第31卷 第7期
2005年7月
财经研究
Journal of Finance and Economics
Vo1．31 No．7
Ju1．2005
公共支出与国民产出
基于瓦格纳定律的实证检验
李永友 ，裴 育
(1．安徽财经大学财政与公共管理学院，安徽蚌埠233041；
2．南京审计学院，江苏南京210029)
摘 要：文章基于瓦格纳定律，利用经验数据考察了我国公共支出与国民产出之间的
经济关系，统计分析的结果表明，从1979年到2003年，瓦格纳定律在我国并不成立，即国
民产出与公共支出之间不存在单向的因果关系。为了探究其中的原因，文章利用了Chow
检验程序和增加变量法对原方程进行了进一步的分析，结论表明数据断裂改变了国民产
出与公共支出的因果结构；而滞后变量的引入则进一步揭示出引致公共支出变化的原因，
即相对于国民产出的影响，公共支出变化的惯性特征更为重要。
关键词：公共支出；国民产出；瓦格纳定律；凯恩斯效应
中图分类号：F810 文献标识码：A 文章编号：1OO卜9952(2OO5)O7一O1OO一13
一
、引 言
公共部门相对规模的持续扩张已经成为世界各国重要的经济特征。不论
是何种经济政治制度，也不论经济的发展程度，这一特征都普遍存在。这一现
象引起了众多经济学家的兴趣，特别是自上个世纪7O年代世界性的经济滞胀
爆发以来尤为如此。但回顾已有的研究，我们发现几乎所有的研究都是在寻
找公共支出相对规模持续增长的原因，并且把这种原因归咎于国民产出的持
续上升。这一思路自瓦格纳1883年的开创性研究就一直延续下来。然而令
人遗憾的是，由于许多研究都是采用了传统的回归分析技术，尽管也有学者使
用了因果检验，但变量间不同的因果关系使得基于不同经济环境的经验分析
得出了差异较大的结论。之所以如此，原因在于，在公共支出与国民产出之
间，因果结构并不总是一致的，因果结构上的变化使得传统的回归分析出现偏
收稿日期：2005—03-28
基金项目：国家社科基金项目(04BTJ009)；江苏省高校哲学社科基金项目(03SJ B790014)
作者简介：李永友(197O一)，男，安徽巢湖人，安徽财经大学财政与公共管理学院讲师，上海财经大学公
共经济与管理学院博士生；
裴 育(1967一)，男，安徽霍占人，南京审计学院教授，经济学博士。
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第 31 "第 7 期
2005 年 7 月
财经研究
J oumal of Finance and Economics
公共支出岛南民产出
←~一基于瓦格纳定律的实证检验.
李永友l ，裴育2
(1.安徽财经大学财政与公共管理学院，安徽蚌埠 233041 ;
2. 南京审计学院，江苏南京 210029)
Vol. 31
Jul. 2005
摘 要:文章基于瓦格纳定律，和IJ}有经验数据考感了我罔公共式出与罔民产出之间的
经济关系，统计分析的结果表明，从 1979 年到 2003 年，瓦格纳定律在我国并不成立，即国
民产出与公共支出之间不存在单向的因果关系。为了探究其中的原因，文章利用了 Chow
检验程序和增加变量法对原方程进行了进一步的分析，结论表明数据断裂改变了国民产
出与公共支出的因果结构;而滞后变贵的引入则进一步揭示出引致公共点出变化的原因，
即相对于闺民产出的影响，公共支出变化的惯性特征是为重妥。
关键词:公共丸出;罔民产出;瓦格纳定律;凯恩斯效应
中固分提寄:F81O 文献标i只码 :A 文章编号: 1001-9952(2005)07-0100-13
一、可|富
公共部门相对规模的持续扩张已经成为世界各国意耍的经济特征。不论
是何种经济政治制度，眠不论经济的发展程度，这一特征都普遍存在。这一现
象引起了众多经济学家的兴趣，特别是自上个世纪 70 年代世界性的经济浦胀
爆发以来尤为如此。假回顾巳有的研究，我们发现几乎所有的研究都是在寻
找公共支出相对规模持续增长的原因，并且把这种原因归咎于国民产出的持
续上升。这一思路自瓦格纳 1883 年的开创性研究就一直延续下来。然而令
人遗憾的是，由于许多研究都是采用了传统的凹归分析技术，尽管也有学者使
用了因果检验，但变量间不同的因果关系使得基于不同经济环境的经验分析
得出了装异较大的结论。之所以如此，原因在于，在公共支出与国民产出之
间，因果结构并不总是一致的，因果结构上的变化使得传统的回归分析出现偏
收稿日期: 2005-03-28
基金项目 t国家社科基金项目 (04BT]009) ;江面;省高校哲学社科基金项目 (03S]B790014)
11:者简介:李永友(1970吨) .男，1i.徽巢湖人，安徽财经大学财政与公共管理学院讲师，上海财经大学公
共经济与管理学院博士生;
裴 育0967一) ，男，安徽霍占人，商京审计学院教授，按济学博士。
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李永友、裴 育：公共支出与国民产出
误，从而造成结论的不一致。另外，根据经济变量问的逻辑关系，作为国民产
出的一个重要组成部分，公共支出的大小会借助于乘数机制对国民产出产生
影响。这是凯恩斯宏观经济思想之所以在二战之后被广为接受的重要原
因①。同样，国民产出的上升，在既定的税收制度下也会使公共收入增加，随
着公共部门控制资源规模的上升，在公共部门和私人部门自利行为以及预算
软约束的双重作用下，公共支出也会逐步上升。如果把前一种情况说成是公
共支出的外生冲击造成国民产出的增长，那么后一种情况就是国民产出的增
长为公共支出的增长提供了可能，从而引致了公共支出的上升。换一句话说，
就是前一种情况表明在两个同向增长的变量问，公共支出是因，国民产出是果，
前者引致了后者的变化和波动。而后一种情况则表明，国民产出是因，公共支出
是果，前者引致了后者的变化和波动。仅就国民产出和公共支出而言，两者问是
否存在因果关系以及因果关系的顺序，在不同的经济环境下可能存在很大的差
异，而且，即使我们能够证明出两者存在长期协整关系，也不代表两者问的因果
结构就是始终如一的。这就是说，两者的因果结构在某个时点可能出现断裂，这
种断裂情况在经济环境曾有过重大调整的国家经常发生。这一点在分析两个
变量的时间序列时必须予以考虑，否则就可能得出错误的结论。
就我国的具体情况而言，公共支出不管是仅就预算内而言，还是就整个预
算支出而言，从绝对量上明显地遵从了公共支出持续增长这个普遍规律。
1952年，我国的预算支出②按当年价仅为172．07亿元，到了2003年，按当年
价这一数据已经上升~1J24 607亿元③，绝对规模增长了近143倍。这种绝对规
模的变化趋势与我国同期的国民产出保持了较高的一致。1952年，我国的国
民产出当年价仅为679亿元，到了2003年，当年价这一数据已经达到了
116 603．2亿元，绝对数增长了近171倍。既然两个变量的变动趋势保持了如
此的一致，那么我们就想知道这两个变量之问是否存在一定的关系，以及这种
关系的作用方向和稳定性。而对这个问题的考察实际上就是检验瓦格纳定律
在我国是否成立。从目前国内的研究看，对公共支出和国民产出问的关系，学
者们更多是从公共支出是否促进国民产出增长这个角度进行分析④，对两者
问长期协整和因果关系的研究则不多，而考察数据断裂对两者问因果结构的
影响更是少之又少。本文的目的就是利用chow检验和格兰杰因果检验对公
共支出和国民产出两者的长期关系进行分析。
二、瓦格纳定律及其实证检验
对公共支出持续增长的关注影响最大的要算是1883年瓦格纳的开创性
研究。在这个研究中，瓦格纳给出了公共支出持续增长的一般解释。他提出
公共支出持续增长是国民产出增长的结果。实际上尽管当时还没有后来的因
果检验技术，但瓦格纳对公共支出持续增长的解释无疑已经说明，在公共支出
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李亲友、费商:公共支出与国民产出
误，从而造成结论的不一致。另外，根据经济变量间的逻辑关系，作为国民产
出的一个重要组成部分，公共支出的大小会借助于乘数机制对国民产出产生
影响。这是凯恩斯宏观经济思想之所以在二战之后被广为接受的重要原
因①。同样，国民产出的上升，在既定的税收制度下也会使公共收入增加，随
着公共部门控制资源规模的上升，在公共部门和私人部门自利行为以及预算
软约束的双重作用下，公共支出也会逐步上升。如果把前一种情况说成是公
共支出的外生冲击造成国民产出的增长，那么后一种情况就是国民产出的增
长为公共支出的增长提供了可能，从而引致了公共支出的上升。换一句话说，
就是前一种情况表明在两个问向增长的变量间，公共支出是因，国民产出是果，
前者引致了后者的变化和披动。而后一种情况则表明，国民产出是因，公共支出
是果，前者引致了后者的变化和波动。仪就国民产出和公共支出而言，两者间是
否存在因果关系以及因果关系的顺序，在不同的经济环境下可能存在很大的差
异，而且，即使我们能够证明白两者存在长期协黯关系，也不代表两者间的因果
结构就是始终如一的。这就是说，两者的因果结构在某个时点可能出现断裂，这
种断裂情况在经济环境曾有过意大调整的国家经常发生。这一点在分析两个
变蠢的时间序列时必须予以考虑，否则就可能得出错误的结论。
就我国的具体情况而言，公共支出不管是仅就预算内而言，还是就整个预
