●孫 超

一、引言

分稅制改革后，地方政府財政自給率①基本維持在55%左右，2017年該比率又降至52.7%。財政壓力的不斷加大催生了“土地財政”，2017年土地財政收入占地方財政收入比重達60%。此外，以經(jīng)濟增長等指標為核心的地方官員考核機制使得地方政府組建了大量城投公司進行融資和開發(fā)，一是發(fā)行了數(shù)額巨大的城投公司債券，二是從當?shù)厣虡I(yè)銀行獲得了大量銀行借款，二者均導致地方政府積累了大規(guī)模債務，這種間接融資金融體系會造成投融資平臺債務風險快速累積（Liu Y等，2013）。由于地方政府大多利用土地作為抵押來籌資借款（徐占東等，2016），2017年以土地出讓收入作為政府償債來源的債務余額比重占70%。城市建設用地的有限性決定了土地財政不可持續(xù)，國家對房地產(chǎn)市場逐漸強化的調(diào)控無疑會對地方政府償債能力造成一定沖擊，進而影響地方政府財政可持續(xù)性。

伴隨著新常態(tài)下經(jīng)濟增速放緩，截至2016年，地方財政收入增長率達20年來最低水平，而財政支出存在剛性增長的“棘輪效應”②，全國僅有9個省份③財政自給率在0.5以上。2015年1月1日起實施的新《預算法》正式允許省級政府發(fā)行地方政府④債券用作公益性資本支出。同年，《國務院關于實行中期財政規(guī)劃管理的意見》亦明確指出改革中央和地方政府間的財政關系以及建立規(guī)范的地方舉債融資體制。新政策實施效果顯著，短期內(nèi)地方政府發(fā)行城投公司債券和向當?shù)厣虡I(yè)銀行舉債的行為迅速減少。但是，僅依賴土地財政收入和政府發(fā)債無法從根本上解決地方政府的財政赤字問題，也無法推動地方政府財政收支關系的良性循環(huán)和可持續(xù)發(fā)展。這是因為，財政收支的因果關系決定了對財政赤字應當采取何種政策措施，否則政策效果可能適得其反。

關于財政收支關系，一般有“稅收→支出假說”“支出→稅收假說”“互相驅動假說”以及“機構獨立假說”。比如，有些學者認為我國財政收支關系長期符合 “以收定支假說”（鄧子基，2002），有學者認為“市場經(jīng)濟→社會公共需要→政府職能→財政支出→財政收入”的關系鏈導致了我國財政的“以支定收”原則（高培勇，2001），有些學者認為二者之間存在雙向因果關系（王立勇，2015），另有學者認為分稅制使得地方政府實施財政預算“以支定收”（董根泰，2014）。此外，若將地方政府財政收入?yún)^(qū)分為自有財政收入和中央的轉移支付收入，則二者對地方財政支出的作用則正好相反（郭婧等，2017）。

本文通過梳理研究財政收支關系的文獻發(fā)現(xiàn)，相關理論研究大多利用靜態(tài)預算收支平衡模型或政府間委托代理模型等進行宏觀層面的探討（鄧子基，2002；伏潤民，2008；郝毅，2017），這使得研究結論沒有直接微觀證據(jù)的支持，很難具備充分的說服力，而至于相關實證研究，則由于不同學者采用的數(shù)據(jù)結構、樣本期限乃至研究方法均存在很大差異，使得研究結論莫衷一是（馬拴友，2001；王寧等，2005；王學凱等，2016），且同一學者也往往得出矛盾的觀點，進而使得理論研究難以與財政政策實踐相結合，無法為地方政府財政可持續(xù)發(fā)展提出有效可行的政策建議。在此背景下，本文嘗試在借鑒跨期預算平衡理論的基礎上，通過財政收支變化的動態(tài)視角識別地方政府財政收支的因果關系，并采取全國層面和分省份的面板數(shù)據(jù)進行檢驗，進而尋找一條能控制地方財政赤字的可行路徑。較之以前的研究，本文可能存在以下邊際貢獻：

第一，本文綜合梳理了國內(nèi)外對財政收支因果關系研究的各種理論假說，并將以上假說應用于中國地方政府的財政實踐，基于比較財政理論的視角分析了地方政府財政收支關系的實際運行狀況，尤其是在一定程度上輔證了“市場經(jīng)濟→社會公共需要→政府職能→財政支出→財政收入”的邏輯關系（高培勇，2001）；第二，在研究方法上，本文使用PVAR模型對地方財政收支的脈沖響應函數(shù)、預測誤差的方差分解以及因果驅動關系進行了實證檢驗，能夠克服傳統(tǒng)VAR模型由于樣本量不足導致的實證結論缺乏可信度和穩(wěn)健性的問題，有利于準確識別地方財政收支的因果關系；第三，在數(shù)據(jù)選擇上，所選數(shù)據(jù)屬于1994-2016年基于全國層面的時間序列數(shù)據(jù)和分省份的面板數(shù)據(jù)，充分考慮了分稅制改革以來不同時期、不同地區(qū)財政收支因果關系變化的路徑差異，有利于為不同省份構建財政可持續(xù)發(fā)展的長效機制提供一個可行的簡要參考。

