徐新淼， 吳友群， 廖信林

(安徽財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言及相關(guān)文獻回顧

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

目前，關(guān)于財政失衡調(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]“機構(gòu)分離”假說(Baghestani & McNown, 1994)。[9]由于不同假說反映了不同的財政調(diào)整行為與模式，而不同的財政調(diào)整行為與模式通過影響微觀主體預(yù)期及其經(jīng)濟行為帶來的經(jīng)濟效果存在著較大差異[10-11]。

有鑒于此，國外大量學(xué)者對不同國家的財政調(diào)整行為進行了檢驗。[12-15]以上研究結(jié)論存在較大差異，同時這類研究都是基于線性模型框架，并未過多考慮財政調(diào)整的非線性、非對稱特征。Neftci(1984)指出許多宏觀經(jīng)濟變量間都具有非線性的特性[16]。受此影響，部分學(xué)者也開始研究財政收支失衡調(diào)整的非線性、非對稱特征。如Bajo-Rubio(2006)研究了西班牙的財政調(diào)整，發(fā)現(xiàn)其財政調(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)者的研究思路檢驗了我國財政收支關(guān)系，結(jié)論差異較大。段炳德(2007)、楊海生等(2014)均認為我國財政收支呈現(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年我國財政收支具有“以支定收”的因果聯(lián)系[21]。吳凱等(2006)認為，我國財政收支是相互獨立的[22]。Li(2001)、Chang(2002)和王立勇(2015)等均認為我國財政收支是相互決定的[23-25]。也有部分學(xué)者認為我國財政收支關(guān)系受到諸如財政體制改革的影響會發(fā)生改變。馬茲暉(2008)研究發(fā)現(xiàn)，1979—1993年我國省級財政收支存在雙向因果關(guān)系，1994年后只有省級財政支出單方面影響財政收入[26]。董根泰(2012)研究表明，1952—1980年我國財政收支是相互決定的，1981—1994年財政收支是相互獨立的，1995—2009年財政收支是“以收定支”關(guān)系[27]。董根泰(2014)進一步把財政收支細化成國家財政和中央財政，研究發(fā)現(xiàn)：國家財政分稅制前呈現(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，較少考慮財政收支調(diào)整的非線性與非對稱性特征。這種基于線性和對稱性調(diào)整的實證研究結(jié)論很可能會誤導(dǎo)和耽誤財政政策的決策(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政收支數(shù)據(jù)識別了我國財政收支失衡調(diào)整的非線性和非對稱特征，但目前國內(nèi)仍缺少對中國財政收支關(guān)系以及財政收支調(diào)整過程中的非線性和非對稱調(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政收支之間的關(guān)系，對于控制財政赤字，防范政府債務(wù)風(fēng)險具有重要的意義，同時也利于進一步完善我國的財政理論，加深對財政調(diào)整行為的理解，而且還能為已有研究提供進一步的經(jīng)驗證據(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)濟研究中。然而，由于市場摩擦等諸多因素的存在，經(jīng)濟變量之間呈線性關(guān)系的假設(shè)過于嚴苛。[30]實際上，經(jīng)濟變量之間往往存在著非線性、非對稱的動態(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)存的文獻中關(guān)于非對稱性研究方法主要有三種機制轉(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)兩個時間序列的正向成分和負向成分協(xié)整時，那么這兩個序列之間便存在著隱性協(xié)整。他們還認為標(biāo)準(zhǔn)的線性協(xié)整只是隱性協(xié)整的一個特例，而隱性協(xié)整又是非線性協(xié)整的一個簡單部分[34]。Schorderet (2003)提出用一個兩變量非對稱協(xié)整回歸來分析隱性協(xié)整，在這過程中，每個序列僅一種成分出現(xiàn)在這個協(xié)整關(guān)系中[35]。近年來的文獻中，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向成分，從而實現(xiàn)對長期和短期內(nèi)所存在的非對稱協(xié)整關(guān)系進行檢驗[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，如果財政收支之間發(fā)現(xiàn)了協(xié)整關(guān)系，意味著雖然財政收支可能會暫時疏遠對方，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小樣本間的協(xié)整關(guān)系[37-38]。除此之外，該方法還有一個優(yōu)點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)整替代方法無法進行估計時，該方法可以得出相關(guān)的統(tǒng)計推斷。但是，當(dāng)變量出現(xiàn)二階單整時，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)

本文所采用的非對稱ARDL模型是在檢驗經(jīng)濟變量間長期和短期中存在的非對稱時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，我們設(shè)定非對稱非線性協(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稱誤差修正模型(1)詳細的推導(dǎo)過程請參閱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)有本級財政收入、本級財政支出和消費價格指數(shù)。樣本期間為1978—2016年。所有數(shù)據(jù)均來自歷年《中國財政年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。在數(shù)據(jù)處理方面，用居民消費價格對中國財政收入和財政支出進行平減從而得到實際財政收入和實際財政支出。除此之外，為了避免異方差等問題的出現(xiàn)，本文對財政收入和財政支出這兩個指標(biāo)均采用對數(shù)形式，分別用lnRE和lnEX表示財政收入和財政支出。本文采用Microfit5.0軟件進行數(shù)據(jù)處理。