算支出而宵，从绝对盘上明显地遵从了公共支出持续增长这个普遍规律。
1952 年，我国的预算支出②按当年价仅为 亿元，到了 2003 年，按当年
价这一数据已经上升到24607亿元飞绝对规模增长了近 143 倍。这种绝对规
模的变化跑势与我国问期的国民产出保持了较高的一致。 1952 年，我国的罔
民产出~年价仅为 679 亿元，到了 2003 年，当年价这一数据巴经达到了
116 亿元，绝对数增长了近 171 倍。既然两个变量的变动趋势保持了如
此的一致，那么我们就想知道这两个变量之间是沓存在一定的关系，以及这种
关系的作用方向和稳定性。而对这个问题的考察实际上就是检验瓦格纳定律
在我国是否成立。从目前国内的研究看，对公共支出和国民产出间的关系，学
者们更多是从公共支出是否促进国民产出增长这个角度进行分析飞对两者
问长期协整和因果关系的研究则不多，而考察数据断裂对两者问因果结构的
影响更是少之又少。本文的目的就是利用 chow 检验和格兰杰因果检验对公
共支出和国民产出两者的长期关系进行分析。
二、瓦格纳定律及其实证检验
对公共支出持续增长的关注影响最大的要算是 1883 年瓦格纳的开创性
研究。在这个研究中，瓦格纳给出了公共支出持续增长的一般解释。他提出
公共支出持续增长是国民产出增长的结果。实际上尽管当时还没有后来的因
果检验技术，但瓦格纳对公共支出持续增长的解释无疑已经说明，在公共支出
财 经 研 究 2005年第7期
和国民产出之间，国民产出是因，公共支出是果。国民产出的增长引致了公共
支出的持续上升。他的观点被后人归结为关于公共支出持续增长的一个定
律，即所谓的瓦格纳定律。回顾瓦格纳的研究，我们认为在公共支出研究领
域，瓦格纳定律的主要贡献就是建立了公共支出持续增长的一般规律，这一规
律不是来自于选择逻辑的推测，而是来自于对历史证据的直接推断。
自瓦格纳定律1958年英文翻译出版后，在学术界引起了很大的关注，并
不断被学者们所检验。较有代表性的包括Musgrave(1969)、Bird(1971)、
Krzyzaniak(1972)、Mann(1980)、Sahni和 Singh(1984)、Abizadeh和Gray
(1985)、Ram(1986，1987)、Yalncin(1987)、Henrekson(1992)、Courakis等
(1993)、Murthy(1993)、Oxlney(1994)、Ansari等(1997)、Chlnetsos和
Kolnlnias(1997)、Safa Demirbas(1999)等等。这些学者在实证分析中大部分
运用了传统的回归分析技术，也有一些学者运用了因果检验，更近的还有一些
学者运用了协整分析和误差纠正机制。但检验的结果在不同的样本之间出现
了较大的差异，而不同学者在检验的过程中也形成了对瓦格纳定律的不同理
解⑤。整合过去的经验分析，我们将看到，对瓦格纳定律至少有六种表述方
式，具体见表1。由于瓦格纳对公共支出和国民产出的长期关系并没有给出
一 个很明确的表述标准，所以我们就很难确定出这六个表述中哪一个最合适
和最具有说服力。这样在考察我国公共支出和国民产出的长期关系时，就必
须要考虑和检验这六个表述。
从上述这些研究中我们可以发现，早期的研究在检验瓦格纳定律时并没
有考虑检验变量的时间序列特征，这实际上就隐含着这样一个假定，即检验变
量的时间序列是平稳的。然而，最近的计量经济学发展已经证实，大部分宏观
经济时间序列存在单位根(Nelson和Plosser，1982)。这说明在检验瓦格纳
定律时，必须首先要考虑时间序列的非平稳特征。如果序列都表现为同阶单
整，则就有必要进行序列间的协整检验，如果序列间的协整关系存在，接下来
就应建立误差纠正模型，以考察变量间的短期和长期因果关系。正如前文所
提及的，为了消除早期研究方法的缺陷，协整分析和因果关系检验在本文中将
得到运用，而在协整检验和序列间的因果关系检验时，chow检验将被运用，以
考察数据断裂对序列间长期因果关系的影响。
表1 瓦格纳定律的六种表述
(1)LNE=a+bLNGNP
(3)LNE=a+bLN(GNP／P)
(5)LN(E／P)=a+bLN(GNP／P)
(2)LNC=a+bLNGNP
(4)LN(E／GNP)=a+bLN(GNP／P)
(6)LN(E／( P)=a+bLNGNP
三、数据来源及其处理
根据Henrekson(1992)的经验，瓦格纳定律的检验应该从尽可能长的时
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财始研究 2005 ~在第 7 期
和回民产出之间，回民产出是因，公共支出是果。国民产出的增长引致了公共
支出的持续上升。他的观点被后人归结为关于公共支出持续增长的一个定
律，即所谓的瓦格纳定律。回顾瓦格纳的研究，我们认为在公共支出研究领
域，瓦格纳定律的主要贡献就是建立了公共支出持续增长的→般规律，这→规
律不是来自于选择逻辑的推测，而是来自于对历史证据的直接推断。
自瓦格纳定律 1958 年英文翻译出版后，在学术界引起了很大的关注，并
不断被学者们所检验。较有代表性的包括 Musgrave (1969) 、 Bird (1 971) 、
Krzyzaniak( 1972) 、 Mann( 1980) 、 Sahni 和 Singh (1984) 、 Abizadeh 和 Gray
(1985) 、 Ram (1986 ， 1987)、 Yalncin (1987) 、 Henrekson (1992) 、Courakis 等
(1 993) 、 Murthy (1993) 、 Oxlney ( 1994 )、 Ansari 等(1997)、 Chlnetsos 和
Kolnlnias (1 997)、 Safa Demirbas(999)等等。这些学者在实证分析中大部分
运用了传统的回归分析技术，也有一些学者运用了因果检验，更近的还有-叫蜡
学者运用了协黯分析和误差纠正机制。但检验的结果在不同的样本之间出现
了较大的差异，而不同学者在检验的过程中也形成了对瓦格纳定律的不同理
解飞整合过去的经验分析，我们将看到，对瓦格纳定律至少有六种表述方
式，具体见表 1。由于瓦格纳对公共支出和国民产出的长期关系并没有给出
一个很明确的表述标准，所以我们就很难确定出这六个表述中哪一个最合适
和最具有说服力。这样在考察我国公共支出和国民产出的长期关系时，就必
须要考虑和检验这六个表述。
从上述这些研究中我们可以发现，早期的研究在检验瓦格纳定律时并没
有考虑检验变量的时间序列特征，这实际上就隐含着这样叫个假定，即检验变
景的时间序列是平稳的。然而，最近的计量经济学发展已经证实，大部分宏观
经济时间序列存在单位根 (Nelson 和 Plosser ， 1982) 。这说明在检验瓦格纳
定律时，必须首先要考虑时间序列的非平稳特征。如果序列都表现为同阶单
整，则就有必要进行序列间的协黯检验，如果序列间的协黯关系存在，接下来
就应建立误差纠正模型，以考察变最间的短期和长期因果关系。正如前文所
提及的，为了消除早期研究方法的缺陷，协路分析和因果关系检验在本文中将
得到j运用，而在协挺检验和序列间的因果关系检验时，chow 检验将被运用，以
考察数据断裂对序列问长期因果关系的影响。
囊 1 瓦格纳恕律的六种囊述
(l) LNE=a+bLNGNP (2) LNC= a+ bLNGNP
(3)LN虹口a+bLN(GNP/P)
(5)LN(E/P)=a十bLN(GNP/P)
(4)LN(E/GNP) 出a+bLN(GNP/P)
(6)LN(E/GNP)=a+bLNGNP
三、撒据来源及其处理
根据 Henrekson(1992)的经验，瓦格纳定律的检验应该从尽可能长的时
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李永友、裴 育：公共支出与国民产出
间序列中考察公共支出的时序特征。为此，本文选择了1979年作为变量考察
的初始年。这里之所以选择1979年作为数据分析的初始年，主要是由于自
1978年十一届三中全会后，我国的经济发展战略发生了巨大的变化，不仅由
过去的相对封闭转向了逐步开放，而且也由过去的计划经济体制逐步转向有
计划的商品经济。这种转变不仅使得公共支出的决策发生了巨大的变化，而
且也影响了私人部门的各种决策行为。这种巨大而广泛的影响改变了公共支
出与国民产出这两个变量的数据结构特征，这一点从公共支出和国民产出的
总量增长上即可略见一斑。1978年公共支出的增长率消除物价因素后大约
为26 ，国民产出增长率大约为13 ，到了1979年这两个数据大约分别为
47 和6％。
在具体考察公共支出与国民产出关系时，为检验早期研究的六种瓦格纳
定律的表述，本文主要用到的变量包括：国民产出(GDP)、总的公共支出(E)、
公共消费支出(C)。需要说明的是，本文用GDP代替了上述六个方程中出现
的GNP。这样处理的原因在于，相对于GNP，GDP更能体现在一国疆域内，
经济发展对公共支出的要求。另外，为了能使分析不受通货膨胀因素的影响，
三个变量都采用了真实值，为得到变量的真实值，本文使用了国民产出缩减指
数。同时在检验中，本文还采用了人均国民产出。所有变量的时间序列数据
都来自于2004年的有关年鉴，其中，公共消费支出、国民产出总量及其人均
项、国民产出缩减指数都来自于2004年中国统计年鉴，总的公共支出数据来
