城市化与经济增长的动态计量分析

发布时间：2016-12-15 02:01

  本文关键词：行政管理支出、城市化与经济增长的动态计量分析，由笔耕文化传播整理发布。

行政管理支出、城市化与经济增长的动态计量分析

第七卷第一期二一年一月○

江克忠

（上海财经大学公共经济与管理学院，上海200433）

摘要：建立在向量自回归模型的基础上，运用Granger因果关系检验、协整理论和向量误差修正模型分析我国行政管理支出、城市化和经济增长之间的动态关系。结果表明：我国城市化发展滞后于经济发展；城市化水平的提高导致行政管理支出的膨胀。长期来说，三者之间存在稳定的均衡关系，其中，经济增长与城市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。短期来说，我国的经济增长和化水平正相关、

城市化水平都有惯性上升的趋势，其它变量的波动对其影响不显著；短期内行政管理支出也有惯性增长趋势，同时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。关键词：行政管理支出；城市化；经济增长；协整；向量误差修正模型中图分类号：F062.6

文献标识码：A

文章编号：1672-6162（2010）01-0020-08

公

共管理学报

20

○Vol.7No.1Jan.,2010

1问题提出

改革开放以来，我国经济处于高速增长阶段，

高的速度，但是城市化水平和世界的平均水平有一其中，我国定差距，和发达国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％；根据联合国人口司和美国人口咨询局的有关数据，2005年世界城市化水平为48％；发达地区为77％，其中美国、日本均为79％，英国为88％；不发达地区为41％；亚洲为38％；1980年至2005年，世界城市化水平从41％提高到48％，增加了7个百分点；发达地区从71％提高到77％，增加6个百分点；而不发达地区从30％提高到41％，增加11个百分点；而我国同时期城市化水平从19．39％增加到42．99％，增加23．6个百分点。

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，我国的经济发展轨迹也不例外，只是我国由于处于特殊的历史阶段，二者以更高的速度增长。但是，和二者高速增长相伴随的是我国行政管理支出的膨胀问题，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，行政成本持续膨胀的现实十分令人瞩目，在令人兴奋的同时多了些忧虑。其中，行政管理支出从1978年的52．9亿元增加到2006年的7571亿元，年平均增长速度为19．83％，而同时期内，财政

其中经济增长速度远高于其他国家的水平，经济发展水平和发达国家相比差距不断缩小，但是仍然有比较大的差距。按照世界银行的统计资料，，以2000年的美元为核算基准，我国人均GDP由1978年的165美元增加到2006年的1598美元，年平均增长速度为8．48％；而同时期，日本的人均GDP由22474美元增加到39824美元，年平均增长速度为2．08％；韩国的人均GDP由3158美元增加到13865美元，年平均增长速度为5．49％；英国的年人均GDP由15534美元增加到27632美元，平均增长速度为2．09％；美国的人均GDP由22382美元增加到37791美元，年平均增长速度为1．90％；1978年日本、韩国、英国、美国的人均GDP分别从我国人均GDP的136．2倍、19．1倍、94．2倍、135．7倍，缩小到2006年的24．9倍、8．7倍、17．3倍、23．7倍。

与经济的高速增长相适应，我国城市化水平也处于加速发展时期，提高速度也远大于其他国家提

收稿日期：2009－09－23

作者简介：江克忠（1974－），湖北阳新人，上海财经大学公共经济与管理学院博士研究生，研究方向：公共支出绩效。

总支出的年平均增长速度为13．91％；占财政总支水平，目前仍处于低增长线性成长阶段。国内其他出的比重由1978年的4．71％上升到2006年的学者的也做了大量相关的研究[2-7]。

18．73％；从国际横向比较看，2006年美国的行政国外学者的研究包括：钱纳里利用1950－1970管理支出占财政收入的比重只有9．9％，日本为年101个国家的经济发展与城市化水平数据，采用2．38％，英国为4．19％，法国为6．5％，加拿大为回归分析证明在一定的生产结构、

