董根泰

(浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院財(cái)政與公共管理學(xué)院,浙江 杭州 310018)

一、引 言

近年來,我國財(cái)政收入和財(cái)政支出規(guī)模不斷攀升,其增速大大高于GDP增速。我們不禁要問：財(cái)政收入的快速增長是否迫于財(cái)政支出的剛性和壓力?要回答這個(gè)問題,必須研究我國財(cái)政收支的內(nèi)在機(jī)制,探究我國財(cái)政收入和財(cái)政支出之間存在何種關(guān)系。本文通過我國1952～2009年間的財(cái)政收支時(shí)間序列分段進(jìn)行考察,發(fā)現(xiàn)我國財(cái)政收支關(guān)系在不同的財(cái)政體制下存在較大差異。1952～1980年間我國財(cái)政收支存在 “雙向因果”關(guān)系;1981～1994年間存在 “相互獨(dú)立”關(guān)系;而1995～2009年間存在 “以收定支”關(guān)系。進(jìn)而可以認(rèn)為,當(dāng)前財(cái)政收入的快速增長并非源自財(cái)政支出的剛性和壓力。本文結(jié)構(gòu)如下：第二部分是文獻(xiàn)回顧,主要回顧中外學(xué)者關(guān)于財(cái)政收支關(guān)系的研究成果;第三部分是介紹本文采用的研究方法和數(shù)據(jù);第四部分是實(shí)證檢驗(yàn);第五部分是結(jié)論和啟示。

二、文獻(xiàn)回顧

(一)代表性觀點(diǎn)回顧

1.以收定支。Baffes和Shah(1994)[1]的實(shí)證表明巴西財(cái)政在二戰(zhàn)前的樣本期內(nèi)表現(xiàn)為 “以收定支”。Darrat(1998,2002)[2,3]、Cheng(1999)[4]、Ewing和Payne(1998)[5]的研究結(jié)果也支持這種假設(shè)。段炳德 (2007)[6]對(duì)中國財(cái)政收支 (1950～2004)研究后,得出我國財(cái)政收入單向引起財(cái)政支出的結(jié)論。

2.以支定收。Barro(1974)[7]認(rèn)為,財(cái)政支出的變化先于財(cái)政收入的變化,增加財(cái)政支出必然帶來高稅收或增加債務(wù),其最終結(jié)果是導(dǎo)致稅收增加,因?yàn)閭鶆?wù)付息會(huì)加重未來的稅收負(fù)擔(dān)。Hondroyiannis和 Papapetrou(1996)[8]證實(shí)希臘的財(cái)政收支符合 “以支定收”假設(shè)。郭玉清、楊棟(2007)[9]發(fā)現(xiàn),中國政府預(yù)算支出到預(yù)算收入之間并不存在短期因果反饋效應(yīng),但具有長期的 “以支定收”的因果聯(lián)系。

3.財(cái)政收支相互獨(dú)立。Baghestani和Mcnown(1994)[10]證實(shí)美國自二戰(zhàn)以后的預(yù)算擴(kuò)張既不符合 “以收定支”,也不符合 “以支定收”假設(shè)。吳凱、儲(chǔ)敏偉 (2006)[11]利用我國 (1979～2003)財(cái)政收入和財(cái)政支出數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)中國財(cái)政收支之間也是 “相互獨(dú)立”的。

4.財(cái)政收支相互決定。Li(2001)[12]、Chang和Ho(2002)[13]、何秋仙和樓迎軍 (2005)[14]都認(rèn)為我國財(cái)政收入和財(cái)政支出關(guān)系是相互決定的,即 “雙向因果關(guān)系”。

(二)研究方法回顧

現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究方法分為：一是僅考慮隨機(jī)性趨勢(shì);二是既考慮隨機(jī)性趨勢(shì)又考慮結(jié)構(gòu)突變。

1.僅考慮隨機(jī)性趨勢(shì)

