中国财政失衡的动态调整特征研究，本文主要内容关键词为：中国论文,特征论文,财政论文,动态论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号F812 文献标识码A 财政政策可持续性一直是理论界和学术界的研究热点，也是世界各国当局的关注焦点。目前，已有很多文献以某一国家或某些国家为样本对此问题进行了检验或直接估算出可持续的赤字波动路径，如Wilcox(1989)、Afonso(2005)、Leachman等(2005)、Polito和Wickens(2007)、Afonso和Rault(2008)等。然而，由于外部冲击和经济周期波动的存在，财政收支经常偏离均衡状态(即财政失衡现象)，这必然会涉及财政收支由非均衡(Fiscal Disequilibria)状态向均衡(Equilibrium)状态的回归，即财政调整(Fiscal Adjustments)问题。财政调整是事关财政可持续性的重要问题，对微观主体的预期和经济行为都会产生较大影响，长期受到学术界和政策制定者的高度重视，已经成为宏观经济和政策领域的研究主题之一。 到目前为止，关于财政调整行为，即在财政调整过程中政府收入和支出关系的理论假说主要有以下四种：第一，“支出—税收”假说(SAT)，Barro(1979)、Peacock和Wiseman(1979)认为，政府在收入支出决策中会先确定支出水平，然后通过征税来为该支出提供收入保障，即“量出为入”的财政原则；第二，“税收—支出”假说(TAS)，Friedman(1978)认为，政府收入规模决定了财政支出规模，政府会花完它可使用的每一分钱，然后留下人民所能忍受的最高预算赤字负担，因此增税根本无助于预算赤字的削减，而只会导致公共支出规模的加倍扩张；第三，“同步”假说(SIM)，Meltzer和Richard(1981)、Musgrave(1985)提出的收入支出互相影响模型可能更加接近传统的财政理论，他们认为政府同时作为财政收入和支出的决策主体，为了社会福利的最大化会同时考虑对财政支出和收入的调整；第四，“机构分离”假说(Institutional Separation Hypothesis，ISH)，Baghestani和McNown(1994)认为财政收入和财政支出决策分别是由不同的、相互分离的机构进行，故二者之间不存在相互影响关系，这一假说可通过证明“财政支出和财政收入之间没有因果关系”来检验。 不同的假说描述了不同的财政调整行为和模式，而不同的财政调整行为和模式通过影响微观主体预期及其经济行为而产生的经济效果存在较大差异(McDermott和Wescott，1996；Alesina和Perotti，1997)。基于该问题的重要性，大量国外学者在财政政策可持续性研究基础上对不同国家的财政调整行为进行检验，如Baghestani和McNown(1994)通过线性误差修正模型研究了美国的情况，拒绝了TAS假说和SAT假说，而支持ISH假说。Koren和Stiassny(1998)研究发现，有很强的证据表明意大利符合SAT假说。类似研究还有Bohn(1991)、Chang等(2002)、Chang和Ho(2002)、Afonso和Rault(2009)、Keho(2010)等。但是，上述研究结论存在较大差异，且都是基于线性模型框架，未考虑财政调整的非线性特征①。目前，关注财政非线性调整的文献较少，Bajo-Rubio等(2006)基于非线性支出/税收模型研究了西班牙的财政调整，发现西班牙的财政政策是可持续的，并具有非线性调整特征。Legrenzi和Milas(2002，2010，2012)的研究发现意大利的财政政策也存在非线性调整特征。类似文献还有Saunoris和Payne(2010)、Paleologou(2013)、Kollias等(2014)等。以上研究关注的大多是发达国家，特别是美国的情况，而关注发展中国家或地区情况的研究相对较少。Shah和Baffes(1994)研究了拉丁美洲国家的情况，Fasano和Wang(2002)研究了海湾阿拉伯国家合作委员会(Gulf Cooperation Council，GCC)国家的情况，Narayan(2005)研究了亚洲9个国家的情况②。