●孫 超

一、引言

分稅制改革后，地方政府財(cái)政自給率①基本維持在55%左右，2017年該比率又降至52.7%。財(cái)政壓力的不斷加大催生了“土地財(cái)政”，2017年土地財(cái)政收入占地方財(cái)政收入比重達(dá)60%。此外，以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等指標(biāo)為核心的地方官員考核機(jī)制使得地方政府組建了大量城投公司進(jìn)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(dāng)?shù)厣虡I(yè)銀行獲得了大量銀行借款，二者均導(dǎo)致地方政府積累了大規(guī)模債務(wù)，這種間接融資金融體系會(huì)造成投融資平臺(tái)債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)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(lái)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(lái)源的債務(wù)余額比重占70%。城市建設(shè)用地的有限性決定了土地財(cái)政不可持續(xù)，國(guó)家對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)逐漸強(qiáng)化的調(diào)控?zé)o疑會(huì)對(duì)地方政府償債能力造成一定沖擊，進(jìn)而影響地方政府財(cái)政可持續(xù)性。

伴隨著新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)增速放緩，截至2016年，地方財(cái)政收入增長(zhǎng)率達(dá)20年來(lái)最低水平，而財(cái)政支出存在剛性增長(zhǎng)的“棘輪效應(yīng)”②，全國(guó)僅有9個(gè)省份③財(cái)政自給率在0.5以上。2015年1月1日起實(shí)施的新《預(yù)算法》正式允許省級(jí)政府發(fā)行地方政府④債券用作公益性資本支出。同年，《國(guó)務(wù)院關(guān)于實(shí)行中期財(cái)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(cái)政關(guān)系以及建立規(guī)范的地方舉債融資體制。新政策實(shí)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(dāng)?shù)厣虡I(yè)銀行舉債的行為迅速減少。但是，僅依賴土地財(cái)政收入和政府發(fā)債無(wú)法從根本上解決地方政府的財(cái)政赤字問(wèn)題，也無(wú)法推動(dòng)地方政府財(cái)政收支關(guān)系的良性循環(huán)和可持續(xù)發(fā)展。這是因?yàn)椋?cái)政收支的因果關(guān)系決定了對(duì)財(cái)政赤字應(yīng)當(dāng)采取何種政策措施，否則政策效果可能適得其反。

關(guān)于財(cái)政收支關(guān)系，一般有“稅收→支出假說(shuō)”“支出→稅收假說(shuō)”“互相驅(qū)動(dòng)假說(shuō)”以及“機(jī)構(gòu)獨(dú)立假說(shuō)”。比如，有些學(xué)者認(rèn)為我國(guó)財(cái)政收支關(guān)系長(zhǎng)期符合 “以收定支假說(shuō)”（鄧子基，2002），有學(xué)者認(rèn)為“市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)→社會(huì)公共需要→政府職能→財(cái)政支出→財(cái)政收入”的關(guān)系鏈導(dǎo)致了我國(guó)財(cái)政的“以支定收”原則（高培勇，2001），有些學(xué)者認(rèn)為二者之間存在雙向因果關(guān)系（王立勇，2015），另有學(xué)者認(rèn)為分稅制使得地方政府實(shí)施財(cái)政預(yù)算“以支定收”（董根泰，2014）。此外，若將地方政府財(cái)政收入?yún)^(qū)分為自有財(cái)政收入和中央的轉(zhuǎn)移支付收入，則二者對(duì)地方財(cái)政支出的作用則正好相反（郭婧等，2017）。

本文通過(guò)梳理研究財(cái)政收支關(guān)系的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，相關(guān)理論研究大多利用靜態(tài)預(yù)算收支平衡模型或政府間委托代理模型等進(jìn)行宏觀層面的探討（鄧子基，2002；伏潤(rùn)民，2008；郝毅，2017），這使得研究結(jié)論沒(méi)有直接微觀證據(jù)的支持，很難具備充分的說(shuō)服力，而至于相關(guān)實(shí)證研究，則由于不同學(xué)者采用的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)、樣本期限乃至研究方法均存在很大差異，使得研究結(jié)論莫衷一是（馬拴友，2001；王寧等，2005；王學(xué)凱等，2016），且同一學(xué)者也往往得出矛盾的觀點(diǎn)，進(jìn)而使得理論研究難以與財(cái)政政策實(shí)踐相結(jié)合，無(wú)法為地方政府財(cái)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(yù)算平衡理論的基礎(chǔ)上，通過(guò)財(cái)政收支變化的動(dòng)態(tài)視角識(shí)別地方政府財(cái)政收支的因果關(guān)系，并采取全國(guó)層面和分省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)而尋找一條能控制地方財(cái)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(xiàn)：

第一，本文綜合梳理了國(guó)內(nèi)外對(duì)財(cái)政收支因果關(guān)系研究的各種理論假說(shuō)，并將以上假說(shuō)應(yīng)用于中國(guó)地方政府的財(cái)政實(shí)踐，基于比較財(cái)政理論的視角分析了地方政府財(cái)政收支關(guān)系的實(shí)際運(yùn)行狀況，尤其是在一定程度上輔證了“市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)→社會(huì)公共需要→政府職能→財(cái)政支出→財(cái)政收入”的邏輯關(guān)系（高培勇，2001）；第二，在研究方法上，本文使用PVAR模型對(duì)地方財(cái)政收支的脈沖響應(yīng)函數(shù)、預(yù)測(cè)誤差的方差分解以及因果驅(qū)動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，能夠克服傳統(tǒng)VAR模型由于樣本量不足導(dǎo)致的實(shí)證結(jié)論缺乏可信度和穩(wěn)健性的問(wèn)題，有利于準(zhǔn)確識(shí)別地方財(cái)政收支的因果關(guān)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(guó)層面的時(shí)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(lái)不同時(shí)期、不同地區(qū)財(cái)政收支因果關(guān)系變化的路徑差異，有利于為不同省份構(gòu)建財(cái)政可持續(xù)發(fā)展的長(zhǎng)效機(jī)制提供一個(gè)可行的簡(jiǎn)要參考。

