徐新淼， 吳友群， 廖信林

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

財(cái)政政策可持續(xù)性一直是國內(nèi)外學(xué)術(shù)界和理論界關(guān)注焦點(diǎn)與研究熱點(diǎn)。[1-3]然而，由于經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)以及外部沖擊的存在，財(cái)政收支經(jīng)常出現(xiàn)偏離均衡狀態(tài)(即財(cái)政失衡現(xiàn)象)，因此，財(cái)政收支由非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)的回歸，也即財(cái)政調(diào)整就成了事關(guān)財(cái)政可持續(xù)性的重要問題，這已成為宏觀經(jīng)濟(jì)與政策領(lǐng)域的主要研究主題。

目前，關(guān)于財(cái)政失衡調(diào)整過程中政府支出和收入關(guān)系的理論假說有以下四種：“支出—收入”假說(Friedman, 1978)、[4]“收入—支出”假說(Barro,1980; Peacock & Wiseman, 1979)、[5-6]“同步”假說(Meltzer & Richard, 1981; Musgrave, 1985)、[7-8]“機(jī)構(gòu)分離”假說(Baghestani & McNown, 1994)。[9]由于不同假說反映了不同的財(cái)政調(diào)整行為與模式，而不同的財(cái)政調(diào)整行為與模式通過影響微觀主體預(yù)期及其經(jīng)濟(jì)行為帶來的經(jīng)濟(jì)效果存在著較大差異[10-11]。

有鑒于此，國外大量學(xué)者對(duì)不同國家的財(cái)政調(diào)整行為進(jìn)行了檢驗(yàn)。[12-15]以上研究結(jié)論存在較大差異，同時(shí)這類研究都是基于線性模型框架，并未過多考慮財(cái)政調(diào)整的非線性、非對(duì)稱特征。Neftci(1984)指出許多宏觀經(jīng)濟(jì)變量間都具有非線性的特性[16]。受此影響，部分學(xué)者也開始研究財(cái)政收支失衡調(diào)整的非線性、非對(duì)稱特征。如Bajo-Rubio(2006)研究了西班牙的財(cái)政調(diào)整，發(fā)現(xiàn)其財(cái)政調(diào)整具有非線性特征[17]。Legrenzi等(2012)則發(fā)現(xiàn)意大利的財(cái)政政策也存在非線性調(diào)整特征[18]。

國內(nèi)也有部分學(xué)者采用國外學(xué)者的研究思路檢驗(yàn)了我國財(cái)政收支關(guān)系，結(jié)論差異較大。段炳德(2007)、楊海生等(2014)均認(rèn)為我國財(cái)政收支呈現(xiàn)“以收定支”單向因果關(guān)系[19-20]，而郭玉清等(2007)研究表明在1978—2005年我國財(cái)政收支具有“以支定收”的因果聯(lián)系[21]。吳凱等(2006)認(rèn)為，我國財(cái)政收支是相互獨(dú)立的[22]。Li(2001)、Chang(2002)和王立勇(2015)等均認(rèn)為我國財(cái)政收支是相互決定的[23-25]。也有部分學(xué)者認(rèn)為我國財(cái)政收支關(guān)系受到諸如財(cái)政體制改革的影響會(huì)發(fā)生改變。馬茲暉(2008)研究發(fā)現(xiàn)，1979—1993年我國省級(jí)財(cái)政收支存在雙向因果關(guān)系，1994年后只有省級(jí)財(cái)政支出單方面影響財(cái)政收入[26]。董根泰(2012)研究表明，1952—1980年我國財(cái)政收支是相互決定的，1981—1994年財(cái)政收支是相互獨(dú)立的，1995—2009年財(cái)政收支是“以收定支”關(guān)系[27]。董根泰(2014)進(jìn)一步把財(cái)政收支細(xì)化成國家財(cái)政和中央財(cái)政，研究發(fā)現(xiàn)：國家財(cái)政分稅制前呈現(xiàn)“收支相互決定”雙向因果關(guān)系，分稅制后“以收定支”特征仍很明顯，但“以支定收”特征不再明顯；中央財(cái)政收支關(guān)系無論是分稅制前還是分稅制后，都保持著收支相互獨(dú)立。[28]