这些研究结论差异较大，不同国家或地区的财政调整过程存在较大异质性，因此，上述研究无法为中国财政调整问题提供有意义的借鉴和参考。 在国内，也有一些文献对财政可持续性进行研究，如余永定(2000)、张春霖(2000)、马栓友(2001)、郭庆旺和贾俊雪(2006)、石柱鲜和王立勇(2006)等。然而已有文献对中国财政调整问题的研究严重不足，缺乏对财政非均衡条件下税收行为和各种财政支出行为的深刻理解。如图1所示，近年来，中国财政赤字总体上处于攀升态势，特别是2008年金融危机发生以来，为了应对不利影响，政府大规模的财政支出计划导致赤字再次扩大。与此同时，中国经济增长进入“新常态”，经济增长速度步入下滑轨道，虽然“调结构”是中国经济发展的重中之重，但“保增长”仍然具有较大的必要性③，财政积极态势短期内很难扭转。而且，中国政府债务不断膨胀，债务风险持续累积，同时财税体制改革进程加快，结构性减税不断推进，在此背景下，财政可持续性和财政调整问题更加值得关注。本研究不仅能够进一步完善中国财政理论，加深对中国财政调整行为的理解，提高财政政策效率效果，而且能够为已有研究提供进一步的经验证据。
图1 1952-2013年中国财政赤字 资料来源：国家统计局编，《中国统计年鉴》，中国统计出版社，1952-2013年。 本文对中国财政收入和支出行为进行剖析，分析中国财政调整行为和特征，并利用非线性误差修正模型在Escribano和Aparicio(1999)、Legrenzi和Milas(2010，2012)等基础上研究中国财政调整行为的非线性特征。具体来说，本文主要回答如下问题： 第一，中国财政调整是否遵循“支出—税收”假说(SAT)、“税收—支出”假说(TAS)、“同步”假说(SIM)或“机构分离”假说(ISH)？ 第二，是否有证据支持中国财政调整具有非线性特征？ 第三，财政调整的非线性特征形成的原因是什么？ 本文其余部分安排如下：一是对模型、指标和数据进行说明；二是分析中国财政失衡状况及其变动轨迹；三是分析财政调整特征，即检验中国财政调整是否符合“支出—税收”假说(SAT)、“税收—支出”假说(TAS)、“同步”假说(SIM)或“机构分离”假说(ISH)，以及中国财政调整的非线性特征，并对非线性调整的原因进行分析；最后给出本文的基本结论和政策建议。 一、模型构建与指标、数据描述 本部分将对本文研究过程中主要采用的经济计量模型进行选择和描述，并对具体指标和数据进行介绍和处理。 1.模型选择与构建 根据相关假设检验④，为了更加准确、细致地刻画中国财政调整行为的非线性特征，本文放松线性假定，采用非线性时间序列模型进行研究。在现有文献经常采用的非线性模型中，与平滑迁移模型相比，马尔科夫区制转移模型无需先验设定转移变量，在假设状态转移过程服从一阶马氏链后，可以通过数据识别出模型的区制转移特征，这在一定程度上避免了模型设定的偏误问题。因此，本文采用区制转移向量误差修正模型(MS-VECM)进行实证研究。 区制转移向量误差修正模型(MS-VECM)依据协整以及误差协整模型的基本特点和描述经济周期在不同状态下的影响，将长期项放入含有马尔科夫区制转移项的向量自回归模型(MS-VAR)中，扩展成含有马尔科夫区制转移项的向量误差修正模型。而长期均衡项随着经济周期不同的状态而改变。
具体模型参数采用极大似然估计，具体算法由Hamilton算法实现。 2.指标与数据描述 本文在实证分析中主要用到的指标包括财政收入(ST)、财政支出(SG)和GDP，为了对中国财政收入和财政支出进行更好的刻画，并剔除趋势性影响，本文采用财政收入和财政支出占GDP比例作为指标和数据，二者之间的差异便是赤字比例。 本文采用的样本区间是1952-2013年，所有数据均来自《中国统计年鉴》(1952-2013年)。数据皆按要求进行相应处理，以满足实证分析的需要。图2给出1952-2013年中国财政支出和财政收入占GDP比例的波动路径。 从图2中可以看出，中国财政收支占GDP比例在1960年同时达到了顶峰，分别高达39.27%和44.16%，此后一直处于震荡式下降轨道，并且分别于1995年、1996年达到谷底。1996年后，财政收入占比和财政支出占比皆出现较明显的逐年攀升态势，该态势一直延续至今。另外，从图2中还可看出，改革开放前后财政收支的波动路径有较大差异，改革开放前，财政支出和财政收入波动周期的频率明显较大，波峰和波谷频繁交替，而改革开放后的波动曲线相对平滑，但振幅较大。