二、相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

對(duì)于財(cái)政可持續(xù)性，Buiter（1985）認(rèn)為財(cái)政可持續(xù)性是指作為經(jīng)濟(jì)實(shí)體的國(guó)家財(cái)政的存續(xù)狀態(tài)或能力，并以債務(wù)負(fù)擔(dān)率⑤作為衡量財(cái)政是否可持續(xù)的指標(biāo)。該理論中財(cái)政可持續(xù)性的定義與衡量標(biāo)準(zhǔn)已被廣大學(xué)者認(rèn)可。在此基礎(chǔ)上，學(xué)術(shù)界大致形成了兩個(gè)研究序列。第一種是通過(guò)使用預(yù)算平衡模型、構(gòu)建債務(wù)理論模型和預(yù)警指標(biāo)來(lái)觀察財(cái)政運(yùn)行是否可持續(xù)（伏潤(rùn)民等，2008；張同功，2015；郝毅等，2017），第二種主要是利用財(cái)政收支和政府債務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析（馬拴友，2001；王寧等，2005；王學(xué)凱等，2016）。

關(guān)于第一個(gè)研究序列，Waits和Kahalley（1992）認(rèn)為政府債務(wù)可持續(xù)的條件是當(dāng)期政府債務(wù)在滿足當(dāng)期財(cái)政支出需求的同時(shí)不會(huì)對(duì)未來(lái)政府職能產(chǎn)生影響。伏潤(rùn)民等（2008）在綜合評(píng)價(jià)國(guó)內(nèi)外債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和可持續(xù)性規(guī)模分析方法的基礎(chǔ)上，探討了適合我國(guó)地方政府的橫向類比債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)區(qū)間劃分方法和單一主體當(dāng)期可持續(xù)債務(wù)性債務(wù)預(yù)測(cè)理論模型。Budina和Wijnbergen（2009）提出了政府債務(wù)應(yīng)滿足世代交疊預(yù)算約束條件的觀點(diǎn)。這兩種理論可歸結(jié)為：如果預(yù)期財(cái)政收入貼現(xiàn)值之和能夠彌補(bǔ)當(dāng)期的發(fā)債成本，則政府債務(wù)是可持續(xù)的。Leeper（2010）基于政府只依靠增稅維持政府債務(wù)可持續(xù)性的假設(shè)，提出拉弗曲線頂點(diǎn)為財(cái)政上限的觀點(diǎn)。Ghosh et al.（2013）認(rèn)為，在跨期預(yù)算約束的基礎(chǔ)上政府調(diào)整財(cái)政盈余的能力是有界限的。該假說(shuō)通過(guò)對(duì)跨期預(yù)算約束的理論路徑施加現(xiàn)實(shí)約束改進(jìn)了現(xiàn)有財(cái)政可持續(xù)性理論。張同功（2015）通過(guò)構(gòu)建柔性指標(biāo)體系、紅綠燈預(yù)警體系以及風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)模型評(píng)價(jià)了我國(guó)地方政府的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)地方政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)已經(jīng)較大，雖然短期可控但長(zhǎng)期不可持續(xù)。郝毅等（2017）通過(guò)將地方政府土地出讓決策嵌入DSGE框架的研究，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)下行是投融資平臺(tái)債務(wù)累積的主要客觀原因，一旦投融資平臺(tái)債務(wù)倒逼貨幣政策會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不良沖擊。高度依賴土地出讓收入來(lái)償債的財(cái)政行為和監(jiān)管不到位的政府融資方式不可避免地會(huì)影響金融體系穩(wěn)定并最終損害實(shí)體經(jīng)濟(jì)。

第二個(gè)研究序列更側(cè)重實(shí)證評(píng)估。馬拴友（2001）運(yùn)用財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)矩陣估算了我國(guó)政府的公共債務(wù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)公共部門的財(cái)政盈余率僅為0.11%-2.2%，得出了我國(guó)積極財(cái)政政策不可持續(xù)的結(jié)論。在目前各國(guó)央行加息和國(guó)內(nèi)供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(wù)和財(cái)政收支的數(shù)據(jù)測(cè)算出我國(guó)政府最大可承受的財(cái)政赤字率為4.04%-4.67%，財(cái)政可持續(xù)的債務(wù)率為50.51%-58.36%?；谠摴浪憬Y(jié)果，則我國(guó)政府債務(wù)尚處于可控范圍之內(nèi)。Reinhart和Rogoff（2010）通過(guò)分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、政府債務(wù)之間的關(guān)系，得出債務(wù)率為90%是政府債務(wù)上限的結(jié)論。Caner et al.（2010）、Elmeskov和Sutherland（2012）的研究結(jié)果表明：政府負(fù)債率上限應(yīng)低于90%。這些研究成果對(duì)于判斷財(cái)政可持續(xù)性具有較好的參考價(jià)值，但考慮到我國(guó)地方政府投融資平臺(tái)存在的大量隱性負(fù)債和或有債務(wù)，上述指標(biāo)不再具有現(xiàn)實(shí)意義。王學(xué)凱（2016）基于一般均衡條件下的代際預(yù)算約束模型檢驗(yàn)了新興經(jīng)濟(jì)體的財(cái)政反應(yīng)函數(shù)，在此基礎(chǔ)上測(cè)算出中國(guó)政府負(fù)債率的上限為130.50%，他認(rèn)為我國(guó)政府債務(wù)是可持續(xù)但存在風(fēng)險(xiǎn)的，尤其是地方政府大量的隱性債務(wù)和或有債務(wù)不易統(tǒng)計(jì)和估算。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者從財(cái)政赤字、政府債務(wù)及宏觀經(jīng)濟(jì)等角度考察財(cái)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(cái)政收支因果關(guān)系的途徑對(duì)我國(guó)地方政府財(cái)政可持續(xù)性進(jìn)行系統(tǒng)性分析。不明確財(cái)政收支的因果關(guān)系無(wú)法得出財(cái)政是否具有可持續(xù)性的可信結(jié)論，也無(wú)法從源頭上解決赤字問(wèn)題。本文在這一方面做了嘗試。本文基于財(cái)政收支關(guān)系的視角，借鑒財(cái)政收支關(guān)系假說(shuō)對(duì)我國(guó)地方政府財(cái)政收入和財(cái)政支出的相互關(guān)系進(jìn)行了理論探討，并使用VAR模型對(duì)二者的脈沖響應(yīng)函數(shù)、預(yù)測(cè)誤差的方差分解以及因果驅(qū)動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。

