中国财政收支的体制分离问题实证研究，本文主要内容关键词为：财政收支论文,中国论文,体制论文,实证研究论文，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。
一、引言
中国在计划经济时代强调预算平衡．改革前的29年中仅有10年出现赤字，是比较适度的。但“改革开放以来，我国政府根据经济运行态势和体制环境不同，共进行了五次紧缩性的宏观调控”①，伴随着经济“五起五落”的是持续攀升的财政赤字。尤其1998年开始的积极财政政策采用高国债、高财政赤字的方法拉动经济增长，导致最近三年我国的赤字率逼近国际公认的警戒线——3％。虽然2005年的财政政策由积极财政政策向稳健的财政政策和货币政策转变，收支矛盾和债务负担也将逐步得到缓解。但2005年中央和地方预算赤字仍达3000亿，连续20年财政赤字似已成为定局。
持续的预算赤字并不是中国所特有的现象，20世纪80年代美国在和平时期同样出现预算赤字逐步攀升的现象，并因此引发了关于“税收—支出争论”(tax-spend debate)或“收入—支出关系”(revenue-expenditure nexus，以下简称“收支关系”)的问题研究。对财政收支关系的研究，主要有四种假说：“以收定支”、“以支定收”、财政综合症和体制分离假说。
第一种，“以收定支”假说(tax-spend hypothesis)。Friedman(1978)②指出增加税收相当于增加了政府在尝试减少预算赤字进行努力时的可用资源，于是导致政府增加支出。另一派，Wagner(1976)③以及Buchanan and Wagner(1977)④则认为由于选民无法正确估计支出的成本，减少收入将通过财政幻觉(fiseal illusion)导致支出的增加。
第二种，“以支定收”(spend-tax hypothesis)主要也有两种观点。Barro(1979)⑤质疑了Buchanan-Wagner框架下的财政幻觉，考虑到李嘉图等价，政府现在的借债将导致未来税负的增加，该税负的增加被公众完全资本化。在不同的主线下，Roberts(1978)⑥和Peacock and Wiseman(1979)⑦提出“危机”状况短暂增加政府支出，将转换为高的永久性税负。
第三种，财政综合症假说(fiscal synchronization)认为收入和支出决策同时(或共同)决定。Musgrave(1966)⑧与Meltzer and Richard(1981)⑨提出选民应通过比较政府项目的边际收益和边际成本决定适当的政府支出和收入水平。
第四种，体制分离假设(institutional separation)认为税收决策与政府支出分配决策独立(Wildavsky 1988；Baghestani and McNown1994)。Wildavsky指出⑩，美国政府行政和立法机构同时参与预算过程，但是两者间缺乏一致，损害了尝试预算过程合理化的努力。
“收支关系”的实证研究主要集中在美国和其他一些发达国家，对不发达国家的研究相对较少。其中对中国的研究主要有：Li(2001)(11)利用Engle-Granger(1987)双变量协整过程和误差修正模型(未加入其他变量)，对1950～1997年的数据进行分析，发现中国符合财政综合症假设(12)。他认为单纯改变收入或支出或同时改变收支而不考虑两者间的互相依赖关系是无效的，在通货膨胀时政府债务融资对总需求的影响并不像一些经济学家期望的那样有害。Chang和Ho(2002)(13)利用IMF的International Financial Statistics中1977～1999年的数据，将GDP作为控制变量，利用多变量误差修正模型，使用逐步Granger因果检验方法，对中国的财政收支进行检验，结果显示财政收支间存在双向因果关系。许雄奇、朱秋白(2004)(14)利用Granger(1969)因果检验法对1950～2001年名义财政收入和名义财政支出的关系进行了检验，发现两者存在协整关系，同时认为二者间不存在因果关系(15)。
了解政府支出和收入的关系，对于长期存在赤字问题的国家或是希望维持和控制预算赤字目标的国家而言，有助于修正财政不平衡。长期赤字是一把达摩克利斯之剑。财政赤字和债务最终要通过税收来偿还，赤字一代的财政支出成本将由下一代来承担，从而导致各代之间的税负分配不均。而对未来税负增加的预期，将增加投资的不确定性，从而恶化投资环境。另一方面，在世界经济一体化的今天，税负的提高将导致资本和人才外流，从而税负最终将落到普通劳动者和缺乏流动性的要素之上。反之，如果长期攀升的财政赤字得不到解决，在达到一定临界点之后，必将导致政治、经济的剧烈波动。毫无疑问，保持财政收支的平衡有着重要的理论和现实意义。
