本文關(guān)鍵詞：行政管理支出、城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

行政管理支出、城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析

第七卷第一期二一年一月○

江克忠

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海200433）

摘要：建立在向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、協(xié)整理論和向量誤差修正模型分析我國(guó)行政管理支出、城市化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明：我國(guó)城市化發(fā)展滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展；城市化水平的提高導(dǎo)致行政管理支出的膨脹。長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，三者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，其中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城市與行政管理支出負(fù)相關(guān)；行政管理支出與城市化水平正相關(guān)。短期來(lái)說(shuō)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和化水平正相關(guān)、

城市化水平都有慣性上升的趨勢(shì)，其它變量的波動(dòng)對(duì)其影響不顯著；短期內(nèi)行政管理支出也有慣性增長(zhǎng)趨勢(shì)，同時(shí)受城市化水平波動(dòng)的影響；而且，三個(gè)變量對(duì)上一期非均衡的校正能力都很弱。關(guān)鍵詞：行政管理支出；城市化；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整；向量誤差修正模型中圖分類(lèi)號(hào)：F062.6

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1672-6162（2010）01-0020-08

公

共管理學(xué)報(bào)

20

○Vol.7No.1Jan.,2010

1問(wèn)題提出

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于高速增長(zhǎng)階段，

高的速度，但是城市化水平和世界的平均水平有一其中，我國(guó)定差距，和發(fā)達(dá)國(guó)家相比差距仍然很大。的城市化水平由1978年的17．92％提高到2006年的43．90％；根據(jù)聯(lián)合國(guó)人口司和美國(guó)人口咨詢局的有關(guān)數(shù)據(jù)，2005年世界城市化水平為48％；發(fā)達(dá)地區(qū)為77％，其中美國(guó)、日本均為79％，英國(guó)為88％；不發(fā)達(dá)地區(qū)為41％；亞洲為38％；1980年至2005年，世界城市化水平從41％提高到48％，增加了7個(gè)百分點(diǎn)；發(fā)達(dá)地區(qū)從71％提高到77％，增加6個(gè)百分點(diǎn)；而不發(fā)達(dá)地區(qū)從30％提高到41％，增加11個(gè)百分點(diǎn)；而我國(guó)同時(shí)期城市化水平從19．39％增加到42．99％，增加23．6個(gè)百分點(diǎn)。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城市化水平的同步提高是各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程中的一個(gè)共有的現(xiàn)象，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展軌跡也不例外，只是我國(guó)由于處于特殊的歷史階段，二者以更高的速度增長(zhǎng)。但是，和二者高速增長(zhǎng)相伴隨的是我國(guó)行政管理支出的膨脹問(wèn)題，在國(guó)家提倡節(jié)約型社會(huì)和服務(wù)型政府，財(cái)政支出加大對(duì)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障等公共服務(wù)領(lǐng)域投入的背景下，行政成本持續(xù)膨脹的現(xiàn)實(shí)十分令人矚目，在令人興奮的同時(shí)多了些憂慮。其中，行政管理支出從1978年的52．9億元增加到2006年的7571億元，年平均增長(zhǎng)速度為19．83％，而同時(shí)期內(nèi)，財(cái)政

其中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)高于其他國(guó)家的水平，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和發(fā)達(dá)國(guó)家相比差距不斷縮小，但是仍然有比較大的差距。按照世界銀行的統(tǒng)計(jì)資料，，以2000年的美元為核算基準(zhǔn)，我國(guó)人均GDP由1978年的165美元增加到2006年的1598美元，年平均增長(zhǎng)速度為8．48％；而同時(shí)期，日本的人均GDP由22474美元增加到39824美元，年平均增長(zhǎng)速度為2．08％；韓國(guó)的人均GDP由3158美元增加到13865美元，年平均增長(zhǎng)速度為5．49％；英國(guó)的年人均GDP由15534美元增加到27632美元，平均增長(zhǎng)速度為2．09％；美國(guó)的人均GDP由22382美元增加到37791美元，年平均增長(zhǎng)速度為1．90％；1978年日本、韓國(guó)、英國(guó)、美國(guó)的人均GDP分別從我國(guó)人均GDP的136．2倍、19．1倍、94．2倍、135．7倍，縮小到2006年的24．9倍、8．7倍、17．3倍、23．7倍。

與經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)相適應(yīng)，我國(guó)城市化水平也處于加速發(fā)展時(shí)期，提高速度也遠(yuǎn)大于其他國(guó)家提