本文結(jié)論有以下幾點(diǎn)。第一，地方政府財(cái)政收支缺口的年度增量長(zhǎng)期是穩(wěn)定的。但以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等指標(biāo)為核心的地方官員考核機(jī)制也使得地方政府為了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)大力舉債融資以獲得晉升機(jī)會(huì)（劉驊等，2014），這加劇了地方政府債務(wù)的過(guò)度膨脹。財(cái)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(cái)政支出存在剛性增長(zhǎng)的“棘輪效應(yīng)”。實(shí)證結(jié)論在一定程度上輔證了“市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)→社會(huì)公共需要→政府職能→財(cái)政支出→財(cái)政收入”的邏輯關(guān)系（高培勇，2001），地方政府在財(cái)政支出“棘輪效應(yīng)”的驅(qū)動(dòng)下對(duì)土地財(cái)政收入的依賴不斷增強(qiáng)。因此，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控應(yīng)考慮地方財(cái)政壓力的扭曲效應(yīng)，財(cái)政體制改革必須優(yōu)化地方財(cái)政收入結(jié)構(gòu)。第三，地方財(cái)政收支存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系且符合“以收定支假說(shuō)”。但以PPP模式推動(dòng)政府經(jīng)濟(jì)職能的轉(zhuǎn)變合理可行，經(jīng)濟(jì)體制改革應(yīng)與財(cái)政體制改革過(guò)程相互協(xié)調(diào)配合，供給側(cè)改革化解過(guò)剩產(chǎn)能和房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控政策應(yīng)避免對(duì)地方政府償債能力造成不良沖擊。綜合來(lái)看，我國(guó)地方政府財(cái)政具有可持續(xù)性。

三、財(cái)政收支的理論假說(shuō)

只有正確判斷財(cái)政收支的驅(qū)動(dòng)原理才能從根源上將財(cái)政赤字控制在合理范圍之內(nèi)，進(jìn)而判斷財(cái)政可持續(xù)性。本部分簡(jiǎn)要闡述以上四種財(cái)政收支的因果關(guān)系假說(shuō)，并結(jié)合我國(guó)地方政府實(shí)施土地財(cái)政和大力舉債的現(xiàn)狀進(jìn)行理論分析。

（一）以支定收假說(shuō)

“以支定收假說(shuō)”即財(cái)政支出規(guī)模決定財(cái)政收入規(guī)模，財(cái)政支出變化驅(qū)動(dòng)著財(cái)政收入變化。若遵循李嘉圖等價(jià)定理的基本原則，削減政府支出是降低財(cái)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(huì)呈現(xiàn)斷點(diǎn)狀的階梯式增長(zhǎng)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(shuō)，Hoover和Sheffrin（1992）在稅收平滑模型的基礎(chǔ)上對(duì)“以支定收假說(shuō)”進(jìn)行了數(shù)理論證。假定政府具有理性預(yù)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(wù)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(shí)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(jī)游走過(guò)程。假定政府支出的隨機(jī)過(guò)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(jī)沖擊εt+1的影響時(shí)，G的變化會(huì)驅(qū)動(dòng)T的變化，而T的變化則不會(huì)驅(qū)動(dòng)G的變化，從而通過(guò)數(shù)理公式論證了“以支定收假說(shuō)”。在西方發(fā)達(dá)國(guó)家，“以支定收假說(shuō)”伴隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展逐步形成，政府收支活動(dòng)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(shuō)并不是西方國(guó)家普遍的預(yù)算原則（郭婧等，2017）。當(dāng)然，隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)逐步成熟和財(cái)政體制改革的深化，“以支定收假說(shuō)”得到了越來(lái)越多的支持和青睞（靳俐，2002）。

（二）以收定支假說(shuō)

“以收定支假說(shuō)”即政府財(cái)政收入規(guī)模決定財(cái)政支出規(guī)模，財(cái)政收入變化驅(qū)動(dòng)著財(cái)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(gòu)建了可實(shí)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(lái)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(qū)動(dòng)政府支出變化的“以收定支假說(shuō)”。但是，財(cái)政收入提高后會(huì)對(duì)財(cái)政支出產(chǎn)生正向還是負(fù)向影響的問(wèn)題仍存在爭(zhēng)論。Friedman（1978，1982）認(rèn)為增加稅收只會(huì)導(dǎo)致更多的政府支出，政府為控制財(cái)政赤字應(yīng)當(dāng)減少稅收并削減政府支出。Buchanan和Wagner（1977）則認(rèn)為財(cái)政收入對(duì)財(cái)政支出存在負(fù)向因果關(guān)系。計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，我國(guó)長(zhǎng)期奉行“以收定支，略有盈余”的預(yù)算原則。2015年新《預(yù)算法》提出了“統(tǒng)籌兼顧、勤儉節(jié)約、量力而行、講求績(jī)效和收支平衡”的跨年度預(yù)算平衡機(jī)制。

（三）互相驅(qū)動(dòng)假說(shuō)

