王立勇 周星含

一、引言

財(cái)政是國(guó)家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，財(cái)政政策是重要的宏觀調(diào)控工具和手段，是宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的重要研究主題。財(cái)政政策的實(shí)施特征和有效性一直是理論界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。隨著中國(guó)對(duì)外開(kāi)放程度的不斷擴(kuò)大和全球化進(jìn)程的持續(xù)推進(jìn)，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策的相關(guān)特征和有效性產(chǎn)生了重要影響。陳詩(shī)一和張軍(2008)[1]研究了貿(mào)易開(kāi)放對(duì)政府支出效率的影響，Eggertsson等(2016a)[2]、Eggertsson等(2016b)[3]研究了一國(guó)貿(mào)易開(kāi)放對(duì)其財(cái)政政策效果的影響；Ram(2009)[4]、Lane(2003)[5]、梅冬州和龔六堂(2012)[6]、毛捷等(2015)[7]等實(shí)證分析了一國(guó)貿(mào)易開(kāi)放對(duì)本國(guó)政府規(guī)模的重要影響；梅冬州等(2018)[8]研究了資本賬戶開(kāi)放對(duì)政府規(guī)模的影響；Lane(2003)[5]、Woo(2011)[9]、王立勇和祝靈秀(2019)[10]研究了貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策周期性的影響；Woo(2011)[9]、王立勇等(2021)[11]等研究了一國(guó)貿(mào)易開(kāi)放對(duì)本國(guó)財(cái)政政策波動(dòng)性的重要影響。作為與財(cái)政政策周期性和財(cái)政政策波動(dòng)性一起被理論界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的政策特征之一(Fatas和Mihov,2007[12]; Afonso等,2010[13])，財(cái)政政策持久性是否會(huì)受到貿(mào)易開(kāi)放的影響或受到多大程度的影響呢？這是本文所關(guān)注的問(wèn)題。針對(duì)這一問(wèn)題的分析，不僅有利于開(kāi)放經(jīng)濟(jì)背景下的政策選擇和制定，而且有利于科學(xué)評(píng)價(jià)中國(guó)財(cái)政政策實(shí)施效果。(1)一國(guó)財(cái)政政策持久性往往與該國(guó)財(cái)政政策的周期性及政策有效性緊密相關(guān)(Gali和Perotti,2003[14])。特別是《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》明確指出“實(shí)行高水平對(duì)外開(kāi)放，開(kāi)拓合作共贏新局面”“建設(shè)更高水平開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)新體制”“更好發(fā)揮政府作用，推動(dòng)有效市場(chǎng)和有為政府更好結(jié)合”的背景下，弄清楚貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性的影響以及內(nèi)在影響機(jī)理變得尤為重要。

由經(jīng)濟(jì)行為可以看出，貿(mào)易開(kāi)放與財(cái)政政策持久性之間可能存在較強(qiáng)的相關(guān)性。圖1給出二者之間的散點(diǎn)圖，(2)財(cái)政政策持久性指標(biāo)的測(cè)度見(jiàn)下文。參考已有文獻(xiàn)的常規(guī)做法，此處用外貿(mào)依存度的對(duì)數(shù)來(lái)衡量貿(mào)易開(kāi)放程度。直線表示二者線性關(guān)系的擬合線。圖1顯示，貿(mào)易開(kāi)放與財(cái)政政策持久性之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即隨著貿(mào)易開(kāi)放程度的提高，財(cái)政政策持久性會(huì)逐漸降低。

圖1 貿(mào)易開(kāi)放度與財(cái)政政策持久性的散點(diǎn)圖

為了更直觀地展示這一點(diǎn)，圖2繪制了加入WTO前后處理組和對(duì)照組國(guó)家的財(cái)政政策持久性的箱線圖，縱軸為財(cái)政政策持久性，圖2的左圖對(duì)比了對(duì)照組國(guó)家和中國(guó)的財(cái)政政策持久性變化情況，0和1分別表示中國(guó)加入WTO前的時(shí)點(diǎn)(1993—2001年)和加入WTO后的時(shí)點(diǎn)(2002—2018年)，從中可以看出，加入WTO后，中國(guó)的財(cái)政政策持久性有所下降，而其他國(guó)家則有所上升。圖2的右圖對(duì)比了中國(guó)加入WTO前后各國(guó)財(cái)政政策持久性的差距，0和1分別表示對(duì)照組國(guó)家和中國(guó)，從中可以看出，加入WTO前，中國(guó)的財(cái)政政策持久性遠(yuǎn)高于對(duì)照組國(guó)家，而加入WTO后，中國(guó)的財(cái)政政策持久性和對(duì)照組國(guó)家的差距明顯縮小。