自于2004年中国财政年鉴。
由于在表1的方程(4)中需要用到人均公共支出这个变量，但从现有的统
计数据中，我们不能直接获得这个数据。为了得到这个变量的时间序列数据，
本文采用公式E／P—E*GDP／[-GDP／P-]进行计算。另外，本文所有的计量分
析都是通过Eviews3．1软件实现。
四、时间序列的协整分析、断点检验和因果分析
正如前文所提及的，早期的研究者都忽视了变量的平稳性要求，然而计量
经济学的常识告诉我们，当时间序列呈现出非平稳性时，标准的回归分析就不
合适了。因为如果直接运用标准的回归分析，结果就可能产生伪回归。实际
上，序列非平稳性的一个直接表现就是序列存在单位根。因此考察序列是否
平稳，主要就是通过检验序列是否存在单位根来实现。在本文的分析中，我们
使用了目前在检验单位根时常用的一个方法——ADF检验。表2给出了本
文每个变量的时间序列数据ADF检验结果。
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李永灰、模商:公共支出与国民产出
问序列中考察公共支出的时序特征。为此，本文选择了 1979 年作为变量考察
的初始年。这里之所以选择 1979 年作为数据分析的初始年，主要是由于自
1978 年十一届三中全会后，我国的经济发展战略发生了巨大的变化，不仅由
过去的相对封闭转向了逐步开放，而且也由过去的计划经济体制逐步转向有
计划的商品经济。这种转变不仅使得公共支出的决策发生了巨大的变化，而
且也影响了私人部门的各种决策行为。这种巨大而广泛的影响改变了公共支
出与国民产出这两个变嚣的数据结构特征，这一点从公共支出和国民产出的
总最增长上即可略见一斑。 1978 年公共支出的增长率消除物价因素后大约
为 26% ，国民产出增长率大约为 13% ，到了 1979 年这两个数据大约分别为
47%和 6% 。
在具体考察公共支出与国民产出关系时，为检验早期研究的六种瓦格纳
定律的表述，本文主要用到的变量包括:国民产出 (GDP) 、总的公共支出 (E) 、
公共消费支出 (C)。需要说明的是，本文用 GDP代替了上述六个方程中出现
的 GNPo 这样处理的原因在于，相对于 GNP ， GDP 更能体现在一国疆域内，
经济发展对公共支出的要求。另外，为了能使分析不受通货膨胀因素的影响，
三个变量都采用了真实值，为得到变量的真实值，本文使用了国民产出缩喊指
数。同时在检验中，本文还采用了人均国民产出。所有变置的时间序列数据
都来自于 2004 年的有关年鉴，其中，公共消费支出、国民产出总量及其人均
项、国民产出缩减指数都来自于 2004 年中国统计年鉴，总的公共支出数据来
自于 2004 年中国财政年鉴。
由于在表 l 的方程(4)中需要用到人均公共支出这个变囊，但从现有的统
计数据中，我们不能应接获得这个数据。为了得到这个变最的时间序列数据，
本文采用公式 E/P口且必 GDP/[ GDP /PJ进行计算。另外，本文所有的计量分
析都是通过 软件实现。
四、时间序列的协黯分析、断点检输和因果分析
IE如前文所提及的，早期的研究者都忽视了变量的早稳性要求，然而计最
经济学的常识告诉我们，当时间序列蛊现出非平稳性时，标准的回归分析就不
合适了。因为如果直接运用标准的回归分析，结果就可能产生伪回归。实际
上，序列非平稳性的一个直接表现就是序列存在单位根。因此考察序列是否
平稳，主要就是通过检验序列是否存在单位根来实现。在本文的分析中，我们
使用了目前在检验单位根时常用的一个方法一-ADF 检验。表 2 给出了本
文每个变量的时间序列数据 ADF 检验结果。
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财 经 研 究 2005年第7期
表2 变量时间序列的ADF检验
变量及参数 ADF(O) ADF(1) ADF(2) ADF(3)
LNGDP 一1．8918 —4．3802 —3．1514 —4．0926
LNE —1．6325 一1．0062 —1．2486 一1．7771
LNC 一O．5461 —1．0642 —1．1O53 ——0．5880
含截距项 LN(GDP／P)
— — 2．0857 —4．5126 —3．2216 —3．7885 和趋势项
LN(E／P) —1．5211 ——0．9297 —1．1809 ——1．7031
LN(E／GDP) —1．6125 —1．O813 —1．4422 —1．7974
5％临界值 —3．6118 —3．6219 —3．6330 ——3．6454
LNGDP 一O．0736 ——0．4836 ——0．3364 —1．O489
LNE ——0．7478 O．4546 一O．O187 一O．5288
LNC 1．9303 一O．8999 O．8151 1．2681
仅含 LN(GDP／P) 0
． 2575 一O．2804 一O．0420 一O．6673 截距项
LN(E／P) ——0．8837 O．2415 ——0．2637 一O．8549
LN(E／GDP) —0．9841 —1．61O6 —1．3669 —1．2498
5％临界值 —2．9907 ——2．9969 ——3．0038 —3．Ol14
说明：由于通过序列的线形图我们发现所有序列都显示出明显的趋势特征，所以在计
算序列的ADF检验值时，本文选择了含截距项和含截距项与趋势项两种检验方式。ADF
括号内的数字为ADF检验的滞后阶数。 表示ADF检验结果在5 水平上显著。这里并
没有按照相关准则选择滞后阶数，原因在于揭示各种可能的情况。
表2检验结果说明，在5 的临界水平上，序列ADF单位根检验结果不
能驳斥序列存在单位根的零假设。既然序列存在单位根，那么说明序列是非
平稳的。这样我们就不能直接对非平稳序列进行传统的回归分析，因为这样
做会使检验结果出现伪回归。但这并不代表序列间不存在线性关系，因为如
果序列之间存在同阶单整关系，在变量之间运用传统的回归分析还是可以的，
只不过在判断序列间是否存在长期的线性关系时，要对线性方程的残差序列
平稳性进行检验。如果检验的结果说明残差序列是平稳的，就说明序列间存
在长期线性关系，否则就说明序列间不存在长期线性关系。为了能判断出序
列间是否存在同阶单整关系，本文运用了同样的方法对序列的一阶、二阶差分
序列进行了单位根检验。而在对序列的一阶、二阶差分进行ADF检验前，本
文用excel描绘了变量的一阶、二阶差分序列线性图，从变量一阶、二阶差分
线性图看出，变量的差分序列不存在趋势特征，且二阶差分序列基本上在零均
值附近摆动。由于不含趋势特征，所以在对序列一阶差分做ADF检验时，我
们只检验了不含趋势项的两种情况，而对二阶差分本文只检验了不含趋势项
和截距项一种情况。经过检验发现所有序列的一阶差分ADF检验结果不能
驳斥存在单位根的零假设，而二阶差分序列的ADF检验都驳斥了存在单位
根的零假设，具体检验结果见表3⑥。
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财始研究 2005 华第 7 期
表 2 :A:量时间序列的 ADF检验
变量及参数 ADF(O) ADF(l) ADF(2) ADF(3)
LNGDP 一1. 8918 一' 一 3. 1514 一'
LNE 一1. 6325 一1. 0062 一1. 2486 一1. 7771
LNC 一 一1. 0642 一1. 1053 一O. 5880
含截距项 LN(GDP/P) 一 ' 一3. 2216 骨和趋势顷
LN (E/P) …1. 5211 …O. 9297 1. 1809 …1. 7031
LN(E/GDP) 一1. 6125 一1. 0813 一1. 4422 一1. 7974
5%临界值 一 一 3. 6219 一 一 3. 6454
LNGDP 一 一 一O. 3364 一1. 0489
LNE 一O. 7478 一 一O. 5288
LNC 1. 9303 … 1. 2681
仪含 LN(GDP/P) 一 一 一 O. 6673 戳距项 LN(E/P) … … …
LN(E/GDP) 一1. 6106 一1. 3669 一1. 2498
5%临界值 一 一
说明 t 由于通过序列的钱形图我们发现所有序列都显示出明显的趋势特征，所以在计
算序列的 ADF检验值时，本文选择了含截距顷和含截距项与阳势项两种检验方式。 ADF
括号内的数字为 ADF检验的滞后阶数。"表示 ADF检验结果在 5%水平上显著。这里并
没有按照相关准则选择滞后阶数，原团在于揭示各种可能的情况。
表 2 检验结果说明，在 5%的临界水平上，序列 ADF单位根检脸结果不
能骏斥序列存在单位根的零假设。既然序列存在单位根，那么说明序列是非
平稳的。这样我们就不能直接对非平稳序列进行传统的回归分析，因为这样
做会使检验结果出现伪回归。但这并不代表序列间不存在线性关系，因为如
果序列之间存在同阶单整关系，在变量之间运用传统的凹归分析还是可以的，
只不过在判断序列间是否存在长期的线性关系时，要对线性方程的残差序列
平稳性进行检验。如果检验的结果说明残差序列是平稳的，就说明序列问存
在长期线性关系，否则就说明序列间不存在长期线性关系。为了能判断出序
列问是否存在同阶单整关系，本文运用了同样的方法对序列的一阶、二阶差分