“互相驅(qū)動(dòng)假說(shuō)”即財(cái)政收入和財(cái)政支出存在互相驅(qū)動(dòng)的因果關(guān)系。Hoover和Sheffrin（1992）也構(gòu)建了同時(shí)關(guān)注政府支出和收入的扭曲效應(yīng)的雙成本收益模型。該模型假定：政府支出增加會(huì)帶來(lái)邊際收益遞減的社會(huì)福利增加，政府收入增加會(huì)帶來(lái)邊際收益遞增的社會(huì)福利減少，政府應(yīng)在支出和收入規(guī)模上選擇恰當(dāng)?shù)慕M合使得預(yù)期社會(huì)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(jī)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(cái)政收入與財(cái)政支出之間存在互相驅(qū)動(dòng)的因果關(guān)系。隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的逐步確立和完善，政府職能應(yīng)回歸管理與服務(wù)的本質(zhì)，其財(cái)政預(yù)算規(guī)則也應(yīng)適當(dāng)借鑒市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)成熟的國(guó)家經(jīng)驗(yàn)。我國(guó)應(yīng)實(shí)行“以收定支”為主、“以支定收”為輔的預(yù)算原則（鄧子基，2002）。

（四）相互獨(dú)立假說(shuō)

“相互獨(dú)立假說(shuō)”即財(cái)政收入規(guī)模和財(cái)政支出規(guī)模不存在必然聯(lián)系和因果關(guān)系，一方變化不會(huì)驅(qū)動(dòng)另一方變化（Baghestani and McNown，1994）。如Hoover和Sheffrin（1992）也構(gòu)建了按經(jīng)驗(yàn)法則——以政府支出和收入占GNP的比重來(lái)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(hào)含義同上文。政府支出比率和政府收入比率是隨機(jī)游走過(guò)程，二者短期受各自擾動(dòng)項(xiàng)方差ε、η的影響，長(zhǎng)期則會(huì)受政策因素α、β的持久影響。這是因?yàn)樨?cái)政收支更多取決于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況和財(cái)政政策取向。另外，在政府預(yù)算過(guò)程中財(cái)政收支安排還要受到法律、制度以及政治等因素的影響。當(dāng)然，如果政策當(dāng)局嚴(yán)格遵循年度財(cái)政預(yù)算平衡的原則，“相互獨(dú)立假說(shuō)”便不再成立，但遵循年度財(cái)政預(yù)算平衡的原則不能使政府發(fā)揮調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)和進(jìn)行有效需求管理的作用，在混合經(jīng)濟(jì)特征日益顯著和公共部門經(jīng)濟(jì)參與度逐漸提高的今天顯然很難成立。

四、財(cái)政收支關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

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

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明

為與該領(lǐng)域研究一致，以省級(jí)一般公共預(yù)算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量地方財(cái)政支出（EXP），以省級(jí)一般公共預(yù)算收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量地方財(cái)政收入（REV）；通過(guò)計(jì)算財(cái)政收支數(shù)額之差得到財(cái)政赤字，并以財(cái)政赤字占經(jīng)濟(jì)總量的比率確定財(cái)政赤字率⑦；在地方財(cái)政缺口的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、地方財(cái)政收支的VAR模型、省級(jí)政府財(cái)政收支PVAR模型中，樣本區(qū)間為1980-2016年；中央轉(zhuǎn)移支付與地方財(cái)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(guó)財(cái)政總收入（SREV）及總支出（SEXP）、地方財(cái)政總收入（SLREV）及總支出（SLEXP）。以上變量的統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)與官方口徑一致。各變量均為年度數(shù)據(jù)，不需要進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、《中國(guó)財(cái)政年鑒》、CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)以及各省財(cái)政廳預(yù)決算報(bào)告。本文也通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)渠道進(jìn)行相關(guān)數(shù)據(jù)的搜集，不同來(lái)源的數(shù)據(jù)資料間的相互驗(yàn)證保證了數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確和完整。在省級(jí)政府財(cái)政收支PVAR模型的地區(qū)選擇上，因省級(jí)政府對(duì)計(jì)劃單列市的財(cái)政無(wú)法干預(yù)，本文不對(duì)計(jì)劃單列市的財(cái)政收支數(shù)據(jù)進(jìn)行搜集。

表1變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）模型基本形式及結(jié)果分析

1、地方財(cái)政缺口的平穩(wěn)性。根據(jù)“收入→支出假說(shuō)”可認(rèn)為財(cái)政收入與財(cái)政支出之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在不考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和通貨膨脹等因素的條件下，根據(jù)跨期預(yù)算約束下的財(cái)政收支平衡理論得到政府在t期的預(yù)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(wù)，rt表示政府債券利率，t表示時(shí)期。假設(shè)政府債券利率序列{rt}為平穩(wěn)時(shí)間序列，則可得到政府支出與收入的長(zhǎng)期關(guān)系：

其中，α、β表示財(cái)政收支的長(zhǎng)期關(guān)系系數(shù)，εt表示財(cái)政收支缺口，且當(dāng)β=1時(shí)，εt表示財(cái)政赤字（即負(fù)的財(cái)政盈余）。本文首先通過(guò)考察財(cái)政收支缺口是否平穩(wěn)來(lái)判斷財(cái)政收支的長(zhǎng)期均衡關(guān)系是否成立。對(duì)于財(cái)政收支缺口序列{εt}構(gòu)建p階自回歸模型AR（p）：

其中，υt為白噪聲過(guò)程，γt為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)⑧。使用ADF檢驗(yàn)對(duì)時(shí)間序列{εt}的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn){εt}是非平穩(wěn)時(shí)間序列。對(duì){εt}的一階差分時(shí)間序列繼續(xù)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明地方財(cái)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(yàn)值及各項(xiàng)式均通過(guò)了5%顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。這表明地方財(cái)政缺口時(shí)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(shuō)明該序列具有較強(qiáng)的持續(xù)性。因此，從全國(guó)地方政府的總體角度來(lái)看，在不包含時(shí)間趨勢(shì)和不計(jì)算預(yù)算外財(cái)政收支的情況下，地方政府財(cái)政收支缺口的年度變化量在長(zhǎng)期內(nèi)是穩(wěn)定的。