圖1和圖2所示數(shù)據(jù)均表明，財(cái)政政策持久性可能會(huì)受到貿(mào)易開(kāi)放的影響，二者之間可能存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。然而，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性是否真的存在因果效應(yīng)，需要我們進(jìn)行更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)恼撟C和推斷。作為財(cái)政政策的三大特征之一，財(cái)政政策持久性的研究文獻(xiàn)相對(duì)較少，部分文獻(xiàn)研究了一國(guó)或某類國(guó)家財(cái)政政策持久性的特征。例如：Afonso等(2010)[13]指出，相比于對(duì)經(jīng)濟(jì)狀況的實(shí)時(shí)反應(yīng)，財(cái)政政策對(duì)過(guò)去行為的依賴性嚴(yán)重，即財(cái)政政策傾向于具有持久性。該研究還發(fā)現(xiàn)，財(cái)政政策持久性與政策相機(jī)抉擇性、政策周期性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明財(cái)政政策持久性較高國(guó)家的財(cái)政政策更傾向于順周期。Tarawalie等(2014)[15]、Umoh等(2019)[16]發(fā)現(xiàn)，西非貨幣區(qū)成員國(guó)的財(cái)政政策持久性十分嚴(yán)重，財(cái)政政策持久性高正是導(dǎo)致這些國(guó)家財(cái)政政策呈順周期的重要原因。Fatas和Mihov(2007)[12]、Umoh等(2019)[16]研究指出，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，發(fā)展中國(guó)家的財(cái)政政策持久性更高，且財(cái)政政策持久性越高，其財(cái)政政策越傾向于呈順周期性。關(guān)于財(cái)政政策持久性的影響因素，已有研究相對(duì)較少。Afonso等(2010)[13]、Fatas和Mihov(2007)[12]強(qiáng)調(diào)制度環(huán)境對(duì)財(cái)政政策持久性的影響，Persson和Tabellini(2002)[17]、Alesina等(2008)[18]、Ifere和Okoi(2018)[19]、Umoh等(2019)[16]強(qiáng)調(diào)政治因素(政治穩(wěn)定、政權(quán)交替、腐敗)對(duì)財(cái)政政策持久性的影響；Fatas和Milhov(2006)[20]、Umoh等(2019)[16]指出，預(yù)算限制或財(cái)政規(guī)則會(huì)降低財(cái)政政策波動(dòng)性，同樣可能會(huì)降低財(cái)政政策對(duì)產(chǎn)出沖擊的反應(yīng)能力。目前關(guān)于貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性影響的研究基本缺失，雖然Afonso等(2010)[13]借助加權(quán)最小二乘法分析了財(cái)政政策持久性的影響因素，在該研究中，貿(mào)易開(kāi)放度是控制變量之一，但由于模型存在內(nèi)生性等問(wèn)題，關(guān)于“貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性不存在影響”的研究結(jié)論缺乏穩(wěn)健性?；诖耍疚氖紫冉柚鸂顟B(tài)空間模型合理測(cè)度48個(gè)國(guó)家的財(cái)政政策持久性，并以中國(guó)加入WTO作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用回歸合成法來(lái)分析貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性的影響，并分析這一影響的內(nèi)在機(jī)理。

圖2 加入WTO前后處理組和對(duì)照組國(guó)家財(cái)政政策持久性的對(duì)比箱線圖

與已有研究相比，本文的創(chuàng)造性工作主要包括：第一，采用科學(xué)、合理的方法估算48個(gè)國(guó)家的財(cái)政政策持久性，得到財(cái)政政策持久性的國(guó)別面板數(shù)據(jù)，為相關(guān)研究提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)和指標(biāo)基礎(chǔ)。第二，以2001年年底中國(guó)加入WTO作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，借助準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)分析方法，從新的視角分析了貿(mào)易開(kāi)放的效應(yīng)及財(cái)政政策持久性的影響因素，并從改變政策發(fā)生時(shí)點(diǎn)、改變政策發(fā)生地區(qū)等角度進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，提供了新的且更加穩(wěn)健的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第三，不僅推斷了貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性的因果效應(yīng)，而且探討了這一因果效應(yīng)的理論機(jī)制，并借助48個(gè)國(guó)家1992—2018年面板數(shù)據(jù)對(duì)貿(mào)易開(kāi)放的影響機(jī)理進(jìn)行檢驗(yàn)。

論文其他部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是模型構(gòu)建、指標(biāo)測(cè)度與數(shù)據(jù)描述；第三部分是實(shí)證分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第四部分為內(nèi)在影響機(jī)制分析；第五部分為結(jié)論與政策建議。

二、模型構(gòu)建、指標(biāo)測(cè)度與數(shù)據(jù)描述

本部分旨在構(gòu)建實(shí)證分析模型，對(duì)48個(gè)國(guó)家的財(cái)政政策持久性進(jìn)行測(cè)度和分析，并對(duì)數(shù)據(jù)來(lái)源進(jìn)行說(shuō)明。

(一)模型構(gòu)建

借助Hsiao等(2012)[21]的反事實(shí)框架，本部分根據(jù)中國(guó)與47個(gè)國(guó)家的個(gè)體相關(guān)性，采用中國(guó)2001年加入WTO作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)來(lái)分析貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性的影響。

(1)

(2)

(3)

(4)

(二)財(cái)政政策持久性測(cè)度

財(cái)政政策持久性是指同時(shí)期的財(cái)政政策對(duì)過(guò)去行為的依賴(Afonso等,2010[13])，一般而言，一國(guó)財(cái)政政策的持久性越低，表示該國(guó)財(cái)政政策根據(jù)實(shí)際需要做出的反應(yīng)越及時(shí)，政策越靈活。目前關(guān)于財(cái)政政策持久性的衡量指標(biāo)是缺失的，需要進(jìn)行測(cè)度。

已有文獻(xiàn)較多使用常參數(shù)模型來(lái)測(cè)度財(cái)政政策持久性指標(biāo)，如Fatats和Mihov(2006)[20]使用1963—2000年美國(guó)48個(gè)州的年度數(shù)據(jù)，利用多元回歸模型分別測(cè)算每個(gè)州的財(cái)政政策持久性指標(biāo)；Afonso等(2010)[13]參考Fatats 和Mihov(2006)[20]的做法，測(cè)算了132個(gè)國(guó)家的財(cái)政政策持久性指標(biāo)；Umoh等(2019)[16]使用與Afonso等(2010)[13]相似的模型框架，利用14個(gè)西非國(guó)家和地區(qū)1980—2016年間的數(shù)據(jù)估計(jì)得到財(cái)政政策持久性指標(biāo)。然而，眾所周知，各個(gè)國(guó)家的內(nèi)外部環(huán)境和經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展均會(huì)隨時(shí)間而不斷變化，因此財(cái)政政策的特征及其實(shí)施效果也會(huì)存在時(shí)變特征，使用常參數(shù)模型來(lái)測(cè)算財(cái)政政策持久性無(wú)法體現(xiàn)這一時(shí)變特性?；诖耍鶕?jù)研究需要，本文使用狀態(tài)空間模型對(duì)財(cái)政政策持久性進(jìn)行測(cè)度，具體模型結(jié)構(gòu)如式(5)所示：