僅考慮隨機(jī)性趨勢(shì),主要指研究時(shí)只考慮時(shí)間序列變量是隨機(jī)的且隨時(shí)間變化而變化。在這種情形下,需要采用單位根檢驗(yàn)來對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果時(shí)間序列是平穩(wěn)的 (包括水平平穩(wěn)和差分平穩(wěn)),則可以采用協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、誤差修正模型等方法進(jìn)一步研究。

2.既考慮隨機(jī)性趨勢(shì),又考慮結(jié)構(gòu)突變

在對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行研究時(shí)除了要考慮時(shí)間序列變量的隨機(jī)性趨勢(shì)外,還要考慮經(jīng)濟(jì)體制、經(jīng)濟(jì)政策、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的劇烈變化導(dǎo)致時(shí)間序列變量的突變。對(duì)于結(jié)構(gòu)突變處理的方法主要有：(1)引入虛擬變量。Chang和Ho(2002)[12]采用一個(gè)突變點(diǎn)的方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)后,發(fā)現(xiàn)GDP的對(duì)數(shù)、政府收入的對(duì)數(shù)、政府支出的對(duì)數(shù)三變量仍是一階單整序列。由于三變量的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)分別為1987、1989和1992年,所以,無法使用虛擬變量進(jìn)行協(xié)整。用JJ檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系,再通過誤差修正模型進(jìn)行檢驗(yàn)。(2)分段處理。如Baffes和Shah(1994)[1]。

綜上所述,關(guān)于財(cái)政收支關(guān)系的研究成果雖然也不少,但關(guān)于我國財(cái)政收支關(guān)系的結(jié)論莫衷一是。筆者認(rèn)為,造成這一局面的原因是多方面的：(1)從數(shù)據(jù)方面來看,由于所觀察的樣本不相同,基于不同的樣本得出不同的結(jié)論完全是有可能的;(2)從已有的國內(nèi)外研究成果看,財(cái)政收入、財(cái)政支出和GDP等宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)所構(gòu)成的時(shí)間序列多數(shù)都存在結(jié)構(gòu)突變問題。我國是一個(gè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型國家,不僅地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的情況嚴(yán)重,不同年份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展波動(dòng)也非常大,我國經(jīng)歷過 “大躍進(jìn)”和 “文革”,也經(jīng)歷了改革開放,財(cái)政功能自身也發(fā)生了巨大變化,比如由建設(shè)財(cái)政向吃飯財(cái)政、民生財(cái)政轉(zhuǎn)變。這些事件的發(fā)生很可能使得我國財(cái)政收支的時(shí)間序列存在著結(jié)構(gòu)突變,如果完全無視這一基本事實(shí),采用常規(guī)方法進(jìn)行研究,結(jié)論難以令人信服。(3)從研究方法來看,有些研究方法可能存在一些缺陷,比如Engle-Granger和Johansen提出的協(xié)整檢驗(yàn)方法只適合于大樣本數(shù)據(jù),在小樣本條件下結(jié)論具有很大的不可靠性。

對(duì)我國1952～2009年間財(cái)政收支的長時(shí)間序列進(jìn)行研究,與已有研究相比有以下特色：一是考慮結(jié)構(gòu)突變的前提下采用分段檢驗(yàn);二是采用適合小樣本數(shù)據(jù)的邊限檢驗(yàn)方法(Bounds Testing Approaches)[15]。本文的貢獻(xiàn)在于通過實(shí)證,得出我國財(cái)政收支在不同階段有不同均衡關(guān)系的結(jié)論。

三、研究方法和數(shù)據(jù)

(一)研究方法

Pesaran,Shin&Smith(2001)構(gòu)造了ARDL模型進(jìn)行邊限檢驗(yàn),該檢驗(yàn)的特色在于,不論變量為I(0)或I(1),或同時(shí)為I(0)或I(1)都不影響檢驗(yàn)結(jié)果。此外,該檢驗(yàn)?zāi)軌蚝芎帽鎰e因果關(guān)系中因變量和自變量 (Narayan,2005)[16]。ARDL模型如下所示：