表2地方財(cái)政收支缺口的一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

2、地方政府財(cái)政收支關(guān)系分析。對(duì)地方財(cái)政收入時(shí)間序列{REVt}和財(cái)政支出時(shí)間序列{EXPt}進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明{REVt}、{EXPt}均為平穩(wěn)過(guò)程。將這兩個(gè)時(shí)間序列變量{REV1t，EXP2t}分別作為兩個(gè)回歸方程的被解釋變量，而解釋變量為這兩個(gè)變量的p階滯后值，構(gòu)成一個(gè)二元p階VAR（p）系統(tǒng)：

其中，{ε1t}與{ε2t}均為白噪聲過(guò)程（不存在自 相關(guān)），但允許兩個(gè)方程的擾動(dòng)項(xiàng)之間存在“同期相關(guān)性”。將等式（5）、等式（6）的同期變量轉(zhuǎn)化為列向量，并把相應(yīng)的系數(shù)合并為矩陣，得到：

其中，{εt}為一維白噪聲過(guò)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(xiàng)（與同期擾動(dòng)項(xiàng)εt不相關(guān)），故可視為前定變量。估計(jì)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(duì)真實(shí)滯后階數(shù)估計(jì)的一致性，根據(jù)AIC、HQIC等信息準(zhǔn)則在選擇滯后4期的前提下檢驗(yàn)殘差εt是否為白噪聲，結(jié)果顯示無(wú)法拒絕“無(wú)自相關(guān)”的原假設(shè)。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(yàn)各階系數(shù)的聯(lián)合顯著性，作為兩個(gè)方程的整體除極個(gè)別階系數(shù)外其余均高度顯著。

表4地方財(cái)政收支二元VAR系統(tǒng)的實(shí)證分析結(jié)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(yàn)結(jié)果，第5-7列是施加約束條件的聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)結(jié)果。

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

檢驗(yàn)系統(tǒng)是否穩(wěn)定。結(jié)果發(fā)現(xiàn)有4個(gè)特征值在單位圓之外。在對(duì)地方財(cái)政收入序列{REVt}和地方財(cái)政支出序列{EXPt}取對(duì)數(shù)后，經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)所有的特征值均在單位圓之內(nèi)，故取對(duì)數(shù)后系統(tǒng)是穩(wěn)定的。但有兩個(gè)根在單位圓之上，這意味著有些沖擊具有較強(qiáng)持續(xù)性。檢驗(yàn)殘差正態(tài)性。絕大多數(shù)檢測(cè)結(jié)果均在5%的顯著性水平下無(wú)法拒絕這兩個(gè)變量的擾動(dòng)項(xiàng)服從正態(tài)分布的原假設(shè)，這意味著可對(duì)地方財(cái)政收入和地方財(cái)政支出的未來(lái)值進(jìn)行預(yù)測(cè)。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明地方政府財(cái)政收支不存在因果關(guān)系，這不符合地方政府財(cái)政收支的實(shí)際狀況，本文將在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分作詳細(xì)說(shuō)明。

表5財(cái)政收支的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

考察系統(tǒng)的正交化脈沖響應(yīng)。結(jié)果表明：各期財(cái)政支出存在正向沖擊效應(yīng)和剛性增長(zhǎng)趨勢(shì)，且財(cái)政支出對(duì)財(cái)政收入存在隨時(shí)間推移而逐漸增強(qiáng)的正向沖擊效應(yīng)，但前者比后者的沖擊效應(yīng)更強(qiáng)；財(cái)政收入對(duì)財(cái)政支出和財(cái)政收入本身也存在正向沖擊效應(yīng)，且財(cái)政收入對(duì)前者的作用幅度大于對(duì)后者的作用幅度。以上實(shí)證結(jié)果也證明地方政府面臨的財(cái)政壓力在逐漸變大，且財(cái)政收入和財(cái)政支出的增長(zhǎng)受二者相互關(guān)系的影響。對(duì)地方財(cái)政收支預(yù)測(cè)的結(jié)果則表明二者增長(zhǎng)呈現(xiàn)出一定的相關(guān)性和協(xié)調(diào)性。

圖1 未來(lái)10個(gè)年度的地方財(cái)政收支預(yù)測(cè)圖

圖2 二元VAR系統(tǒng)的正交化脈沖響應(yīng)圖

考察預(yù)測(cè)誤差的方差分解。結(jié)果顯示：對(duì)地方財(cái)政收入進(jìn)行向前1個(gè)年度的預(yù)測(cè)，其預(yù)測(cè)誤差全部來(lái)自于財(cái)政收入本身，向前做4個(gè)年度的預(yù)測(cè)，其預(yù)測(cè)誤差有94.64%來(lái)自于財(cái)政收入本身。對(duì)地方財(cái)政支出進(jìn)行向前1個(gè)年度的預(yù)測(cè)，其預(yù)測(cè)誤差有69.21%來(lái)自于財(cái)政收入，30.79%來(lái)自于財(cái)政支出，向前做4個(gè)年度的預(yù)測(cè)，其預(yù)測(cè)誤差有91.06%來(lái)自于財(cái)政收入，8.94%來(lái)自于財(cái)政支出本身。因此，財(cái)政支出的預(yù)測(cè)誤差對(duì)財(cái)政收入的依賴程度相對(duì)較大，且隨著時(shí)間推移該比重不斷上升。這也可在一定程度上論證我國(guó)地方政府多年存在的“量入為出”財(cái)政預(yù)算原則，但本文未考慮地方政府財(cái)政收入來(lái)源的影響（郭婧等，2017）。

3、考慮中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付和稅收返還。若將中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付和稅收返還視為地方政府財(cái)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(cái)政赤字。對(duì)地方財(cái)政赤字和中央對(duì)地方轉(zhuǎn)移支付的時(shí)間序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)可知兩序列均為非平穩(wěn)過(guò)程。本文根據(jù)數(shù)列的變化趨勢(shì)認(rèn)為中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付在2007年存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，因此通過(guò)鄒檢驗(yàn)（F檢驗(yàn)）和虛擬變量法來(lái)檢驗(yàn)2007年是否發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變動(dòng)。

