经济与行政管理论文

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 定性数据统计分析pdf销售业绩分析模板建筑结构震害分析销售进度分析表京东商城竞争战略分析 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 关于同志近三年现实表现材料材料类招标技术评分表图表与交易pdf视力表打印pdf用图表说话 pdf 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。 脉冲响应函数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）的高速增长问题，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 excel标准偏差excel标准偏差函数exl标准差函数国标检验抽样标准表免费下载红头文件格式标准下载 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 制度 关于办公室下班关闭电源制度矿山事故隐患举报和奖励制度制度下载人事管理制度doc盘点制度下载 ，特别是户籍管理制度，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。 经 济 纵 横 122 统计与决策 2010年第 17期（总第 317期） 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。 经 济 纵 横 123 统计与决策 2010年第 17期（总第 317期） 经 济 纵 横 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。 参考文献： [1]H·钱纳里.发展的型式(1950-1970)[M].北京:经济科学出版社,1988. [2]王金营.经济发展中人口城市化与经济增长相关分析比较研究[J]. 中国人口资源与环境,2003,(5). [3]陈甬军,徐强,袁星侯,黄耀军.政府在城市化进程中的作用分析[J]. 福建论坛(经济社会版),2001,(9). [4]洪银兴,周诚君.城市经营和城市政府的改革[J].管理世界,2003,(8). [5]张孝德,钱 书 关于书的成语关于读书的排比句社区图书漂流公约怎么写关于读书的小报汉书pdf 法.中国城市化过程中的“政府悖论”[J].国家行政学院 学报,2002,(5). [6]王小林.工业化、城市化进程中的公共服务需求与公共财政政策选 择[J].经济研究参考,2006,(17). [7]陈昌兵.我国城市化影响政府公共支出的理论与实证[J].财经科学, 2009,(4). [8]Landau Daniel. Government Expenditure and Economic Growth: a Cross-country Study[J].Southern Economic Journal,1983,49(3). [9]Landau Daniel. Government and Economic Growth in the Less Developed Countries: an Empirical Study for 1960-1980 [J].Eco- nomic Development and Cultural Change,1986,35(1). [10]周雪光.“逆向软预算约束”一个政府行为的组织分析[J].中国社 会科学,2005,(2). （责任编辑/亦 民） 124