序列进行了单位根检验。而在对序列的一阶、二阶莲分进行 ADF 检验前，本
文用 excel 捕给了变量的一阶、二阶差分序列线性图，从变量一阶、二阶差分
钱性图看出，变量的差分序列不存在趋势特征，且工阶差分序列荔本上在零均
值附近摆动。由于不含趋势特征，所以在对序列一阶差分做 ADF 检验时，我
们只检验了不含趋势琐的两种情况，而对二阶挂分本文只检验了不含趋势项
和截距项一种情况。经过检验发现所有序列的一阶差分 ADF 检验结果不能
驳斥存在单位根的零假设，而二阶是分序列的 ADF 检验都驳斥了存在单位
根的零假设，具体检验结果见表伊。
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李永友、裴 育：公共支出与国民产出
表3 序列的二阶差分ADF检验结果(不含趋势和截距项)
ADF(0) ADF(1) ADF(2) ADF(3)
LNGDP ——4．0327 —4．6305 —3．0697 ——2．6250
LNE ——7．5083 ——5．5536 ——4．5575 ——3．3476
LNC ——6．3979 ——3．8390 —2．8089 —4．1336
LN(GDP／P) ——3．9741 ——4．6451 ——3．0056 ——2．6454
LN(E／P) —7．5172 ——5．5443 ——4．5396 —3．3435
LN(E GDP) ——7．2246 ——5．0587 ——4．2066 —3．2l12
5 临界值 ——1．9574 ——1．9583 ——1．9592 ——1．9602
表3的检验结果说明，所有序列在经过二阶差分后都表现为平稳特征。
所有序列的同阶单整关系说明序列间可能存在长期协整关系⑦。既然检验结
果证明了序列是同阶单整的，那么接下来就可以对序列的长期协整关系进行
检验。对于如何检验同阶单整序列间的长期协整关系，Engine和Granger在
1987年提出了一种分析技术，这一技术分两个步骤，首先对同阶单整序列进
行传统的OI S回归，其次对回归残差进行单位根检验，如果检验结果驳斥存
在单位根的零假设，就说明序列间存在长期协整关系，否则序列间不存在长期
协整关系。这种两步分析方法自提出后在学术研究中得到了广泛的应用，这
种方法的优点在于，它能够直接通过对序列进行直截了当的传统回归分析模
拟变量间的长期均衡关系，这种直接的回归分析技术不仅减少了需要估计的
系数数量，降低了变量间多重共线性存在的可能性，而且OI S估计大大简便
了分析的过程(Holnden和Thomson，1992)。
为此，本文按照上述两步分析技术首先对序列进行传统的OI S回归分
析，瓦格纳法则的六种表述的回归结果见表4。
表4 变量的传统回归分析和残差的平稳性检验
序号 因变量 常数项 自变量系数 R平方 DW ADF(*) 5 CV
(1) LNE 3．32 0．50 0．88 1．82 —1．99(1) 一1．96
(2) LNC 一1．86 0．99 0．99 1．36 一2．38(1) 一1．96
(3) LNE 3．91 0．59 0．88 1．81 一2．00(1) 一1．96
(4) LN(E／GDP) 7．27 —0．58 0．88 1．83 一2．32(1) 一1．96
(5) LN(E／P) 2．27 0．47 0．77 1．40 一1．07(1) 一1．96
(6) LN(E／GDP) 7．92 —0．5O 0．88 1．82 一1．99(1) 一1．96
说明：残差序列的ADF检验滞后阶数的选择主要是根据AIC准则。
在上述回归分析的基础上，为检验序列长期均衡关系的存在性，对估计方
程的残差序列我们运用了同样的单位根检验方法检验其平稳性。在对序列进
行平稳性检验时，本文首先观察了六种表述估计方程残差序列的线性图，从图上
看，这些残差序列基本上都处于零均值附近，不仅如此，这些残差序列线性图并
没有表现出明显的趋势特征。既然残差序列为零均值且不含趋势，因此在单位
根检验中，本文只计算了不含截距项和趋势项的ADF值，具体检验结果见表4。
在解释表4的回归和检验结果之前，我们有必要指出这种分析技术的缺
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李敖1i.、费商:公抖支出与国民产出
和序列的工阶蕴分 ADF检验结果(不愈趋势和截距项)
ADF(O) ADFCD ADF(2) ADF(3)
LNGDP … 一 … 一 2. 6250
LNE 一 … … …3. 3476
LNC 一 -4. 1336
LN(GDP/P) … 一 一 一 2. 6454
LN(E/P) 一 一 一 4. 5396 一 3. 3435
LN(E/GDP) 一 7. 2246 … …3. 2112
5%临界值 -1. 9574 1. 9583 一1. 9592 一1. 9602
表 3 的检验结果说明，所有序列在经过二阶装分后都表现为平稳特征。
所有序列的同阶单整关系说明序列问可能存在长期协黯关系⑦。既然检验结
果证明了序列是问阶单擎的，那么接下来就可以对序列的长期协赞关系进行
检验。对于如何检脸问阶单整序列间的长期协整关系， Englne 和 Granger 在
1987 年提出了一种分析技术，这一技术分两个步骤，首先对同阶单靠序列进
行传统的 OLS 凹归，其次对凹归残差进行单位根检验，如果检验结果驳斥存
在单位根的零假设，就说明序列问存在长期协辑关系，否则序列间不存在长期
协整关系。这种两步分析方法自提出后在学术研究中得到了广泛的应用，这
种方法的优点在于，它能够直接通过对序列进行直截了当的传统回归分析模
拟变最间的长期均衡关系，这种直接的回归分析技术不仅减少了需要估计的
系数数最，降低了变量问多重共线性存在的可能性，而且 OLS估计大大简便
了分析的过程CHolnden 和 Thomson ， 1992) 。
为此，本文按照上通两步分析技术首先对序列进行传统的 OLS 回归分
析，瓦格纳法则的大种表述的回归结果见表 40
表 4 变班的传统回归分析和残篷的平稳性幢幢
序号 因变最 常数项 自变量系数 R平方 DW ADF( 提) 5%CV
(1) LNE 1. 82 一1. 990) 1. 96
(2) LNC 一1. 86 1. 36 … (1) 一1. 96
(3) LNE 1. 81 一( 1) 一1. 96
(4) LN(E/GDP) 一 1. 83 … (1) 一1. 96
(5) LN (E/P) 2. 27 1. 40 一1. 07( 1) 一1. 96
(6) LN(E/GDP) 一 1. 82 …1. 99 (1) 一1. 96
说明:残慧序列的 ADF检验滞后阶数的选择要是根据 AIC 准则。
在上述回归分析的基础上，为检验序列长期均衡关系的存在性，对估计方
程的残毅序列我们运用了同样的单位根检验方法检验其平稳性。在对序列进
行平稳性检验时，本文首先观察了六种表述估计方程残差序列的线性图，从图上
看，这些残是序列基本上都处于零均值附近，不仅如此，这些残是序列线性图并
没有表现出明显的趋势特征。既然残Æ序列为零均值且不含趋势，因此在单位
根检验中，本文只计算了不含截距项和趋势项的 ADF值，具体检验结果见和。
在解释表 4 的回归和检验结果之前，我们有必要指出这种分析技术的缺
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财 经 研 究 2005年第7期
陷。根据Charemza和Deadman的解释，Engle-Granger两步分析技术并不能
证明两个变量间是否存在真正的长期均衡关系，如果需要证明二变量之间存
在长期的均衡关系，我们还需要证明这种长期均衡关系是否得到相关经济理
论的支持，这一点非常重要(Charemza和Deadman，1992)。从表4的回归检
验结果看，协整检验的零假设除了方程(5)外在5 的水平上被驳斥，这说明
统计结果证明了变量间存在长期均衡关系。既然变量间存在长期的均衡关
系，那么这种均衡关系能说明瓦格纳定律在我国存在吗?这一问题的答案从
表4的回归系数看，有点难以解释。根据瓦格纳定律的传统表述，在公共支出
和国民产出间，公共支出的相对份额随着国民产出的上升应表现出递增趋势
(Musgrave 1969，Mann 1980)。如果瓦格纳定律真是这样表述的话，那么方
程4和方程6的系数应该是正的，但回归的结果却显示出两者显著的负相关
关系，这种结果明显地揭示出瓦格纳定律在我国并不存在。但如果把瓦格纳
定律表述成随着国民产出的上升，公共支出的绝对规模也应随之增长的话
(Peacock等，1968；Goffman，1968)，那么方程(1)、方程(2)和方程(3)的系数
也应该是正的，而且根据一般的理解系数还应该大于等于1。但从表4的回
归结果看，方程(1)和方程(3)的系数虽然为正，但都远远小于1，这也说明在
我国瓦格纳定律并不存在。不过例外的是，如果把公共支出理解为政府的消
费性支出(Pryor，1969)，那么方程(2)的结论表明瓦格纳定律可能是存在
的④，公共支出与国民产出表现出同步增长的特征，这就难怪不同的理解在瓦
格纳定律的实证检验中会得出不同的结论。
为什么会出现上述模棱两可的结论呢?同时，为什么在我国公共支出和
国民产出之间会出现负相关关系呢?上述变量间的协整关系能说明变量间存