收稿日期：2009－09－23

作者簡(jiǎn)介：江克忠（1974－），湖北陽(yáng)新人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生，研究方向：公共支出績(jī)效。

總支出的年平均增長(zhǎng)速度為13．91％；占財(cái)政總支水平，目前仍處于低增長(zhǎng)線性成長(zhǎng)階段。國(guó)內(nèi)其他出的比重由1978年的4．71％上升到2006年的學(xué)者的也做了大量相關(guān)的研究[2-7]。

18．73％；從國(guó)際橫向比較看，2006年美國(guó)的行政國(guó)外學(xué)者的研究包括：錢(qián)納里利用1950－1970管理支出占財(cái)政收入的比重只有9．9％，日本為年101個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城市化水平數(shù)據(jù)，采用2．38％，英國(guó)為4．19％，法國(guó)為6．5％，加拿大為回歸分析證明在一定的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、

勞動(dòng)力配置結(jié)構(gòu)7．1％①。

下，人均國(guó)民生產(chǎn)總值與城市化水平相對(duì)應(yīng)[8]；對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、城市化水平和行政管理支Henderson[9]、Renaud[10]、Moomaw[11]

等學(xué)者也做過(guò)相

出的同步高速增長(zhǎng)的現(xiàn)象，我們?nèi)绾巫龀鼋忉專(zhuān)坑申P(guān)研究。于我國(guó)獨(dú)特的制度、歷史文化背景、人口規(guī)模等因2.2

行政管理支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系

素，我們不能簡(jiǎn)單地和其他國(guó)家做橫向比較分析，學(xué)者們針對(duì)對(duì)行政管理支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家已經(jīng)完成了經(jīng)濟(jì)和城市化高速發(fā)展系所做的專(zhuān)門(mén)研究比較少，他們一般將政府支出分階段，而其他發(fā)展中國(guó)家人口基數(shù)和我國(guó)相比又很為投資支出與消費(fèi)支出（經(jīng)常性支出）兩類(lèi)，并認(rèn)少。

同時(shí)，我們也不能進(jìn)行簡(jiǎn)單的歷史比較分析，因?yàn)樾姓芾碇С鰧儆谙M(fèi)性支出。對(duì)于消費(fèi)性支出為改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的各種制度和社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在強(qiáng)烈的爭(zhēng)議，目前還沒(méi)有定處于劇烈變遷中。所以，本文拋開(kāi)國(guó)際比較和簡(jiǎn)單論。其中，Landau對(duì)多個(gè)國(guó)家（地區(qū)）的橫截面數(shù)據(jù)的歷史比較方法，從時(shí)間變遷的角度考察三者之間進(jìn)行了回歸，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)性公共支出對(duì)人均GDP增

的長(zhǎng)短期均衡關(guān)系和動(dòng)態(tài)變化的互相影響。

長(zhǎng)具有顯著負(fù)效應(yīng)[12，13]

；持相同觀點(diǎn)的研究還包括：

2

文獻(xiàn)綜述

Engen、Skinner[14]以及Romer[15]等學(xué)者。Ram則提供了一個(gè)與Landau剛好相反的結(jié)論，

他認(rèn)為L(zhǎng)andau2.1

城市化水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系

的回歸方程設(shè)定有誤，為此他構(gòu)造了一個(gè)同時(shí)包含國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的結(jié)果普遍認(rèn)為城市化水平

公共、私人兩部門(mén)的模型，并且對(duì)115個(gè)國(guó)家在與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定城市1960—1980年期間的橫截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)化的發(fā)展程度，城市化水平的提高又促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增分別做了回歸，發(fā)現(xiàn)公共消費(fèi)的增長(zhǎng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)。其中，王金營(yíng)利用OECD國(guó)家和世界其他主要具有顯著正效應(yīng)[16]。

國(guó)家的城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)據(jù)，對(duì)城市化與經(jīng)濟(jì)有些跨國(guó)研究則表明公共消費(fèi)支出對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了相關(guān)分析[1]

，研究結(jié)論為：（1）高收入國(guó)