(5)

在式(5)中，第一個(gè)方程為量測(cè)方程，參考Fatats和Mihov(2006)[20]等權(quán)威文獻(xiàn)對(duì)其進(jìn)行設(shè)定。在量測(cè)方程中，t代表年份，i代表國(guó)家。G為實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，S為實(shí)際財(cái)政支出占GDP的比重。β1,it和β2,it均有下標(biāo)t，表示這兩個(gè)系數(shù)為時(shí)變系數(shù)。β2,it為本文關(guān)心的參數(shù)或指標(biāo)，刻畫(huà)了財(cái)政政策對(duì)過(guò)去行為的依賴程度，即財(cái)政政策持久性，該值越小，表示財(cái)政政策對(duì)過(guò)去行為的依賴性越小，說(shuō)明財(cái)政政策越能根據(jù)實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況及時(shí)做出反應(yīng)。在狀態(tài)空間模型中，通常假設(shè)時(shí)變參數(shù)隨時(shí)間的變化遵循AR(1)過(guò)程，如式(5)中第二個(gè)方程所示。式(5)的第二個(gè)方程為狀態(tài)方程，描述了量測(cè)方程中的系數(shù)β1,it和β2,it隨著時(shí)間變動(dòng)的狀態(tài)，方程中的βit、βi(t-1)、dit、vt均為向量，對(duì)其展開(kāi)可表示為式(6)：

β1,it=h1,iβ1,i(t-1)+d1,i+v1,it

β2,it=h2,iβ2,i(t-1)+d2,i+v2,it

(6)

本文采用卡爾曼濾波法對(duì)由量測(cè)方程和狀態(tài)方程構(gòu)成的狀態(tài)空間模型進(jìn)行估計(jì)，式(5)中的第三個(gè)和第四個(gè)方程表示量測(cè)方程的隨機(jī)干擾項(xiàng)εit和狀態(tài)方程的隨機(jī)干擾項(xiàng)vit均服從均值為0、方差為常數(shù)的正態(tài)分布，且隨機(jī)干擾項(xiàng)之間相互獨(dú)立。

借助狀態(tài)空間模型分別測(cè)算出48個(gè)國(guó)家的財(cái)政政策持久性指標(biāo)，測(cè)算結(jié)果的描述性分析如圖3所示。圖3是區(qū)分發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家1993—2018年間財(cái)政政策持久性均值的變化對(duì)比圖，其中實(shí)線和虛線分別表示發(fā)展中國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家財(cái)政政策持久性的平均值。

圖3 發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家財(cái)政政策持久性的對(duì)比

由圖3可以看出：第一，發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的財(cái)政政策持久性特征呈現(xiàn)出一定差異，發(fā)達(dá)國(guó)家的財(cái)政政策持久性略低于發(fā)展中國(guó)家，尤其在近些年來(lái)，這種差距變得更加明顯。Umoh等(2019)[16]曾指出，發(fā)展中國(guó)家的財(cái)政政策通常更容易受到政治、制度或地理因素等非經(jīng)濟(jì)變量的影響，從而財(cái)政政策會(huì)呈現(xiàn)出更大的持久性，圖3的結(jié)果證明了這一點(diǎn)。第二，近年來(lái)，各國(guó)財(cái)政政策持久性有所提升，呈現(xiàn)出穩(wěn)中有升的態(tài)勢(shì)。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

由于部分國(guó)家的數(shù)據(jù)存在大量缺失值，根據(jù)研究需要，本文匹配了1992—2018年不存在缺失的國(guó)家數(shù)據(jù)，共匹配了48個(gè)國(guó)家。本文所使用的48個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)均來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)際貨幣基金組織數(shù)據(jù)庫(kù)、透明國(guó)際數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。本文使用的指標(biāo)及計(jì)算方式如表1所示。

表1 變量說(shuō)明表

三、實(shí)證分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本部分借鑒Hsiao等(2012)[21]采用回歸合成法，利用中國(guó)和47個(gè)國(guó)家的個(gè)體相關(guān)性，將中國(guó)2001年加入WTO作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，構(gòu)造中國(guó)財(cái)政政策持久性的反事實(shí)框架，以此推斷貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性的因果效應(yīng)，并對(duì)其進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)上述回歸合成法的思想，本部分使用對(duì)照組中47個(gè)國(guó)家的財(cái)政政策持久性來(lái)合成中國(guó)加入WTO后財(cái)政政策持久性的反事實(shí)狀態(tài)，因?yàn)橹袊?guó)于2001年年底加入WTO，故本文將政策發(fā)生時(shí)點(diǎn)設(shè)為2002年，權(quán)重估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 權(quán)重估計(jì)結(jié)果

表2所示的權(quán)重估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，牙買加、盧森堡和毛里求斯三個(gè)國(guó)家組成了中國(guó)財(cái)政政策持久性反事實(shí)狀態(tài)的最優(yōu)對(duì)照組，且這三個(gè)國(guó)家的權(quán)重均在1%的顯著性水平上顯著，調(diào)整R2為0.96，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率p值小于0.001，說(shuō)明模型的擬合效果很好。圖4給出了中國(guó)加入WTO之后財(cái)政政策持久性的反事實(shí)情形。