(2)式中,δ1、δ2分別為短期失衡向長期均衡調(diào)整的誤差修正項(xiàng)。檢驗(yàn)δ1、δ2聯(lián)合顯著的統(tǒng)計(jì)量是F統(tǒng)計(jì)量。F統(tǒng)計(jì)量用于檢驗(yàn)原假設(shè)：所有水平變量的系數(shù)為零 (即水平變量之間不存在長期關(guān)系)。在原假設(shè)H0∶δ1=δ2=0成立時(shí),F統(tǒng)計(jì)量服從一個(gè)非標(biāo)準(zhǔn)的分布。Pesaran,Shin&Smith(2001)已經(jīng)給出邊限檢驗(yàn)的臨界值范圍,一旦F統(tǒng)計(jì)量值高于臨界值范圍的上限,則可以拒絕原假設(shè),一旦F統(tǒng)計(jì)量值低于臨界值范圍的下限,則不能拒絕原假設(shè),一旦F統(tǒng)計(jì)量值介于臨界值范圍的上限和下限之間,則無法作出明確判斷。

(二)數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)為GDP、財(cái)政支出和財(cái)政收入數(shù)據(jù) (1952～2009),這些數(shù)據(jù)來自 《新中國50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(1999～2010)。本文借鑒Bohn(1991)[17]的方法,用財(cái)政支出和財(cái)政收入①本文采用的財(cái)政支出和財(cái)政收入為國家一般預(yù)算收支的數(shù)據(jù),不包括政府性基金和預(yù)算外收支數(shù)據(jù)。各自占GDP比率分別記為E和R。這樣可以較好地回避掉這些變量 (包括GDP)是按照不變價(jià)格計(jì)算還是按照當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的爭(zhēng)議問題。借鑒Baghestani(2004)[18]的方法,對(duì)E和R進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換,分別記為LNE(以下簡(jiǎn)稱為 “財(cái)政支出”)和LNR(以下簡(jiǎn)稱為 “財(cái)政收入”),以消除異方差問題。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)不考慮結(jié)構(gòu)突變的情形

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于大部時(shí)間序列都是非平穩(wěn)序列,如果不進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)就直接應(yīng)用OLS回歸分析,很可能造成 “偽回歸”。為避免出現(xiàn)這類問題,有必要對(duì)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),經(jīng)檢驗(yàn),可以總體上認(rèn)定LNE和LNR經(jīng)過一階差分后是平穩(wěn)的②由于篇幅限制,對(duì)單位根檢驗(yàn)過程的報(bào)告在文中均被省略。,滿足邊限檢驗(yàn)條件。

2.邊限檢驗(yàn)

LNE和LNR都是一階單整序列,完全適合采用ARDL模型進(jìn)行邊限檢驗(yàn)。本文借助microfit4.1版軟件進(jìn)行邊限檢驗(yàn),結(jié)果如下表1。

表1 ARDL模型檢驗(yàn)結(jié)果 (1952-2009)

F(LNELNR)=2.2046,F(LNRLNE)=0.91605,均小于邊界下限3.79,不能拒絕沒有長期關(guān)系的原假設(shè),也就是說,ARDL模型檢驗(yàn)結(jié)果為1952-2009財(cái)政收支沒有長期均衡關(guān)系。

(二)考慮結(jié)構(gòu)突變的情形

前面采用ARDL模型對(duì)我國1952～2009年間財(cái)政收支的長時(shí)間序列進(jìn)行了分析,雖然得出了明確的結(jié)論,但由于其忽略了長時(shí)間序列可能存在結(jié)構(gòu)突變,結(jié)論的現(xiàn)實(shí)意義不大。所以,有必要檢驗(yàn)我國財(cái)政收支長時(shí)間序列是否存在結(jié)構(gòu)突變以及在結(jié)構(gòu)突變情形下的結(jié)論。