已有研究基本都在線性模型基礎(chǔ)上來展開分析，較少考慮財(cái)政收支調(diào)整的非線性與非對(duì)稱性特征。這種基于線性和對(duì)稱性調(diào)整的實(shí)證研究結(jié)論很可能會(huì)誤導(dǎo)和耽誤財(cái)政政策的決策(Ewing，2006)[29]。雖然王立勇等(2015)利用馬爾科夫體制轉(zhuǎn)換模型及全國層面的財(cái)政收支數(shù)據(jù)識(shí)別了我國財(cái)政收支失衡調(diào)整的非線性和非對(duì)稱特征，但目前國內(nèi)仍缺少對(duì)中國財(cái)政收支關(guān)系以及財(cái)政收支調(diào)整過程中的非線性和非對(duì)稱調(diào)整特征的系統(tǒng)性研究[25]。在政府債務(wù)不斷高企的背景下考察財(cái)政收支之間的關(guān)系，對(duì)于控制財(cái)政赤字，防范政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)具有重要的意義，同時(shí)也利于進(jìn)一步完善我國的財(cái)政理論，加深對(duì)財(cái)政調(diào)整行為的理解，而且還能為已有研究提供進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、模型選擇與說明

Granger在1981年提出協(xié)整概念后，多變量線性協(xié)整技術(shù)廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)研究中。然而，由于市場(chǎng)摩擦等諸多因素的存在，經(jīng)濟(jì)變量之間呈線性關(guān)系的假設(shè)過于嚴(yán)苛。[30]實(shí)際上，經(jīng)濟(jì)變量之間往往存在著非線性、非對(duì)稱的動(dòng)態(tài)特征，因此，在經(jīng)典協(xié)整基礎(chǔ)上的非線性協(xié)整研究就顯得非常必要。

現(xiàn)存的文獻(xiàn)中關(guān)于非對(duì)稱性研究方法主要有三種機(jī)制轉(zhuǎn)換模型：一是門限誤差修正模型，該模型是由系統(tǒng)中可觀測(cè)或通過處理得到的門限變量控制非線性變化[31]；二是馬爾科夫轉(zhuǎn)換誤差修正模型，在這種模型里，區(qū)制轉(zhuǎn)換是依據(jù)馬爾科夫鏈[32]；三是平滑轉(zhuǎn)換誤差修正模型，該模型能夠捕捉到區(qū)制連續(xù)變化的特征[33]。

Granger等(2002)提出了“隱性協(xié)整”這一概念，根據(jù)他們的理論，當(dāng)兩個(gè)時(shí)間序列的正向成分和負(fù)向成分協(xié)整時(shí)，那么這兩個(gè)序列之間便存在著隱性協(xié)整。他們還認(rèn)為標(biāo)準(zhǔn)的線性協(xié)整只是隱性協(xié)整的一個(gè)特例，而隱性協(xié)整又是非線性協(xié)整的一個(gè)簡單部分[34]。Schorderet (2003)提出用一個(gè)兩變量非對(duì)稱協(xié)整回歸來分析隱性協(xié)整，在這過程中，每個(gè)序列僅一種成分出現(xiàn)在這個(gè)協(xié)整關(guān)系中[35]。近年來的文獻(xiàn)中，Shin等(2014)提出了一種非線性ARDL(Nonlinear Autoregressive Distributed Lad Model))協(xié)整方法，該方法利用分解序列得出了正向成分和負(fù)向成分，從而實(shí)現(xiàn)對(duì)長期和短期內(nèi)所存在的非對(duì)稱協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)[36]。除此之外，這種非線性ARDL模型設(shè)定還允許在無約束的誤差修正模型中進(jìn)行非平穩(wěn)性和非線性問題的聯(lián)合分析。

在協(xié)整關(guān)系的背景下，如果財(cái)政收支之間發(fā)現(xiàn)了協(xié)整關(guān)系，意味著雖然財(cái)政收支可能會(huì)暫時(shí)疏遠(yuǎn)對(duì)方，但在長期，他們傾向于恢復(fù)均衡。我們可以區(qū)分三種可能的情況：存在線性協(xié)整、存在非線性協(xié)整和不存在協(xié)整關(guān)系。

本文最初采用的傳統(tǒng)協(xié)整方法是基于線性ARDL模型，該方法更適用于檢驗(yàn)小樣本間的協(xié)整關(guān)系[37-38]。除此之外，該方法還有一個(gè)優(yōu)點(diǎn)就是可以不用考慮變量的單整階數(shù)，零階單整或者一階單整都可以，因此，當(dāng)其他協(xié)整替代方法無法進(jìn)行估計(jì)時(shí)，該方法可以得出相關(guān)的統(tǒng)計(jì)推斷。但是，當(dāng)變量出現(xiàn)二階單整時(shí)，該方法仍是無效的。

ARDL模型自回歸分布滯后模型的一般形式設(shè)定如下：

φ(L)yt=α0+α1wt+β′(L)xit+μt

(1)