二、相關文獻評述

對于財政可持續(xù)性，Buiter（1985）認為財政可持續(xù)性是指作為經(jīng)濟實體的國家財政的存續(xù)狀態(tài)或能力，并以債務負擔率⑤作為衡量財政是否可持續(xù)的指標。該理論中財政可持續(xù)性的定義與衡量標準已被廣大學者認可。在此基礎上，學術界大致形成了兩個研究序列。第一種是通過使用預算平衡模型、構建債務理論模型和預警指標來觀察財政運行是否可持續(xù)（伏潤民等，2008；張同功，2015；郝毅等，2017），第二種主要是利用財政收支和政府債務數(shù)據(jù)進行實證分析（馬拴友，2001；王寧等，2005；王學凱等，2016）。

關于第一個研究序列，Waits和Kahalley（1992）認為政府債務可持續(xù)的條件是當期政府債務在滿足當期財政支出需求的同時不會對未來政府職能產(chǎn)生影響。伏潤民等（2008）在綜合評價國內(nèi)外債務風險和可持續(xù)性規(guī)模分析方法的基礎上，探討了適合我國地方政府的橫向類比債務風險區(qū)間劃分方法和單一主體當期可持續(xù)債務性債務預測理論模型。Budina和Wijnbergen（2009）提出了政府債務應滿足世代交疊預算約束條件的觀點。這兩種理論可歸結為：如果預期財政收入貼現(xiàn)值之和能夠彌補當期的發(fā)債成本，則政府債務是可持續(xù)的。Leeper（2010）基于政府只依靠增稅維持政府債務可持續(xù)性的假設，提出拉弗曲線頂點為財政上限的觀點。Ghosh et al.（2013）認為，在跨期預算約束的基礎上政府調(diào)整財政盈余的能力是有界限的。該假說通過對跨期預算約束的理論路徑施加現(xiàn)實約束改進了現(xiàn)有財政可持續(xù)性理論。張同功（2015）通過構建柔性指標體系、紅綠燈預警體系以及風險指數(shù)模型評價了我國地方政府的債務風險，發(fā)現(xiàn)我國地方政府債務風險已經(jīng)較大，雖然短期可控但長期不可持續(xù)。郝毅等（2017）通過將地方政府土地出讓決策嵌入DSGE框架的研究，認為經(jīng)濟下行是投融資平臺債務累積的主要客觀原因，一旦投融資平臺債務倒逼貨幣政策會對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生不良沖擊。高度依賴土地出讓收入來償債的財政行為和監(jiān)管不到位的政府融資方式不可避免地會影響金融體系穩(wěn)定并最終損害實體經(jīng)濟。

第二個研究序列更側重實證評估。馬拴友（2001）運用財政風險矩陣估算了我國政府的公共債務，結果發(fā)現(xiàn)公共部門的財政盈余率僅為0.11%-2.2%，得出了我國積極財政政策不可持續(xù)的結論。在目前各國央行加息和國內(nèi)供給側結構性矛盾突出的背景下⑥更是如此。王寧（2005）采用1983-2003年政府債務和財政收支的數(shù)據(jù)測算出我國政府最大可承受的財政赤字率為4.04%-4.67%，財政可持續(xù)的債務率為50.51%-58.36%?；谠摴浪憬Y果，則我國政府債務尚處于可控范圍之內(nèi)。Reinhart和Rogoff（2010）通過分析經(jīng)濟增長、政府債務之間的關系，得出債務率為90%是政府債務上限的結論。Caner et al.（2010）、Elmeskov和Sutherland（2012）的研究結果表明：政府負債率上限應低于90%。這些研究成果對于判斷財政可持續(xù)性具有較好的參考價值，但考慮到我國地方政府投融資平臺存在的大量隱性負債和或有債務，上述指標不再具有現(xiàn)實意義。王學凱（2016）基于一般均衡條件下的代際預算約束模型檢驗了新興經(jīng)濟體的財政反應函數(shù)，在此基礎上測算出中國政府負債率的上限為130.50%，他認為我國政府債務是可持續(xù)但存在風險的，尤其是地方政府大量的隱性債務和或有債務不易統(tǒng)計和估算。

國內(nèi)外學者從財政赤字、政府債務及宏觀經(jīng)濟等角度考察財政可持續(xù)性的研究成果非常豐富，但大部分未能從判斷財政收支因果關系的途徑對我國地方政府財政可持續(xù)性進行系統(tǒng)性分析。不明確財政收支的因果關系無法得出財政是否具有可持續(xù)性的可信結論，也無法從源頭上解決赤字問題。本文在這一方面做了嘗試。本文基于財政收支關系的視角，借鑒財政收支關系假說對我國地方政府財政收入和財政支出的相互關系進行了理論探討，并使用VAR模型對二者的脈沖響應函數(shù)、預測誤差的方差分解以及因果驅動關系進行了實證檢驗。