近两年我国社会投资明显增快，财政收入持续攀升。长期赤字之下，中国财政收支之间的关系到底如何?能否实现自动平衡?中国预算体制是否能对赤字进行有效的约束?未来预算如何改革?带着这些问题，我们通过协整和因果检验模型，并利用由Hsiao(1979a，1979b，1981)(16)提出的逐步Granger因果检验和Toda and Yamamoto(1995)提出的“增加变量法”，对1979～2003年中国的真实财政收入和真实GDP这三个时间序列数据进行分析，最后对中国预算体制改革提出一些建议。
二、实证方法选择
本文利用Granger因果检验来分析1979～2003年中国财政收支关系。如果财政收入是财政支出的因，且财政支出不是财政收入的因，则支持“以收定支”，反之则支持“以支定收”。如果财政收支互为对方的因，则支持“财政综合症”假设，如果财政收支间不存在任何因果关系，则支持“体制分离”假设。
进行因果检验的时间序列应该是平稳的，而大部分的宏观经济数据是非平稳的，非平稳的时间序列进行因果检验可能得到错误的结果。因此进行因果检验的第一步是对变量的平稳性进行检验。如果变量是非平稳的含有单位根的一阶积分过程I(1)，则应进一步判断是否存在协整关系。如存在协整关系，则应在因果检验时加入相应的误差修正项。
本文使用ADF(Augmented Dickey-Fuller)检验和PP(Phillips-Perron)检验进行单位根检验，只有能同时通过ADF和PP检验的才是I(0)。一旦序列的单位根被确认，本文利用Johansen(1988)(17)和Johansen and Juselius(1990)(18)提出的方法进行协整检验，该方法是目前最可靠的方法，克服了Kremers et al．(1992)和Gonzalo(1994)所指出的Eagleand Granger(1987)“两步法”所存在的问题。利用AIC、HQ和SC信息准则来确定滞后阶数，当三者存在不一致时，对不同的滞后阶数都进行检验。
对于因果检验，我们采用两种方法，一种是Hsiao (1979a，1979b，1981)提出的逐步Granger因果检验(stepwise Granger-cansality test)方法，利用FPE(Final Prediction Error，最终预测误差)确定滞后阶数。另一种是Toda and Yamamoto(1995)提出的增加变量法(variable augmentation approach)。通过对两种方法得到的结论进行比较，确保结论的稳健性。
由Hsiao(1979a，1979b，1981)提出的逐步Granger因果检验方法如下：首先平稳时间序列向量Y[,t]对其自身的滞后值进行回归，选择最小化统计量FPE(m[*])的滞后阶数m[*]。随后将“原因变量”X[,t]的滞后值逐步加入Y[,t]的自回归模型中，一次加入一个，直到达到最小的FPE(m[*]，n[*])。计算在一个预先确定的最大滞后阶数范围内进行。如果FPE(m[*]，n[*])＜FPE(m[*])则零假设X不是Y的因被拒绝。对于非平稳时间序列，只能对其差分后得到的平稳序列进行分析。如果变量间存在协整关系，则应同时加入误差修正项的一阶滞后值。
由于Granger因果检验对于滞后阶数的选取非常敏感，因此本文利用Hsiao(1979a，1979b，1981)提出的序贯方法来确定滞后阶数。该方法基于Granger对于因果性的定义以及Akaike(1974)提出的FPE标准：
FPE=[(T+K)/(T-K)](SSR/T)(19)
其中T是观测值的个数，K是估计参数的个数，而SSR是误差平方和。Hsiao(1981)指出“FPE标准平衡了选择低阶时的有偏的风险，以及选择高阶时方差增加的风险。运用最小FPE进行滞后阶数的选择，即运用一个近似的显著水平变化的F检验”。在一篇讨论滞后阶数选择所遇到的问题的文章中，Thornton and Batten(1985)发现Hsiao方法优于任意决定滞后阶数或其他系统地确定滞后阶数的方法。
Toda和Yamamoto(1995)提出的“增加变量”检验法如下：假设我们考虑VAR(p)模型，变量至多为d阶积分过程．则将VAR模型的阶数增加d，拟合VAR(p+d)。该滞后的增加，使得标准的渐进推断可以重新得到使用，则非因果性可以通过传统的Wald统计量进行检验，无因果性的零假设即检验“原因变量”的前p个滞后值是否同时为零。虽然Stock(1997)指出该方法由于VAR的滞后阶数被人为地设得很高，比Toda and Phillips(1993)方法的势较低，而且是低效的。但是如果VAR中变量的个数相对较少，而滞后阶数相对较大，增加一个附加的滞后只会导致很少的无效，而与协整相关的预检验偏差则可能更加严重。考虑到该方法的简便性，“变量增加法”应该被严肃的对待(20)。