在因果关系吗?为了寻找其中的答案，本文对数据和回归方程进行了分析，我
们的可能结论有两点：这种情况可能是由于序列的时序太短，从而不能真正反
映出两者的长期关系⑨；也可能是由于在样本期内，变量还受其他未考虑因素
的影响，这其中包括方程结构的变化和其他变量的影响。就方程结构来看，本
文考虑到自1994年中央明确提出市场经济以及1994年的财政体制改革，可
能使得各种经济总量关系发生了巨大变化，这其中就包括公共支出和国民产
出两个宏观总量的关系。这种总量关系的变化一定会反映到方程中，对方程
的结构产生影响。为了证明这种假设，本文利用了Chow检验⑩对方程(1)至
方程(6)进行了序列断点检验，检验结果见表5。
表5 Chow断点检验结果
方程 对数似然比 概率 方程 对数似然比 概率
(1) 68．61625 0．00000 (4) 69．56738 0．00000
(2) 9．296459 0．02560 (5) 52．19216 0．00000
(3) 57．97841 0．00000 (6) 68．86933 0．00000
表5检验结果说明，1994年前后瓦格纳定律六种表述方程的结构发生了显
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财经研成 2005 年第 7 期
陷。根据 Charemza 和 Oeadman 的解释， Engle-Granger 两步分析技术并不能
证明两个变量间是沓存在真正的长期均衡关系，如果需要证明二变量之间存
在长期的均衡关系，我们还需要证明这种长期均衡关系是否得到相关经济理
论的支持，这一点非常重要 (Charemza 和阳adman ， 1992) 。从表 4 的回归检
验结果肴，协整检验的零假设除了方程(5)外在 5%的水平上被驳斥，这说明
统计结果证明了变量间存在长期均衡关系。既然变盘问存在长期的均衡关
系，那么这种均衡关系能说明瓦格纳定律在我国存在吗?这一问题的答架从
表 4 的回归系数肴，有点难以解释。根据瓦格纳定律的传统表述，在公共支出
和国民产出间，公共支出的相对份额随着国民产出的上升应表现出递增趋势
(Musgrave 1969 , Mann 1980L 如果瓦格纳定律真是这样表述的话，那么方
程 4 和方程 6 的系数应该是正的，但因阳的结果却显示出两者显著的负相关
关系，这种结果明显地揭示出瓦格纳定律在我国并不存在。倪如果把瓦格纳
定律表述成随着国民产出的上升，公共支出的绝对规模也应随之增长的话
(Peaωck 等， 1968; Goffman ， 1968) ，那么方程(1)、方程 (2) 和方程 (3) 的系数
也应该是正的，而且根据…般的理解系数还应该大于等于 1。但从表 4 的回
归结果看，方程(1)和方程(3) 的系数虽然为正，但都远远小于 1 ，这也说明在
我国瓦格纳定律并不存在。不过例外的是，如果把公共支出现解为政府的消
费性支出 (Pryor ， 1969) ，那么方程 (2) 的结论表明瓦格纳定律可能是存在
的飞公共支出与国民产出表现出同步增长的特征，这就难怪不同的理解在瓦
格纳定律的实证检验中会得出不同的结论。
为什么会出现上述模棱两可的结论呢?同时，为什么在我国公共支出和
国民产出之间会出现负相关关系呢?上述变盘问的协整关系能说明变盘问存
在因果关系吗?为了寻找其中的答案，本文对数据和回归方程进行了分析，我
们的可能结论有两点:这种情况可能是由于序列的时序太短，从而不能真正反
映出两者的长期关系飞也可能是由于在样本期内，变量还受其他未考虑因素
的影响，这其中包括方程结构的变化和其他变量的影响。就方程结构来看，本
文考虑到自 1994 年中央明确提出市场经济以及 1994 年的财政体制改革，可
能使得各种经济总量关系发生了巨大变化，这其中就包括公共支出和国民产
出两个宏观总量的关系。这种总量关系的变化一定会反映到方程中，对方程
的结构产生影响。为了证明这种假设，本文利用了 Chow 检验⑩对方程(1)至
方程(6)进行了序列断点检验，检验结果见表 50
表 5 OIow 断点揄验结果
方程 |对数似然比| 概率 11 方程 |对数似然比| 概率
表 5 检验结果说明， 1994 年前后瓦格纳定律六种表述方程的结构发生了显
李永友、裴 育：公共支出与国民产出
著的变化。这种结构上的变化为上述问题提供了一种解释。为了找出这种结
构变化对两个宏观经济变量间关系的影响程度以及对方程变量间因果关系结
构的影响，本文继续对上述六个方程进行分析，首先我们想检验方程变量的I 果
关系，它是我们建立方程时确定因变量和自变量的根据。但根据前面对序列水
平数据和一阶差分序列的平稳性检验可知，我们不能直接对上述方程的变量序
列在整个样本期内进行因果检验，因为因果检验的两个变量必须都是平稳的。
为此，本文对样本序列进行了分段平稳性检验，检验的方法和上述一样。但
1994年之后的分段检验，有效的数据序列只有9个，自由度的下降可能对估计
结果的有效性产生影响，为了克服这种情况，对1994年之后时段的序列平稳性
检验，本文采用了由北京经济信息网公布的季度数据代替了年度数据@，季度数
据的采用使得有效时间序列上升到36个。尽管由年度数据变为季度数据会使
估计结果有所差异，但在方程的结构和数据序列间的关系上是不会有影响的。
另外在平稳性检验之前，通过相关序列的线性图我们发现，序列存在明显的季节
周期特征，为此，在进行平稳性检验前，本文首先对相关序列进行了季节调整，调
整的方法采用eviews3．1中提供的乘法方法。经过上述的一系列处理，接下来
对序列进行分段平稳性检验，检验结果说明不管是1979年至1994年的年度数
据序列还是1995年至2003年的季度序列，在5 9／6的显著性水平下，上述方程各
变量序列的一阶差分在其样本期内都是平稳的0。既然一阶差分是平稳的，那
么现在可以进行变量间因果关系检验，检验结果见表6。
表6 变量序列的因果检验
P值 P值 方程 零假设
(1979～1994) (1995．1~2003．4)
(1) △LN( lP not cause ALNE 0．754 0．0904
△LNE not cause ALN( lP 0．541 0．0061⋯
(2) △LNGDP not cause ALNC O．717 0．112
△LNC not cause ALNGDP 0．O01⋯ O．0103。
(3) hLN(GDP／P)not cause ALNE 0．739 0．105
△LNE not cause ALN(GDP／P) 0．527 0．011。
(4) △LN(GDP／P)not cause△LN(E／GDP) 0．614 0．0417
△LN(E／GDP)not cause ALN(GDP／P) O．O17’ 0．029’
(5) △LN(GDP／P)not cause△LN(E／P) 0．965 0．109
△LN(E／P)not cause ALN(GDP／P) 0．614 0．010⋯
(6) △LN(C lP)not cause△LN(E／P) 0．541 0．206
aLN(E／P)not cause ALN(GDP) O．O16 0．0081⋯
说明：不管是1979年至1994年序列的年度数据检验还是1995年至2003年序列季度
数据的检验，本文都采用了AIC和SC准则选择滞后期的长短。表格内的P值为F统计量
的相伴概率。⋯ 在1％水平下显著，一在5％水平下显著，’在1O％水平下显著。
分段因果检验的结果进一步说明，在我国并不存在真正意义上的瓦格纳
定律。因为从检验结果看，在1994年之前，公共支出的变化并不是由国民产
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李敖友、费商:公共支出与国民产出
著的变化。这种结构上的变化为上述问题提供了一种解释。为了找出这种结
构变化对两个宏观经济变量间关系的影响程度以及对方程变量问因果关系结
构的影响，本文继续对上述六个方程进行分析，首先我们想检验方程变蠢的回身边
关系，它是我们建立方程时确定因变量和自变量的根据。但根据前面对序列水
平数据和一阶差分序列的平稳性检验可知，我们不能直接对上述方程的变量序
列在整个样本期内进行因果检验，因为因果检验的两个变最必须都是平稳的。
为此，本文对样本序列进行了分段平稳性检验，检验的方法和上述一样。但
1994 年之后的分段检验，有效的数据序列只有 9 个，自由度的下降可能对估计
结果的有效性产生影响，为了克服这种情况，对 1994 年之脂时段的序列平稳性
检验，本文采用了由北京经济信息网公布的季度数据代替了年度数据。，季度数
据的采用使得有放时间序列上升到 36 个。尽管由年度数据变为季度数据会使
估计结果有所差异，徊在方程的结构和数据序列间的关系上是不会有影响的。
另外在平稳性检验之前，通过相关序列的线性图我们发现，序列存在明显的事节
周期特征，为此，在进行平稳性检验前，本文首先对相关序列进行了季节调整，调
整的方法采用 中提供的乘法方法。经过上述的一系列处理，接下来
对序列进行分段平稳性检验，检验结果说明不管是 1979 年至 1994 年的年度数
据序列还是 1995 年~2003 年的季度序列，在 5%的显著性水平下，上述方程各
变量序列的一阶盘分在其样本期内都是平稳的。。既然一阶楚分是平稳的，那
么现在可以进行变量问因果关系检验，检验结果见表 6 0