四、實證過程與結(jié)果分析

(一)結(jié)構(gòu)突變點的確定

為防止忽略時間序列可能存在結(jié)構(gòu)突變，影響研究結(jié)論的現(xiàn)實意義。本文首先使用Eviews 8.0軟件對財政收入與財政支出這兩序列進行自回歸，然后使用Quandt-Andrews進行結(jié)構(gòu)突變點檢驗(2)Quandt-Andrews結(jié)構(gòu)突變點檢驗方法在未知結(jié)構(gòu)突變點一個或多個前提下拓展了Chow檢驗，是對Chow檢驗的一個很好的補充。，結(jié)果表明結(jié)構(gòu)突變點在1994年左右(3)篇幅所限，本文只列出了財政支出的Quandt-Andrews結(jié)構(gòu)突變點檢驗結(jié)果。(表1)。正如前面分析的1994年分稅制改革對中央財政收支結(jié)構(gòu)從根本上進行了調(diào)整，對財政收支行為影響顯著，基于此，我們將數(shù)據(jù)分為兩個時段，即1978—1993年和1994—2016年。

在使用ARDL方法時，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，仍然有必要在檢驗開始時對所使用的變量進行單整性檢驗，否則會使檢驗無效。因此，我們對這兩個時間段的財政收支指標(biāo)進行ADF單位根檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果得知(4)由于篇幅限制，對單位根檢驗過程的報告在文中均被省略。，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模型框架中對這兩者之間的長期動態(tài)影響關(guān)系和短期動態(tài)影響關(guān)系進行檢驗。

表1 結(jié)構(gòu)突變的Quandt-andrews檢驗

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證檢驗

首先，我們利用線性ARDL的無約束誤差修正模型進行財政收支的協(xié)整性檢驗，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)進行詳細比較之后(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)計量更加接近2%，說明模型變量的自相關(guān)性更弱。，并對經(jīng)過差分后的變量進行邊限檢驗，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 財政收支線性和非線性ARDL模型邊限檢驗結(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模型邊限檢驗的臨界值[38]，非線性ARDL模型邊限檢驗的臨界值從Pesaran (2009)中獲得[39]

由表3的分析結(jié)果可知，1978—1993年這一時期，當(dāng)財政收入為因變量時，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，財政支出對財政收入有長期影響關(guān)系，具有“以支定收”特征；當(dāng)財政支出為因變量時，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，財政收入對財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，財政收支之間呈現(xiàn)出雙向因果關(guān)系。1994—2016年這一時期，無論是以財政收入還是財政支出為因變量，二者F值都低于5%置信水平下界臨界值4.94，從線性ARDL模型邊限檢驗結(jié)果看，分稅制后財政收支是相互獨立的，但是，線性ARDL模型沒有檢驗出財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，我們需要進一步采用非線性ARDL進行檢驗。

(三)基于非線性ARDL無約束誤差修正模型的實證檢驗

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-分別表示財政支出的正向沖擊和負向沖擊序列，lnRE+、lnRE-分別表示財政收入的正向沖擊和負向沖擊序列。

從非線性ARDL模型邊限檢驗結(jié)果來看(表3)，1994—2016年這一時期，當(dāng)財政收入為因變量時，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)，財政支出對財政收入具有長期影響關(guān)系，呈現(xiàn)“以支定收”特征；當(dāng)財政支出為因變量時，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，財政收入與財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。可見，運用非線性ARDL模型邊限檢驗結(jié)果來看，財政收支關(guān)系在分稅制以后呈現(xiàn)出“以支定收”的特征。

表4 財政收支的動態(tài)非對稱估計

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，從中央到各級政府都實行財政包干即“分級包干”，財政支出和收入結(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，政府一方面擴大財政支出進行各種基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時為了得到充足的資金，政府則會量出為入，側(cè)重于增加財政收入；另一方面，政府每年增加的財政收入規(guī)模十分有限，因此，政府在確定支出水平時仍然要考慮收入狀況。這就表明在這一時期內(nèi)，財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，省級政府不再具有財政收入決策權(quán)，但事實上對財政收入的控制是加強的。這主要歸因于省級政府在失去部分財政收入控制權(quán)的同時，又從下級政府收回了部分控制權(quán)，除此之外，還通過其他方式強化了部分權(quán)利，從而增強了省級財政收入體制的靈活性。隨著財權(quán)的加大，財政收入對財政支出的限制作用下降，財政支出對財政收入呈現(xiàn)單方面的影響。

根據(jù)上述檢驗結(jié)果，下面只匯報模型(7)的具體估計結(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進行估計[40]，具體結(jié)果見表4。