本文結論有以下幾點。第一，地方政府財政收支缺口的年度增量長期是穩(wěn)定的。但以經(jīng)濟增長等指標為核心的地方官員考核機制也使得地方政府為了經(jīng)濟增長大力舉債融資以獲得晉升機會（劉驊等，2014），這加劇了地方政府債務的過度膨脹。財政體制改革必須規(guī)范地方政府舉債融資體制。第二，地方政府財政支出存在剛性增長的“棘輪效應”。實證結論在一定程度上輔證了“市場經(jīng)濟→社會公共需要→政府職能→財政支出→財政收入”的邏輯關系（高培勇，2001），地方政府在財政支出“棘輪效應”的驅動下對土地財政收入的依賴不斷增強。因此，對房地產(chǎn)市場的調(diào)控應考慮地方財政壓力的扭曲效應，財政體制改革必須優(yōu)化地方財政收入結構。第三，地方財政收支存在長期均衡關系且符合“以收定支假說”。但以PPP模式推動政府經(jīng)濟職能的轉變合理可行，經(jīng)濟體制改革應與財政體制改革過程相互協(xié)調(diào)配合，供給側改革化解過剩產(chǎn)能和房地產(chǎn)市場的調(diào)控政策應避免對地方政府償債能力造成不良沖擊。綜合來看，我國地方政府財政具有可持續(xù)性。

三、財政收支的理論假說

只有正確判斷財政收支的驅動原理才能從根源上將財政赤字控制在合理范圍之內(nèi)，進而判斷財政可持續(xù)性。本部分簡要闡述以上四種財政收支的因果關系假說，并結合我國地方政府實施土地財政和大力舉債的現(xiàn)狀進行理論分析。

（一）以支定收假說

“以支定收假說”即財政支出規(guī)模決定財政收入規(guī)模，財政支出變化驅動著財政收入變化。若遵循李嘉圖等價定理的基本原則，削減政府支出是降低財政赤字的最佳方式（Narayan，2006）。Peacock和Wiseman（1961）基于瓦格納法則，提出了公共支出因外部環(huán)境變化會呈現(xiàn)斷點狀的階梯式增長路徑。Barro（1979）在假定政府支出為外生變量的條件下提出了稅收平滑假說，Hoover和Sheffrin（1992）在稅收平滑模型的基礎上對“以支定收假說”進行了數(shù)理論證。假定政府具有理性預期，政府支出規(guī)模為{Gt}（給定外生），政府選擇最優(yōu)的收入規(guī)模{Tt}，即：

約束條件為：Bt+1=（1+r）（Bt+Gt-Tt）。其中，E表示可用信息為條件的期望值，Bt表示政府債務存量，r表示利率。政府最優(yōu)收入規(guī)模滿足如下歐拉方程：

其中，α表示初始參數(shù)，刻畫實現(xiàn)最優(yōu)稅收路徑的各種影響因素；β表示政府稅收的貼現(xiàn)因子；假定β（1+r）=1，則表明政府收入變化屬于隨機游走過程。假定政府支出的隨機過程由下式給定：

其中，g（L）=1/（1-δL），L為滯后算子，εt為白噪聲，由此得到政府支出和收入的聯(lián)立方程：

很明顯，由于假定了政府支出為外生變量，在不考慮隨機沖擊εt+1的影響時，G的變化會驅動T的變化，而T的變化則不會驅動G的變化，從而通過數(shù)理公式論證了“以支定收假說”。在西方發(fā)達國家，“以支定收假說”伴隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展逐步形成，政府收支活動在一系列制度因素的約束下處于公開、規(guī)范以及理性的狀態(tài)（鄧子基，2002）。但該假說并不是西方國家普遍的預算原則（郭婧等，2017）。當然，隨著我國市場經(jīng)濟逐步成熟和財政體制改革的深化，“以支定收假說”得到了越來越多的支持和青睞（靳俐，2002）。

（二）以收定支假說

“以收定支假說”即政府財政收入規(guī)模決定財政支出規(guī)模，財政收入變化驅動著財政支出變化。Westerlund et al.（2011）在假定政府收入為外生變量的條件下構建了可實現(xiàn)政府支出規(guī)模最優(yōu)化的支出平滑模型，即政府選擇支出路徑使得未來各期扭曲的貼現(xiàn)總期望值最小化：

其中，G表示政府支出，R表示政府收入，i表示利率，r表示貼現(xiàn)率。i、r為外生給定。則其一階最優(yōu)條件為：

該模型證明了政府收入變化驅動政府支出變化的“以收定支假說”。但是，財政收入提高后會對財政支出產(chǎn)生正向還是負向影響的問題仍存在爭論。Friedman（1978，1982）認為增加稅收只會導致更多的政府支出，政府為控制財政赤字應當減少稅收并削減政府支出。Buchanan和Wagner（1977）則認為財政收入對財政支出存在負向因果關系。計劃經(jīng)濟時期和經(jīng)濟轉型期，我國長期奉行“以收定支，略有盈余”的預算原則。2015年新《預算法》提出了“統(tǒng)籌兼顧、勤儉節(jié)約、量力而行、講求績效和收支平衡”的跨年度預算平衡機制。

（三）互相驅動假說

“互相驅動假說”即財政收入和財政支出存在互相驅動的因果關系。Hoover和Sheffrin（1992）也構建了同時關注政府支出和收入的扭曲效應的雙成本收益模型。該模型假定：政府支出增加會帶來邊際收益遞減的社會福利增加，政府收入增加會帶來邊際收益遞增的社會福利減少，政府應在支出和收入規(guī)模上選擇恰當?shù)慕M合使得預期社會福利最大化，即：