费 6 变撒序列的因果检验
方程 零假设 p值 p值(1979-1994) --2003. 的
(1) &,NGDP not cause O. 754 '
&,NE not cause …
(2) &,NGDP not cause
&,NC not cause &,NGDP ' 铺‘ "
(3) &,N(GDP/P) not cause O. 105
&,NE not cause (GDP/P) '‘
(4) &,N(GDP/P)not cause (E/GDP) O. 614 *‘
&,N(E/GDP)not cause (GDP/P) 钥销 唰懦
(5) &,N(GDP/P) not cause (E/P) O. 109
&,N(E/P) not cause (GDP/P) ' • •
(6) &,N(GDP) not cause &,N(E/P)
&,N(E/P) not cause (GDP) 铃. ' 恻惆
说明:不管是 1979 年至 1994 年序列的年度数据检验还是 1995 年至 2003 年序列季度
数据的检验，本文都采用了 AIC 和 sc准则选择捕后期的长短。表格内的 p值为 F统计量
的相伴概率在 1%水平下显著在 5%水平下显著在 10%水平下显著。
分段因果检验的结果进一步说明，在我国并不存在真正意义上的瓦格纳
定律。因为从检验结果看，在 1994 年之前，公共支出的变化并不是由国民产
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财 经 研 究 2005年第7期
出的变化造成的，这显然与瓦格纳定律相背，因为瓦格纳定律要求在国民产出
和公共支出之间存在单向的因果关系。不仅如此，即使在1994年之后，除了
方程(4)之外，也没有证据表明公共支出的变化是由国民产出引起的。从这个
检验中，我们可以得到两个重要的结论，一是统计上的，即变量问的长期均衡
关系并不是变量间存在因果关系的充分条件，这在上述的两个统计分析中可
见一斑。同时，数据断裂的存在可能改变变量的因果结构。1994年前，两个
变量不存在因果关系，但1994年之后，变量问的因果关系除个别方程外还是
比较显著的。二是瓦格纳定律不成立意味着我国政府在公共支出的决策上很
少考虑经济环境的变化以及经济的承受能力，公共支出与国民产出的长期均
衡关系只能说明公共支出决策受其他因素的影响，这其中可能包括像公共收
入等这样的中间变量。这一结论为国民产出的变化能否有助于预测公共支出
的变化趋势给出了一个很好的解释，最起码这种解释在我国是可以接受的。
不仅如此，检验结果也说明，我国的公共支出决策在1994年前后发生了很大
的变化，1994年前，公共支出与国民产出之间几乎不存在因果关系，这不仅说
明瓦格纳定律在这段时间是不成立的，也说明凯恩斯的公共支出可以促进经
济增长的观点在我国也不成立。这种情况在1994年之后有所变化，尽管我们
还是没能找到瓦格纳定律存在的证据，但是我们看到，六个方程都显示出凯恩
斯的思想在这段时间具有相当的解释力。公共支出成为国民产出变化的一个
原因不仅说明了凯恩斯思想在这段时间是正确的，而且也说明政府利用公共
支出有效调节经济增长的意识在增强，不仅如此，这一结论还为政府干预经济
的有效性提供了有力的经验证据@。
就其他未考虑因素而言，本文在对六个方程做OI S回归时发现，简单的
OI S回归存在显著的序列相关，为消除序列相关，本文采用了AR(1)进行了
消除，消除后的结果表明，回归方程通过了各项检验。实际上这一过程反映
出，公共支出可能还受其自身滞后项的影响。这种影响为变量间的长期均衡
关系并没能显示出因果关系提供了解释。为了检验这种想法的正确性，本文
在六个方程的自变量中增加了一个滞后变量，并对方程重新进行了OI S回
归，回归结果见表7@。
表7 添加滞后项的回归结果
方程 常数项 滞后变量系数(一1) 自变量系数
(1) 0．76(1．18) 0．77(5．32) 0．12(2．38)
(2) 一0．29(一1．55) 0．995(8．78) 0．043(O．49)
(3) 0．92(1．37) 0．76(5．31) 0．147(1．47)
(4) 1．78(1．49) 0．75(4．91) 一O．143(一2．31)
(5) 0．58(1．03) 0．78(5．32) 0．102(2．27)
(6) 2．01(1．55) 0．74(4．88) 一O．13(一2．38)
说明：表中括号内的数为t统计量值。六个方程的R 都在0．85以上，联合检验的结
果也显示方程的估计系数较为显著。
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财始研3巳 2005 年第 7 期
出的变化造成的，这显然与瓦格纳定律相背，因为瓦格纳定律要求在国民产出
和公共支出之间存在单向的因果关系。不仅如此，即使在 1994 年之后，除了
方程(的之外，也没有证据表明公共支出的变化是由国民产出引起的。从这个
检验中，我们可以得到两个茧耍的结论，一是统计上的，即变最间的长期均衡
关系并不是变盘问存在因果关系的充分条件，这在上述的两个统计分析中可
见一斑。问时，数据断裂的存在可能改变变髓的因果结构。 1994 年前，两个
变最不存在因果关系，但 1994 年之后，变盘问的因果关系除个别方程外还是
比较显著的。二是瓦格纳定律不成立意味着我国政府在公共支出的决策上很
少考虑经济环境的变化以及经济的承受能力，公共支出与国民产出的长期均
衡关系只能说明公共支出决策受其他因素的影响，这其中可能包括像公共收
人等这样的中间变量。这一结论为国民产出的变化能否有助于预测公共支出
的变化趋势给出了一个很好的解释，最起码这种解释在我国是可以接受的。
不仅如此，检验结果也说明，我国的公共支出决策在 1994 年前后发生了很大
的变化， 1994 年前，公共支出与固民产出之间几乎不存在因果关系，这不仅说
明瓦格纳定律在这段时间是不成立的，也说明凯恩斯的公共支出可以促进经
济增长的观点在我国也不成立。这种情况在 1994 年之脂有所变化，尽管我们
还是没能找到瓦格纳定律存在的证据，但是我们看到，六个方程都显示出凯恩
斯的思想在这段时间具有相当的解释力。公共支出成为回民产出变化的一个
原因不仅说明了凯恩斯思想在这段时间是正确的，而且也说明政府利用公共
支出有效调节经济增长的意识在增强，不仅如此，这一结论还为政府干预经济
的有效性提供了有力的经验证据。。
就其他来考虑因素而言，本文在对六个方程做 OLS 凹归时发现，简单的
OLS 回归存在显著的序列相关，为消除序列相关，本文采用了 AR(l)进行了
消除，消除后的结果表明，回归方程通过了各项检验。实际上这一过程反映
出，公共支出可能还受其自身滞后项的影响。这种影响为变盘问的长期均衡
关系并没能显示出因果关系提供了解释。为了检验这种想法的正确性，本文
在六个方程的自变囊中增加了一个滞后变量，并对方程重新进行了 OLS 回
归，回归结果见表仰。
表 7 添加滞眉项的回归锚果
方程 常数项 栅后变最系数(一1) 自变最系数
(1) O. 76( 1. 18) () O. 12()
(2) 一O. 29( -1. 55) () ()
(3) ( 1. 37) O. 76(5. 31) (1 .47)
(4) 1. 78( 1. 49) () 一( 1)
(5) ( 1. 03) () ()
(6) (1 .55) () 一O. 13( - )
说明:表中括号内的数为 t统计盘值。六个方程的 R2 都在 以上，联合检验的结
果也显示方程的估计系数较为显著。
• 108 •
李永友、裴 育：公共支出与国民产出
添加滞后项后的回归结果显示，滞后变量在六个方程中，对公共支出的影
响非常显著。这个结论一方面说明了国民产出引致公共支出变化的瓦格纳定
在中国律不成立，另一方面也说明了我国公共支出较强的惯性特征。从回归
结果看，六个方程的滞后变量系数都大于0．5，尤其是方程(2)，其系数更是高
达近乎为1。这说明相比较国民产出的影响，公共支出惯性对公共支出的影
响程度更高。这种较强的支出惯性使得公共支出决策很少考虑国民产出的实
际水平和需要。这一结论与我国的现实基本一致，这也可以从我国较大的刚
性支出比重中得到部分的解释。
五、分析的结论
本文通过利用我国1979年至2003年的数据对瓦格纳定律的六种表述进
行检验。协整检验结果显示，变量间存在长期的均衡关系，但回归系数却没能
证明瓦格纳定律在我国是成立的。之所以出现这种情况，本文通过利用
Chow断点检验发现，主要是由于数据结构在1994年前后发生了巨大的变
化，这种数据断裂不仅改变了变量序列的方程结构，而且也改变了变量的因果
方向。
尽管我们没有证据证明国民产出引致公共支出这种单向因果关系的存在
性，但我们却发现自1994年之后，我国的公共支出对国民产出具有较为显著
的凯恩斯效应。而在1994年之前，不管是瓦格纳效应还是凯恩斯效应，经验
数据都没有给出明确的支持。这说明随着我国市场化改革的进一步推进，我
国政府利用公共支出调控经济运行的意识在增强，同时也间接地证明了自
1994年之后李嘉图中性假设和总供给效应在我国经济生活中并不存在或者
影响不显著，相反公共支出的凯恩斯效应却是显著的。
既然国民产出没有引致公共支出变化，那么是什么因素引致公共支出变