圖4 中國(guó)加入WTO之后財(cái)政政策持久性的反事實(shí)情形

在圖4中，實(shí)線表示真實(shí)的中國(guó)財(cái)政政策持久性，虛線表示根據(jù)回歸合成法得到的財(cái)政政策持久性的反事實(shí)擬合值。從圖4中可以看出，在2002年以前，真實(shí)的中國(guó)財(cái)政政策持久性與回歸合成法擬合的加權(quán)反事實(shí)狀態(tài)的財(cái)政政策持久性高度重合，即實(shí)線和虛線在2002年之前基本是重合的，說(shuō)明模型的擬合效果很好。從2002年開(kāi)始，兩條曲線發(fā)生了分離，分離態(tài)勢(shì)明顯且持續(xù)擴(kuò)大，表明貿(mào)易開(kāi)放能夠顯著影響財(cái)政政策持久性。另外，從圖4中兩條線的位置可以看出，在加入WTO后，中國(guó)真實(shí)的財(cái)政政策持久性小于回歸合成法擬合的財(cái)政政策持久性反事實(shí)狀態(tài)，說(shuō)明加入WTO這一沖擊的因果效應(yīng)為負(fù)，即相較于反事實(shí)狀態(tài)，2001年年底加入WTO這一沖擊對(duì)中國(guó)財(cái)政政策持久性存在顯著的負(fù)向影響。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文回歸合成法的實(shí)證結(jié)果表明，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性有負(fù)向影響。為了使實(shí)證結(jié)論更具說(shuō)服力，本文將從三個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.安慰劑檢驗(yàn)。

上文研究結(jié)果表明，加入WTO對(duì)財(cái)政政策持久性存在負(fù)向影響。然而，對(duì)于2001年年底未加入WTO的國(guó)家而言，這一沖擊不會(huì)對(duì)其財(cái)政政策持久性產(chǎn)生負(fù)向影響，否則，上文的研究結(jié)論便值得懷疑。安慰劑檢驗(yàn)的思路是，依次將對(duì)照組的國(guó)家列為假想的實(shí)驗(yàn)組，即假設(shè)僅該國(guó)家在2001年年底加入WTO，而其余國(guó)家進(jìn)入對(duì)照組，然后使用回歸合成法估計(jì)貿(mào)易開(kāi)放對(duì)該國(guó)財(cái)政政策持久性的因果效應(yīng)，即估計(jì)該國(guó)真實(shí)的財(cái)政政策持久性與合成的財(cái)政政策持久性之差。按照這一思路，本文分別針對(duì)對(duì)照組47個(gè)國(guó)家進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，如果一部分原對(duì)照組國(guó)家與中國(guó)有相似的表現(xiàn)，則說(shuō)明上文研究結(jié)論不穩(wěn)健。具體檢驗(yàn)步驟如下：

第一，假設(shè)對(duì)照組的47個(gè)國(guó)家(3)這些國(guó)家在2001年并未發(fā)生加入WTO或“類似于加入WTO”的行為或政策沖擊。在同一時(shí)點(diǎn)與實(shí)驗(yàn)組國(guó)家發(fā)生了同樣的政策，即在2001年年底加入WTO，針對(duì)每一個(gè)對(duì)照組國(guó)家，利用回歸合成法估計(jì)其最優(yōu)對(duì)照組和權(quán)重。

(7)

第三，計(jì)算中國(guó)和對(duì)照組的47個(gè)國(guó)家財(cái)政政策持久性的RMSPEposti統(tǒng)計(jì)量，具體如式(8)所示：

(8)

第四，測(cè)算所有樣本國(guó)家(包括中國(guó)在內(nèi)的48個(gè)國(guó)家)的財(cái)政政策持久性的eff統(tǒng)計(jì)量，具體如式(9)所示：

(9)

在式(9)中，effi值越大，說(shuō)明第i個(gè)國(guó)家加入WTO對(duì)財(cái)政政策持久性的效應(yīng)越明顯。

第五，根據(jù)獲得的effi值，以中國(guó)的effi值作為標(biāo)準(zhǔn)，篩選出effi值比中國(guó)大的對(duì)照組國(guó)家，將這些國(guó)家的RMSPEprei值與中國(guó)的RMSPEprei值進(jìn)行對(duì)比，effi值比中國(guó)的effi值大，且RMSPEprei值小于等于中國(guó)的RMSPEprei值兩倍的國(guó)家是“顯著性樣本”。顯著性樣本數(shù)和總體樣本數(shù)的比值即為加入WTO對(duì)中國(guó)財(cái)政政策持久性效應(yīng)的“顯著有效值”。具體結(jié)果如表3所示。effi值超過(guò)中國(guó)的共有9個(gè)國(guó)家，在這9個(gè)國(guó)家中RMSPEprei值小于或等于中國(guó)的RMSPEprei值兩倍的樣本國(guó)家僅有哥斯達(dá)黎加，因此“顯著性樣本”總共有2個(gè)，即中國(guó)加入WTO對(duì)中國(guó)財(cái)政政策持久性效應(yīng)的 “顯著有效值”為0.042，小于0.05，即在5%的顯著性水平上顯著，從而可以認(rèn)為上文結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果(effi值超過(guò)中國(guó)的國(guó)家)

為了更加準(zhǔn)確反映加入WTO對(duì)財(cái)政政策持久性影響的有效性或可信性，本文繪制各國(guó)1993—2018年財(cái)政政策持久性“擬合誤差值”或“預(yù)測(cè)誤差值”。由于本文分析了47個(gè)對(duì)照組國(guó)家的財(cái)政政策持久性數(shù)據(jù)，為了便于展示，選取RMSPEprei值小于等于中國(guó)的RMSPEprei值3倍的國(guó)家。由于RMSPEprei越小說(shuō)明擬合得越好，因此被選取的這些國(guó)家是擬合效果較好的國(guó)家?？偣策x取了14個(gè)對(duì)照組國(guó)家，繪制這14個(gè)國(guó)家和中國(guó)的財(cái)政政策持久性的“擬合誤差值”或“預(yù)測(cè)誤差值”，如圖5所示。