使用鄒檢驗(yàn)（F檢驗(yàn)）和虛擬變量法得到的F統(tǒng)計(jì)量均等于13.01，P值為0.0003。此外，考慮到上述結(jié)構(gòu)變動(dòng)的擾動(dòng)項(xiàng)同方差條件，適用穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行虛擬變量法的檢驗(yàn)得到的F統(tǒng)計(jì)量等于9.34，P值為0.001。以上檢驗(yàn)均在1%的顯著性水平上強(qiáng)烈拒絕“沒(méi)有結(jié)構(gòu)變動(dòng)”的原假設(shè)，即認(rèn)為中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付在2007年發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變動(dòng)。因此，對(duì)中央轉(zhuǎn)移對(duì)地方轉(zhuǎn)移支付的時(shí)間序列{CPTt}和地方財(cái)政赤字的時(shí)間序列{Deficitt}取對(duì)數(shù)，經(jīng)ADF檢驗(yàn)可知兩序列均為平穩(wěn)過(guò)程。故構(gòu)建中央對(duì)地方轉(zhuǎn)移支付和地方財(cái)政赤字的VAR模型。

中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方財(cái)政缺口和本身的沖擊存在正向促進(jìn)作用，但對(duì)后者的作用幅度更大；地方財(cái)政赤字對(duì)中央轉(zhuǎn)移支付和本身的沖擊作用幾乎可以忽略不計(jì)。此外，中央轉(zhuǎn)移支付的預(yù)測(cè)誤差的方差從預(yù)測(cè)1期開始主要來(lái)自于本身，而地方財(cái)政赤字的預(yù)測(cè)誤差的方差隨著時(shí)間推移來(lái)自于中央轉(zhuǎn)移支付的比重逐步提高，來(lái)自于本身的比重在預(yù)測(cè)1期迅速提高以后開始逐步下降。此外，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明二者存在雙向因果關(guān)系。在長(zhǎng)期，財(cái)政收支的自動(dòng)調(diào)整功能使得財(cái)政赤字恢復(fù)到可持續(xù)的平穩(wěn)狀態(tài)，但政策當(dāng)局在不同的財(cái)政狀態(tài)下調(diào)整財(cái)政收支關(guān)系的力度和速度是非對(duì)稱的，有些學(xué)者認(rèn)為用線性關(guān)系來(lái)描述我國(guó)財(cái)政收支變化關(guān)系是不恰當(dāng)?shù)模钭訒煹龋?016）。以上分析是基于對(duì)稱角度進(jìn)行的線性關(guān)系考察，因此實(shí)證結(jié)果存在一定局限性。

表6地方財(cái)政收入（SLREV）和地方財(cái)政支出（SLEXP）的預(yù)測(cè)方差誤差分解

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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

1、變更模型變量順序。變更地方財(cái)政收支VAR模型的變量順序，并與原變量順序的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析。

圖3 正交化脈沖響應(yīng)圖

圖4 兩變量的預(yù)測(cè)誤差方差分解圖

圖5 不同變量順序下的正交化脈沖響應(yīng)圖

在變量順序?yàn)镾LREV、SLEXP的條件下，地方財(cái)政收入對(duì)地方財(cái)政支出和財(cái)政收入本身的正向沖擊效應(yīng)顯著大于第二種變量順序下的結(jié)果；同時(shí)，在變量順序?yàn)镾LEXP、SLREV的條件下，地方財(cái)政支出對(duì)地方財(cái)政收入和財(cái)政支出本身的正向效應(yīng)顯著大于第一種變量順序下的結(jié)果?？偨Y(jié)地說(shuō)，不同變量順序下的估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性，地方財(cái)政支出和地方財(cái)政收入之間存在正向的互動(dòng)關(guān)系，這也比較符合我國(guó)地方政府的財(cái)政收支現(xiàn)狀。

圖6 不同變量順序下地方財(cái)政收支的預(yù)測(cè)方差誤差分解

在變量順序?yàn)镾LREV、SLEXP的條件下，地方財(cái)政支出的預(yù)測(cè)誤差來(lái)源于地方財(cái)政收入的比重在第1期迅速提高，隨著時(shí)間的推移到第4期，該比重基本維持在80%以上；地方財(cái)政收入的預(yù)測(cè)誤差主要來(lái)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?yàn)镾LEXP、SLREV的條件下，地方財(cái)政支出的預(yù)測(cè)方差來(lái)源于地方財(cái)政支出本身的比重在第1期迅速提高，隨著時(shí)間的推移到第4期該比重略有下降；地方財(cái)政收入的預(yù)測(cè)方差誤差主要來(lái)自于地方財(cái)政支出，該比重也在第1期迅速提高，隨著時(shí)間的推移到第4期該比重略有上升?？偨Y(jié)地說(shuō)，不同變量順序下的估計(jì)結(jié)果具有相對(duì)穩(wěn)健性，比較符合我國(guó)地方政府的財(cái)政收支現(xiàn)狀。但對(duì)于地方政府財(cái)政收支的因果關(guān)系并不能給出統(tǒng)一的結(jié)論。

表7不同變量順序下地方財(cái)政收支的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

在兩種變量順序下，以地方政府財(cái)政收支的水平值構(gòu)建的VAR模型中，地方財(cái)政收支均存在雙向因果關(guān)系，并且原假設(shè)均通過(guò)了1%顯著性水平下的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)；另外，在兩種變量順序下，以地方政府財(cái)政收支的對(duì)數(shù)值構(gòu)建的VAR模型中地方財(cái)政收支均不存在因果關(guān)系。前一個(gè)結(jié)論更符合我國(guó)地方政府財(cái)政收支和預(yù)算管理現(xiàn)狀。

變更中央轉(zhuǎn)移支付和地方財(cái)政赤字的VAR模型的變量順序，并與原變量順序的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析。