化的呢?为探究这一问题，本文又通过在原方程中加入滞后变量的方法对方
程重新进行了回归，回归结果显示，我国的公共支出呈现出较强的惯性特征。
这一结论说明，在我国公共支出决策中，惯性支出的影响要比国民产出对公共
支出的变化影响更大。较大的支出惯性不仅降低了公共支出调控政策的灵活
程度，而且也使公共收支的矛盾不断地扩大。
虽然变量的样本序列没能证明国民产出与公共支出的单向因果关系，但
必须指出的是，尽管我们还没有证据证明，本文较短的样本期限对本文结论的
有效性和可靠程度有一定的负面影响，但这种影响却是一定存在的(尽管
1994~2003年使用了季度数据，扩大了样本容量)，所以对本文的结论必须持
谨慎的态度。
*本文为社科基金项目《税收与经济增长关系的指标测定与计量研究》和江苏省高校
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李承友、费青:公共支出与国民产出
添加滞后项后的回归结果显示，滞后变量在六个方程中，对公共支出的影
响非常显著。这个结论一方面说明了国民产出引致公共支出变化的瓦格纳定
在中国律不成立，另一方面也说明了我国公共支出较强的惯性特征。从回归
结果看，六个方程的滞后变最系数都大于 ，尤其是方程 (2) ，其系数更是商
达近乎为 10 这说明相比较国民产出的影响，公共支出惯性对公共支出的影
响程度更高。这种较强的支出惯性使得公共支出决策很少考虑国民产出的实
际水平和需要。这一结论与我国的现实基本一致，这也可以从我回较大的刚
性支出比重中得到部分的解释。
五、分析的结论
本文通过利用我国 1979 年至 2003 年的数据对瓦格纳定律的六种表述进
行检验。协整检验结果显示，变量问存在长期的均衡关系，但回归系数却没能
证明瓦格纳定律在我国是成立的。之所以出现这种情况，本文通过利用
Chow 断点检验发现，主要是由于数据结构在 1994 年前后发生了巨大的变
化，这种数据断裂不仅改变了变量序列的方程结构，而且也改变了变慧的因果
方向。
尽管我们没有证据证明国民产出引致公共支出这种单向因果关系的存在
性，但我们却发现自 1994 年之后，我国的公共支出对国民产出具有较为显著
的凯恩斯效应。而在 1994 年之前，不管是瓦格纳效应还是凯恩斯效应，经验
数据都没有给出明确的支持。这说明随着我国市场化改革的进一步推进，我
固政府利用公共支出调控经济运行的意识在增强，同时也间接地证明了自
1994 年之后李嘉阁中性假设和总供给效应在我回经济生活中并不存在或者
影响不显著，相反公共支出的凯恩斯效应却是显著的。
既然因民产出没有引致公共支出变化，那么是什么因素引致公共支出变
化的呢?为探究这一问题，本文又通过在原方程中加入滞后变量的方法对方
程重新进行了回归，回归结果显示，我国的公共支出呈现出较强的惯性特征。
这一结论说明，在我国公共支出决策中，惯性支出的影响要比国民产出对公共
支出的变化影响更大。较大的支出惯性不仅降低了公共支出调控政策的灵活
程度，而且也使公共收支的矛盾不断地扩大。
虽然变量的样本序列没能证明国民产出与公共支出的单向因果关系，倪
必须指出的是，尽管我们还没有证据证明，本文较短的样本期限对本文结论的
有效性和可靠程度有一定的负面影响，但这种影响却是一定存在的(尽管
1994--2003 年使用了季度数据，扩大了样本容量) ，所以对本文的结论必须持
谨慎的态度。
特本文为社科基金项目《税收与经济增长关系的指标测定与计量研究》和江苏省高校
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财 经 研究 2005年第7期
哲学社会科学基金项目《江苏省地方公债问题研究》的阶段性成果。
注释：
①公共支出扩张和缩减是否一定会造成国民产出的同向变动并不一定，这要取决于公共
支出的融资方式、私人部门的消费决策以及政府的跨期预算约束程度。简单地说，就是
取决于财政乘数的大小和方向。一般情况下，财政乘数总是大于等于零，但现有的研究
表明，财政乘数也有为负的可能。财政乘数为负的理论和实证检验可以详见Stephane
Capet，the efficiency of fiscal policies：a survey of the literature，CEPII．Working Paper
No．11，2004。同时，对任何一个经济体来说，财政乘数并不是不变的，这样在对两个变
量的时间序列作简单计量分析时，如不考虑断裂的存在，可能就会得出不太正确的分析
结论。
②如不特别声明，以下所指的预算支出既包含预算内支出又包含预算外支出。不过在这
里需要说明的是，在讨论公共支出与国民产出关系时，在我国现有的统计数据下，仅就
预算讨论是不全面的，公共支出应包含公共部门为履行公共职能所投入的一切资源。
但由于数据的可得性，学者们在分析时往往仅就预算支出进行分析，有的甚至仅就预算
内支出进行分析，显然这种分析所得出的结论应当谨慎。
③这里因数据的可得性，不包括预算外政府支出。两个数据都来自于2004年中国统计
年鉴。
④国内关于公共支出与经济增长间关系研究的简要评述参见：庄子银、邹薇(2003)，公共
支出能否促进经济增长：《中国的经验分析》，《管理世界》，2003年第7期。
⑤具体的评述详见：Safa Demirbas(1999)，cointegration analysis—causality testing and Wag—
ner’S Law：the case of Turkey，1950~1990，University of Leicester Working Paper。
⑥由于篇幅所限，本文没有列出一阶差分序列的ADF检验结果。不过值得指出的是，带
有截距项的国民产出和人均国民产出一阶差分序列ADF检验，只有在滞后阶数为2和
3时，检验结果在5 的水平上并没有驳斥序列不存在单位根的零假设。
⑦ Engine和Granger(1987)提出，序列间如果表现出同阶单整关系，那么序列间就有可能
存在长期协整关系。
⑧这里之所以说是可能存在，主要是由于协整检验只是说明两个或多个变量间是否存在
长期均衡关系，而均衡关系的存在并不能表明变量间存在因果关系，而瓦格纳定律在因
果关系上是非常明确的，即国民产出引致公共支出的单向因果关系。
⑨根据Perrnan(1991)的解释，对小样本序列进行OLS协整分析时，统计结果也许会出现
很大的偏误。具体参见：Perman(1991)，cointegration，an introduction tO the literature，
Journal of Economic Studies。
⑩Chow断点检验的思想是对每个子样本单独拟合方程来观察估计方程是否存在显著差
异，零假设是两个子样本拟合的方程无显著差异，有显著差异意味着方程的结构发生了
变化 具体详见：易丹辉的《数据分析与Eviews应用》，《中国人民大学出版社》，2002年
版，第46~47页。
⑩为保持对称性和估计结果的可比性，1979年至1994年的序列数据也应采用季度数据，
但由于作者从现有的统计资料中不能获得1993年以前的公共支出季度数据(包括预算
内外)，所以这一段仍然采用年度数据进行检验。这种差异并不影响本文的分析结论。
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财始研现 2005 牢第 7 期
哲学社会科学基金项目《江苏省地方公债问题研究》的阶段性成采。
注释:
①公共支出扩张和缩减是否…定会造成国民产出的同向变动并不一定，这要取决于公共
支出的融资方式、私人部门的消费决策以及政府的跨期预算约束程度。简单地说，就是
取决于财政乘数的大小和方向。一般情况下，财政乘数总是大于等于零，但现有的研究
表明，财政乘数也有为负的可能。财政乘数为负的理论和实证检验可以详见 St叩hane
Capet. the efficìency of fiscal policies: a survey of the literature. CEPII. Working Paper
No. 11, 2004. 同时，对任何一个经济体来说，财政乘数并不是不变的，这样在对两个变
茧的时间序列作简单计盘分析时，如不考虑断裂的存在，可能就会得出不太正确的分析
结论。
②如不特别声明，以下所指的预算支出既包含预算内支出又包含预算外交出.不过在这
里需要说明的是，在讨论公共支出与国民产出关系时，在我国现有的统计数据下，仅就
预算讨论是不全面的，公共支出应包含公共部门为履行公共职能所投入的一切资源。
但由于数据的可得性，学者们在分析时往往仅就预算支出进行分析，有的甚至仅就预算
内支出进行分析，显然这种分析所得出的结论应当谨慎。
③这里倒数据的可得性，不包括预算外政府支出。两个数据都来自于 2004 年中国统计
年鉴。
@国内关于公共支出与经济增长|闯关系研究的简要评述参见 t庄子魄、邹薇(2003) ，公共
支出能沓促进经济增长:(中国的经验分析)).<<管理世界)).2003 年第 7 期。
⑤具体的评述详见:缸fa Demìrbas(1999) .coìntegration analysis.…causality testing and Wag-
ner' s Law: the case of .......1990. Universìty of Leicester Working Paper.