1.結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的確定

考慮結(jié)構(gòu)突變,關(guān)鍵在于找出結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。借助軟件Eviews6.0通過對(duì)財(cái)政支出和財(cái)政收入兩序列進(jìn)行自回歸,然后使用Quandt-Andrews結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)檢驗(yàn)。通過對(duì)向量自回歸模型檢驗(yàn)①為節(jié)省篇幅,結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的檢驗(yàn)過程均被省略。,結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)在1981年左右。

2.以1981年作為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)

以1981年作為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn),將長時(shí)間序列分為1952～1980和1981～2009這兩個(gè)時(shí)間段。由于樣本期縮短,序列的平穩(wěn)性可能會(huì)改變。因此,對(duì)1952～1980和1981～2009的財(cái)政收支序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果表明,1952～1980年間,LNE、LNR～I(xiàn)(1)過程,可以進(jìn)行邊限檢驗(yàn)。而1981～2009年間,LNE和LNR以及各自一階差分序列均不能拒絕有單位根的原假設(shè),意味著序列仍然是不平穩(wěn)的,不能進(jìn)行邊限檢驗(yàn)。

(1)1952～1980

1952～1980年間,LNE、LNR～I(xiàn)(1),采用ARDL模型進(jìn)行邊限檢驗(yàn)。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)F統(tǒng)計(jì)量分別為5.551和6.888(見表2),均高于臨界值的上界4.85,可以拒絕沒有長期關(guān)系的原假設(shè)。即說明LNE對(duì)LNR有長期影響,同時(shí),LNR對(duì)LNE也有長期影響。

表2 ARDL模型檢驗(yàn)結(jié)果 (1952～1980)

經(jīng)過回歸分析,LNR對(duì)LNE影響的方程如下：

LNE和LNR的長期關(guān)系為：LNE=1.004LNR,說明LNE對(duì)LNR的長期彈性系數(shù)為1.004,財(cái)政收入比重提高1%,財(cái)政支出的比重提高1.004%。短期彈性系數(shù)0.98186,說明財(cái)政收入的短期變化以0.98186的比例影響著財(cái)政支出的變化。非均衡誤差以0.97799的比例反向影響后一期財(cái)政支出的變化。

同理,可以得到LNE對(duì)LNR影響的方程如下：

LNR和LNE的長期關(guān)系為：LNR=0.99548LNE,說明LNR對(duì)LNE的長期彈性系數(shù)為0.99548,財(cái)政支出提高1%,財(cái)政收入提高0.995%。短期彈性系數(shù)為0.86626,說明財(cái)政支出的短期變化以0.86626的比例影響著財(cái)政收入的變化。非均衡誤差以0.60486的比例反向影響后一期財(cái)政收入的變化。

(2)1981～2009

對(duì)1981～2009年間財(cái)政收支的關(guān)系進(jìn)行探究顯得更有現(xiàn)實(shí)價(jià)值,因?yàn)檫@段時(shí)間離當(dāng)下最近。但LNE和LNR以及各自一階差分序列均不能拒絕有單位根的原假設(shè),意味著序列仍然是不平穩(wěn)的,無法直接進(jìn)行邊限檢驗(yàn)。為此,需要考慮結(jié)構(gòu)突變。筆者分別采用Chow和Quandt-Andrews兩種結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)檢驗(yàn)方法,均顯示LNE的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)在1995年,但對(duì)LNR的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)略有分歧,Chow檢驗(yàn)為1995年,而Quandt-Andrews檢驗(yàn)為1996年。

本文以1995年作為結(jié)構(gòu)突變點(diǎn),分時(shí)間段對(duì)各序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,1981～1994年間,LNE～I(xiàn)(0),LNR既不屬于I(0),也不屬于I(1),LNE和LNR無法進(jìn)行邊限檢驗(yàn),也無法進(jìn)行協(xié)整分析和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),此外,由于樣本量太少,我們認(rèn)為這一時(shí)期財(cái)政收支關(guān)系難以判定。而在1995～2009年間,LNE～I(xiàn)(0),LNR～I(xiàn)(1)過程,可以用ARDL模型進(jìn)行邊限檢驗(yàn),結(jié)果見表3。