其中，B1=（1+r）（B0+G1-T1），B0為初期給定，ε和η分別為和白噪聲隨機沖擊，其一階最優(yōu)條件為：

可知，最優(yōu)的政府支出和收入規(guī)模必須滿足其一階最優(yōu)條件，因此，財政收入與財政支出之間存在互相驅動的因果關系。隨著我國市場經(jīng)濟體制的逐步確立和完善，政府職能應回歸管理與服務的本質(zhì)，其財政預算規(guī)則也應適當借鑒市場經(jīng)濟成熟的國家經(jīng)驗。我國應實行“以收定支”為主、“以支定收”為輔的預算原則（鄧子基，2002）。

（四）相互獨立假說

“相互獨立假說”即財政收入規(guī)模和財政支出規(guī)模不存在必然聯(lián)系和因果關系，一方變化不會驅動另一方變化（Baghestani and McNown，1994）。如Hoover和Sheffrin（1992）也構建了按經(jīng)驗法則——以政府支出和收入占GNP的比重來確定二者最優(yōu)規(guī)模的固定份額模型：

其中，Y為GNP，其他符號含義同上文。政府支出比率和政府收入比率是隨機游走過程，二者短期受各自擾動項方差ε、η的影響，長期則會受政策因素α、β的持久影響。這是因為財政收支更多取決于經(jīng)濟增長情況和財政政策取向。另外，在政府預算過程中財政收支安排還要受到法律、制度以及政治等因素的影響。當然，如果政策當局嚴格遵循年度財政預算平衡的原則，“相互獨立假說”便不再成立，但遵循年度財政預算平衡的原則不能使政府發(fā)揮調(diào)控宏觀經(jīng)濟和進行有效需求管理的作用，在混合經(jīng)濟特征日益顯著和公共部門經(jīng)濟參與度逐漸提高的今天顯然很難成立。

四、財政收支關系的實證檢驗

衡量財政可持續(xù)性的方法主要有三種（龔鋒，2015）。一是計量檢驗法；二是合成指標法，如Buiter（1985）的“基本缺口”指標、Blanchard（1990）的“稅收缺口”指標以及Ciammarioli的“融資缺口”指標；三是代際核算法（Auerbach，1991；Bonin，2001）。本部分使用計量檢驗法的VAR模型對地方財政收支缺口、財政收支關系進行平穩(wěn)性、協(xié)整性以及Granger因果關系檢驗，并在考慮中央轉移支付的條件下進行穩(wěn)健性檢驗。

（一）數(shù)據(jù)說明

為與該領域研究一致，以省級一般公共預算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量地方財政支出（EXP），以省級一般公共預算收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量地方財政收入（REV）；通過計算財政收支數(shù)額之差得到財政赤字，并以財政赤字占經(jīng)濟總量的比率確定財政赤字率⑦；在地方財政缺口的平穩(wěn)性檢驗、地方財政收支的VAR模型、省級政府財政收支PVAR模型中，樣本區(qū)間為1980-2016年；中央轉移支付與地方財政缺口VAR模型的樣本區(qū)間為1994-2016年。其他變量還包括：全國財政總收入（SREV）及總支出（SEXP）、地方財政總收入（SLREV）及總支出（SLEXP）。以上變量的統(tǒng)計標準與官方口徑一致。各變量均為年度數(shù)據(jù)，不需要進行季節(jié)調(diào)整。數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局、《中國財政年鑒》、CEIC數(shù)據(jù)庫以及各省財政廳預決算報告。本文也通過互聯(lián)網(wǎng)渠道進行相關數(shù)據(jù)的搜集，不同來源的數(shù)據(jù)資料間的相互驗證保證了數(shù)據(jù)的準確和完整。在省級政府財政收支PVAR模型的地區(qū)選擇上，因省級政府對計劃單列市的財政無法干預，本文不對計劃單列市的財政收支數(shù)據(jù)進行搜集。

表1變量的描述性統(tǒng)計

（二）模型基本形式及結果分析

1、地方財政缺口的平穩(wěn)性。根據(jù)“收入→支出假說”可認為財政收入與財政支出之間存在長期均衡關系。在不考慮經(jīng)濟增長和通貨膨脹等因素的條件下，根據(jù)跨期預算約束下的財政收支平衡理論得到政府在t期的預算約束等式：

其中，EXPt表示政府支出，REVt表示政府收入，Dt表示政府債務，rt表示政府債券利率，t表示時期。假設政府債券利率序列{rt}為平穩(wěn)時間序列，則可得到政府支出與收入的長期關系：

其中，α、β表示財政收支的長期關系系數(shù)，εt表示財政收支缺口，且當β=1時，εt表示財政赤字（即負的財政盈余）。本文首先通過考察財政收支缺口是否平穩(wěn)來判斷財政收支的長期均衡關系是否成立。對于財政收支缺口序列{εt}構建p階自回歸模型AR（p）：