圖5 中國(guó)與對(duì)照組國(guó)家的財(cái)政政策持久性的擬合誤差分布

在圖5中，粗黑線表示中國(guó)的財(cái)政政策持久性的“擬合誤差值”或“預(yù)測(cè)誤差值”，虛線表示對(duì)照組的14個(gè)國(guó)家的財(cái)政政策持久性的“擬合誤差值”或“預(yù)測(cè)誤差值”，政策發(fā)生時(shí)點(diǎn)為2002年，用縱向虛線標(biāo)出。從圖中可以看出，在中國(guó)加入WTO之前，也就是2002年之前，中國(guó)和對(duì)照組國(guó)家的“擬合誤差值”分布狀況差別并不大，但在中國(guó)加入WTO之后，即2002年之后，中國(guó)與對(duì)照組國(guó)家的“預(yù)測(cè)誤差值”差距開(kāi)始加大，2002年后中國(guó)的財(cái)政政策持久性的“擬合誤差線”位于絕大部分對(duì)照組國(guó)家的下面。這充分表明，本文的分析結(jié)論是穩(wěn)健的，加入WTO對(duì)中國(guó)財(cái)政政策持久性的因果效應(yīng)為負(fù)，即貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性存在負(fù)向影響。

2.基于時(shí)間檢驗(yàn)。

回歸合成法的結(jié)果顯示，加入WTO使得中國(guó)的財(cái)政政策持久性出現(xiàn)下降。然而，中國(guó)財(cái)政政策持久性的這一下降現(xiàn)象是由加入WTO導(dǎo)致的還是存在其他未知或不可觀測(cè)因素的影響？為了驗(yàn)證這一點(diǎn)，進(jìn)一步增加研究結(jié)論的穩(wěn)健性，借鑒王立勇和王申令(2019)[23]的做法，本文接下來(lái)進(jìn)行基于時(shí)間的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以排除其他未知或不可觀測(cè)因素的影響。具體做法是：將中國(guó)加入WTO的年份改設(shè)為2001年之前的某一年，因?yàn)樵谶@一“虛假”的年份中，中國(guó)并沒(méi)有加入WTO，即加入WTO的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)并未發(fā)生，則使用回歸合成法進(jìn)行擬合估計(jì)時(shí)，模型結(jié)果不應(yīng)顯示中國(guó)財(cái)政政策持久性在該虛假年份發(fā)生明顯負(fù)向變化，若確實(shí)如此，則表明上文回歸合成法的分析結(jié)論是可信的，否則，則說(shuō)明可能存在其他因素影響財(cái)政政策持久性，從而降低了模型結(jié)果的可信度。具體地，本文假設(shè)中國(guó)加入WTO的時(shí)間提前到2001年之前的某一年，將該年作為政策處理時(shí)點(diǎn)，應(yīng)用回歸合成法重新進(jìn)行擬合和估計(jì)，將該假想政策的處理效應(yīng)與中國(guó)真實(shí)加入WTO的政策處理結(jié)果進(jìn)行比較，以此來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

本文選取了1999年和2000年作為假想的政策干預(yù)時(shí)點(diǎn)，即假設(shè)中國(guó)加入WTO的時(shí)間發(fā)生在1999年或2000年，并根據(jù)這兩個(gè)假想年份分別構(gòu)造中國(guó)加入WTO的反事實(shí)框架，分析加入WTO沖擊對(duì)中國(guó)財(cái)政政策持久性的影響。圖6給出了估計(jì)結(jié)果。

圖6 基于時(shí)間檢驗(yàn)結(jié)果

黑色實(shí)線表示2001年加入WTO對(duì)中國(guó)財(cái)政政策持久性的影響，兩條灰色虛線表示在兩個(gè)假想年份加入WTO對(duì)中國(guó)財(cái)政政策持久性的影響。從圖6可以看出，兩條灰色虛線并沒(méi)有在1999年和2000年發(fā)生明顯的變動(dòng)，依舊圍繞零線上下浮動(dòng)，直到2002年，三條曲線幾乎同時(shí)出現(xiàn)明顯的下降。這充分說(shuō)明，將中國(guó)加入WTO的時(shí)點(diǎn)設(shè)置為1999年和2000年，處理效應(yīng)并不顯著，上文回歸合成法的結(jié)論是穩(wěn)健的，即加入WTO確實(shí)會(huì)對(duì)中國(guó)的財(cái)政政策持久性產(chǎn)生負(fù)向沖擊。

3.變換對(duì)照組檢驗(yàn)。

根據(jù)Abadie等(2012)[24]的觀點(diǎn)，非最優(yōu)對(duì)照組內(nèi)的國(guó)家溢出效應(yīng)可以忽略不計(jì)，因此本文只關(guān)心回歸合成法篩選的最優(yōu)對(duì)照組中的國(guó)家。本部分將通過(guò)檢驗(yàn)上文模型結(jié)論對(duì)回歸合成法篩選出的最優(yōu)對(duì)照組國(guó)家的敏感度來(lái)證明上文結(jié)論的穩(wěn)健性。主要做法如下：首先，從對(duì)照組的全部47個(gè)國(guó)家中依次剔除合成控制法篩選的最優(yōu)對(duì)照組國(guó)家中的一個(gè)。然后，用剩余的46個(gè)國(guó)家組成新的對(duì)照組，重新借助回歸合成法在這46個(gè)國(guó)家中篩選合成中國(guó)財(cái)政政策持久性的最優(yōu)對(duì)照組。最后，比較三次合成的結(jié)果與真實(shí)結(jié)果以得到變換對(duì)照組檢驗(yàn)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

圖7顯示了減少一個(gè)最優(yōu)對(duì)照組國(guó)家后，加入WTO對(duì)財(cái)政政策持久性影響的檢驗(yàn)結(jié)果，其中，黑色實(shí)線表示不剔除最優(yōu)對(duì)照組國(guó)家的因果效應(yīng)，灰色虛線表示剔除一個(gè)最優(yōu)對(duì)照組國(guó)家的因果效應(yīng)。