本文所采用的非對(duì)稱ARDL模型是在檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量間長期和短期中存在的非對(duì)稱時(shí)使用的一種新的方法。這一方法是由Shin等(2014)提出的，它是上文所提到的線性ARDL模型的一種非對(duì)稱性的拓展形式[36]。

通過借鑒Schorderet (2003)、 Shin (2014)、 Pesaran (1995)和Pesaran (2001)等的研究成果，我們?cè)O(shè)定非對(duì)稱非線性協(xié)整回歸方程如下[35-38]：

yt=β+xt++β-xt-+μt

(2)

式(2)中β+和β-為長期系數(shù)，xt是kx1階向量，其分解如下：

xt=x0+xt++xt-

(3)

式(3)中xt+和xt-是xt的正向變化和負(fù)向變化加總過程，即

通過將方程(2)帶入線性的ARDL(p，q)中，我們得到如下的非對(duì)稱誤差修正模型(1)詳細(xì)的推導(dǎo)過程請(qǐng)參閱Shin等(2014)。：

(4)

其中，p、q為可取的最大滯后階數(shù)，可由AIC或SBC準(zhǔn)則確定，j=1，……，q，θ+=-ρβ+，θ-=-ρβ-。

三、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

在指標(biāo)選取方面，本文選擇的主要指標(biāo)有本級(jí)財(cái)政收入、本級(jí)財(cái)政支出和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。樣本期間為1978—2016年。所有數(shù)據(jù)均來自歷年《中國財(cái)政年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。在數(shù)據(jù)處理方面，用居民消費(fèi)價(jià)格對(duì)中國財(cái)政收入和財(cái)政支出進(jìn)行平減從而得到實(shí)際財(cái)政收入和實(shí)際財(cái)政支出。除此之外，為了避免異方差等問題的出現(xiàn)，本文對(duì)財(cái)政收入和財(cái)政支出這兩個(gè)指標(biāo)均采用對(duì)數(shù)形式，分別用lnRE和lnEX表示財(cái)政收入和財(cái)政支出。本文采用Microfit5.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

四、實(shí)證過程與結(jié)果分析

(一)結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的確定

為防止忽略時(shí)間序列可能存在結(jié)構(gòu)突變，影響研究結(jié)論的現(xiàn)實(shí)意義。本文首先使用Eviews 8.0軟件對(duì)財(cái)政收入與財(cái)政支出這兩序列進(jìn)行自回歸，然后使用Quandt-Andrews進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)檢驗(yàn)(2)Quandt-Andrews結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)檢驗(yàn)方法在未知結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)一個(gè)或多個(gè)前提下拓展了Chow檢驗(yàn)，是對(duì)Chow檢驗(yàn)的一個(gè)很好的補(bǔ)充。，結(jié)果表明結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)在1994年左右(3)篇幅所限，本文只列出了財(cái)政支出的Quandt-Andrews結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)檢驗(yàn)結(jié)果。(表1)。正如前面分析的1994年分稅制改革對(duì)中央財(cái)政收支結(jié)構(gòu)從根本上進(jìn)行了調(diào)整，對(duì)財(cái)政收支行為影響顯著，基于此，我們將數(shù)據(jù)分為兩個(gè)時(shí)段，即1978—1993年和1994—2016年。

在使用ARDL方法時(shí)，盡管該方法可以不用考慮回歸量的單整階數(shù)，但是為了確保計(jì)算得出的F值沒有把所使用的序列變成二階單整，仍然有必要在檢驗(yàn)開始時(shí)對(duì)所使用的變量進(jìn)行單整性檢驗(yàn)，否則會(huì)使檢驗(yàn)無效。因此，我們對(duì)這兩個(gè)時(shí)間段的財(cái)政收支指標(biāo)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果得知(4)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。，所有變量的原序列并不是全部呈現(xiàn)出平穩(wěn)性的，但是這兩個(gè)變量的一階差分形式均呈現(xiàn)平穩(wěn)性，由此我們可以基于ARDL模型框架中對(duì)這兩者之間的長期動(dòng)態(tài)影響關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)影響關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

表1 結(jié)構(gòu)突變的Quandt-andrews檢驗(yàn)

注：**表示在5%水平下顯著

(二)基于線性ARDL無約束誤差修正模型的實(shí)證檢驗(yàn)

首先，我們利用線性ARDL的無約束誤差修正模型進(jìn)行財(cái)政收支的協(xié)整性檢驗(yàn)，構(gòu)造模型如下：

(5)

(6)