其中，υt為白噪聲過程，γt為時間趨勢項⑧。使用ADF檢驗對時間序列{εt}的平穩(wěn)性進行檢驗，結果發(fā)現(xiàn){εt}是非平穩(wěn)時間序列。對{εt}的一階差分時間序列繼續(xù)進行檢驗。結果表明地方財政收支缺口序列{εt}并不平穩(wěn)，但其一階差分序列的ADF檢驗值及各項式均通過了5%顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗。這表明地方財政缺口時間序列{εt}屬于一階單整序列I（1），但其一階自回歸系數(shù)為-0.829，說明該序列具有較強的持續(xù)性。因此，從全國地方政府的總體角度來看，在不包含時間趨勢和不計算預算外財政收支的情況下，地方政府財政收支缺口的年度變化量在長期內(nèi)是穩(wěn)定的。

表2地方財政收支缺口的一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗結果

2、地方政府財政收支關系分析。對地方財政收入時間序列{REVt}和財政支出時間序列{EXPt}進行平穩(wěn)性檢驗，ADF檢驗結果表明{REVt}、{EXPt}均為平穩(wěn)過程。將這兩個時間序列變量{REV1t，EXP2t}分別作為兩個回歸方程的被解釋變量，而解釋變量為這兩個變量的p階滯后值，構成一個二元p階VAR（p）系統(tǒng)：

其中，{ε1t}與{ε2t}均為白噪聲過程（不存在自 相關），但允許兩個方程的擾動項之間存在“同期相關性”。將等式（5）、等式（6）的同期變量轉化為列向量，并把相應的系數(shù)合并為矩陣，得到：

其中，{εt}為一維白噪聲過程的推廣，等式（8）中所有解釋變量均為被解釋變量的滯后項（與同期擾動項εt不相關），故可視為前定變量。估計該二元p階VAR系統(tǒng)需要首先確定滯后階數(shù)。本文為保證對真實滯后階數(shù)估計的一致性，根據(jù)AIC、HQIC等信息準則在選擇滯后4期的前提下檢驗殘差εt是否為白噪聲，結果顯示無法拒絕“無自相關”的原假設。因此，為盡量減少樣本容量損失而確定該VAR模型為滯后4期。檢驗各階系數(shù)的聯(lián)合顯著性，作為兩個方程的整體除極個別階系數(shù)外其余均高度顯著。

表4地方財政收支二元VAR系統(tǒng)的實證分析結果（2）

第1-4列是不施加約束條件的各階系數(shù)的聯(lián)合顯著性檢驗結果，第5-7列是施加約束條件的聯(lián)合顯著性檢驗結果。

對該二元4階VAR模型進行小樣本自由度調(diào)整，并估計該模型。VAR系統(tǒng)中的估計系數(shù)的經(jīng)濟含義并不十分明確，本文不再贅述。

檢驗系統(tǒng)是否穩(wěn)定。結果發(fā)現(xiàn)有4個特征值在單位圓之外。在對地方財政收入序列{REVt}和地方財政支出序列{EXPt}取對數(shù)后，經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)所有的特征值均在單位圓之內(nèi)，故取對數(shù)后系統(tǒng)是穩(wěn)定的。但有兩個根在單位圓之上，這意味著有些沖擊具有較強持續(xù)性。檢驗殘差正態(tài)性。絕大多數(shù)檢測結果均在5%的顯著性水平下無法拒絕這兩個變量的擾動項服從正態(tài)分布的原假設，這意味著可對地方財政收入和地方財政支出的未來值進行預測。Granger因果關系檢驗表明地方政府財政收支不存在因果關系，這不符合地方政府財政收支的實際狀況，本文將在穩(wěn)健性檢驗部分作詳細說明。

表5財政收支的Granger因果關系檢驗結果

考察系統(tǒng)的正交化脈沖響應。結果表明：各期財政支出存在正向沖擊效應和剛性增長趨勢，且財政支出對財政收入存在隨時間推移而逐漸增強的正向沖擊效應，但前者比后者的沖擊效應更強；財政收入對財政支出和財政收入本身也存在正向沖擊效應，且財政收入對前者的作用幅度大于對后者的作用幅度。以上實證結果也證明地方政府面臨的財政壓力在逐漸變大，且財政收入和財政支出的增長受二者相互關系的影響。對地方財政收支預測的結果則表明二者增長呈現(xiàn)出一定的相關性和協(xié)調(diào)性。

圖1 未來10個年度的地方財政收支預測圖

圖2 二元VAR系統(tǒng)的正交化脈沖響應圖

考察預測誤差的方差分解。結果顯示：對地方財政收入進行向前1個年度的預測，其預測誤差全部來自于財政收入本身，向前做4個年度的預測，其預測誤差有94.64%來自于財政收入本身。對地方財政支出進行向前1個年度的預測，其預測誤差有69.21%來自于財政收入，30.79%來自于財政支出，向前做4個年度的預測，其預測誤差有91.06%來自于財政收入，8.94%來自于財政支出本身。因此，財政支出的預測誤差對財政收入的依賴程度相對較大，且隨著時間推移該比重不斷上升。這也可在一定程度上論證我國地方政府多年存在的“量入為出”財政預算原則，但本文未考慮地方政府財政收入來源的影響（郭婧等，2017）。