增長(zhǎng)的作用是因國(guó)（或因地區(qū)）而異的，Grier和家伴隨著高城市化水平，低收入水平與低城市化水Tullock使用113個(gè)國(guó)家（地區(qū)）在1951—1980年平相伴；城市化依賴于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，同時(shí)城市化的期間的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)公共消費(fèi)對(duì)OECD、非洲和發(fā)展也促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，在經(jīng)濟(jì)起飛階段，城市化拉美的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)效應(yīng)，但是在亞洲具有正效對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著強(qiáng)有力的拉動(dòng)作用。（2）城市化對(duì)應(yīng)[17]；Rao使用了與Ram同樣的樣本，并且引入了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的滯后效應(yīng)，初始城市化水平較高Granger因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在一些國(guó)家，公共消費(fèi)的增的國(guó)家，其后的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展則越快。（3）隨著各長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著雙向因果關(guān)系，還有一些國(guó)城市化水平的不斷提高，城市化水平將趨于一國(guó)家則是在公共消費(fèi)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間互相沒(méi)致，而經(jīng)濟(jì)水平差異加大，城市化與經(jīng)濟(jì)水平的線有因果關(guān)系，而另外一些國(guó)家則存在著從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)性關(guān)系減弱，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城市化成長(zhǎng)的最終作用具到公共消費(fèi)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系，但很少有國(guó)家存有局限性。（4）城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系呈Logistic在從公共消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系[18]；曲線關(guān)系或者線性關(guān)系。（5）世界發(fā)達(dá)國(guó)家和較發(fā)Devarajan等人對(duì)43個(gè)發(fā)展中國(guó)家在1970—1990達(dá)國(guó)家的城市化水平與經(jīng)濟(jì)水平相協(xié)調(diào)，甚至城市年期間的面板數(shù)據(jù)做了回歸，發(fā)現(xiàn)公共消費(fèi)的規(guī)�；坝诮�(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，城市化有利地拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著正效應(yīng)，然而當(dāng)他們將同樣長(zhǎng)；而中國(guó)、印度等國(guó)，城市化滯后于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水的方法應(yīng)用于21個(gè)OECD國(guó)家時(shí)卻得到了完全相平，城市化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)較弱。（6）我國(guó)的反的結(jié)論[19]；Lin使用62個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，也發(fā)城市化水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平和工業(yè)化

現(xiàn)發(fā)展中國(guó)家的公共消費(fèi)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著①上文數(shù)據(jù)根據(jù)中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（）和國(guó)務(wù)院正效應(yīng)，然而在發(fā)達(dá)國(guó)家則沒(méi)有顯著關(guān)系[20]。

發(fā)展研究中心信息網(wǎng)（）整理計(jì)算。

國(guó)內(nèi)有關(guān)公共支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)的著述頗豐，但

行

政管理支出、

城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析江克忠

Management

JournalofPublic

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專(zhuān)門(mén)探討公共支出結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響的研究成果還很少。2.3

城市化水平與行政管理支出的關(guān)系

幾乎所有研究城市化進(jìn)程中政府行為的學(xué)者

第七卷第一期二一年一月○

政總支出的比重用xzgl表示；城市化水平用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬�，用csh表示。為了消除變量的異方差和便于變量之間的長(zhǎng)短期分析，分別對(duì)三變量作自然對(duì)數(shù)處理得到lngdp、lnxzgl、lncsh，作為本文的分析變量。3.2

序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系分析對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列而言，時(shí)間序列的數(shù)字特征是隨著時(shí)間的變化而變化的，也就是說(shuō)，非平穩(wěn)時(shí)間序列在各個(gè)時(shí)間點(diǎn)上的隨機(jī)規(guī)律是不同的，難以通過(guò)序列已知的信息去掌握時(shí)間序列整體上的隨機(jī)性；如果直接使用非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行計(jì)量分析，在作統(tǒng)計(jì)推斷時(shí)，參數(shù)統(tǒng)計(jì)量的分布不再是原來(lái)的標(biāo)準(zhǔn)分布，并且所作的回歸也是一種毫無(wú)意義的偽回歸，這種回歸關(guān)系不能夠真實(shí)地反映因變量和解釋變量之間存在的均衡關(guān)系。同時(shí)，在經(jīng)驗(yàn)研究中，盡管DF檢驗(yàn)的DF統(tǒng)計(jì)量是應(yīng)用最廣泛的單位根檢驗(yàn)，但是他的檢驗(yàn)功效偏低，尤其在小樣本條件下，數(shù)據(jù)的生成過(guò)程為高度自相關(guān)時(shí)，檢驗(yàn)功效非常不理想；另外DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)對(duì)于含有時(shí)間趨勢(shì)的退勢(shì)平穩(wěn)序列的檢驗(yàn)是失效的；所Rothenberg、Stock基于GLS方以本文采用Elliott、