图2 财政收入与财政支出波动路径 二、中国财政失衡状况及其变动轨迹 本部分主要借助协整检验和格兰杰因果关系检验等工具分析1952-2013年间中国财政支出与财政收入之间的关系，研究中国财政政策的可持续性，并分析中国财政失衡程度及其变动轨迹。 1.财政可持续性检验 本部分在检验财政是否可持续时，采用主流文献的方法，即检验财政支出和财政收入是否存在协整或长期均衡关系。为此，首先利用ADF方法检验财政支出占比与财政收入占比两个序列的平稳性，滞后阶数根据AIC准则确定。财政支出占比序列的具体检验结果见表1和表2。
根据表1的检验结果，在财政支出占比序列的ADF检验中，带趋势项和截距项的检验ADF值为-2.19，大于5%显著性水平下的临界值，说明该序列是不平稳的。但回归中的趋势项明显不显著，故采用只带截距项的ADF检验，ADF值为-1.755，大于5%显著性水平下的临界值-2.91，说明财政支出占比序列不平稳。 从表2中可以看出，在财政支出占比的差分序列的ADF检验中，带截距项和不带截距项的ADF值分别为-7.3和-7.36，均小于对应的临界值，说明该差分序列是平稳的。因此，财政支出占比序列是一阶单整过程，即I(1)过程。
表3给出财政收入占比序列的单位根检验结果。表3显示，带趋势项和截距项的检验ADF值为-1.731，大于5%显著性水平下的临界值-3.49，但趋势项和截距项并不显著，因此采用仅带截距项的ADF检验，得到ADF值为-1.418，大于5%显著性水平下的临界值-2.91，说明财政收入占比序列是不平稳的。
本文对财政收入占比的差分序列进行单位根检验，检验结果见表4。表4显示，带截距项和不带截距项的ADF检验值分别为-6.922和-6.967，均小于5%显著性水平下的临界值，说明财政收入占比的差分序列是平稳的。因此，财政收入占比序列是一阶单整过程，即I(1)过程。
接下来，本部分将利用多种方法检验财政收入和财政支出变量之间是否存在协整关系，即长期均衡关系。从图1所示的财政收入占比和财政支出占比序列演变轨迹可以看出，二者具有共同的趋势，有可能存在协整关系，下文将对此进行检验，检验结果如表5所示。
表5中，最大特征根检验和迹检验结果都表明，财政支出和财政收入之间存在协整关系。由此可见，1953-2013年间中国财政收入与财政支出之间存在显著的长期均衡关系，中国财政政策是可持续的。 2.财政失衡状况分析 为了分析中国财政失衡状况及其变动轨迹，本文接下来将估算财政非均衡误差，以刻画财政收入和支出对财政均衡状态的偏离。为了估算财政非均衡误差，首先进行回归： SG=α+β·ST+ε (6) 对该模型进行最小二乘估计，得到结果： SG=2.123+0.941ST+e (7) 从而得到如下非均衡误差： e-SG-2.123-0.941ST (8) 根据式(8)计算得出的非均衡误差结果如图3所示。
图3 财政失衡程度及其变动轨迹 从图3可以看出：一方面，财政失衡现象较为普遍，但总体而言，财政政策是可持续的。另一方面，改革开放前或改革开放初期，部分年份的财政失衡状况较为严重，财政调整较为频繁，非均衡误差变动较为剧烈；改革开放后，财政失衡状况有所缓解，但20世纪90年代中期之后，财政失衡程度再次加剧，且财政失衡状态持续期有所延长，即财政偏离非均衡状态的持续期更长，这说明中国近年来的财政失衡问题愈发值得关注。 三、中国财政调整特征的实证分析 本部分主要从实证角度分析中国财政失衡的动态调整特征及其原因解释。首先，检验中国财政调整是否符合“支出—税收”假说(SAT)、“税收—支出”假说(TAS)、“同步”假说(SIM)或“机构分离”假说(ISH)，以揭示中国财政调整的具体特征；其次，在以上分析基础上，重点分析中国财政调整的非线性特征。 1.SAT、TAS、SIM或ISH假说检验 本部分利用格兰杰因果关系检验来判断中国财政调整的具体模式和特征。上文研究表明，财政支出占比和财政收入占比之间存在协整关系，因此可以对它们进行格兰杰因果关系检验，检验结果如表6所示。