3、考慮中央對地方的轉移支付和稅收返還。若將中央對地方的轉移支付和稅收返還視為地方政府財政收入，則地方政府大體上是收支平衡的，但大部分省份仍存在財政赤字。對地方財政赤字和中央對地方轉移支付的時間序列進行ADF檢驗可知兩序列均為非平穩(wěn)過程。本文根據(jù)數(shù)列的變化趨勢認為中央對地方的轉移支付在2007年存在結構性變動，因此通過鄒檢驗（F檢驗）和虛擬變量法來檢驗2007年是否發(fā)生了結構性變動。

使用鄒檢驗（F檢驗）和虛擬變量法得到的F統(tǒng)計量均等于13.01，P值為0.0003。此外，考慮到上述結構變動的擾動項同方差條件，適用穩(wěn)健的標準誤進行虛擬變量法的檢驗得到的F統(tǒng)計量等于9.34，P值為0.001。以上檢驗均在1%的顯著性水平上強烈拒絕“沒有結構變動”的原假設，即認為中央對地方的轉移支付在2007年發(fā)生了結構性變動。因此，對中央轉移對地方轉移支付的時間序列{CPTt}和地方財政赤字的時間序列{Deficitt}取對數(shù)，經(jīng)ADF檢驗可知兩序列均為平穩(wěn)過程。故構建中央對地方轉移支付和地方財政赤字的VAR模型。

中央轉移支付對地方財政缺口和本身的沖擊存在正向促進作用，但對后者的作用幅度更大；地方財政赤字對中央轉移支付和本身的沖擊作用幾乎可以忽略不計。此外，中央轉移支付的預測誤差的方差從預測1期開始主要來自于本身，而地方財政赤字的預測誤差的方差隨著時間推移來自于中央轉移支付的比重逐步提高，來自于本身的比重在預測1期迅速提高以后開始逐步下降。此外，Granger因果關系檢驗結果表明二者存在雙向因果關系。在長期，財政收支的自動調(diào)整功能使得財政赤字恢復到可持續(xù)的平穩(wěn)狀態(tài)，但政策當局在不同的財政狀態(tài)下調(diào)整財政收支關系的力度和速度是非對稱的，有些學者認為用線性關系來描述我國財政收支變化關系是不恰當?shù)模钭訒煹龋?016）。以上分析是基于對稱角度進行的線性關系考察，因此實證結果存在一定局限性。

表6地方財政收入（SLREV）和地方財政支出（SLEXP）的預測方差誤差分解

（三）穩(wěn)健性檢驗

由于VAR模型的實證分析結果依賴于模型中的變量排序，且以上是利用全國地方政府財政收入、財政支出以及中央對地方的轉移支付數(shù)據(jù)進行的總體分析，數(shù)據(jù)較少易造成估計結果的偏差。因此，采取變更VAR模型變量順序和使用省級政府財政收支面板數(shù)據(jù)的方法進行穩(wěn)健性檢驗。

1、變更模型變量順序。變更地方財政收支VAR模型的變量順序，并與原變量順序的實證結果進行對比分析。

圖3 正交化脈沖響應圖

圖4 兩變量的預測誤差方差分解圖

圖5 不同變量順序下的正交化脈沖響應圖

在變量順序為SLREV、SLEXP的條件下，地方財政收入對地方財政支出和財政收入本身的正向沖擊效應顯著大于第二種變量順序下的結果；同時，在變量順序為SLEXP、SLREV的條件下，地方財政支出對地方財政收入和財政支出本身的正向效應顯著大于第一種變量順序下的結果?？偨Y地說，不同變量順序下的估計結果具有穩(wěn)健性，地方財政支出和地方財政收入之間存在正向的互動關系，這也比較符合我國地方政府的財政收支現(xiàn)狀。

圖6 不同變量順序下地方財政收支的預測方差誤差分解

在變量順序為SLREV、SLEXP的條件下，地方財政支出的預測誤差來源于地方財政收入的比重在第1期迅速提高，隨著時間的推移到第4期，該比重基本維持在80%以上；地方財政收入的預測誤差主要來自于本身，該比重也在第1期迅速提高至95%以上。在變量順序為SLEXP、SLREV的條件下，地方財政支出的預測方差來源于地方財政支出本身的比重在第1期迅速提高，隨著時間的推移到第4期該比重略有下降；地方財政收入的預測方差誤差主要來自于地方財政支出，該比重也在第1期迅速提高，隨著時間的推移到第4期該比重略有上升。總結地說，不同變量順序下的估計結果具有相對穩(wěn)健性，比較符合我國地方政府的財政收支現(xiàn)狀。但對于地方政府財政收支的因果關系并不能給出統(tǒng)一的結論。

表7不同變量順序下地方財政收支的Granger因果關系檢驗結果

在兩種變量順序下，以地方政府財政收支的水平值構建的VAR模型中，地方財政收支均存在雙向因果關系，并且原假設均通過了1%顯著性水平下的Granger因果關系檢驗；另外，在兩種變量順序下，以地方政府財政收支的對數(shù)值構建的VAR模型中地方財政收支均不存在因果關系。前一個結論更符合我國地方政府財政收支和預算管理現(xiàn)狀。