圖7 不同變量順序下地方財(cái)政收支的正交化脈沖響應(yīng)

圖8 不同變量順序下地方財(cái)政收支的預(yù)測(cè)方差誤差分解

兩種變量順序下，中央轉(zhuǎn)移支付和地方財(cái)政赤字的脈沖響應(yīng)及預(yù)測(cè)誤差的方差分解結(jié)果均無(wú)顯著不同，二者作用關(guān)系也未發(fā)生符號(hào)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(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明二者存在顯著的雙向因果關(guān)系（本文限于篇幅不再報(bào)告Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果），這進(jìn)一步論證了上述結(jié)果的穩(wěn)健性。

2、使用PVAR模型作穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）面板單位根檢驗(yàn)。利用1994-2016年省級(jí)政府財(cái)政收支的面板數(shù)據(jù)構(gòu)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(shí)間，z′itγi表示個(gè)體固定效應(yīng)和線性時(shí)間趨勢(shì)，εit為平穩(wěn)的擾動(dòng)項(xiàng)。將等式（22）轉(zhuǎn)化為：

則面板單位根的原假設(shè)與替代假設(shè)為：

綜合運(yùn)用HT、IPS等方法對(duì)省級(jí)地方政府財(cái)政收支數(shù)據(jù)進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)。

表8地方政府財(cái)政收支的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

各檢驗(yàn)結(jié)果基本拒絕了面板單位根的原假設(shè)，表明面板數(shù)據(jù)為平穩(wěn)過(guò)程。因此，各省級(jí)政府財(cái)政收支從總體來(lái)看存在長(zhǎng)期平穩(wěn)關(guān)系，基本不受外生沖擊的影響。2016年全國(guó)地方政府財(cái)政總收入為152637.14億元⑨，增速為7.4%；地方政府財(cái)政總支出為160437.14億元，增速為7.4%⑩，地方財(cái)政赤字7800億元，基本與上年持平且保持穩(wěn)定增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。從實(shí)際情況來(lái)看面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果是可信和有效的。

（2）PVAR模型的分析結(jié)果。根據(jù)AIC、BIC及HQIC等信息準(zhǔn)則構(gòu)建地方財(cái)政收支的PVAR（1）模型。從財(cái)政收入的視角看，一方面，財(cái)政收入對(duì)財(cái)政支出存在微弱的負(fù)向沖擊效應(yīng)，且沖擊效應(yīng)隨時(shí)間推移逐漸增強(qiáng)；另一方面，財(cái)政收入對(duì)自身存在正向沖擊效應(yīng)，而沖擊效應(yīng)隨時(shí)間的推移逐步減弱。從財(cái)政支出的視角看，一方面，財(cái)政支出對(duì)財(cái)政收入存在由正到負(fù)的沖擊效應(yīng)，大約在第2期沖擊效應(yīng)為0；另一方面，財(cái)政支出對(duì)自身存在較強(qiáng)的沖擊效應(yīng)，雖然沖擊效應(yīng)隨時(shí)間的推移逐漸減弱，但變化幅度很小。也就是說(shuō)，二者均存在增長(zhǎng)慣性，但隨著時(shí)間推移前者增長(zhǎng)慣性減弱的幅度遠(yuǎn)大于后者減弱的幅度，這也佐證了省級(jí)政府存在財(cái)政壓力且財(cái)政壓力逐漸加大的事實(shí)。預(yù)測(cè)方差的誤差分解11表明：財(cái)政支出的預(yù)測(cè)誤差主要來(lái)自于本身，隨著時(shí)間推移該比重逐漸降低，但即使做10個(gè)年度的預(yù)測(cè)，該比重也不會(huì)低于96.7%；財(cái)政收入的預(yù)測(cè)誤差也主要來(lái)自于自身，隨著時(shí)間推移該比重逐漸上升，當(dāng)對(duì)其預(yù)測(cè)誤差做10個(gè)年度的預(yù)測(cè)時(shí)該比重會(huì)達(dá)到97.6%。該檢驗(yàn)結(jié)果佐證了省級(jí)政府財(cái)政收支關(guān)系存在“以收定支”現(xiàn)象。1994年頒布的《預(yù)算法》確立了“量入為出”的政府理財(cái)觀（徐陽(yáng)光，2015），黨的十八屆三中全會(huì)要求“審核預(yù)算的重點(diǎn)由平衡狀態(tài)、赤字規(guī)模向支出預(yù)算和政策擴(kuò)展”，2015年起實(shí)施的新《預(yù)算法》逐漸有別于傳統(tǒng)的“量入為出”的政府理財(cái)觀。