為了驗證非對稱模型的適當(dāng)性，我們對模型長期(WLR)和短期(WSR)對稱性進行了Wald檢驗。表4中，長期對稱性檢驗得出LnEX各成分的Wald檢驗值為9.802(P=0.002)，這表明拒絕被檢驗變量正向成分和負向成分之間存在長期對稱性的原假設(shè)；附加短期對稱性檢驗的Wald值為43.714(P=0.000)，這表明拒絕被檢驗變量正向成分和負向成分之間存在短期對稱性調(diào)整的原假設(shè)。這些結(jié)果也進一步說明線性模型不適用于中國政府財政收支關(guān)系影響研究。

五、財政失衡非對稱調(diào)整特征原因解釋

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

(一)經(jīng)濟周期的非對稱性

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

表5 我國三種經(jīng)濟狀態(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)濟低迷66.6733.330.003狀態(tài)2:經(jīng)濟常態(tài)45.4636.3618.181.83狀態(tài)3:經(jīng)濟繁榮20.0020.0060.002.5

資料來源：根據(jù)龐曉波等(2015)文獻整理[3]

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

(二)政府對待財政失衡的態(tài)度

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

(三)納稅人對稅收變化的不同反應(yīng)

納稅人對稅率或者稅基變化的不同反應(yīng)可能會致使財政失衡調(diào)整產(chǎn)生非對稱的變化。在日常生活中，并不是所有的納稅人都能對稅率或者稅基的變化產(chǎn)生及時的反應(yīng)。如有些納稅人對于稅率的變化反應(yīng)及時，對其所擁有的大量證券和資產(chǎn)組合進行變換，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意識到稅率或者稅基的改變，對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)上就會多支出很大一筆稅款，財政稅收也會相應(yīng)增加。所以，當(dāng)納稅人對于稅率或者稅基的改變反應(yīng)不同時，必然會對財政失衡調(diào)整產(chǎn)生不同的影響。

六、結(jié)論與政策啟示

財政調(diào)整是事關(guān)財政可持續(xù)性的重要問題，財政調(diào)整已成為當(dāng)前研究的熱點。本文結(jié)合中國財政支出和收入數(shù)據(jù)，研究了中國財政失衡的動態(tài)調(diào)整行為，并利用非線性自回歸分布滯后模型進一步研究了中國財政調(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，對于中國政府來說，經(jīng)濟環(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。實證研究表明，1978—1993年，財政收支存在財政相互影響關(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)財政偏離均衡狀態(tài)時，財政向均衡狀態(tài)的回歸主要依靠財政支出，根據(jù)Mcdermott (1996)、Alesina (1997)和Agnello (2014)等的研究結(jié)論，這種財政調(diào)整模式對經(jīng)濟增長更為有利[10，11，41]。

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

根據(jù)上述研究結(jié)論，政策啟示如下：

第一，加強對財政支出的監(jiān)管力度，防止財政支出的過度擴張。我國財政一直處于“以支定收”的狀態(tài)，應(yīng)更多地調(diào)整財政支出來扭轉(zhuǎn)目前財政失衡的局面。這有利于微觀經(jīng)濟主體形成明確的預(yù)期，避免降低私人消費和投資，從而進一步降低財政調(diào)整的不利影響。如果財政支出不能得到有效控制，久而久之，財政規(guī)模會日益膨脹，將進一步加重居民負擔(dān)。因此，必須嚴格按照新修訂的《預(yù)算法》的規(guī)定，把財政支出納入全口徑預(yù)算管理，同時，各級人大應(yīng)加強對財政支出的監(jiān)管力度，合理控制財政支出的規(guī)模，防止財政支出的過度擴張。

第二，完善政府的財政征收體制，規(guī)范財政收入的途徑和規(guī)模。財政“以支定收”單向因果成立，表明省級政府在財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，這是由于財政稅收法規(guī)在執(zhí)行過程中沒有達到預(yù)期的嚴格性和規(guī)范性，也正暴露了財政征收體制需要進一步完善之處。如果不及時加以完善，尋租和不公平的現(xiàn)象便會時有發(fā)生。因此，需要進一步推進財政征收體制的改革，加強稅收征收紀(jì)律，實現(xiàn)規(guī)范財政收入、公平稅負。

第三，建立跨年度預(yù)算平衡機制，修正短期預(yù)算平衡的理念。一直以來，短期預(yù)算平衡都是各級政府追求的財政目標(biāo)。實際上由于財政收支之間存在長期動態(tài)平衡，因此，過分追求財政收支的短期靜態(tài)平衡是沒有必要的。在預(yù)算收入大于預(yù)算支出時，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，即預(yù)算出現(xiàn)赤字時，不必急于削減當(dāng)年支出，而是應(yīng)該對當(dāng)前形勢進行預(yù)測與分析后，跨年度來彌補預(yù)算赤字。

目前，財政收支的變化出現(xiàn)“內(nèi)生化”的現(xiàn)象，而這種“內(nèi)生化”也隨著市場化進程的推進而越來越高。市場機制在調(diào)整財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，更加尊重市場規(guī)律，讓市場起基礎(chǔ)性或決定性作用，進一步創(chuàng)新和完善宏觀調(diào)控模式與機制，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。