法的退勢(shì)DF檢驗(yàn)，簡(jiǎn)稱(chēng)DFGLS檢驗(yàn)[25]。檢驗(yàn)結(jié)果表明三個(gè)序列都是一階單整的時(shí)間序如表1所示，列。

Granger因果檢驗(yàn)提供的是判斷一個(gè)變量的變化是否是另外一個(gè)變量變化的原因，檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)表2）表明：在滯后階數(shù)為3時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是城市化水平提高的原因；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是行政管理支出占財(cái)政總支出的比重增長(zhǎng)的原因；城市化水平的提高是行政管理支出占財(cái)政總支出的比重增加的原因；反向結(jié)論不存立。所以，對(duì)于三變量存在以下關(guān)系：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)→城市化水平提高→行政管理支出占財(cái)政總支出的比重增加。

都認(rèn)為，在我國(guó)的城市化過(guò)程中，政府起著決定性的作用，我國(guó)的城市化就是在政府強(qiáng)有力的推動(dòng)下一步一步向前發(fā)展的。其中，陳甬軍等認(rèn)為，無(wú)論是原先限制城市發(fā)展，還是現(xiàn)在推動(dòng)城市化進(jìn)程，中國(guó)城市化的進(jìn)程中政府的作用都是重要因素；在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，政府在城市化中的最大作用是生催化與提升市場(chǎng)力量，政府在城市化中的作用成、

只能建立在充分尊重和發(fā)揮市場(chǎng)作用的基礎(chǔ)上。

[21]

公

共管理學(xué)報(bào)

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○Vol.7No.1Jan.,2010

張永亮和劉峰、谷榮、周加來(lái)和黎永生等學(xué)者

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[23]

[24]

也有相關(guān)的研究。在政府主導(dǎo)的城市化過(guò)程中，政府就存在“越位”的風(fēng)險(xiǎn)和沖動(dòng)，特別是很多地方政府將自身當(dāng)作是城市經(jīng)營(yíng)的惟一主體，政府行為廣泛地介入到城市資源配置的各個(gè)領(lǐng)域，不僅要充當(dāng)城市建設(shè)的決策者，而且充當(dāng)城市資產(chǎn)的經(jīng)營(yíng)者、管理者、協(xié)調(diào)者。所以，我國(guó)的城市化進(jìn)程中不論是在制度變遷的安排上，還是城市資源的配置和城市穩(wěn)定的管理上，都存在一個(gè)職能非常完善、體系非常復(fù)雜的政府；同時(shí)，管理細(xì)化是我國(guó)行政管理的基本原則；而且，按照公共選擇學(xué)派的理論，行政管理部門(mén)主觀上也有擴(kuò)張的沖動(dòng)。

3

3.1

實(shí)證研究

變量與數(shù)據(jù)來(lái)源

基于我國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況，本文研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與行

政管理支出占財(cái)政總支出的比重、城市化水平三變量之間的關(guān)系；數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（http：//db.cei.gov.cn/），樣本區(qū)間為1978—2006年。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)用人均GDP衡量，同時(shí)為了消除價(jià)格波動(dòng)的影響，對(duì)其用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（以1978年為基期）進(jìn)行調(diào)整，用gdp表示；行政管理支出占財(cái)

表1單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量DF-GLS檢驗(yàn)值檢驗(yàn)類(lèi)型（ctk）1%臨界值5%臨界值結(jié)論

lngdp-3.159376（ct1）-3.770000-3.190000非平穩(wěn)

△lngdp-4.570728（ct3）-3.770000-3.190000平穩(wěn)

lnxzgl-1.739097（ct0）-3.770000-3.190000非平穩(wěn)

△lnxzgl-5.874586（ct1）-3.770000-3.190000平穩(wěn)

lncsh-2.769898（ct2）-3.770000-3.190000非平穩(wěn)

△lncsh-3.547068（ct0）-3.770000-3.190000平穩(wěn)

注：檢驗(yàn)類(lèi)型中的c表示帶有常數(shù)項(xiàng)，t表示帶有趨勢(shì)項(xiàng)，k表示所采用的滯后階數(shù)。

表2Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)

滯后階數(shù)