表3 ARDL模型估計(jì)結(jié)果 (1995～2009)

表3顯示F(LNELNR)=16.7055,大大高出了臨界值上界,可以拒絕LNR和LNE之間沒有長期關(guān)系的原假設(shè)。F(LNRLNE)=0.18145,大大低于臨界值下界,不能拒絕LNE和LNR之間沒有長期關(guān)系的原假設(shè)。LNR和LNE之間的誤差修正模型如下：

LNE和LNR的長期關(guān)系為：LNE=1.0217LNR,說明LNE對(duì)LNR的彈性系數(shù)為1.02,財(cái)政收入提高1%,財(cái)政支出提高1.02%。LNE和LNR的短期彈性系數(shù)：財(cái)政收入的變化以0.5115的比例影響著財(cái)政支出的變化。前一期的財(cái)政支出變化以0.84887的比例影響當(dāng)期的財(cái)政支出變化。非均衡誤差以0.50062的比例反向影響后一期財(cái)政支出的變化。

五、結(jié)論和啟示

通過以上實(shí)證檢驗(yàn),不難發(fā)現(xiàn),我國財(cái)政收支在1952～1980年間存在 “相互決定”的長期均衡關(guān)系,1981～1994年間財(cái)政收支存在 “相互獨(dú)立”的長期均衡關(guān)系,1995～2009年間存在單向的“以收定支”的長期均衡關(guān)系。

(一)1952～1980年間財(cái)政收支呈現(xiàn) “相互決定”的長期均衡關(guān)系

1952～1980年間,財(cái)政收支關(guān)系最大的特點(diǎn)是財(cái)政收支相互決定。財(cái)政收支的長期均衡關(guān)系一方面表現(xiàn)為財(cái)政支出的增加是由財(cái)政收入的增加所引起的;另一方面,財(cái)政收入的增加也是財(cái)政支出增加所引起的。財(cái)政收支 “雙向因果關(guān)系”與當(dāng)時(shí)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制和財(cái)政體制密不可分。

(二)1981～1994年間財(cái)政收支關(guān)系難以判定

1981～1994年間,我國由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的同時(shí),財(cái)政體制也隨之發(fā)生了很大變化。經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)變和財(cái)政體制的頻繁變動(dòng),中央與地方財(cái)政關(guān)系極其不穩(wěn)定,國家財(cái)政收入與財(cái)政支出之間協(xié)調(diào)性弱,再加上樣本量偏少,財(cái)政收支關(guān)系難以判定。

(三)1995～2009年間財(cái)政收支呈現(xiàn) “以收定支”的長期均衡關(guān)系

1995～2009年間,我國財(cái)政收支呈現(xiàn)單向的 “以收定支”長期均衡關(guān)系。這一時(shí)期,財(cái)政支出對(duì)財(cái)政收入的長期彈性系數(shù)為1.02,財(cái)政支出對(duì)財(cái)政收入的短期彈性系數(shù)為0.5115。非均衡誤差以0.50062的比例反向影響后一期財(cái)政支出的變化,這與1952～1980年間的0.60486相比,財(cái)政收支的自我糾偏能力明顯減弱。

我國自1995年以來的財(cái)政收支呈現(xiàn) “以收定支”單向的長期均衡關(guān)系,這一結(jié)論證實(shí)了我國財(cái)政規(guī)?？焖倥蛎浉丛谟谪?cái)政收入增長過快導(dǎo)致財(cái)政支出不斷增加,而不是相反。Friedman(1978)[19]認(rèn)為財(cái)政收入的增長必然導(dǎo)致財(cái)政支出增加,壓縮財(cái)政支出的策略是控制財(cái)政收入增長。因此,短期來看,控制我國財(cái)政收入過快增長不僅是必要的,而且是可行的。控制財(cái)政收入過快增長的途徑應(yīng)該是實(shí)施減稅改革。

感謝沈玉平教授、李永友教授、金戈教授、司言武教授、江慶博士、劉炯博士生對(duì)本文有益的點(diǎn)評(píng)

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