圖7 變換對(duì)照組的檢驗(yàn)結(jié)果

從圖7可以看出，在政策處理時(shí)點(diǎn)前，即中國(guó)加入WTO前，雖然從對(duì)照組中剔除一個(gè)最優(yōu)對(duì)照組國(guó)家得到的“擬合誤差”與用全部對(duì)照組國(guó)家進(jìn)行合成得到的“擬合誤差”均圍繞零線上下浮動(dòng)，但用剔除一個(gè)最優(yōu)對(duì)照組國(guó)家進(jìn)行合成得到的財(cái)政政策持久性的“擬合誤差”明顯比用全部對(duì)照組國(guó)家進(jìn)行合成的更大，表明使用所有對(duì)照組國(guó)家合成中國(guó)加入WTO的反事實(shí)框架的擬合效果更好。在政策處理時(shí)點(diǎn)后，即中國(guó)加入WTO后，不論是否剔除最優(yōu)對(duì)照組國(guó)家，通過(guò)回歸合成法擬合的財(cái)政政策持久性均明顯下降，雖然剔除部分最優(yōu)對(duì)照組國(guó)家的處理效應(yīng)比真實(shí)處理效應(yīng)的波動(dòng)更大，但沒(méi)有出現(xiàn)較大差距，由此可以認(rèn)為上文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

四、影響機(jī)制分析

上文借鑒Hsiao等(2012)[21]的反事實(shí)分析方法，擬合了中國(guó)加入WTO之后財(cái)政政策持久性的反事實(shí)狀態(tài)，分析了加入WTO對(duì)財(cái)政政策持久性的因果效應(yīng)，研究結(jié)果表明貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性存在顯著的負(fù)向影響。接下來(lái)，本文將具體討論貿(mào)易開(kāi)放是如何影響財(cái)政政策持久性的，即貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性影響的內(nèi)在機(jī)制。

(一)理論機(jī)制

根據(jù)經(jīng)濟(jì)行為分析結(jié)果，并借鑒已有文獻(xiàn)和相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論，本文認(rèn)為，政府規(guī)模是貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性施加影響的內(nèi)在機(jī)制，即貿(mào)易開(kāi)放度的提高，能夠擴(kuò)大政府規(guī)模，而政府規(guī)模與財(cái)政政策特征存在緊密聯(lián)系，政府規(guī)模的提高傾向于降低財(cái)政政策持久性。具體而言：

目前，已有許多文獻(xiàn)研究貿(mào)易開(kāi)放與政府規(guī)模之間的關(guān)系，總體來(lái)看，主要觀點(diǎn)集中在兩個(gè)方面：一方面，貿(mào)易開(kāi)放會(huì)對(duì)政府規(guī)模產(chǎn)生正向影響，該影響來(lái)自貿(mào)易開(kāi)放的“補(bǔ)償效應(yīng)”，即經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程伴隨而來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)和社會(huì)進(jìn)步，會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)力有更高的生活需求和保障需求，政府為了滿足勞動(dòng)力增加的需求，會(huì)產(chǎn)生更多支出，從而使得政府規(guī)模變大，即貿(mào)易開(kāi)放度的提高擴(kuò)大了政府規(guī)模；另一方面，貿(mào)易開(kāi)放會(huì)對(duì)政府規(guī)模產(chǎn)生負(fù)向影響，該影響來(lái)自貿(mào)易開(kāi)放的“效率效應(yīng)”，即貿(mào)易開(kāi)放的過(guò)程會(huì)伴隨著產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)，關(guān)稅和貿(mào)易壁壘等因素會(huì)導(dǎo)致政府減少公共支出，從而產(chǎn)生抑制政府進(jìn)一步擴(kuò)張的效果。在已有文獻(xiàn)中，更多文獻(xiàn)認(rèn)為貿(mào)易開(kāi)放會(huì)提高政府規(guī)模。此類文獻(xiàn)最早可追溯到Cameron(1978)[25]，其認(rèn)為貿(mào)易開(kāi)放會(huì)提高政府支出，從而提高政府規(guī)模。Rodrik(1998)[26]分析了貿(mào)易開(kāi)放度與政府規(guī)模之間的關(guān)系后認(rèn)為，貿(mào)易開(kāi)放給本國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)帶來(lái)了更大的不穩(wěn)定性，使得政府不得不采取財(cái)政手段，通過(guò)提供更多的社會(huì)保障來(lái)穩(wěn)定勞動(dòng)力市場(chǎng)環(huán)境，從而導(dǎo)致政府規(guī)模的擴(kuò)張。Milberg和Houston(2005)[27]提出，貿(mào)易全球化的發(fā)展極大促進(jìn)了工業(yè)發(fā)展，由于存在價(jià)格優(yōu)勢(shì)，國(guó)際上更廉價(jià)的低技能勞動(dòng)者對(duì)發(fā)達(dá)資本主義國(guó)家的相同勞動(dòng)力形成嚴(yán)重?cái)D壓，由此產(chǎn)生大量失業(yè)勞動(dòng)力，從而需要國(guó)家財(cái)政的大力扶持，造成了1967—1990年工業(yè)化國(guó)家的政府預(yù)算赤字增大現(xiàn)象。Kimakova(2009)[28]、Kneller(2007)[29]、高凌云和毛日昇(2011)[30]、郭月梅和孫立群(2009)[31]、毛捷等(2015)[7]等均支持了補(bǔ)償性假說(shuō)，即貿(mào)易開(kāi)放度的提高傾向于增加政府規(guī)模。王立勇等(2021)[11]同樣支持了補(bǔ)償性假說(shuō)，即認(rèn)為貿(mào)易開(kāi)放會(huì)通過(guò)補(bǔ)償效應(yīng)提高政府規(guī)模。與此同時(shí)，他們還提出貿(mào)易開(kāi)放影響政府規(guī)模的“中介效應(yīng)”，即貿(mào)易開(kāi)放會(huì)通過(guò)影響國(guó)家規(guī)模來(lái)影響該國(guó)的政府規(guī)模，隨著貿(mào)易開(kāi)放的提高，國(guó)家規(guī)模會(huì)變小，從而使得政府規(guī)模變大。梅冬州和龔六堂(2012)[6]指出，中國(guó)貿(mào)易開(kāi)放程度的提高會(huì)帶來(lái)較大的外部風(fēng)險(xiǎn)，引致政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的程度上升，從而提高了政府規(guī)模。