F統(tǒng)計(jì)量P值結(jié)論lncsh不能Granger引起lngdp30.329910.80378接受原假設(shè)lngdp不能Granger引起lncsh33.167380.04819**拒絕原假設(shè)lnxzgl不能Granger引起lngdp32.428850.20409接受原假設(shè)lngdp不能Granger引起lnxzgl39.482150.02267**拒絕原假設(shè)lncsh不能Granger引起lnxzgl33.937060.02428**拒絕原假設(shè)lnxzgl不能Granger引起lncsh

3

0.29116

0.83124

接受原假設(shè)

注：**表示在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

3.3

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和向量誤差模型（VECM）的

從表4的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5％的顯著性建立

水平上，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都表明Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)從統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的角度證明

存在1個(gè)協(xié)整向量，

說(shuō)明三個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)三個(gè)變量之間的關(guān)系，但是檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后階數(shù)的系，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程如下：

選擇很敏感，要論證變量之間的長(zhǎng)、短期均衡關(guān)系，lngdpt=2.713992lncsht-0.241350lnxzglt-1.544145還要建立協(xié)整關(guān)系和VECM來(lái)進(jìn)行分析。協(xié)整關(guān)［－8．00402］

［1．08565］

系的基本思想是：雖然一些經(jīng)濟(jì)變量的本身是非平令協(xié)整方程的殘差項(xiàng)為ecmt，對(duì)其進(jìn)行單位根穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻有可能是平穩(wěn)的，檢驗(yàn)，采用無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)、無(wú)截距項(xiàng)、利用AIC準(zhǔn)則選這種平穩(wěn)的線性組合被稱(chēng)為協(xié)整方程，且可被解釋擇1階滯后，得如下結(jié)果：ADF統(tǒng)計(jì)值為－為變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文使用Johansen2．192398，而1％、5％、10％顯著性水平下ADF臨界檢驗(yàn)方法，它是由Johansen提出的在VAR模型下值分別等于－2．653401、

－1．953858、－1．609571，說(shuō)明使用極大似然估計(jì)來(lái)檢驗(yàn)各經(jīng)濟(jì)變量之間是否具殘差序列在5％顯著性水平下是平穩(wěn)序列，不存在有協(xié)整關(guān)系的一種方法

[25]291

。由于Johansen協(xié)整檢

單位根，并且取值是在0上下波動(dòng)的。

驗(yàn)對(duì)滯后期非常敏感，首先需要確定模型的滯后階根據(jù)以上結(jié)果，我們可以認(rèn)為：lnxzgl、lngdp、數(shù)，根據(jù)無(wú)約束VAR模型確定VAR模型和協(xié)整模lncsh之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。其中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

型的滯后階數(shù)，協(xié)整模型滯后階數(shù)等于VAR模型滯后階數(shù)減1；

在協(xié)整模型的選擇上，選擇協(xié)整項(xiàng)表4變量lnxzgl、lngdp、lncsh協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果

包含截距項(xiàng)、不包含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的協(xié)整模型。

由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以確定，考察三個(gè)變量之原假設(shè)特征根

跡統(tǒng)計(jì)量（P值）

λ-max統(tǒng)計(jì)量（P值）

間關(guān)系建立VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3，檢驗(yàn)0個(gè)協(xié)整向量

0.57565433.84783（0.0162）*22.28735（0.0343）*

它們之間的協(xié)整關(guān)系，滯后階數(shù)選擇2。

至少1個(gè)協(xié)整向量0.33671511.56048（0.1793）10.67431（0.1713）確定了滯后階數(shù)，采用跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根至少2個(gè)協(xié)整向量0.0335090.886170（0.3465）0.886170（0.3465）

統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)三個(gè)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。

注：*表示在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

表3變量lnxzgl、lngdp、lncsh建立VAR模型滯后階數(shù)的確定

滯后階數(shù)

LogLLRFPEAICSCHQ050.06599NA3.66e-06-4.005279-3.859014-3.9647121161.3847181.97551.31e-09-11.95078-11.36572-11.788512177.166722.726017.89e-10-12.49334-11.46948-12.209363196.141822.77007*3.91e-10*-13.29134-11.82869*-12.88566*4

206.1874

9.643979

4.37e-10

-13.37499*

-11.47354

-12.84761

注：*表示根據(jù)本標(biāo)準(zhǔn)選擇的滯后階數(shù)；LR為序列調(diào)整的LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（5%顯著性水平）；FPE為最后預(yù)測(cè)誤差；