首先確定ARDL模型的滯后階數(shù)。本文在對(duì)瓦茨貝葉斯準(zhǔn)則(SBC)和赤池信息準(zhǔn)則(AIC)各自確定的滯后階數(shù)進(jìn)行詳細(xì)比較之后(表2)，最終采用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)所確定的滯后階數(shù)(5)滯后階數(shù)選取依據(jù)：一是能夠使得回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差更小，說明模型變量選擇更合理；二是DW統(tǒng)計(jì)量更加接近2%，說明模型變量的自相關(guān)性更弱。，并對(duì)經(jīng)過差分后的變量進(jìn)行邊限檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

表2 ARDL滯后階數(shù)及其關(guān)鍵值比較

在最佳滯后階數(shù)確定之后，基于ARDL模型，分別計(jì)算模型(5)和模型(6)的F值，然后根據(jù)Pesaran等(2001)給出的邊限檢驗(yàn)的臨界值來判斷變量之間是否存在著協(xié)整關(guān)系，具體結(jié)果見表3[38]。

表3 財(cái)政收支線性和非線性ARDL模型邊限檢驗(yàn)結(jié)果

Tab. 3 Boundary test results of linear and nonlinear ARDL models of fiscal revenue and expenditure

因變量F-統(tǒng)計(jì)量5%置信區(qū)間臨界值范圍1%置信區(qū)間臨界值范圍協(xié)整結(jié)論1978—1993年(線性ARDL模型)△LNRE6.914[4.94 5.73][6.84 7.84]有△LNEX9.443[4.94 5.73][6.84 7.84]有1994—2016年(線性ARDL模型)△LNRE3.124[4.94 5.73][6.84 7.84]無△LNEX0.675[4.94 5.73][6.84 7.84]無1994—2016年(非線性ARDL模型)△LNRE11.124[4.93 5.76]有△LNEX1.769[4.93 5.76]無

注：Pesaran等(2001)給出了線性ARDL模型邊限檢驗(yàn)的臨界值[38]，非線性ARDL模型邊限檢驗(yàn)的臨界值從Pesaran (2009)中獲得[39]

由表3的分析結(jié)果可知，1978—1993年這一時(shí)期，當(dāng)財(cái)政收入為因變量時(shí)，F(xiàn)值為6.914，高于5%置信區(qū)間上界臨界值5.73，這表明在5%的置信水平下，財(cái)政支出對(duì)財(cái)政收入有長期影響關(guān)系，具有“以支定收”特征；當(dāng)財(cái)政支出為因變量時(shí)，F(xiàn)值為9.443，高于1%置信區(qū)間上界臨界值7.84，這表明在1%的置信水平下，財(cái)政收入對(duì)財(cái)政支出有長期影響關(guān)系，呈現(xiàn)出“以收定支”的特征。所以，在分稅制之前，財(cái)政收支之間呈現(xiàn)出雙向因果關(guān)系。1994—2016年這一時(shí)期，無論是以財(cái)政收入還是財(cái)政支出為因變量，二者F值都低于5%置信水平下界臨界值4.94，從線性ARDL模型邊限檢驗(yàn)結(jié)果看，分稅制后財(cái)政收支是相互獨(dú)立的，但是，線性ARDL模型沒有檢驗(yàn)出財(cái)政收支之間任何的長期均衡關(guān)系，也可能是由于變量之間存在非線性關(guān)系，因此，我們需要進(jìn)一步采用非線性ARDL進(jìn)行檢驗(yàn)。

(三)基于非線性ARDL無約束誤差修正模型的實(shí)證檢驗(yàn)

按照模型(4)的要求，本文把非線性誤差修正模型設(shè)立為

(7)

(8)

上式中，lnEX+、lnEX-分別表示財(cái)政支出的正向沖擊和負(fù)向沖擊序列，lnRE+、lnRE-分別表示財(cái)政收入的正向沖擊和負(fù)向沖擊序列。

從非線性ARDL模型邊限檢驗(yàn)結(jié)果來看(表3)，1994—2016年這一時(shí)期，當(dāng)財(cái)政收入為因變量時(shí)，F(xiàn)值為11.124，高于5%置信區(qū)間上界臨界值5.76，這表明在5%的置信區(qū)間內(nèi)，財(cái)政支出對(duì)財(cái)政收入具有長期影響關(guān)系，呈現(xiàn)“以支定收”特征；當(dāng)財(cái)政支出為因變量時(shí)，F(xiàn)值為1.769，低于5%置信區(qū)間下界臨界值4.93，這表明在5%的置信水平下，財(cái)政收入與財(cái)政支出之間仍然沒有長期影響關(guān)系，不具有“以收定支”特征?？梢?，運(yùn)用非線性ARDL模型邊限檢驗(yàn)結(jié)果來看，財(cái)政收支關(guān)系在分稅制以后呈現(xiàn)出“以支定收”的特征。