根據(jù)已有理論和文獻(xiàn)，并結(jié)合經(jīng)濟(jì)行為分析，本文認(rèn)為政府規(guī)模對(duì)財(cái)政政策持久性存在負(fù)向影響，主要原因在于：第一，政府規(guī)模和財(cái)政自動(dòng)穩(wěn)定器存在緊密關(guān)聯(lián)，隨著政府規(guī)模的提高，財(cái)政的自動(dòng)穩(wěn)定器功能得以加強(qiáng)，政府規(guī)模的提高會(huì)通過(guò)發(fā)揮財(cái)政自動(dòng)穩(wěn)定器的逆周期調(diào)節(jié)功效使得財(cái)政政策整體呈現(xiàn)出逆周期特征(Woo,2009[32]、2011[9])，這在一定程度上會(huì)使得財(cái)政政策持久性下降。第二，政府規(guī)模的上升會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生影響，即政府規(guī)模的上升會(huì)通過(guò)政府規(guī)模的宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定功能和貨幣政策調(diào)控、金融發(fā)展水平的改善減緩經(jīng)濟(jì)波動(dòng)(Fátas和Mihov，2003[33]；Debrun等，2008[34])，降低經(jīng)濟(jì)不確定性，有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而使得積極有為的財(cái)政支出力度放緩或出現(xiàn)政策轉(zhuǎn)向，降低財(cái)政政策持久性。第三，政府規(guī)模的上升，有利于提高財(cái)政政策逆周期調(diào)節(jié)的效率，提高了財(cái)政政策調(diào)控的有效性，從而有利于降低財(cái)政政策持久性。

由此可見(jiàn)，政府規(guī)模是貿(mào)易開(kāi)放影響財(cái)政政策持久性的內(nèi)在機(jī)制，即貿(mào)易開(kāi)放度的提高會(huì)使得政府規(guī)模擴(kuò)大，而政府規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)降低財(cái)政政策持久性。接下來(lái)，本文將對(duì)這一影響機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證。

(二)模型框架

為了驗(yàn)證這一理論機(jī)制，本部分采用已有文獻(xiàn)常用的中介效應(yīng)分析框架，具體模型設(shè)定如式(10)所示：

(10)

需要說(shuō)明的是，為了盡可能解決遺漏變量偏差帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，筆者在以上模型中加入了控制變量，用Wit表示，各個(gè)變量的具體含義見(jiàn)表1；beta2it為48個(gè)國(guó)家1992—2018年的財(cái)政政策持久性；lnopenit為各個(gè)國(guó)家的貿(mào)易開(kāi)放度；lngoit為各個(gè)國(guó)家的政府規(guī)模；a為貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性的總效應(yīng)；b表示貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)政府規(guī)模的影響；a*表示在控制政府規(guī)模變量后，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性的直接影響。

(三)實(shí)證結(jié)果

表4給出了式(10)所示模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。根據(jù)式(10)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性的總效應(yīng)估計(jì)值為-0.086，在5%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性存在顯著的負(fù)向影響，與上文研究結(jié)論一致。貿(mào)易開(kāi)放對(duì)政府規(guī)模的影響為0.059，在5%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明貿(mào)易開(kāi)放對(duì)政府規(guī)模存在顯著影響，即隨著貿(mào)易開(kāi)放程度的提高，政府規(guī)模傾向于變大。表4最后一行估計(jì)結(jié)果顯示，在控制了政府規(guī)模這一變量后，貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)財(cái)政政策持久性的直接效應(yīng)為-0.068，且在10%的顯著性水平上顯著，與第一行估計(jì)結(jié)果相比較后不難發(fā)現(xiàn)，在模型中控制了政府規(guī)模后，貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)財(cái)政政策持久性的效應(yīng)變小且顯著性降低，說(shuō)明存在部分中介效應(yīng)，即貿(mào)易開(kāi)放的確會(huì)通過(guò)政府規(guī)模這一渠道影響財(cái)政政策持久性。

表4 貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性的影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

綜上所述，貿(mào)易開(kāi)放影響財(cái)政政策持久性的內(nèi)在機(jī)制是：貿(mào)易開(kāi)放會(huì)通過(guò)“中介效應(yīng)”和“補(bǔ)償效應(yīng)”渠道提高政府規(guī)模。由于政府規(guī)模與財(cái)政自動(dòng)穩(wěn)定器功能之間的緊密聯(lián)系，一國(guó)政府規(guī)模的擴(kuò)大，會(huì)使得財(cái)政的自動(dòng)穩(wěn)定器功能得以加強(qiáng)，通過(guò)發(fā)揮財(cái)政自動(dòng)穩(wěn)定器功能的逆周期性，提高財(cái)政政策整體的逆周期性和財(cái)政政策逆周期調(diào)節(jié)效率，從而使得財(cái)政政策持久性下降。與此同時(shí)，一國(guó)政府規(guī)模的擴(kuò)大，有利于降低或減緩宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，降低經(jīng)濟(jì)不確定性，使積極有為的財(cái)政支出力度放緩或出現(xiàn)政策轉(zhuǎn)向，降低財(cái)政政策持久性。換言之，政府規(guī)模是貿(mào)易開(kāi)放影響財(cái)政政策持久性的中介變量和渠道。