AIC為赤池信息量準(zhǔn)則；SC為施瓦爾茨信息量準(zhǔn)則；HQ為漢南-奎因信息量準(zhǔn)則。

行政管理支出、

城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析江克忠

Management

JournalofPublic

23

與城市化水平正相關(guān)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與行政管理支出占財(cái)政總支出的比重負(fù)相關(guān)；行政管理支出占財(cái)政總支出的比重與城市化水平正相關(guān)。

協(xié)整方程表達(dá)的是變量之間的一種“長(zhǎng)期”均

第

七卷第一期二一年一月○

ecmt-1

表5VECM估計(jì)結(jié)果

△lngdpt-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]0.4406760.2231612.025955

△lncsht0.0738[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]0.4615900.2522092.204540

△lnxzglt-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]0.4993810.3049462.565071

衡關(guān)系，而實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)卻是由“非均衡過(guò)程”生成的，因此，建模時(shí)需要用數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)非均衡過(guò)程來(lái)逼近經(jīng)濟(jì)理論的長(zhǎng)期均衡過(guò)程，1978年由Havidson、Hendry、Srba和Yeo提出的誤差修正模型解決了這一問(wèn)題

[25]180

△lngdpt-1

△lngdpt-2

。在VECM中，所有作為解

△lncsht-1

釋變量的差分項(xiàng)的系數(shù)反映各變量的短期波動(dòng)對(duì)作為被解釋變量的短期變化的影響；誤差項(xiàng)的系數(shù)（稱(chēng)為調(diào)整系數(shù)）表示對(duì)上一期偏離均衡的調(diào)整速度。

在協(xié)整方程的基礎(chǔ)上建立VECM得到以下結(jié)）。果（見(jiàn)表5

同時(shí)，對(duì)VECM的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行變量的塊外即檢驗(yàn)短期內(nèi)各變量的波動(dòng)是否存生性檢驗(yàn)[25]277，

在顯著的Granger因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所短示，說(shuō)明：短期內(nèi)，人均GDP的波動(dòng)外生于系統(tǒng)；期內(nèi)，城市化水平的波動(dòng)也外生于系統(tǒng)；短期內(nèi)，行政管理支出占財(cái)政總支出的比重的波動(dòng)受城市化水平短期波動(dòng)的影響，由系統(tǒng)內(nèi)生決定。

結(jié)合VECM估計(jì)結(jié)果的系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量值和塊外生性檢驗(yàn)結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化主要受自身滯后值波動(dòng)的影響，其它變量的波動(dòng)對(duì)其影響不顯著；城市化水平的變化主要受自身滯后值波動(dòng)的影響，其它變量的波動(dòng)對(duì)其影響也不顯著；行政管理支出占財(cái)政總支出的變化主要受城市化水平波動(dòng)的影響；而且，三個(gè)變量對(duì)上一期非均衡的校正能力都很弱。

公

共管理學(xué)報(bào)

24

○Vol.7No.1Jan.,2010

△lncsht-2

△lnxzglt-1

△lnxzglt-2

CR-squaredAdj.R-squaredF-statistic

注：[]內(nèi)表示t統(tǒng)計(jì)量的值。

協(xié)整模型有3個(gè)內(nèi)生變量，最大滯后階數(shù)為3，所以VECM共有3×3＝9個(gè)根，而估計(jì)VECM有1個(gè)協(xié)整關(guān)系，從理論上應(yīng)該有3－1＝2個(gè)根的模為1；由VECM穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果（表7）可知，有兩個(gè)根落在單位圓上，其他的均在單位圓內(nèi)，因此為1，

VECM的穩(wěn)定性條件得以滿足，由此可見(jiàn)，所估計(jì)的VECM的效果還是比較好的。

表6VECM塊外生性檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)

△lncsh不能Granger引起△lngdp

△lngdpt方程

△lnxzgl不能Granger引起△lngdp

△lncsh、△lnxzgl不能同時(shí)Granger引起△lngdp△lngdp不能Granger引起△lncsh

△lncsht方程

△lnxzgl不能Granger引起△lncsh

△lngdp、△lnxzgl不能同時(shí)Granger引起△lncsh△lngdp不能Granger引起△lnxzgl

△lnxzglt方程

△lncsh不能Granger引起△lnxzgl

△lngdp、△lncsh不能同時(shí)Granger引起△lnxzgl

Chi-sq0.3103300.7652961.1129933.7237700.2215754.1528260.6029367.11698310.45512

自由度224224224

P值0.85630.68210.89220.15540.89510.38570.73970.02850.0334

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  本文關(guān)鍵詞：行政管理支出、城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

本文編號(hào)：213107