劳动力配置结构7．1％①。

下，人均国民生产总值与城市化水平相对应[8]；对于我国经济增长、城市化水平和行政管理支Henderson[9]、Renaud[10]、Moomaw[11]

等学者也做过相

出的同步高速增长的现象，我们如何做出解释？由关研究。于我国独特的制度、历史文化背景、人口规模等因2.2

行政管理支出与经济增长的关系

素，我们不能简单地和其他国家做横向比较分析，学者们针对对行政管理支出与经济增长的关因为发达国家已经完成了经济和城市化高速发展系所做的专门研究比较少，他们一般将政府支出分阶段，而其他发展中国家人口基数和我国相比又很为投资支出与消费支出（经常性支出）两类，并认少。

同时，我们也不能进行简单的历史比较分析，因为行政管理支出属于消费性支出。对于消费性支出为改革开放以来，我国的各种制度和社会经济结构是否促进经济增长存在强烈的争议，目前还没有定处于剧烈变迁中。所以，本文抛开国际比较和简单论。其中，Landau对多个国家（地区）的横截面数据的历史比较方法，从时间变迁的角度考察三者之间进行了回归，发现消费性公共支出对人均GDP增

的长短期均衡关系和动态变化的互相影响。

长具有显著负效应[12，13]

；持相同观点的研究还包括：

2

文献综述

Engen、Skinner[14]以及Romer[15]等学者。Ram则提供了一个与Landau刚好相反的结论，

他认为Landau2.1

城市化水平与经济增长的关系

的回归方程设定有误，为此他构造了一个同时包含国内外学者研究的结果普遍认为城市化水平

公共、私人两部门的模型，并且对115个国家在与经济增长呈正相关关系，经济发展水平决定城市1960—1980年期间的横截面数据和时间序列数据化的发展程度，城市化水平的提高又促进经济增分别做了回归，发现公共消费的增长对于经济增长长。其中，王金营利用OECD国家和世界其他主要具有显著正效应[16]。

国家的城市化与经济增长的数据，对城市化与经济有些跨国研究则表明公共消费支出对于经济增长进行了相关分析[1]

，研究结论为：（1）高收入国

增长的作用是因国（或因地区）而异的，Grier和家伴随着高城市化水平，低收入水平与低城市化水Tullock使用113个国家（地区）在1951—1980年平相伴；城市化依赖于经济的发展，同时城市化的期间的面板数据，发现公共消费对OECD、非洲和发展也促进经济的增长，在经济起飞阶段，城市化拉美的经济增长具有负效应，但是在亚洲具有正效对经济增长起着强有力的拉动作用。（2）城市化对应[17]；Rao使用了与Ram同样的样本，并且引入了经济增长有较强的滞后效应，初始城市化水平较高Granger因果检验，发现在一些国家，公共消费的增的国家，其后的经济增长和发展则越快。（3）随着各长和经济增长之间存在着双向因果关系，还有一些国城市化水平的不断提高，城市化水平将趋于一国家则是在公共消费增长与经济增长之间互相没致，而经济水平差异加大，城市化与经济水平的线有因果关系，而另外一些国家则存在着从经济增长性关系减弱，经济发展对城市化成长的最终作用具到公共消费增长的单向因果关系，但很少有国家存有局限性。（4）城市化与经济增长的关系呈Logistic在从公共消费到经济增长的单向因果关系[18]；曲线关系或者线性关系。（5）世界发达国家和较发Devarajan等人对43个发展中国家在1970—1990达国家的城市化水平与经济水平相协调，甚至城市年期间的面板数据做了回归，发现公共消费的规模化超前于经济增长，城市化有利地拉动了经济的增对于经济增长具有显著正效应，然而当他们将同样长；而中国、印度等国，城市化滞后于经济的发展水的方法应用于21个OECD国家时却得到了完全相平，城市化对经济增长的促进效应较弱。（6）我国的反的结论[19]；Lin使用62个国家的面板数据，也发城市化水平远远滞后于经济发展的水平和工业化