检验结果表明，“财政收入不是财政支出的格兰杰原因”和“财政支出不是财政收入的格兰杰原因”两个原假设都在1%的显著性水平下被拒绝，说明财政收入和财政支出之间存在双向因果关系，它们之间相互影响，这满足Musgrave(1985)提出的支出、税收互相促进假说，即“同步”假说(SIM)。可见，在中国，不管最初受到何种外部冲击，当财政偏离均衡状态时，为了保持财政政策的可持续性，由非均衡状态向均衡状态的回归是财政支出和财政收入共同作用的结果，这与上文提到的很多国外文献研究结论不同，再次说明中国的情况与其他国家存在差异。 2.财政调整的非线性特征研究 上文分析已经说明，中国财政调整主要符合“同步”假说，本文接下来将研究中国财政调整的非线性特征。 (1)参数稳定性检验。为了检验模型中变量参数φ1和φ2是否可划分为二区制，本文通过构建累计平方和(CUSUMSQ)统计量分别对以下两个模型的参数稳定性进行检验：
检验结果如图4所示。
图4 参数稳定性的CUSUM平方检验 图4显示，两个方程的CUSUMSQ统计量均超过了上下5%的临界值水平，因此模型的参数是不稳定的，即用单一区制的线性模型进行分析不能准确衡量这一动态特征。 (2)BDS检验。利用BDS统计量检验模型系统中可能存在的非线性特征，检验结果如表7所示。
表7显示，不同维度上的BDS检验值对应的伴随概率p值均小于0.05，即在5%的显著性水平下拒绝原假设，表明中国财政调整可能存在非线性特征。 (3)滞后期的确定。通过以上分析，本文将利用MS-VECM模型来分析中国财政调整的非线性特征。且根据本文研究问题和假设约束，最终选择MS(2)-VECM模型。接下来，根据不同的信息准则来确定模型的滞后阶数，具体结果如表8所示。
表8数据显示，除了SC准则选择了滞后一期，其余四项判断准则均选择了滞后二期，因此本文选择滞后二期的MS-VECM模型，即建立如下的MS(2)-VECM(2)模型：
(4)估计结果。通过Oxmetercis3.4软件对模型(11)进行估计，两个区制下的支出方程和收入方程中调整参数的估计结果如表9所示。
该模型非线性检验的LR统计量为82.722，其伴随概率值Chi(15)=Chi(11)=0，显著拒绝线性模型的假设，说明该模型有明显的非线性特征，即中国财政政策确实存在非线性调整。由模型估计结果可以看出： 第一，中国财政调整存在明显的非线性特征。在区制一中，财政支出方程的调整参数估计结果为-0.973，而财政收入方程调整参数为-0.734；在区制二中，财政支出方程的调整参数估计结果为-0.333，而财政收入方程的调整参数估计结果为-0.152。说明不同区制下财政调整力度和速度存在明显差异，而且第一区制的调整力度和速度明显高于第二区制，为“强调整”区制，第二区制则为“弱调整”区制。从图5所示的中国财政支出和财政收入波动路径看，以上实证结果符合中国财政实践。 第二，财政支出和财政收入在财政短期调整中均起到显著作用。与财政收入相比，财政支出的调整作用更强，此种财政调整模式对经济增长有利。Alesina和Perotti(1997)、Ardagna(2004)研究表明，基于财政支出的财政调整可能会带来持续更长的预算稳固，最终产生扩张效应；而基于税收的财政调整可能会迅速扭转财政预算的进一步恶化，但最终对经济起到相反作用。McDermott和Wescott(1996)利用描述性统计方法研究了20个OECD国家1970-1995年间财政调整的效果发现，成功的财政调整能促进经济增长，而成功的财政调整主要是通过支出调整来实现的。Agnello等(2014)利用17个工业化国家1978-2009年的面板数据研究发现，税收驱动的财政调整会提高失业水平，而以财政支出驱动的财政调整则没有此种影响。 第三，从区制转移概率看⑥，第一区制并不稳定。同时，从各区制对应的样本区间、样本个数及区制出现频率和持续期等估计结果看，中国大部分时期属于第二区制，其频率为0.835，持续期为8.13⑦，远远高于第一区制的0.165和1.61。特别地，中国改革开放以来中国财政调整状态皆属于第二区制，调整力度和速度有所减弱。图5所示的平滑概率曲线度量了处于“弱调整”区制的可能性，可以看出上文所描述的特征。
