由于轉軌效應發(fā)揮主要作用，1995—2006年隨著人均收入的提高財政支出比率上升，這是由于瓦格納效應起主要作用，并用1994—2006年的數(shù)據(jù)建立模型進行了驗證（姚靜，2009）。

有的學者認為無法得出瓦格納法則的實證結論。朱柏銘（2008）用1978—2005年數(shù)據(jù)驗證得出瓦格納法則未必適用所有國家，在中國無法得到印證，優(yōu)化財政支出結構比擴張支出總量更能推動經濟增長。

部分學者利用國外數(shù)據(jù)進行了瓦格納法則的實證研究。Abizadeh（1985）證明了55個國家中富裕國家支持瓦格納法則，貧窮國家不支持瓦格納法則。Ram（1987）用115個國家的數(shù)據(jù)實證后得出瓦格納法則的適用性在各國不同，瓦格納定律在60%的國家適用，在40%的國家不適用。Islam（2001）用協(xié)整和Granger因果檢驗方法證明了美國的政府規(guī)模和國民收入兩變量的長期均衡關系和因果關系。郝曉薇（2001）用英國1979—2006年的數(shù)據(jù)證明，在新公共管理運動的沖擊下，瓦格納定律不適用英國，中國不需要迷信瓦格納法則，應根據(jù)中國現(xiàn)實調整財政政策，進而提出了中國公共財政建設的思路。

上述文獻用不同的方法不同的數(shù)據(jù)驗證了瓦格納法則，檢驗結果不同形成了對瓦格納法則的不同理解。但多采用的是傳統(tǒng)的回歸分析技術，雖然也有學者運用了協(xié)整檢驗、因果檢驗和誤差修正模型，但對一個時間序列模型來說樣本容量過小，數(shù)據(jù)不夠30年大樣本要求，是典型的小樣本回歸，這樣做的結果會引起回歸結果的變化較大，不利于進行政策分析和經濟預測。另外，模型的統(tǒng)計檢驗方法也較為簡單。較少從地方政府角度檢驗瓦格納法則對中國的適用性，更未從地方政府融資平臺產生來源分析瓦格納法則。

瓦格納法則并未明確表達何種國民收入和政府規(guī)模，本文分別用人均國內生產總值和地方財政支出表示。LFE是地方財政支出（億元），GDPPC是人均國內生產總值（元）。數(shù)據(jù)來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中的數(shù)據(jù)。為了使估計結果更準確，把名義值變成實際值消除通貨膨脹的影響。用GDP平減指數(shù)把人均國內生產總值變?yōu)閷嶋H值，但沒有直接對應的統(tǒng)計價格指數(shù)可以把地方財政支出名義值消除通貨膨脹變成實際值。商品零售價格指數(shù)是國家編制財政計劃和工資政策的重要依據(jù)，其調整升降直接關系到國家財政的收支，與其最為接近，因此本文用商品零售價格指數(shù)除地方財政支出名義值后得到實際值。用對數(shù)形式消除異方差得到彈性估計系數(shù)。

二、模型估計

1.模型設定

根據(jù)瓦格納法則，LFE＝a＋bGDPPC，LFE代表政府規(guī)模、GDPPC代表國民收入。建立如下的地方財政支出和人均國內生產總值的支出雙對數(shù)模型：

其中，β1、β2是待估參數(shù)，ei是殘差。

2.模型估計和檢驗

（1）單位根檢驗。根據(jù)時間序列模型的估計方法，若兩個時間序列是非平穩(wěn)的，會出現(xiàn)虛假回歸現(xiàn)象，因此要首先對兩個序列進行單位根檢驗。若ADF統(tǒng)計值大于臨界值則接受原假設序列有單位根，若ADF統(tǒng)計值小于臨界值則拒絕原假設，說明序列是平穩(wěn)的。具體用三個模型逐步完成：

實際檢驗時按照I、II、III的順序開始檢驗，當檢驗結果拒絕原假設，即序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，停止檢驗。若檢驗完三個模型，均為非平穩(wěn)序列，則接受原假設，序列非平穩(wěn)。最佳滯后期由AIC和SC統(tǒng)計量決定。

第一，lnLFE的平穩(wěn)性檢驗。

首先觀察lnLFE的序列圖如下：

圖2 地方財政支出取對數(shù)后的序列圖

從圖示初步判斷l(xiāng)nLFE的水平序列是非平穩(wěn)的，進一步用Eviews6.0檢驗。ADF檢驗估計結果如下：

表1 地方財政支出取對數(shù)后的水平序列的估計結果

從ADF的檢驗值來看，都是接受有單位根的原假設，因此，lnLFE的水平序列是非平穩(wěn)的。

第二，lnGDPPC的平穩(wěn)性檢驗。

從lnGDPPC的序列圖初步判斷l(xiāng)nGDPPC的水平序列是非平穩(wěn)的，進一步的ADF檢驗結果也說明lnGDPPC的水平序列也是非平穩(wěn)的 （段振文，2014）。

第三，再分別對lnLFE和lnGDPPC的一次差分項進行檢驗。lnLFE的一次差分項的有時間趨勢項有截距項的估計結果為：

表2 地方財政支出取對數(shù)后的一次差分序列的估計結果（有時間趨勢項有截距項）

估計結果顯示lnLFE的一次差分項序列是平穩(wěn)的。lnGDPPC的一次差分項的有時間趨勢項有截距項的估計結果顯示lnGDPPC的一次差分項序列也是平穩(wěn)的（段振文，2014）。只有同階單整序列才有可能是協(xié)整的，下面檢驗兩個序列是否是協(xié)整的。