表4 財(cái)政收支的動(dòng)態(tài)非對(duì)稱估計(jì)

Tab. 4 Dynamic asymmetric estimation of fiscal revenue and expenditure

因變量:△lnREt變 量系 數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差常數(shù)項(xiàng)3.7281.044lnREt-1-0.432???0.107lnEX+t-11. 289??0.258lnEX-t-12.480???0.435△lnREt-4-0.725??0.257△lnREt-6-0.853??0.354△lnREt-7-0.941???0.122△lnEX+t-1-0.812???0.265△lnEX+t-2-0.600??0.210△lnEX+t-51.118??0.409△lnEX+t-60.490???0.169△lnEX-t0.956???0.162△lnEX-t-1-1.467???0.305△lnEX-t-2-0.659???0.194△lnEX-t-3-0.680???0.152△lnEX-t-50.471??0.207△lnEX-t-8-0.390???0.131FPSS11.124L+EX3.974???L-EX5.721???WLR9.802[0.002]WSR43.714[0.000]R20.978調(diào)整的R20.907X2SC6.770 [0.149]X2FF0.038[0.844]X2NORM0.480[0.783]X2HET0.455[0.500]

中國財(cái)政收支關(guān)系由分稅制前的“互為因果”轉(zhuǎn)向“以支定收”的單向因果關(guān)系。原因可能在于：第一，在1993年分稅制改革前，從中央到各級(jí)政府都實(shí)行財(cái)政包干即“分級(jí)包干”，財(cái)政支出和收入結(jié)構(gòu)因此具有了一定的靈活性，但也受到一定的掣肘。受體制因素的影響，政府一方面擴(kuò)大財(cái)政支出進(jìn)行各種基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時(shí)為了得到充足的資金，政府則會(huì)量出為入，側(cè)重于增加財(cái)政收入；另一方面，政府每年增加的財(cái)政收入規(guī)模十分有限，因此，政府在確定支出水平時(shí)仍然要考慮收入狀況。這就表明在這一時(shí)期內(nèi)，財(cái)政收支是互相影響的，它們之間呈現(xiàn)出互為因果的關(guān)系。第二，在分稅制改革后，盡管理論上來說，省級(jí)政府不再具有財(cái)政收入決策權(quán)，但事實(shí)上對(duì)財(cái)政收入的控制是加強(qiáng)的。這主要?dú)w因于省級(jí)政府在失去部分財(cái)政收入控制權(quán)的同時(shí)，又從下級(jí)政府收回了部分控制權(quán)，除此之外，還通過其他方式強(qiáng)化了部分權(quán)利，從而增強(qiáng)了省級(jí)財(cái)政收入體制的靈活性。隨著財(cái)權(quán)的加大，財(cái)政收入對(duì)財(cái)政支出的限制作用下降，財(cái)政支出對(duì)財(cái)政收入呈現(xiàn)單方面的影響。

根據(jù)上述檢驗(yàn)結(jié)果，下面只匯報(bào)模型(7)的具體估計(jì)結(jié)果。需要指出的是為了選出最終的非線性ARDL模型設(shè)定形式，我們采用從一般到簡單的方法，并按照Katrakilidis等(2012)的處理方法，從max(p)=max(q)=12開始，剔除所有不顯著的回歸量，最后利用OLS進(jìn)行估計(jì)[40]，具體結(jié)果見表4。

為了驗(yàn)證非對(duì)稱模型的適當(dāng)性，我們對(duì)模型長期(WLR)和短期(WSR)對(duì)稱性進(jìn)行了Wald檢驗(yàn)。表4中，長期對(duì)稱性檢驗(yàn)得出LnEX各成分的Wald檢驗(yàn)值為9.802(P=0.002)，這表明拒絕被檢驗(yàn)變量正向成分和負(fù)向成分之間存在長期對(duì)稱性的原假設(shè)；附加短期對(duì)稱性檢驗(yàn)的Wald值為43.714(P=0.000)，這表明拒絕被檢驗(yàn)變量正向成分和負(fù)向成分之間存在短期對(duì)稱性調(diào)整的原假設(shè)。這些結(jié)果也進(jìn)一步說明線性模型不適用于中國政府財(cái)政收支關(guān)系影響研究。

五、財(cái)政失衡非對(duì)稱調(diào)整特征原因解釋

在本文研究的樣本期間內(nèi)，財(cái)政收支之間這種非對(duì)稱性并不是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的偶然結(jié)果，它揭示了我國財(cái)政收支關(guān)系之間的客觀內(nèi)在聯(lián)系。這種非對(duì)稱性特征的產(chǎn)生可以從經(jīng)濟(jì)周期的非對(duì)稱性、政府對(duì)待財(cái)政失衡的態(tài)度、納稅人對(duì)稅收變化的敏感性不同來解釋。