图5 弱调整区制的平滑概率 第四，虽然中国财政政策是可持续的，但改革开放以来，财政由非均衡向均衡状态回归的速度和力度明显比以前减弱，即财政偏离非均衡状态的持续期更长，向均衡状态的回归也需要更长时间，这从图6所示的非均衡误差的变动中可以较明显看出这一点。
图6 非均衡误差、支出变动与收入变动 图6还显示，虽然近年来中国财政支出和财政收入的变动较为平稳，其波动性似在降低，但非均衡误差的波动却呈现扩大态势，这一方面说明中国政府财政平衡思想由短期变为中长期，另一方面意味着财政可持续性问题应引起财政当局的重视。 (5)非线性调整的原因解释。中国财政调整的非线性特征可以从政府的反应行为和中国市场化改革等方面来理解： 第一，本文先考察政府对财政非均衡的反应行为。图7曲线表示中国赤字的波动路径，而图7中阴影部分表示上文根据区制转移向量误差修正模型得到的区制一(强调整区制)的样本期。从图7可以看出，强调整区制主要对应的是中国财政赤字过高或上升过快的时期，而在其他时期，财政调整却呈现出弱调整特征。这说明，政府只对大的赤字或增长过快的赤字反应较大，对其进行强有力调整，而对小规模赤字调整力度相对较弱，这与Paleologou(2013)在研究希腊的财政调整时发现的现象一致。总的来说，图7中阴影所示区制中，财政赤字出现较大或较快的攀升，所以财政由不均衡的状态向均衡状态的回归力度较大、速度较快；而其他区制中，财政赤字不高，而且上升速度较慢，所以财政调整呈现弱调整特征。值得注意的一点是，虽然2001年和2009年的财政赤字有较快增长，但财政调整并未表现出“强调整”特征，财政调整相对平缓，这主要是由后文中提到的两个因素造成的。同时，图7还显示，与财政盈余相比，政府对财政赤字更加敏感，对财政赤字的调整力度普遍高于对财政盈余的调整力度，这说明中国财政调整呈现出一定的非对称特征。Saunoris和Payne(2010)研究1955-2009年间英国的财政调整时也发现这一现象。 第二，中国1980年以来财政调整呈现出“弱调整”特征的一个重要影响因素是市场化改革。与之相关的是，政府调控模式的变化体现出“让市场发挥基础性作用”和“让市场发挥决定性作用”的改革方向。具体而言，改革开放前，中国实行的是计划经济体制，资源配置主要依靠政府计划指令和行政手段，形成了以指令性计划为主的经济调控体系。该时期，由于没有市场内在机制发挥作用，且政府“宏观调控”缺少经验⑧，具有盲目性，对调控力度把握不好，从而导致财政调整表现出“强调整”特征，甚至出现“矫枉过正”迹象，财政由不均衡向均衡回归的路径表现出较大的波动性。改革开放以后，中国开始向有计划的商品经济过渡，随着中国市场化改革，市场在经济发展中发挥越来越重要的作用，政府行政体制改革不断推进，简政放权力度加大，经济自发调整机制逐渐形成，市场化调整机制加强。与此同时，政府越来越尊重市场规律，逐渐让市场起基础性或决定性作用，不断创新和完善宏观调控模式与机制，提高宏观调控的效率和效果，由“大力度调控”过渡到“微调”，使得财政调整进入“弱调整”区制。特别是20世纪90年代中期以后，中国市场经济特征更加明显，财政调整的“弱调整”特征出现的概率稳定在1的水平，这从图5中可以明显看出。 第三，政府的财政平衡思想和财政体制改革对财政调整特征有一定影响。首先，从非均衡误差的波动路径可以看出，近年来中国政府更加注重中长期平衡，而不是年度平衡或短期平衡，这使得财政调整速度放缓，频率降低，即非均衡误差的波动曲线更平滑。其次，财政体制改革和政府财政目标调整在不断进行，进度不断加快，特别是1979年的“下放财权，减税让利”、1983年起的“利改税”、1994年的“分税制”等改革，使得中国财政收入和财政支出更加规范，逐渐与市场化国家接轨，市场化程度逐步提高，财政支出与财政收入的变化越来越“内生化”，市场机制在调整财政支出和收入方面逐渐起重要作用。