（2）協(xié)整檢驗

用E-G兩步法進行檢驗：

第一步估計長期均衡模型。

第二步用ADF檢驗殘差序列的平穩(wěn)性，此時不需要加入時間趨勢項與截距項即估計模型。

若殘差序列是平穩(wěn)的，則兩序列是協(xié)整的。

第一步長期均衡的估計結果為：

第二步殘差平穩(wěn)性估計見表3。

表3 地方財政支出取對數(shù)和人均國內生產總值取對數(shù)后的殘差序列的估計結果

從結果分析得出，殘差序列是平穩(wěn)的，證明序列是協(xié)整的，可以接著建立誤差修正模型。

（3）誤差修正模型的檢驗原理為：因變量的短期變化取決于自變量的短期變化和上一期的偏離均衡的程度。短期非均衡模型為：

ECM被稱為誤差修正項。具體檢驗方法為：第一步同協(xié)整檢驗的步驟，第二步加入誤差修正項進行估計，變量差分滯后項的多少，可以殘差項序列是否存在自相關性來判斷，如果存在自相關，則應加入變量差分的滯后項。另外，也可依靠AIC和SC統(tǒng)計量以及相應滯后期的系數(shù)的顯著性水平來判斷。

經多次試驗后滯后一期的估計結果最合適，根據(jù)估計結果短期非均衡模型為：

從估計結果可以看出，D．W．值為 1．782660，誤差修正項的系數(shù)為0．042312。

（4）格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗的原理：有協(xié)整關系的平穩(wěn)變量之間才能進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗“變量X不是引起變量Y變化的Granger原因”的原假設，要求對下列兩個回歸模型進行回歸。

無約束條件回歸方程為：

有約束條件回歸方程為：

其中，n是樣本觀測值的個數(shù)，k是無約束回歸方程中解釋變量的個數(shù)，m是參數(shù)的限制個數(shù)。如果Xt－1對Yt存在顯著影響，則不必再做滯后期更長的檢驗，反之則應做滯后期更長的檢驗。一般要檢驗幾個滯后期的格蘭杰因果關系檢驗，并且結果相同時才能最終下結論。

表4 格蘭杰因果關系檢驗的估計結果

估計結果表明，在10%的顯著性水平下 8、9、10期都拒絕原假設“l(fā)nGDPPC不是lnLFE的格蘭杰原因”，即lnGDPPC是lnLFE的格蘭杰原因。

三、回歸結果分析

在長期均衡方程中，人均國內生產總值的系數(shù)即彈性系數(shù)為2．175312，大于1，體現(xiàn)了我國國民收入增長對政府規(guī)模增長的促進作用，人均國內生產總值變化1%，地方財政支出變化2．175312。在誤差修正模型中，差分項反映了短期波動的影響，地方財政支出的短期變動可以分為兩部分，一部分是短期人均國內生產總值波動的影響，一部分是地方財政支出偏離長期均衡的影響，誤差修正項ecm系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以0．042312的力度作反向調整，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

在我國，人均國內生產總值與地方財政支出存在長期均衡關系，人均國內生產總值增長是地方財政支出增長的格蘭杰原因，從長期來看，國民收入增長可以促進地方政府支出增長，瓦格納法則適用中國。

地方政府的支出不斷擴大，分稅制又產生了資金供求矛盾 （段振文，2014），從而推動了地方政府融資平臺的產生。

［1］鄧子基，邱華炳主編．財政學［M］．北京：高等教育出版社，2000．

［2］歐林宏，杜燕慶，章瑩瑩，胡挺進．正確理解瓦格納法則的科學內涵［J］．中央財經大學學報，2008，（1）．

［3］Tobin D．Economic Liberalization，the Changing Role of the State and “Wagner’s law”：China’s Development Experience Since 1978［J］．World Development，2005，（33）．

［4］饒曉輝．財政支出的效率與規(guī)模——基于中國的實證分析［J］．統(tǒng)計與信息論壇，2007，（5）．

［5］李樹生．基于結構突變的瓦格納定律的實證檢驗［J］．經濟問題，2009，（12）．

［6］王凱，龐震，潘穎．“瓦格納法則”在中國適用性研究［J］．經濟與管理，2011，（2）．

［7］李永友．公共支出與國民產出——基于瓦格納定律的實證檢驗［J］．財經研究，2005，（7）．

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

［9］孫天法．基于市場結構范式的非瓦格納財政體系［J］．財政研究，2007，（10）．

［10］王小利，張永正．Gibbs抽樣條件下瓦格納法則的中國有效性研究［J］．統(tǒng)計研究，2009，（1）．

［11］姚靜．中國財政支出增長的實證分析——基于瓦格納法則的研究［J］．經濟論壇，2009，（8）．

［12］朱柏銘，祝燕君．財政支出與經濟增長關系研究——基于中國1978—2005年數(shù)據(jù)的驗證［J］．技術經濟與管理研究，2008，（3）．

［13］郝曉薇，葉子榮．瓦格納定律之英國實證檢驗及其對中國公共財政建設的啟示——新公共管理運動背景下的探索［J］．公共管理學報，2011，（4）．

［14］Abizadeh S， Gray J A．Wagner’s Law：A Pooled Time－series Cross－section Comparison［J］．National Tax Journal，1985，（8）．

［15］Ram R．Wagner’s Hypothesis in Time－series and Cross－section Perspectives：Evidence From Real Data for 115 Countries［J］．The Review of Economics and Statistics，1987，（69）．

［16］Islam A M．Wagner’s Law Revisited：Cointegration and Exogeneity Tests for USA ［J］．Applied Economics Letters，2001，（8）．

［17］段振文，馮開文，張雪蓮．基于城鎮(zhèn)化背景的地方政府融資平臺產生原因實證分析——來自1978—2011 年的時間序列數(shù)據(jù)．當代經濟管理，2014，（5）．