(一)經(jīng)濟(jì)周期的非對(duì)稱性

當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)由于各種外界因素發(fā)生波動(dòng)時(shí)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中本身存在著一種自動(dòng)穩(wěn)定調(diào)節(jié)器，它可以在經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)，增加稅收，減少居民消費(fèi)，在經(jīng)濟(jì)蕭條的時(shí)候，增加政府對(duì)居民的轉(zhuǎn)移支付，從而刺激居民消費(fèi)，拉動(dòng)整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的內(nèi)需增長。因此，經(jīng)濟(jì)社會(huì)中這種自動(dòng)穩(wěn)定調(diào)節(jié)器會(huì)在一定程度上減少整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的波動(dòng)。自動(dòng)穩(wěn)定器和經(jīng)濟(jì)周期之間存在著密切的聯(lián)系。經(jīng)濟(jì)周期一般會(huì)經(jīng)歷四個(gè)不同的時(shí)期，自動(dòng)穩(wěn)定器在面對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的四個(gè)階段時(shí)，必然會(huì)發(fā)揮著不同的作用，對(duì)整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)所產(chǎn)生的影響也是不同的，因此，經(jīng)濟(jì)周期呈現(xiàn)一定的非對(duì)稱性。龐曉波等(2015)研究表明，如果把經(jīng)濟(jì)周期劃分為經(jīng)濟(jì)低迷、經(jīng)濟(jì)常態(tài)和經(jīng)濟(jì)繁榮三種狀態(tài)的話，那么1978—2012年間，我國經(jīng)濟(jì)低迷狀態(tài)的自我維持能力最強(qiáng)，達(dá)到66.67%的可能性，而且平均持續(xù)期最長約為3年；經(jīng)濟(jì)繁榮狀態(tài)的自我維持能力次強(qiáng)，達(dá)到60%的可能性，平均持續(xù)期約為2年6個(gè)月；經(jīng)濟(jì)常態(tài)的自我維持能力最弱，僅達(dá)到36.36%的可能性，平均持續(xù)期最短約為1年10個(gè)月[3]。這在一定程度上表現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)周期的非對(duì)稱性(表5)。

表5 我國三種經(jīng)濟(jì)狀態(tài)間轉(zhuǎn)移概率及各狀態(tài)持續(xù)期

Tab. 5 Transition probability and duration of three economic states in China

狀 態(tài)轉(zhuǎn)向概率(%)狀態(tài)1狀態(tài)2狀態(tài)3平均持續(xù)期(年)狀態(tài)1:經(jīng)濟(jì)低迷66.6733.330.003狀態(tài)2:經(jīng)濟(jì)常態(tài)45.4636.3618.181.83狀態(tài)3:經(jīng)濟(jì)繁榮20.0020.0060.002.5

資料來源：根據(jù)龐曉波等(2015)文獻(xiàn)整理[3]

面對(duì)非對(duì)稱的經(jīng)濟(jì)周期階段，財(cái)政失衡的調(diào)整力度也應(yīng)不同。在經(jīng)濟(jì)低迷的狀態(tài)下，財(cái)政赤字過高或上升勢(shì)頭過快，由于長期協(xié)整關(guān)系存在，財(cái)政由不均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)的回歸力度就越大。因此，相比較財(cái)政盈余，財(cái)政赤字的調(diào)整力度較大，從而在財(cái)政調(diào)整過程中呈現(xiàn)出一定的非對(duì)稱特征。