现发展中国家的公共消费对于经济增长具有显著①上文数据根据中经网统计数据库（）和国务院正效应，然而在发达国家则没有显著关系[20]。

发展研究中心信息网（）整理计算。

国内有关公共支出规模和结构的著述颇丰，但

行

政管理支出、

城市化与经济增长的动态计量分析江克忠

Management

JournalofPublic

21

专门探讨公共支出结构对经济增长的影响的研究成果还很少。2.3

城市化水平与行政管理支出的关系

几乎所有研究城市化进程中政府行为的学者

第七卷第一期二一年一月○

政总支出的比重用xzgl表示；城市化水平用城镇人口占总人口的比重衡量，用csh表示。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。3.2

序列平稳性检验和Granger因果关系分析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地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Rothenberg、Stock基于GLS方以本文采用Elliott、

法的退势DF检验，简称DFGLS检验[25]。检验结果表明三个序列都是一阶单整的时间序如表1所示，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（见表2）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关系：经济增长→城市化水平提高→行政管理支出占财政总支出的比重增加。

都认为，在我国的城市化过程中，政府起着决定性的作用，我国的城市化就是在政府强有力的推动下一步一步向前发展的。其中，陈甬军等认为，无论是原先限制城市发展，还是现在推动城市化进程，中国城市化的进程中政府的作用都是重要因素；在市场经济体制下，政府在城市化中的最大作用是生催化与提升市场力量，政府在城市化中的作用成、

只能建立在充分尊重和发挥市场作用的基础上。

[21]

公

共管理学报

22

○Vol.7No.1Jan.,2010

张永亮和刘峰、谷荣、周加来和黎永生等学者

[22]

[23]

[24]

也有相关的研究。在政府主导的城市化过程中，政府就存在“越位”的风险和冲动，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。所以，我国的城市化进程中不论是在制度变迁的安排上，还是城市资源的配置和城市稳定的管理上，都存在一个职能非常完善、体系非常复杂的政府；同时，管理细化是我国行政管理的基本原则；而且，按照公共选择学派的理论，行政管理部门主观上也有扩张的冲动。

3

3.1

实证研究

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；行政管理支出占财

表1单位根检验结果

变量DF-GLS检验值检验类型（ctk）1%临界值5%临界值结论

lngdp-3.159376（ct1）-3.770000-3.190000非平稳

△lngdp-4.570728（ct3）-3.770000-3.190000平稳

lnxzgl-1.739097（ct0）-3.770000-3.190000非平稳

△lnxzgl-5.874586（ct1）-3.770000-3.190000平稳

lncsh-2.769898（ct2）-3.770000-3.190000非平稳

△lncsh-3.547068（ct0）-3.770000-3.190000平稳

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。

表2Granger因果检验结果

原假设

滞后阶数

F统计量P值结论lncsh不能Granger引起lngdp30.329910.80378接受原假设lngdp不能Granger引起lncsh33.167380.04819**拒绝原假设lnxzgl不能Granger引起lngdp32.428850.20409接受原假设lngdp不能Granger引起lnxzgl39.482150.02267**拒绝原假设lncsh不能Granger引起lnxzgl33.937060.02428**拒绝原假设lnxzgl不能Granger引起lncsh

3

0.29116

0.83124

接受原假设

注：**表示在5%显著性水平下拒绝原假设。

3.3

协整关系检验和向量误差模型（VECM）的

从表4的检验结果可以看出，在5％的显著性建立

水平上，迹统计量和最大特征根统计量检验都表明Granger因果关系检验从统计检验的角度证明

存在1个协整向量，

说明三个变量之间存在协整关三个变量之间的关系，但是检验结果对滞后阶数的系，经标准化的协整方程如下：

选择很敏感，要论证变量之间的长、短期均衡关系，lngdpt=2.713992lncsht-0.241350lnxzglt-1.544145还要建立协整关系和VECM来进行分析。协整关［－8．00402］