五、結(jié)論與政策建議

財(cái)政政策持久性與財(cái)政政策周期性、財(cái)政政策波動(dòng)性是被理論界和實(shí)務(wù)界長(zhǎng)期關(guān)注的三大政策特征，財(cái)政政策持久性是否會(huì)受貿(mào)易開(kāi)放的影響以及存在何種影響，是本文擬解決的問(wèn)題。針對(duì)這一問(wèn)題的研究，不僅有利于新發(fā)展格局下財(cái)政政策選擇和制定，而且有利于科學(xué)評(píng)價(jià)財(cái)政政策效果?；诖耍疚慕柚鸂顟B(tài)空間模型測(cè)度了48個(gè)國(guó)家的財(cái)政政策持久性，并以中國(guó)加入WTO作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用回歸合成法推斷貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性的因果效應(yīng)，并從理論和實(shí)證兩方面分析貿(mào)易開(kāi)放影響財(cái)政政策持久性的內(nèi)在機(jī)制。經(jīng)過(guò)分析，得到以下基本結(jié)論：第一，發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的財(cái)政政策持久性特征呈現(xiàn)出一定差異，發(fā)達(dá)國(guó)家的財(cái)政政策持久性略低于發(fā)展中國(guó)家，尤其在近些年來(lái)，這種差距變得更加明顯。近年來(lái)，各國(guó)財(cái)政政策持久性有所提升，呈現(xiàn)出穩(wěn)中有升的狀態(tài)。第二，貿(mào)易開(kāi)放對(duì)財(cái)政政策持久性產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，即隨著一國(guó)貿(mào)易開(kāi)放度的提升，其財(cái)政政策持久性傾向于降低。第三，貿(mào)易開(kāi)放度會(huì)通過(guò)“中介效應(yīng)”和“補(bǔ)償效應(yīng)”渠道提高一國(guó)的政府規(guī)模。換言之，貿(mào)易開(kāi)放會(huì)通過(guò)補(bǔ)償效應(yīng)提高政府規(guī)模。與此同時(shí)，貿(mào)易開(kāi)放還會(huì)通過(guò)“中介效應(yīng)”影響政府規(guī)模，即貿(mào)易開(kāi)放會(huì)通過(guò)影響國(guó)家規(guī)模來(lái)影響該國(guó)的政府規(guī)模，隨著貿(mào)易開(kāi)放的提高，國(guó)家規(guī)模會(huì)變小，從而使得政府規(guī)模變大。第四，一國(guó)政府規(guī)模的擴(kuò)大，會(huì)使得財(cái)政的自動(dòng)穩(wěn)定器功能得以加強(qiáng)，通過(guò)發(fā)揮財(cái)政自動(dòng)穩(wěn)定器功能的逆周期性，提高財(cái)政政策整體的逆周期性和財(cái)政政策逆周期調(diào)節(jié)效率，從而使得財(cái)政持久性下降。與此同時(shí)，一國(guó)政府規(guī)模的擴(kuò)大，有利于降低或減緩宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，降低經(jīng)濟(jì)不確定性，使積極有為的財(cái)政支出力度放緩或出現(xiàn)政策轉(zhuǎn)向，降低財(cái)政政策持久性。第五，貿(mào)易開(kāi)放影響財(cái)政政策持久性的內(nèi)在機(jī)制是：貿(mào)易開(kāi)放會(huì)通過(guò)“中介效應(yīng)”和“補(bǔ)償效應(yīng)”渠道提高政府規(guī)模，從而有利于降低一國(guó)的財(cái)政政策持久性。

根據(jù)以上結(jié)論，本文認(rèn)為：第一，應(yīng)立足新發(fā)展階段，大力推動(dòng)更高水平、更高層次的對(duì)外開(kāi)放，大力推動(dòng)制度型開(kāi)放，主動(dòng)對(duì)標(biāo)高標(biāo)準(zhǔn)國(guó)際經(jīng)貿(mào)規(guī)則，打造對(duì)外資更具吸引力的營(yíng)商環(huán)境，高質(zhì)量共建“一帶一路”，深化多雙邊經(jīng)貿(mào)合作，拓展對(duì)外經(jīng)貿(mào)合作新空間，適度降低財(cái)政政策持久性，提高財(cái)政政策的靈活性、針對(duì)性和有效性。第二，應(yīng)繼續(xù)深化財(cái)稅體制改革，加快建立現(xiàn)代財(cái)政制度，在致力于實(shí)現(xiàn)中長(zhǎng)期目標(biāo)的前提下，在做好宏觀調(diào)控跨周期設(shè)計(jì)和調(diào)節(jié)的同時(shí)，發(fā)揮政策的逆周期調(diào)節(jié)功效，不能因?yàn)橐晃稄?qiáng)調(diào)政策的穩(wěn)定性和持續(xù)性而放棄政策的靈活性，應(yīng)以規(guī)則為基礎(chǔ)兼顧靈活性，達(dá)到相機(jī)抉擇和規(guī)則的融合及協(xié)同，以規(guī)則式調(diào)控增進(jìn)宏觀調(diào)控的穩(wěn)定性和連續(xù)性，以相機(jī)抉擇式調(diào)控進(jìn)行逆周期調(diào)節(jié)，應(yīng)對(duì)外部沖擊，保證經(jīng)濟(jì)位于合理區(qū)間。特別是面對(duì)當(dāng)前的疫情沖擊，應(yīng)加強(qiáng)政策逆周期調(diào)節(jié)力度。第三，面對(duì)疫情沖擊，財(cái)政政策一直保持較強(qiáng)的支出力度，財(cái)政赤字高居不下，在減稅降費(fèi)力度不減和經(jīng)濟(jì)下滑壓力不斷增大的現(xiàn)實(shí)背景下，應(yīng)重視財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)和債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，特別是地方政府的財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)，重視財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)、金融風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)之間傳染的復(fù)雜性，防范系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生。第四，隨著高水平對(duì)外開(kāi)放的不斷推進(jìn)，應(yīng)重視財(cái)政政策制定的雙向國(guó)際溢出效應(yīng)和傳染效應(yīng)，應(yīng)主動(dòng)參與國(guó)際政策協(xié)調(diào)與政策溝通，積極捍衛(wèi)國(guó)家經(jīng)濟(jì)主權(quán)，提升應(yīng)對(duì)大變局的能力。