诉讼量与经济增长的协整关系研究

杨莎莎，杨德云

（1．中南财经政法大学 法学院，湖北 武汉 430074；2．桂林旅游高等专科学校，广西 桂林 541006；3．哈尔滨工业大学 经济管理学院，黑龙江 哈尔滨 150006）

一、诉讼与经济增长相互关系研究的视角

诉讼是人民或检察官请求司法官本着司法权裁判的行为。近年来，随着改革开放和经济社会的发展，经济成分、组织形式、利益关系日趋多样化，新情况和新问题不断出现，各种纠纷日益增多，公民、法人向人民法院提起诉讼大量增加。从根本上讲，案件的增多是社会经济快速发展、公民维权意识不断增强、民事立法不断细化与完善的必然结果，也是社会转型期各类主体之间利益冲突增多在审判领域的反映，同时更反映出中国社会正向现代法治社会转型和法制现代化的进程不断推进。某种意义上，中国正在由一个“厌诉”的国家转向一个把诉讼视为一种重要的解决纠纷方式的国家［1］12。对于诉讼量与经济增长相互关系理论研究方面，目前有两种代表性的解释，即关系理论和功能理论。关系理论认为：现代社会比传统社会具有更高的诉讼率，并且随着社会现代化程度的不断发展，诉讼率会越来越高［2］56；功能理论认为：诉讼承担着解决社会冲突的功能，一方面快速的经济增长将导致社会关系领域的重新调整，并导致诉讼率的上升；另一方面，工业化伴随着对传统社会关系的调整，冲突的解决将增大对法律调整的依赖［3］。在实证研究方面，国内外学者针对不同地区和不同历史时期进行了经验描述，主要有：德国不莱梅自1549年以来近五个世纪中工业化发展与法院诉讼率增长之间关系的经验研究［4］；西班牙1900—1970年间法院诉讼率变迁和工业化发展关系的经验研究［5］；台湾50年来法院诉讼的变化与社会经济政治变迁互动关系的经验研究［6］；中国1978—2000年间社会经济发展与诉讼率变迁关系的实证分析［7］；中国1952—2003年间法院诉讼案与经济增长关系的经验研究［7］。尽管这些学者所研究的区域和时期有所不同，但其经验研究表明：诉讼量的增加和经济增长有一定的关系，但又不是完全由经济增长所决定的。一般来说，当社会处在转型时期，人们之间的各种矛盾都会增加，社会失范现象突出，因此诉讼数量会上升较快；当社会处于比较平稳的发展阶段，失范转化为正常和规范，诉讼量会变得平缓甚至下降。综合已有的实证研究，可以认为诉讼量与经济增长之间存在四种不同类型的因果关系（见表1）。

表1 诉讼量与经济增长因果关系政策含义表

笔者运用协整理论和格兰杰因果关系检验方法，严格遵守应用的假设条件，分析中国诉讼量与经济增长之间的协整和因果关系，对具有协整关系的变量构建有误差修正项的向量误差修正模型，并对模型结果进行分析。

二、诉讼量与经济增长关系的实证分析

（一）诉讼量与经济增长相关数据的来源与处理

人民法院审理一审案件数的变化，可以反映社会上纠纷数量的变化，也可以反映不同纠纷解决机制解决纠纷的能力和流行的程度以及审判机关化解矛盾的能力，因此诉讼量的变化可以由人民法院审理一审案件数（YASJ，万人）反映。同时，经济增长可以通过国民生产总值（GDP，亿元）反映（见表2）。

表2 1978—2011年诉讼量与经济增长相关数据表

表1中：人民法院审理一审案件数资料来源于《中国社会统计年鉴2012》，国民生产总值数据来源于《中国统计年鉴2012》、《新中国五十五年统计资料汇编》；考虑到价格和人口因素对时间序列的影响，对国民生产总值数据经物价指数进行调整，得到实际值PGDP，对人民法院审理一审案件数经人口指数进行调整，得到实际值PYASJ；为了保证统计口径的一致性，国民生产总值（GDP）、人民法院审理一审案件数（YASJ）、物价指数（CPI）、人口指数（RKZS）均以1978为100进行调整；在进行实证分析之前，为了避免数据的剧烈波动，消除异方差的影响，对PGDP和PYASJ进行自然对数化处理，得到LNPGD、LNPYASJ。

（二）变量的平稳性检验

所谓时间序列的平稳性是指一个序列的均值、方差和自协方差是否稳定［9］。一般来说，当时间序列具有不平稳时，将导致“伪回归”现象以及各项统计检验毫无意义。因此，在建立模型之前必须对变量进行平稳性检验，以确定各序列的平稳性和单整阶数，检验方法有Phillips-Person（PP）和 Augment Dickey-Fuller（ADF）［10－11］单位根检验，本文采用 ADF检验法。通常对变量ADF检验的一般形式为：

并作假设检验：

图1 水平变量趋势图

图2 一阶差分变量趋势图

从图1～2的趋势可看出：水平变量各个序列的对数没有表现出平稳性，但它们的一阶差分表现出平稳性的特征，这个直观判断可以通过ADF单位根检验结果获得确认，得到诉讼量与经济增长的平稳性检验结果（见表3）。

表3 诉讼量与经济增长的平稳性检验结果表

其中λ是大小排第i的特征值，T是观测期总数。

由以上分析可以看出：平稳性检验的结果是LNPGDP和LNPYASJ都是一阶单整序列。采用Johansen检验法对中国1978—2011年诉讼量和实际经济增长的协整关系进行检验，得到诉讼量与经济增长的Johansen检验结果（见表4）。

