我国行政诉讼量与经济增长的协整分析

黄婷婷，张 超

(安徽财经大学1.法学院;2.统计与应用数学学院，安徽 蚌埠233030)

一、引言

2014年11月1 日，全国人大常委会表决通过了关于修改行政诉讼法的决定。作为一部“民告官”的法律，行政诉讼法是连接公民权利与政府职能的纽带。近年来，经济体制改革的不断深入促使我国经济快速发展，我国不断增加普法教育投入，这为更好的宣传、贯彻、落实法律教育提供了经济保障，人们的权利意识和法律意识不断增强。当私人利益与公共利益产生冲突时，更多的人会遵循理性的司法程序，通过行政诉讼来解决行政纠纷，这将直接导致行政诉讼案件日益增多。这说明经济增长对行政诉讼量具有带动作用。反过来，行政诉讼作为一种负值交互行为[1]，不能带来社会财富的增加，同时还将消耗诉讼各方的成本，简而言之，行政诉讼不能促进经济增长。以上结论均是从定性的角度分析得到，并不能实质上说明行政诉讼量与经济增长之间的关系。为了揭示两者之间的真正关系，我们需要从定量的角度对行政诉讼量与经济增长的关系进行实证分析。

关于诉讼量与经济增长间的关系的定量研究，国内外学者取得了一些成果。主要有:Jose Juan Toharia的关于西班牙1900～1970年的诉讼率与工业发展进度关系的实证分析[2]39-82;F.van Loon和E.Langerwerf的关于比利时1835～1980年的经济增长与法院诉讼量的关系的经验研究[3];Christian Wollschlager的关于德国不莱梅市1549～1984年的工业化进度与诉讼率变动关系的分析研究[4];陈聪富的关于台湾近半个世纪的法院诉讼量与社会发展间关系的分析研究[5];冉井富的关于1978～2000年的中国经济发展与诉讼率变迁关系的经验研究[6];黄文平的关于1952～2003年中国法院诉讼案件量与经济增长关系的实证研究[7];杨莎莎、杨德云的关于1978～2011年中国诉讼量与经济增长间关系的协整分析[8]。虽然他们研究的对象不尽相同，但都得到一个相同的结论:诉讼量与经济增长之间具有一定的相关性。

以上研究均是侧重于诉讼总量与经济增长的关系，并没有研究行政诉讼量与经济增长间的关系。那么本文另辟蹊径，利用协整分析、误差修正和Granger 因果检验法[8-10]对我国行政诉讼量与经济增长的关系进行实证研究。

二、模型方法介绍[11]177-182

1.EG 两步法协整检验

EG 检验的步骤有:

步骤1 当k个序列y1和y2，y3，…，yk皆为I(1)序列时，可建立回归模型:

模型估计的残差为:

2.误差修正模型

若非平稳的变量间具备协整关系。方可建立误差修正模型:

其中，ecmt-1为误差修正项;λ为调整系数，是负值，其绝对值的大小反馈了向长期平衡的调节能力。

3.Granger 因果检验

若协整检验证实了变量之间存在长期平衡关系，如果想要证明此种平衡关系能否导致因果关系，则需要借助Granger 因果检验法去判断变量之间是否具有因果关系。模型如下:

其中，xt-i是xt的i 阶滞后项，yt-j是yt的j 阶滞后项，u1t，u2t是白噪声序列，αi，βj，λi，θj是待估计的参数。

三、模型估计

1.变量和数据说明

本文所用数据为1983-2013年的统计数据，资料来源于《中国统计年鉴2014》。中国行政诉讼量数据取自人民法院审理一审行政案件数，经济增长数据取自国内生产总值。基于想更加真实的反映变量的变动状态，需要剔除价格和人口因素的干扰，每组数据均以1983年的数据为标准，取本组所有年份数据与1983年数据的比值，生成行政诉讼量(简称XZSSL)指数和国内生产总值(简称GDP)指数，且1983年的所有指数指定为100。表1给出了相应的数据与指数数据。

表1 1983-2013 行政诉讼量与经济增长相关数据表

图1为1983-2013年我国行政诉讼量的趋势图，图2为1983-2013年我国国内生产总值的趋势图，由两图易知，我国行政诉讼量与经济增长均保持总体上升的长期趋势。经相关性检验发现，行政诉讼量与经济增长间的相关性系数为0.8158，属强相关性。可是通过相关性分析得出的强相关性并不能解释它们两者之间的因果关系，也可能是由于时间空间上的凑巧导致强相关性。所以若要揭示出行政诉讼量与经济增长间存在的真正联系，必须采用科学的计量手段对它们之间的关系进行实证研究。

图1 我国行政诉讼量趋势图

图2 我国经济增长趋势图

2.实证结果及分析

由于XZSSL 指数与GDP 指数带有长期趋势，为了避免产生异方差，对两个指数序列分别取自然对数，便得到LNXZSSLt指数、LNGDPt指数。因此，对我国行政诉讼量与经济增长间关系的实证分析等价转换为对LNXZSSLt指数与LNGDPt指数间关系的实证分析。

(1)平稳性检验

为了确保数据分析的可行性，在运用协整理论之前，应当对变量序列的平稳性进行判断，也就是所谓的单位根检验。本文采用 ADF 检验对LNXZSSLt和LNGDPt作单位根检验，如下表所示:

表2 LNXZSSLt和LNGDPt 单位根检验表

由表2知，LNXZSSLt与LNGDPt在1%，5%，10%的显著性水平下皆不平稳，但是在经过一阶差分后，LNXZSSLt的一阶差分序列在三种显著性水平下皆平稳，LNGDPt的一阶差分序列在5%，10%的显著性水平下皆平稳，可见LNXZSSLt与LNGDPt同为I(1)序列，因此具备了协整检验的前提条件。

(2)协整检验

由上知LNXZSSLt与LNGDPt皆为I(1)序列，则这两变量间可能存在长期稳定的平衡关系。为了揭示这种关系，文章采用EG 两步法作协整检验。按照如下两步进行:

首先，运用OLS 法对LNXZSSLt和LNGDPt构建回归模型:

由该方程得到et=LNXZSSLt-1.2335LNGDPt。

然后，基于ADF 法对et作平稳性检验。检验结果如下:

表3 et 序列ADF 检验

由表3知，et的ADF t-统计量为-3.3663，明显小于10%显著性水平下的临界-3.2431，所以et为平稳序列，则行政诉讼量与经济增长之间保持着长期稳健的平衡关系。行政诉讼量的长期收入弹性为1.2335，即GDP 提高1个百分点，便会促进1.2335个百分点行政诉讼量的增长。

(3)建立误差修正模型

LNXZSSLt与序列LNGDPt都是I(1)序列，且两变量间具有协整关系，则可通过构建误差修正模型来反映它们之间的短期动态关系，模型如下。

方程中估计的调节系数为负(-0.2360)，并且在1%的显著水平下是统计显著的，这一结果证实了协整关系的存在。这说明在误差修正模型中，当行政诉讼量变动偏离均衡关系且为正的偏离时，即ecmt＞0 时，误差修正项会通过负向作用降低行政诉讼量使其回到均衡;当行政诉讼量变动偏离均衡关系且为负的偏离时，即ecmt＜0 时，误差修正项会通过正向作用增加行政诉讼量使其回到均衡。

(4)Granger 因果检验

协整分析证明了行政诉讼量与经济增长之间确实具有长期稳健的均衡关系，然而这种关系是否导致因果联系，有必要作进一步证实。因此文章基于Granger 因果检验法对它们之间的因果联系予以判定，由AIC 及SC 准则得到的最佳滞后期为4，结果见表5。

表4 Granger 因果检验表

检验结果显示，显著水平分别为1%、5%、10%时，LNGDPt都是LNXZSSLt的Granger 原因，而LNXZSSLt都是LNGDPt的格兰杰原因。表明中国经济增长对中国行政诉讼量具有显著的促进作用，而行政诉讼量对经济增长无明显促进作用。

四、结束语

本文通过实证研究得到:我国行政诉讼量与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，我国行政诉讼量的长期收入弹性为1.2335;误差修正模型中修正系数为-0.2360，满足反向修正机制特性，且误差修正项对长期平衡的调节力度较大;由Granger因果检验得到，经济增长是行政诉讼量的Granger原因，而行政诉讼量不是经济增长的Granger 原因，即中国经济增长对我国行政诉讼量具有显著的促进作用，而行政诉讼量对经济增长无明显促进作用。

基于以上研究结论，针对我国行政诉讼制度建设过程中存在的问题，提出以下几点政策性建议:

(一)从司法层面来看，须尽快建立独立的行政法院。我国经济的不断增长，直接导致行政诉讼案件日益增多，同时由于我国司法体制设计不合理，地方法院受制于地方政府，缺乏独立性，行政诉讼在立案、另审、执行等方面陷入了较大的困境。现有的行政审理模式已不能满足社会进步需要，故亟需构建独立的行政法院。

(二)从政府角度来看，必须严格依法行政，保护行政相对人的权益，尽量避免行政纠纷的发生，以减少行政诉讼量。由实证结果可知，行政诉讼量的增加对经济增长无促进作用，即行政诉讼的实施并不能带来社会财富，且行政诉讼还会消耗一定的成本，所以减少行政诉讼可以节约社会成本。而政府依法行政是减少行政诉讼量的根本途径，故政府必须严格坚持依法行政。

[1]王学辉，邓华平.行政诉讼制度变迁的经济逻辑——以和谐社会构建为背景[J].法学论坛，2006 (1):23-32.

[2]Toharia，Jose Juan.Economic development and litigation:The case of Spain[C].Wiesbaden:VS Verlag fur Sozialwissenschaften，1976.

[3]Van Loon F，Langerwerf E.Socioeconomic development and the evolution of litigation rates of civil courts in Belgium，1835-1980[J].Law and Society Review，1990 (2):283-298.

[4]Wollschlager C.Civil litigation and modernization:The work of the municipal courts of Bremen，Germany，in five centuries，1549-1984[J].Law and Society Review，1990 (2):261-282.

[5]陈聪富.法院诉讼与社会发展[J].国家科学委员会研究汇刊:人文及社会科学，2000 (4):435-492.

[6]冉井富.现代进程与诉讼:1978—2000年社会经济发展与诉讼率变迁的实证分析[J].江苏社会科学，2003 (1):87-94.

[7]黄文平.法制转型，不平等与中国的经济增长—1952—2003中国法院诉讼的实证研究[J].当代经济科学，2007 (4):32-40.

[8]杨莎莎，杨德云.诉讼量与经济增长的协整关系研究[J].统计与信息论坛，2013 (8):69-73.

[9]张优智.财政科技投入与经济增长的协整检验[J].科技进步与对策，2012 (7):11-16.

[10]刘晓红，江可申.我国城镇居民交通通信消费与经济增长的协整分析[J].广西社会科学，2015 (1):81-85.

[11]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社，2009.