圖9 地方政府財(cái)政收支PVAR模型的正交化脈沖響應(yīng)圖

表9地方財(cái)政收支的面板Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論及建議

我國(guó)財(cái)政體制根植于我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型的整個(gè)過(guò)程，處在由傳統(tǒng)的“以收定支”預(yù)算管理方式向“以支定收”預(yù)算管理方式不斷轉(zhuǎn)型的過(guò)程中，該變化對(duì)地方財(cái)政的影響也明顯呈現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)體制改革的路徑特征。本文借鑒四種財(cái)政收支關(guān)系假說(shuō)，使用VAR模型、PVAR模型集中探討了全國(guó)地方政府和各省份的財(cái)政收支關(guān)系及其對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性的影響。理論分析表明：我國(guó)政府的財(cái)政預(yù)算存在由“以收定支”向“以支定收”轉(zhuǎn)變的趨勢(shì)；實(shí)證結(jié)果表明：地方政府財(cái)政支出缺口的年度變化量在長(zhǎng)期是穩(wěn)定的，對(duì)數(shù)化的地方財(cái)政收支VAR模型也是穩(wěn)定的；中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付和稅收返還在2007年發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變動(dòng)且財(cái)政支出存在剛性增長(zhǎng)的“棘輪效應(yīng)”；各省份財(cái)政收支的面板數(shù)據(jù)不存在單位根，地方財(cái)政收支存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。另外，本文驗(yàn)證了地方政府財(cái)政收支的因果關(guān)系，結(jié)果符合“以收定支假說(shuō)”。因此，我國(guó)地方政府的財(cái)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(cái)政收入劃分體制，優(yōu)化地方政府舉債融資體制。地方財(cái)政收支責(zé)任不匹配導(dǎo)致地方政府不得不利用投融資平臺(tái)積累了大量或有債務(wù)和隱性債務(wù)。雖然地方財(cái)政支出缺口的年度變化量是穩(wěn)定的，但由其水平值構(gòu)成的VAR系統(tǒng)并不穩(wěn)定。此外，中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付和稅收返還在2007年發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變動(dòng)?？深A(yù)見，當(dāng)中央對(duì)地方政府規(guī)定的發(fā)債限額不能滿足其支出需求時(shí)，當(dāng)前不健全的地方投融資機(jī)制會(huì)繼續(xù)積累投融資平臺(tái)債務(wù)，而地方投融資平臺(tái)債務(wù)又大多以土地出讓收入為償債來(lái)源，這種對(duì)土地財(cái)政的高度依賴對(duì)地方政府財(cái)政運(yùn)行造成了極大的安全隱患。規(guī)范地方政府預(yù)算外融資機(jī)制、打破“影子銀行體系”以及適當(dāng)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(cái)政收入結(jié)構(gòu)，構(gòu)建以房地產(chǎn)稅為主體的地方稅體系。我國(guó)財(cái)政收支存在“以收定支”的因果關(guān)系。在“營(yíng)改增”減稅效應(yīng)12和財(cái)政支出“棘輪效應(yīng)”下，征收房地產(chǎn)稅是必然趨勢(shì)。2015年新《預(yù)算法》實(shí)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(cái)政收入占地方政府財(cái)政收入的比重達(dá)到70%。因此，以房地產(chǎn)稅替代土地財(cái)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(duì)土地財(cái)政收入的高度依賴性；二是可調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)的過(guò)高價(jià)格和打擊投機(jī)購(gòu)房行為，提高居民消費(fèi)能力和帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；三是可調(diào)整產(chǎn)業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)社會(huì)資金“脫虛入實(shí)”以解決中小企業(yè)的融資困難。

最后，鼓勵(lì)PPP模式應(yīng)用于公共服務(wù)領(lǐng)域。地方財(cái)政壓力較大的來(lái)源除分稅制的制度因素和新常態(tài)經(jīng)濟(jì)增速放緩的稅基約束外，政府支出范圍過(guò)于寬泛和財(cái)政資金使用效率低下也是重要原因。因此，地方政府應(yīng)以提高市場(chǎng)監(jiān)督管理能力和改善公共服務(wù)質(zhì)量為行政目標(biāo)，逐步減少政府直接投資、退出競(jìng)爭(zhēng)性生產(chǎn)領(lǐng)域以及減少對(duì)所屬國(guó)有企業(yè)的行政干預(yù)。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(hào)線項(xiàng)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(xiàng)目等。因此，政府應(yīng)在公共服務(wù)領(lǐng)域通過(guò)社會(huì)資本對(duì)公共項(xiàng)目的介入提高公共項(xiàng)目競(jìng)爭(zhēng)力和政府預(yù)算透明度，達(dá)到節(jié)約政府財(cái)力和提高財(cái)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(zhuǎn)變。

注釋：

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

②“棘輪效應(yīng)”本是經(jīng)濟(jì)學(xué)中的一個(gè)概念，指人的消費(fèi)習(xí)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(fèi)是不可逆的。本文在此引申為財(cái)政支出取決于相對(duì)財(cái)政收入：政府易隨著相對(duì)財(cái)政收入提高而增加支出，卻不易于隨著財(cái)政收入降低而減少支出。

③根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，2016年全國(guó)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(gè)省份的財(cái)政自給率在50%以上。

④下文中若無(wú)特殊說(shuō)明，地方政府均指省級(jí)政府。

⑤債務(wù)負(fù)擔(dān)率=當(dāng)年累積未清償公債余額/當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值×100%。該項(xiàng)指標(biāo)表示政府債務(wù)存量規(guī)模與國(guó)民經(jīng)濟(jì)活動(dòng)規(guī)模的關(guān)系，反映政府舉債對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的影響程度。

⑥當(dāng)前形勢(shì)下，國(guó)際上面臨著貿(mào)易保護(hù)主義抬頭和中美貿(mào)易戰(zhàn)不確定性預(yù)期的增加，國(guó)內(nèi)面臨著1998年、2009年以及2015年三次積極政策帶來(lái)的產(chǎn)能過(guò)剩和高杠桿率，我國(guó)政府不應(yīng)再實(shí)施“大水漫灌”式的財(cái)政政策，而應(yīng)實(shí)施定向引導(dǎo)、精準(zhǔn)扶持的積極財(cái)政政策，確保資金不會(huì)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(wù)利息支出，債務(wù)利息支出體現(xiàn)在財(cái)政赤字當(dāng)中，且該數(shù)值與財(cái)政盈余為相反數(shù)。

⑧基于我國(guó)地方政府財(cái)政收支的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，本文認(rèn)為{Δεt}含有時(shí)間趨勢(shì)，若不含時(shí)間趨勢(shì)可令γ=0。

⑨這其中包含中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付和稅收返還59486.35億元、地方財(cái)政使用結(jié)轉(zhuǎn)結(jié)余及調(diào)入資金5956.02億元。

⑩在計(jì)算地方政府財(cái)政總支出增速時(shí)扣除使用結(jié)轉(zhuǎn)結(jié)余及調(diào)入資金。

?本文限于篇幅未報(bào)告預(yù)測(cè)方差的誤差分解結(jié)果。122017年的“營(yíng)改增”實(shí)現(xiàn)減稅9186億元，比2016年增加3450億元。