變更中央轉移支付和地方財政赤字的VAR模型的變量順序，并與原變量順序的實證結果進行對比分析。

圖7 不同變量順序下地方財政收支的正交化脈沖響應

圖8 不同變量順序下地方財政收支的預測方差誤差分解

兩種變量順序下，中央轉移支付和地方財政赤字的脈沖響應及預測誤差的方差分解結果均無顯著不同，二者作用關系也未發(fā)生符號變化，僅在作用幅度和置信區(qū)間上存在略微差異；Granger因果關系檢驗結果表明二者存在顯著的雙向因果關系（本文限于篇幅不再報告Granger因果關系檢驗結果），這進一步論證了上述結果的穩(wěn)健性。

2、使用PVAR模型作穩(wěn)健性檢驗

（1）面板單位根檢驗。利用1994-2016年省級政府財政收支的面板數(shù)據(jù)構建面板自回歸模型：

其中，i=1，2，…n表示省份，t=1，2，…Ti表示時間，z′itγi表示個體固定效應和線性時間趨勢，εit為平穩(wěn)的擾動項。將等式（22）轉化為：

則面板單位根的原假設與替代假設為：

綜合運用HT、IPS等方法對省級地方政府財政收支數(shù)據(jù)進行面板單位根檢驗。

表8地方政府財政收支的面板單位根檢驗結果

各檢驗結果基本拒絕了面板單位根的原假設，表明面板數(shù)據(jù)為平穩(wěn)過程。因此，各省級政府財政收支從總體來看存在長期平穩(wěn)關系，基本不受外生沖擊的影響。2016年全國地方政府財政總收入為152637.14億元⑨，增速為7.4%；地方政府財政總支出為160437.14億元，增速為7.4%⑩，地方財政赤字7800億元，基本與上年持平且保持穩(wěn)定增長態(tài)勢。從實際情況來看面板單位根檢驗結果是可信和有效的。

（2）PVAR模型的分析結果。根據(jù)AIC、BIC及HQIC等信息準則構建地方財政收支的PVAR（1）模型。從財政收入的視角看，一方面，財政收入對財政支出存在微弱的負向沖擊效應，且沖擊效應隨時間推移逐漸增強；另一方面，財政收入對自身存在正向沖擊效應，而沖擊效應隨時間的推移逐步減弱。從財政支出的視角看，一方面，財政支出對財政收入存在由正到負的沖擊效應，大約在第2期沖擊效應為0；另一方面，財政支出對自身存在較強的沖擊效應，雖然沖擊效應隨時間的推移逐漸減弱，但變化幅度很小。也就是說，二者均存在增長慣性，但隨著時間推移前者增長慣性減弱的幅度遠大于后者減弱的幅度，這也佐證了省級政府存在財政壓力且財政壓力逐漸加大的事實。預測方差的誤差分解11表明：財政支出的預測誤差主要來自于本身，隨著時間推移該比重逐漸降低，但即使做10個年度的預測，該比重也不會低于96.7%；財政收入的預測誤差也主要來自于自身，隨著時間推移該比重逐漸上升，當對其預測誤差做10個年度的預測時該比重會達到97.6%。該檢驗結果佐證了省級政府財政收支關系存在“以收定支”現(xiàn)象。1994年頒布的《預算法》確立了“量入為出”的政府理財觀（徐陽光，2015），黨的十八屆三中全會要求“審核預算的重點由平衡狀態(tài)、赤字規(guī)模向支出預算和政策擴展”，2015年起實施的新《預算法》逐漸有別于傳統(tǒng)的“量入為出”的政府理財觀。

圖9 地方政府財政收支PVAR模型的正交化脈沖響應圖

表9地方財政收支的面板Granger因果關系檢驗結果

五、結論及建議

我國財政體制根植于我國經(jīng)濟體制轉型的整個過程，處在由傳統(tǒng)的“以收定支”預算管理方式向“以支定收”預算管理方式不斷轉型的過程中，該變化對地方財政的影響也明顯呈現(xiàn)出經(jīng)濟體制改革的路徑特征。本文借鑒四種財政收支關系假說，使用VAR模型、PVAR模型集中探討了全國地方政府和各省份的財政收支關系及其對地方財政可持續(xù)性的影響。理論分析表明：我國政府的財政預算存在由“以收定支”向“以支定收”轉變的趨勢；實證結果表明：地方政府財政支出缺口的年度變化量在長期是穩(wěn)定的，對數(shù)化的地方財政收支VAR模型也是穩(wěn)定的；中央對地方的轉移支付和稅收返還在2007年發(fā)生了結構性變動且財政支出存在剛性增長的“棘輪效應”；各省份財政收支的面板數(shù)據(jù)不存在單位根，地方財政收支存在長期均衡關系。另外，本文驗證了地方政府財政收支的因果關系，結果符合“以收定支假說”。因此，我國地方政府的財政具有一定的可持續(xù)性。本文據(jù)此提出以下建議。