图7 赤字波动路径与相应调整区制 四、结论及政策启示 财政调整是财政理论界和实务界关注的热点。本文对中国财政收入和支出行为进行剖析，分析中国财政失衡的动态调整行为和特征，并利用非线性误差修正模型进一步研究中国财政调整行为的非线性特征。本研究的主要发现包括： 第一，中国财政支出和财政收入之间存在协整关系，即长期均衡关系，说明中国财政政策是可持续的；财政收入和财政支出之间存在双向因果关系，相互影响，满足“同步”假说，即当财政偏离非均衡状态时，财政向均衡状态的回归同时依靠财政支出和财政收入。 第二，中国财政调整存在明显的非线性特征。不同区制下财政调整力度和速度存在明显差异，第一区制的调整力度和速度明显高于第二区制，属于“强调整”区制，第二区制则为“弱调整”区制。 第三，财政支出和财政收入在财政短期调整中均起到显著作用，而且与财政收入相比，财政支出的调整作用更强，按照Alesina和Perotti(1996)、Ardagna(2004)、McDermott和Wescott(1996)、Agnello等(2014)的研究成果，此种财政调整模式对经济增长有利。 第四，虽然中国财政政策是可持续的，但改革开放以来，财政由非均衡向均衡状态回归的速度和力度明显减弱，即财政失衡状态的持续期更长。虽然近年来中国财政支出和财政收入的变动较为平稳，其波动性似在降低，但非均衡误差波动却呈现扩大态势，这一方面说明中国政府财政平衡思想由短期变为中长期，另一方面意味着财政可持续性问题应引起财政当局的重视。 第五，中国财政调整的非线性特征可从中国政府的反应行为和市场化改革等方面来解释。首先，政府只对大的、增长过快的赤字进行强有力调整，而对小规模赤字的调整较弱。其次，中国1980年以来财政调整呈现出“弱调整”特征的一个重要影响因素是市场化改革和政府调控模式的变化。随着中国市场化改革，市场在经济发展中发挥越来越重要的作用，经济自发调整机制逐渐形成，市场化调整机制加强。政府越来越尊重市场规律，不断创新和完善宏观调控模式，由“大力度调控”过渡到“微调”。再次，政府的财政平衡思想和财政体制改革对财政调整特征有一定影响。近年来中国政府更加注重中长期平衡，而不是年度平衡或短期平衡。同时，财政体制改革和政府财政目标的调整使得中国财政收入和财政支出的市场化程度逐步提高，财政支出与财政收入的变化越来越“内生化”。 根据本文研究结论，可得到以下政策启示：第一，因为政府支出在财政调整中的力度更大，且已有较多文献证明通过财政支出进行的财政调整可能对经济增长更有利，所以财政失衡的调整可主要通过财政支出调整来完成，这有利于微观主体形成较明确预期，避免私人消费和投资的降低，从而能够进一步降低财政调整的不利影响；第二，政府应进一步推动财税体制改革，优化税制结构，逐步建立综合与分类相结合的个人所得税制，并推进依法治税，提高税收征管能力，与此同时，大力完善社会保障制度，以增强中国财政政策的自动稳定功能；第三，在经济“新常态”背景下，政府财政政策调控应逐渐规则化，特别是有效约束地方政府的财政行为，减少地方政府的随意调整而引起的财政政策波动，避免对财政可持续性和经济发展带来不利影响；第四，政府应重视财政政策的可持续性，保持财政支出和财政收入的协调，避免财政出现较严重失衡，更应避免政府背离市场化方向的财政调控。 ①财政调整的非线性特征，是指当财政处于不均衡状态时，税收、财政支出等财政变量在初始值偏离均衡水平条件下向下或向上调整速度或灵活性会随着经济条件或区制的变化而发生显著变化。 ②9个国家包括印度、印度尼西亚、马来西亚、尼泊尔、巴基斯坦、菲律宾、斯里兰卡、泰国、新加坡。 ③在“新常态”增长模式下，政府不会再一味追求较高的增长速度，但防止经济增长速度大幅下滑或过快下滑仍然是政府的重要任务或目标。 ④包括CUSUM平方检验和BDS检验，具体结果见下文“三、中国财政调整特征的实证分析”。 ⑤限于篇幅，此处只报告调整参数的估计结果，若需要其他结果，可向作者索取。 ⑥限于篇幅，估计结果在此未列出。 ⑦同一区制的持续期D(S[，i])=1/(1-p[，ij])，其中p[，ij]表示第i区制向第j区制的转移概率。 ⑧严格来讲，这一时期还未出现“宏观调控”一词。
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