(二)政府對(duì)待財(cái)政失衡的態(tài)度

財(cái)政收支之間這種非對(duì)稱性的產(chǎn)生還可以歸因于政策制定者——政府。眾所周知，不同的政策制定者對(duì)于財(cái)政政策的制定都有著自己見解和看法，因此，在不同的時(shí)期所制定和實(shí)行的財(cái)政政策是不同的，從而對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不同的效果。同樣的，這些政策制定者在針對(duì)財(cái)政赤字或者財(cái)政盈余偏離其長期趨勢(shì)時(shí)反應(yīng)是不同的。比如在面對(duì)財(cái)政赤字相比其長期均衡狀態(tài)有增大的趨勢(shì)時(shí)，有些政策制定者會(huì)采取積極的財(cái)政政策去應(yīng)對(duì)，如增加稅收、減少中央轉(zhuǎn)移支付等措施來削減財(cái)政赤字；而有些政策制定者則依然實(shí)施當(dāng)前財(cái)政政策或采取消極的財(cái)政政策，其所產(chǎn)生的宏觀效應(yīng)必然是不同的。因此，當(dāng)政策制定者對(duì)于財(cái)政赤字或者財(cái)政盈余偏離其長期趨勢(shì)反應(yīng)不同時(shí)，必然會(huì)在一定程度上導(dǎo)致財(cái)政收入和財(cái)政支出的調(diào)整過程出現(xiàn)非對(duì)稱性。由于我國政府在政績競(jìng)賽思維模式下，政府為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的較快增長，希望盡早脫離經(jīng)濟(jì)低迷狀態(tài)，就需要依靠大規(guī)模的債務(wù)融資來實(shí)現(xiàn)。而債務(wù)規(guī)模的不斷擴(kuò)張，債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)增加的同時(shí)，財(cái)政可持續(xù)性也面臨考驗(yàn)，因此，與財(cái)政盈余相比，政府對(duì)財(cái)政赤字更加敏感。鑒于對(duì)財(cái)政支出的調(diào)整可能會(huì)帶來預(yù)算穩(wěn)固更加的持久，更加有利于擴(kuò)張效應(yīng)的產(chǎn)生，最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長，[10]因此，面對(duì)財(cái)政失衡，政府更加偏好于通過調(diào)整財(cái)政支出來實(shí)現(xiàn)。由于經(jīng)濟(jì)周期非對(duì)稱性導(dǎo)致的財(cái)政赤字和盈余狀態(tài)也呈現(xiàn)非對(duì)稱性，與財(cái)政盈余相比，我國財(cái)政赤字的概率更高，持續(xù)時(shí)間也更長，為保持財(cái)政收支平衡，應(yīng)加大財(cái)政支出的調(diào)節(jié)力度。

(三)納稅人對(duì)稅收變化的不同反應(yīng)

納稅人對(duì)稅率或者稅基變化的不同反應(yīng)可能會(huì)致使財(cái)政失衡調(diào)整產(chǎn)生非對(duì)稱的變化。在日常生活中，并不是所有的納稅人都能對(duì)稅率或者稅基的變化產(chǎn)生及時(shí)的反應(yīng)。如有些納稅人對(duì)于稅率的變化反應(yīng)及時(shí)，對(duì)其所擁有的大量證券和資產(chǎn)組合進(jìn)行變換，很大程度上減少了自己的應(yīng)納稅額，使其稅收相應(yīng)減少；反之，有些納稅人沒有及時(shí)意識(shí)到稅率或者稅基的改變，對(duì)其本身所擁有的資產(chǎn)組合并沒有做出相應(yīng)的改變或者更換，這樣一來，該納稅人在原來的基礎(chǔ)上就會(huì)多支出很大一筆稅款，財(cái)政稅收也會(huì)相應(yīng)增加。所以，當(dāng)納稅人對(duì)于稅率或者稅基的改變反應(yīng)不同時(shí)，必然會(huì)對(duì)財(cái)政失衡調(diào)整產(chǎn)生不同的影響。

六、結(jié)論與政策啟示

財(cái)政調(diào)整是事關(guān)財(cái)政可持續(xù)性的重要問題，財(cái)政調(diào)整已成為當(dāng)前研究的熱點(diǎn)。本文結(jié)合中國財(cái)政支出和收入數(shù)據(jù)，研究了中國財(cái)政失衡的動(dòng)態(tài)調(diào)整行為，并利用非線性自回歸分布滯后模型進(jìn)一步研究了中國財(cái)政調(diào)整行為的非線性特征，主要研究結(jié)論如下：

第一，作為轉(zhuǎn)型國家，對(duì)于中國政府來說，經(jīng)濟(jì)環(huán)境較為復(fù)雜，到底選擇“以收定支”還是“以支定收”，這并不是簡單的選擇題，而是由諸多因素共同決定的。實(shí)證研究表明，1978—1993年，財(cái)政收支存在財(cái)政相互影響關(guān)系，滿足“同步”假說，1994—2016年存在“以支定收”的單向因果關(guān)系，即當(dāng)財(cái)政偏離均衡狀態(tài)時(shí)，財(cái)政向均衡狀態(tài)的回歸主要依靠財(cái)政支出，根據(jù)Mcdermott (1996)、Alesina (1997)和Agnello (2014)等的研究結(jié)論，這種財(cái)政調(diào)整模式對(duì)經(jīng)濟(jì)增長更為有利[10，11，41]。