首先，改革現(xiàn)有分稅制財政收入劃分體制，優(yōu)化地方政府舉債融資體制。地方財政收支責任不匹配導致地方政府不得不利用投融資平臺積累了大量或有債務和隱性債務。雖然地方財政支出缺口的年度變化量是穩(wěn)定的，但由其水平值構成的VAR系統(tǒng)并不穩(wěn)定。此外，中央對地方的轉移支付和稅收返還在2007年發(fā)生了結構性變動?？深A見，當中央對地方政府規(guī)定的發(fā)債限額不能滿足其支出需求時，當前不健全的地方投融資機制會繼續(xù)積累投融資平臺債務，而地方投融資平臺債務又大多以土地出讓收入為償債來源，這種對土地財政的高度依賴對地方政府財政運行造成了極大的安全隱患。規(guī)范地方政府預算外融資機制、打破“影子銀行體系”以及適當提高地方政府發(fā)債額度是可行舉措。

其次，優(yōu)化地方政府財政收入結構，構建以房地產(chǎn)稅為主體的地方稅體系。我國財政收支存在“以收定支”的因果關系。在“營改增”減稅效應12和財政支出“棘輪效應”下，征收房地產(chǎn)稅是必然趨勢。2015年新《預算法》實施后在一定程度上減少了地方政府增發(fā)城投公司債券和向商業(yè)銀行借款的做法，但土地財政收入占地方政府財政收入的比重達到70%。因此，以房地產(chǎn)稅替代土地財政收入作為地方主體稅種、正式開征房地產(chǎn)稅合理可行。意義在于：一是可降低地方政府對土地財政收入的高度依賴性；二是可調(diào)控房地產(chǎn)市場的過高價格和打擊投機購房行為，提高居民消費能力和帶動經(jīng)濟增長；三是可調(diào)整產(chǎn)業(yè)發(fā)展結構，引導社會資金“脫虛入實”以解決中小企業(yè)的融資困難。

最后，鼓勵PPP模式應用于公共服務領域。地方財政壓力較大的來源除分稅制的制度因素和新常態(tài)經(jīng)濟增速放緩的稅基約束外，政府支出范圍過于寬泛和財政資金使用效率低下也是重要原因。因此，地方政府應以提高市場監(jiān)督管理能力和改善公共服務質(zhì)量為行政目標，逐步減少政府直接投資、退出競爭性生產(chǎn)領域以及減少對所屬國有企業(yè)的行政干預。此外，PPP模式涌現(xiàn)出一批示范效果良好的案例：北京地鐵4號線項目、大理市生活垃圾處置城鄉(xiāng)一體化系統(tǒng)工程以及固安工業(yè)園區(qū)新型城鎮(zhèn)化項目等。因此，政府應在公共服務領域通過社會資本對公共項目的介入提高公共項目競爭力和政府預算透明度，達到節(jié)約政府財力和提高財政資金使用效率的目的，這在一定程度上也有利于政府職能轉變。

注釋：

①地方政府財政自給率=地方財政一般預算內(nèi)收入/地方財政一般預算內(nèi)支出。

②“棘輪效應”本是經(jīng)濟學中的一個概念，指人的消費習慣形成后有不可逆性，即易于向上調(diào)整而難于向下調(diào)整，尤其是在短期內(nèi)消費是不可逆的。本文在此引申為財政支出取決于相對財政收入：政府易隨著相對財政收入提高而增加支出，卻不易于隨著財政收入降低而減少支出。

③根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，2016年全國僅有北京（79.34%）、上海（92.59%）、江蘇（81.36%）、廣 東（77.27%）、浙江（76.02%）、天津（73.62%）、山東（66.97%）、福建（62.1%）、重慶（55.67%）9個省份的財政自給率在50%以上。

④下文中若無特殊說明，地方政府均指省級政府。

⑤債務負擔率=當年累積未清償公債余額/當年國內(nèi)生產(chǎn)總值×100%。該項指標表示政府債務存量規(guī)模與國民經(jīng)濟活動規(guī)模的關系，反映政府舉債對國民經(jīng)濟的影響程度。

⑥當前形勢下，國際上面臨著貿(mào)易保護主義抬頭和中美貿(mào)易戰(zhàn)不確定性預期的增加，國內(nèi)面臨著1998年、2009年以及2015年三次積極政策帶來的產(chǎn)能過剩和高杠桿率，我國政府不應再實施“大水漫灌”式的財政政策，而應實施定向引導、精準扶持的積極財政政策，確保資金不會增加金融杠桿和擠壓房地產(chǎn)泡沫。

⑦從2000年開始，政府經(jīng)常性支出開始包含債務利息支出，債務利息支出體現(xiàn)在財政赤字當中，且該數(shù)值與財政盈余為相反數(shù)。

⑧基于我國地方政府財政收支的經(jīng)濟現(xiàn)實，本文認為{Δεt}含有時間趨勢，若不含時間趨勢可令γ=0。

⑨這其中包含中央對地方的轉移支付和稅收返還59486.35億元、地方財政使用結轉結余及調(diào)入資金5956.02億元。

⑩在計算地方政府財政總支出增速時扣除使用結轉結余及調(diào)入資金。

?本文限于篇幅未報告預測方差的誤差分解結果。122017年的“營改增”實現(xiàn)減稅9186億元，比2016年增加3450億元。