［1．08565］

系的基本思想是：虽然一些经济变量的本身是非平令协整方程的残差项为ecmt，对其进行单位根稳的，但它们的某种线性组合却有可能是平稳的，检验，采用无趋势项、无截距项、利用AIC准则选这种平稳的线性组合被称为协整方程，且可被解释择1阶滞后，得如下结果：ADF统计值为－为变量之间的长期均衡关系。本文使用Johansen2．192398，而1％、5％、10％显著性水平下ADF临界检验方法，它是由Johansen提出的在VAR模型下值分别等于－2．653401、

－1．953858、－1．609571，说明使用极大似然估计来检验各经济变量之间是否具残差序列在5％显著性水平下是平稳序列，不存在有协整关系的一种方法

[25]291

。由于Johansen协整检

单位根，并且取值是在0上下波动的。

验对滞后期非常敏感，首先需要确定模型的滞后阶根据以上结果，我们可以认为：lnxzgl、lngdp、数，根据无约束VAR模型确定VAR模型和协整模lncsh之间存在长期稳定均衡关系。其中，经济增长

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，选择协整项表4变量lnxzgl、lngdp、lncsh协整检验的结果

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，考察三个变量之原假设特征根

迹统计量（P值）

λ-max统计量（P值）

间关系建立VAR模型的最优滞后阶数为3，检验0个协整向量

0.57565433.84783（0.0162）*22.28735（0.0343）*

它们之间的协整关系，滞后阶数选择2。

至少1个协整向量0.33671511.56048（0.1793）10.67431（0.1713）确定了滞后阶数，采用迹统计量和最大特征根至少2个协整向量0.0335090.886170（0.3465）0.886170（0.3465）

统计量来检验三个变量之间是否具有协整关系。

注：*表示在5%显著性水平下拒绝原假设。

表3变量lnxzgl、lngdp、lncsh建立VAR模型滞后阶数的确定

滞后阶数

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。

行政管理支出、

城市化与经济增长的动态计量分析江克忠

Management

JournalofPublic

23

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。

协整方程表达的是变量之间的一种“长期”均

第

七卷第一期二一年一月○

ecmt-1

表5VECM估计结果

△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

[25]180

△lngdpt-1

△lngdpt-2

。在VECM中，所有作为解

△lncsht-1

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得到以下结）。果（见表5

同时，对VECM的估计结果进行变量的块外即检验短期内各变量的波动是否存生性检验[25]277，

在显著的Granger因果关系，检验结果如表6所短示，说明：短期内，人均GDP的波动外生于系统；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。

公

共管理学报

24

○Vol.7No.1Jan.,2010

△lncsht-2

△lnxzglt-1

△lnxzglt-2

CR-squaredAdj.R-squaredF-statistic

注：[]内表示t统计量的值。

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，有两个根落在单位圆上，其他的均在单位圆内，因此为1，

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。

表6VECM块外生性检验结果

原假设

△lncsh不能Granger引起△lngdp

△lngdpt方程

△lnxzgl不能Granger引起△lngdp

△lncsh、△lnxzgl不能同时Granger引起△lngdp△lngdp不能Granger引起△lncsh

△lncsht方程

△lnxzgl不能Granger引起△lncsh

△lngdp、△lnxzgl不能同时Granger引起△lncsh△lngdp不能Granger引起△lnxzgl

△lnxzglt方程

△lncsh不能Granger引起△lnxzgl

△lngdp、△lncsh不能同时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

博泰典藏网btdcw.com包含总结汇报、出国留学、IT计算机、计划方案、外语学习、经管营销、工程科技、自然科学、行业论文以及行政管理支出_城市化与经济增长的动态计量分析_江克忠等内容。

本文共2页12

  本文关键词：行政管理支出、城市化与经济增长的动态计量分析，由笔耕文化传播整理发布。

本文编号：213107