第三，關(guān)于財(cái)政調(diào)整的非線性特征形成的原因，本文嘗試從經(jīng)濟(jì)周期的非對(duì)稱性、政府對(duì)待財(cái)政失衡的態(tài)度、納稅人對(duì)稅收變化的敏感度不同等方面進(jìn)行闡釋。首先，財(cái)政自動(dòng)穩(wěn)定器在經(jīng)濟(jì)周期不同階段的不同功能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)周期的非對(duì)稱性。從我國情況看，我國經(jīng)濟(jì)低迷狀態(tài)的平均持續(xù)時(shí)間最長，這意味著財(cái)政赤字與財(cái)政盈余相比，其持續(xù)時(shí)間也更長，加之政府對(duì)財(cái)政赤字較為敏感，因此，政府對(duì)財(cái)政赤字的調(diào)整力度普遍高于對(duì)財(cái)政盈余的調(diào)整力度。其次，納稅人對(duì)于稅率或者稅基的改變反應(yīng)不同，也會(huì)在一定程度上導(dǎo)致財(cái)政收支間非對(duì)稱性的存在。

根據(jù)上述研究結(jié)論，政策啟示如下：

第一，加強(qiáng)對(duì)財(cái)政支出的監(jiān)管力度，防止財(cái)政支出的過度擴(kuò)張。我國財(cái)政一直處于“以支定收”的狀態(tài)，應(yīng)更多地調(diào)整財(cái)政支出來扭轉(zhuǎn)目前財(cái)政失衡的局面。這有利于微觀經(jīng)濟(jì)主體形成明確的預(yù)期，避免降低私人消費(fèi)和投資，從而進(jìn)一步降低財(cái)政調(diào)整的不利影響。如果財(cái)政支出不能得到有效控制，久而久之，財(cái)政規(guī)模會(huì)日益膨脹，將進(jìn)一步加重居民負(fù)擔(dān)。因此，必須嚴(yán)格按照新修訂的《預(yù)算法》的規(guī)定，把財(cái)政支出納入全口徑預(yù)算管理，同時(shí)，各級(jí)人大應(yīng)加強(qiáng)對(duì)財(cái)政支出的監(jiān)管力度，合理控制財(cái)政支出的規(guī)模，防止財(cái)政支出的過度擴(kuò)張。

第二，完善政府的財(cái)政征收體制，規(guī)范財(cái)政收入的途徑和規(guī)模。財(cái)政“以支定收”單向因果成立，表明省級(jí)政府在財(cái)政收入方面存在較大自主權(quán)，這與分稅制改革的政策目標(biāo)相悖，這是由于財(cái)政稅收法規(guī)在執(zhí)行過程中沒有達(dá)到預(yù)期的嚴(yán)格性和規(guī)范性，也正暴露了財(cái)政征收體制需要進(jìn)一步完善之處。如果不及時(shí)加以完善，尋租和不公平的現(xiàn)象便會(huì)時(shí)有發(fā)生。因此，需要進(jìn)一步推進(jìn)財(cái)政征收體制的改革，加強(qiáng)稅收征收紀(jì)律，實(shí)現(xiàn)規(guī)范財(cái)政收入、公平稅負(fù)。

第三，建立跨年度預(yù)算平衡機(jī)制，修正短期預(yù)算平衡的理念。一直以來，短期預(yù)算平衡都是各級(jí)政府追求的財(cái)政目標(biāo)。實(shí)際上由于財(cái)政收支之間存在長期動(dòng)態(tài)平衡，因此，過分追求財(cái)政收支的短期靜態(tài)平衡是沒有必要的。在預(yù)算收入大于預(yù)算支出時(shí)，不需要當(dāng)年全部安排支出，可以將收入結(jié)轉(zhuǎn)下年使用；在預(yù)算收入小于當(dāng)年的預(yù)算支出時(shí)，即預(yù)算出現(xiàn)赤字時(shí)，不必急于削減當(dāng)年支出，而是應(yīng)該對(duì)當(dāng)前形勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)與分析后，跨年度來彌補(bǔ)預(yù)算赤字。

目前，財(cái)政收支的變化出現(xiàn)“內(nèi)生化”的現(xiàn)象，而這種“內(nèi)生化”也隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)而越來越高。市場(chǎng)機(jī)制在調(diào)整財(cái)政支出和收入方面的調(diào)節(jié)作用越來越凸顯。政府應(yīng)順應(yīng)這種現(xiàn)象，更加尊重市場(chǎng)規(guī)律，讓市場(chǎng)起基礎(chǔ)性或決定性作用，進(jìn)一步創(chuàng)新和完善宏觀調(diào)控模式與機(jī)制，逐漸提高宏觀調(diào)控的效率和效果，由“重調(diào)”過渡到“微調(diào)”中來。