@由于篇幅所限，本文没有列出…阶提分序列的 ADF 检验结果。不过值得指出的是，带
有截距项的回民产出和人均国民产出一阶整分序列 ADF检验，只有在滞后阶数为 2 和
3 时，检验结果在 5%的水平上井投有驳斥序列不存在单位根的零假设。
⑦ Englne 和 Granger( 1987)提出，序列间如果表现出问阶单黯关系，那么序列间就有可能
存在长期协黯关系。
@这里之所以说是可能存在，主要是由于协整检验只是说明两个或多个变量间是否存在
长期均衡关系，而均衡关系的存在并不能表明变盘问存在因果关系，而瓦格纳定律在因
果关系上是非常明确的，即国民产出引致公共支出的单向因果关系。
⑨根据 Perman(1 991)的解棒，对小样本序列进行 OLS 协按分析时，统计结果也许会出现
很大的偏误。具体参见: Perman (1991). cointegration. an introduction to the lìterature,
Journal of Economìc Studieso
⑩ Chow断点检验的思想是对每个子样本单础拟合方程来观察估计方程是否存在显著差
异，零假设是两个子样本拟合的方程无显著差异，有显著差异意味着方程的结构发生了
变化。具体详见 t易丹辉的《数据分析与 Eviews 应用》丛中国人民大学出版社))， 2002 年
版，第 46.......47 页。
。为保持对称性和估计结果的可比性.1979 年至 1994 年的序列数据也应采用季度数据，
但由于作者从现有的统计资料中不能获得 1993 年以前的公共支出季度数据(包括预算
内外) .所以这一段仍然采用年度数掘进行检验。这种提界并不影响本文的分析结论。
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李永友、裴 育：公共支出与国民产出
⑩需要指出的是，样本期限不同可能使检验结果存在一定的差异。但尽管如此，从检验结
果看，所有变量序列的水平序列都没能驳斥序列存在单位根的零假设，但一阶差分序列
却表现出平稳特征，这与整个样本的检验结论存在差异，这种差异也能说明数据断裂的
影响。具体的检验结果因篇幅所限，本文没有列出。
⑩李嘉图中性假说与总供给效应认为公共支出与国民产出之间的因果关系是非常弱的，
甚至在极端情况下并不存在。而传统的凯恩斯观点认为，公共支出对国民产出具有促
进作用，政府完全可以利用公共支出改变国民产出的增长路经。具体的争论可以参见：
Stephane Capet(2004)，the efficiency of fiscal policies：a survey of the literature，CEPII，
Working Paper NO．2004，(11)。
⑩增加滞后变量的回归分析时间段为1979年至2003年，严格来说也应采用分段回归，所
以对回归结果的解释需谨慎，这里只是为了说明问题就没有进行分段回归。同时在增
加滞后变量时，本文采用t统计量进行了滞后期的选择，由于大于2期的滞后变量t统
计量较小，回归结果在5 水平上不显著，所以通过删除，最后添加的滞后变量只有滞后
1期和2期的被选中，这里只列出了滞后1期的回归结果。
参考文献：
I-1]庄子银，邹薇．公共支出能否促进经济增长：中国的经验分析I-J]．管理世界，2003，(7)．
[2]杨继，刘柯杰．中国公共支出增长的实证分析I-J]．上海经济研究，2002，(9)．
[-3~Nelson，C R．，Plosser，C I．Trends and random walks in macroeconomic time series：
some evidence and implications[-J]．Journal of Monetary Economics，1982，10，139~162．
[-41Henrekson，M．An economic analysis of swedish government expenditure[-M]．Avebury．
1992．
[5]Holden，K．，Thomson，J．CO—integration：an introductory survey[-J]．British Review of
Economic Issues，1992，14(33)，1～55．
[-6]Charemza，W w．，Deadman，D．F．new directions in econometric practice[-M]．Edward
Elgar，1992．
[-71Musgrave，R A．Fiscal systems[M]．New Haven and London：Yale University Press，
1969．
[8]Mann，A J．Wagner’S Law：an econometric test for Mexico，1925～1976I-J]．National
Tax Journal，1980，33，189~201．
[-9]Golfman，I J．on the empirical testing of Wagner’S Law：a technical note[-J]．Public Fi—
nance，1968，23，59～ 364．
[-lOl Peacock，A T．，Wiseman，J．Approaches tO the analysis of government expenditure
growth[-J]．Public Finance Quarterly，1979，7，3～23．
[-11]Pryor，F L．Public expenditures in communist and capitalist nations[M]．London：
George Allen and Unvin Ltd．，1969． (下转第144页)
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李东在、提商:公挟支出与国民产出
。需要指出的是，样本期限不同可能使检验结果存在!一定的差异。但ß管如此，从检验结
果看，所有变量序列的水平序列都没能驳斥序列存在单位根的零假设，但…阶是分序列
却表现出平稳特征，这与黯个样本的检膛结论存在盖异，这种差异也能说明数据断裂的
影响。具体的检验结果因篇幅所限，本文没有列出。
。李嘉闺中性假说与总供给效应认为公共支出与国民产出之间的因果关系是非常峭的，
甚至在极端情况下并不存在。而传统的凯恩斯观点认为，公共支出对国民产出具有促
进作用，政府完全可以利用公共支出改变国民产出的增长路经。具体的争论可以参见 t
Stephane Capet(2004) , the efficiency of fiscal policies: a survey of the literature, CEPII ,
Working Paper NO. 2004 , (11) 。
⑩增加滞后变量的回归分析时间段为 1979 年至 2003 年，严格来说也应采用分段回归，所
以对回归结果的解释需谨慎，这盟只是为了说明问题就没有进行分段阳归。同时在增
加滞后变量时，本文采用 t 统计量进行了滞后期的选择，由于大于 2 期的滞后变盘 t 统
计盘较小，回归结果在 5%水平上不显著，所以通过删除，最后添加的滞后变量只有滞后
l 期和 2 期的被选中，这奥只列出了滞后 1 期的回归结果。
参考文献:
[lJ庄子银，当附在.公共支出能否促进经济增长:中国的经验分析[J].管理世界， 2003 ， (7).
[2J杨继，刘树杰.中阔公共支出增长的实证分析[JJ.上梅绞济研究， 2002 ， (9).
[3JNelson, C R. , Plosser, C 1. Trends and random walks in macroeconomic time series:
some evidence and implications[JJ. Joumal of Monetary Economics , 1982 , 10 , 139.........162.
[4JHenrekson ,M An economic analysis of swedish govemment expenditure[MJ. Avebury ,
1992.
[5JHolden,K. , Thomson ,J. co-integration: an introductory survey [J]. British Review of
Economic Issues , 1992 ,14(33) , 1.........55.
[6JCharemza , W 吼，Deadman ， D. F. new directions in econometric practice[MJ. Edward
Elgar , 1992.
[7门JMus鸣咿grav陀e.点R A. Fiscal syst怆e臼em盯m叫M]. New Haven an呐叫ld 1μ..on时ldon: Yale University Press ,
1969.
[8JMann ,A J. Wagner's Law: an econometric test for Mexico. 1925"""'" 1976 [J J. National
丁ax . 189.........201.
[9JGoffman ,I J. on the empirical testing of Wagner' 5 Law: a technical note[J]. Public Fi-
nance ,1968 ,23 , 59.........364.
[10J Peacock , A T. , Wiseman , J. Approaches to the analysis of govemment expenditure
growth[JJ. Public Finance Quarter1y, 1979 ,7, 3-23.
[l1 J Pryor , F L. Public expenditures in communist and capitalist nations [MJ. London:
Geo咆e Allen and Unvin L时， 1969. (下特第 144 页)
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财 经 研 究 2005年第7期
The Empirical Study on Seasonal Adj ustment
of the Quarterly GDP in China
ZHANG M
(Department of Statistics，
ing—fang
Shanghai University
of Finance and Economics，Shanghai 200433，China)
Abstract：Up to now，there has been little investigation of the quarterly
GDP in China．The aim of this paper is to investigate the properties of the
time series of quarterly GDP in China．X-12一ARIMA and TRAMO—SEATS
are used to decompose the series through the DEMETRA interface version
2．0．This paper provides full diagnostic results and summary results for the
quarterly GDP in China．
Key words：the quarterly GDP in China；X一12一ARIMA；TRAMO—
SEATS；seasonal adjustment (责任编辑 许 波)
· } ·9■} · ；e ·9 ·9 ·9 ·9 ·9 ·9 生 生 生 生 ． 生 生 生 业 ． ， ： ；
(上接第111页)
Public Expenditure and National Output：
An Empirical Analysis Based on Wagner’S Law
LI Yong—you ，PEI Yu
(1．School of Public Finance and Administration，Anhui University of Finance
&Economics，Anhui 233041，China；2．NanjingAdit Coll口g ，N口 g 210029，C 砌)
Abstract：This article utilizes China’S data to examine six kinds of state—
ments of Wagner’S law．We conclude that no evidence supports unidirection—
al causality between national output and public expenditure
． In order to find
its cause，this article utilizes Chow’check and lag variable method，the re-
sult is that the ruptured data changes the structure of cause and effect be—
tween national output and public expenditure．Furthermore，by introducing
lag variable，it reveals that the inertia characteristic of public expenditure is
an even more important reason for its own change than national output．
Key words：public expenditure；national output；Wagner’S law；
Keynes’effect (责任编辑 许 波)
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财始研现 2005 年第 7 期
The Empirical Study on Seasonal Adj ustment
of the Quarterly GDP in China
ZHANG Ming-fang
(De户artment 0/ Statistics. Shanghai University
。/ Financ们2nd Economics , Shanghai 200433 , China)
Abstract: Up to now , there has been little investigation of the quarterly
GDP in China. The aim of this paper is to investigate the properties of the
time series of quarterly GDP in China. X-12.….ARIMA and TRAMO-SEATS
are used to decompose the series through the DEMETRA interface version
2. O. This paper provides full diagnostic results and summary results for the
quarterly GDP in China.
Key wo时s: the quarterly GDP in China; X -12 - ARIMA; TRAMO-
SEA TS; seasonal adjustment (责任纳辑许波)
......，.始涌始$指事副~'$II旨*指划*'事副~.命指事指事指意指章指章指审批浦岭浦怆浦如浦如嗡峙浦指浦岭..嗡1&'嗡1&''$11旨
(上接第 111 页)
Public Expenditure and National Output:
An Empirical Analysis ßased on Wagner' s Law
LI Yong喃you1 ,PEI Yu2
ωl 0/ Puhlic Finance ωui Administration ,Anhui University 0/ Finance
& Economics , Anhui 233041, China;2. Nanjing Adit Collage ,Nanjing 210029 ,China)
Abstract: This article utilizes China' s data to examine six kinds of state-
ments of Wagner' s law. We conclude that no evidence supports unidirection-
al causality between national output and public expenditure. In order to find
its cause , this article utilizes Chow' check and lag variable method , the reω
sult is that the ruptured data changes the structure of cause and effect be-
tween national output and public expenditure. Furthermore , by introducing
lag variable, it reveals that the inertia characteristic of public expenditure is
an even more important reason for its own change than national output.
Key wonls: public expenditure; national output; Wagner' s law;
Keynes' effect (责任编辑许波)
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