从表3结果可知：时间序列诉讼量（LNPYSAJ）的原始数据在1%临界值下平稳，实际经济增长（LNPGDP）的原始数据是不平稳的；实际经济增长（LNPGDP）时间序列和诉讼量（LNPYSAJ）时间序列的一阶差分数据（DLNPGDP）、（DLNPYASJ）都是平稳序列，由此可将LNPGDP和LNPYASJ均可看成一阶单整序列，即一阶单整I（1）。

（三）变量的协整检验

恩格尔和格兰杰指出：两个或两个以上单整是同阶的不平稳时间序列的线性组合可能是平稳的［12］，这样一个平稳线性组合若存在，序列将被视为存在协整关系；两个序列具有相同的单整阶数，是序列之间具有协整性的必要条件。

协整似然比检验假设为：

H0：至多有r个协整关系

H1：有m个协整关系

检验秩统计量：

表4 诉讼量与经济增长的Johansen检验结果表

似然比检验表明：5%显著性水平下，诉讼量和实际经济增长存在一个协整关系。经过标准化的协整向量（LNPGDP，LNPYASJ，C）为（1．000 000，10．081 100，－2．390 138），R2＝0．783 998，DW＝0．136 711。于是诉讼量和实际经济增长的长期均衡方程为：

LNPGDP＝3．88LNPYASJ－4．34

长期稳定的协整方程表明，诉讼量和实际经济增长是正相关的，增加诉讼量可以促进经济增长。

（四）向量误差修正模型

恩格尔和格兰杰将协整与误差修正模型结合起来，建立了向量误差修正模型。向量修正模型

其中yt～I（1），xt～I（1），yt，xt～CI（1，1），ut为长期均衡误差，ut＝yt－b0－b1xt～I（0），νt为白噪声，λ为短期调节系数。

根据以上理论，对具有协整关系的变量建立其间的向量误差修正模型，即：

通过研究可以发现：第一，在长期内，诉讼量和实际经济增长之间的关系是动态均衡的；第二，在短期内，经济增长自身和诉讼量的变化都是影响现实经济增长变化的因素，其中较为显著的是滞后期1年的经济增长变量，而其他滞后期作用并不显著。经济增长变量和诉讼量对经济增长的影响作用随着时间的推移而逐渐衰减；第三，EC是误差修正项，其中的数值为0．05，说明中国经济增长和诉讼量之间的均衡关系对当期非均衡误差的调整幅度为5．48%，调节作用相对较弱。

（五）变量的格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验的基本思想如下：如果利用过去的X和Y值一起对Y进行预测，比只用过去的Y值来进行预测所产生的预测误差更小，则可认为X是Y的原因；反之也可依据这一原理判断Y不是X的原因。运用式（4）～（5）作为回归模型进行估计：

无限制条件回归：（Vector Error Correction Model，VECM）多用于具有协整关系的非平稳时间序列模型。

两变量xt，yt的短期和长期行为的误差修正模型由下式给出：

有限制条件回归：

为了确定诉讼量和实际经济增长之间是否具有统计学意义上的因果关系，还需要对其进行格兰杰因果关系检验，结果见表5。

表5 诉讼量与经济增长的格兰杰因果关系检验表（1978—2011）

研究发现，除了滞后期为五六年外，其他滞后期中诉讼量都不构成经济增长的格兰杰原因，中国经济增长构成诉讼量变化的格兰杰原因并不显著。

三、结 论

通过研究发现：诉讼量（LNPYSAJ）和经济增长（LPGDP）各自的增长是非稳定的，两者之间存在着较强的相关关系，通过了长期稳定均衡关系的协整检验，且均为一阶单整序列。从长期均衡模型中的系数可知：3．887 757是诉讼量与经济增长的长期弹性，即诉讼量每增加1个百分点，经济增长将相应增加3．887 757个百分点，表明诉讼量对于经济增长有较为积极的拉动作用；在短期内，经济增长的变动受到自身和诉讼量变动因素的影响，其影响作用随着时间的推移而逐渐衰减，且诉讼量和经济增长之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力较弱。这恰巧说明了诉讼量是一个长期的过程，必须通过长时间不懈的努力才能获得实现，短期的行为对诉讼量影响不大；同时还说明这与中国改革开放以来经济改革虽取得了举世瞩目的成就但在法治建设方面相对滞后的现状基本吻合。

根据诉讼量与经济增长的关系所传递的信息，并联系中国现阶段法制现代化建设过程中所反映出来的问题，政策性思路可从以下两个方面展开：

第一，从司法本身进行内生性的改革。中国现行司法体系的架构基本上和行政体系是平行的，中国经济在法律制度不健全、契约实施不力、政府干预大的弱法律体制下实现了30多年的快速发展，但在缺乏必要制衡机制的情况下，政府干预和地方保护主义盛行是司空见惯的事情，为此有必要进一步深化司法体制改革，确保审判机关、检察机关依法独立公正行使审判权、检察权，切实从司法本身进行内生性的改革。

第二，从经济发展的层面对司法进行外生性的推动。随着经济社会的不断深入，在经济持续发展和扩大经济规模的同时，也带来了城镇化、人口流动和人口素质的普遍提升，从而提高了直接源于经济活动纠纷的诉讼量；经济社会发展也进一步导致了人际关系、权利意识等的变化，从而增加了人们对正规化纠纷解决方式的理智。所以，必须遵循法治为经济发展服务，为经济改革保驾护航的原则，从经济社会发展的层面对司法进行外生性的推动。

［1］ 朱景文．中国法律发展报告――数据库与指标体系［M］．北京：中国人民大学出版社，2007．

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