三、数据及变量的度量及实证检验结果
本文数据取自《新中国五十年统计资料汇编》和2004年《中国统计年鉴》，利用1979～2003年的财政收入和财政支出数据进行分析，考虑到样本数太少，故将1978年及其以前的数据作为“预先抽样值”(presample value)，从而将实际抽样数增至25个。(21)除财政收入和财政支出外，加入GDP作为控制变量，以代表宏观经济形势的影响，这样可以避免遗漏重要变量对因果检验结果造成影响。利用GDP缩减指数(GDP缩减指数1952年取1)对财政收入、财政支出和GDP进行缩减，得到真实值，为消除波动性，对数据取对数。由于篇幅所限，在此将数据值省略，备索。本文使用Eviews 5软件计算。
我们首先对数据进行平稳性和单位根的检验，利用ADF和PP检验数据是否是I(1)。ADF检验结果见表1，PP检验结果见表2。由表1和表2可知真实财政收入和真实财政支出同为I(1)。对于真实GDP两种单位根检验给出不同的结论，因为单位根过程及数据的平稳性对于后继分析极为重要，因此，笔者认为只有能同时通过ADF和PP检验的才是I(0)，因此真实GDP是I(1)。
注：由于真实财政收入、真实财政支出和真实GDP显示出了明显的趋势性，故在进行水平值的ADF检验时加入了线形趋势项。同时在对一阶差分值进行检验时，加入常数项。ADF的滞后阶敷选择采用AIC、SIC和HQ方法，最大滞后阶数p[,max]=5。除对△r进行检验时AIC给出的滞后阶数为4，SIC和HQ给出的滞后阶数为O，出现不一致之外，AIC、SIC和HQ准则给出的滞后阶数相同，滞后4阶的△r得到的统计值为-0.661。
关键值取自MacKinnon(1996)(22)。
*表示90％置信水平下显著，**表示95％置信水平下显著，***表示99％置信水平下显著(下同)。
注：滞后阶数由使用Bartlett核的Newey-West方法给出。关键值取自MacKinnon(1996)。
确定了变量的单整性之后，通过Johansen协整检验进行协整关系检验。出于稳健性的考虑，首先对财政收支两个变量进行协整检验，检验是否存在长期均衡关系，然后加入GDP对三个变量做进一步检验。这样做的优势在于可以了解协整关系到底存在于哪些变量之间。检验结果见表3，最大特征根λ-Max检验结果见表4，滞后阶数的选择采用AIC、HQ、SC等选择标准进行判断。
注：滞后阶数选择通过对VAR进行拟合，采用AIC、SIC和HQ方法，最大滞后阶数P[,max]=5。关键值取自MaeKinnon-Haug-Michelis(1999)(23)。
注：滞后阶数选择采用AIC、SIC和HQ方法，最大滞后阶数p[,max]=5。关键值取自MacKinnon-Haug-Michelis(1999)。
Johansen协整检验的结果显示真实财政收入、真实财政支出之间不存在协整关系，加入真实GDP之后，则存在协整关系。这显示了加入真实GDP在确定变量间协整关系的重要性，同时表明长期均衡关系实际上是存在于真实财政收入、真实财政支出以及真实GDP三变量之间的。我们可以得到三者间协整关系如下：
r[,t]=0.630gdp[,t]+1.051g[,t]-0.068t
(4.988) (37.934) (-5.503)
模型表明财政收入对支出的弹性为1.051，财政收入对GDP的弹性为0.63。财政支出和GDP的增长都会带来财政收入的增长。
Granger(1988)(24)指出如果存在协整关系，则变量间至少存在一个方向的因果关系，因此，在确立变量之间的存在协整关系之后，我们可以期望发现变量间的因果关系。我们采用方法进行因果检验：一种是Hsiao的Granger因果检验方法，利用FPE确定滞后阶数。另一种是Toda和Yamamoto(1995)提出的变量增加法(25)。逐步检验法结果见表5和“变量增加法”检验结果见表6。
表5的检验结果表明对于真实财政收入，0.004503＞0.004230＞0.004047，因此，真实财政支出不是真实财政收入的Granger因；GDP是财政收入的Granger因，经济增长带动财政收入的增长。同理，财政收入和GDP不是财政支出的Granger因；财政收入和财政支出之间不存在因果关系。但财政支出和财政收入都是GDP的Granger因，这为积极财政政策的必要性和有效性找到了理论依据。
为验证上述结论的正确性，笔者再利用“变量增加法”对财政收入和财政支出的数据进行因果检验，取最大滞后阶数P[,max]=5，最大积分阶数d=1(26)，分别对VAR进行拟合，信息准则AIC、SC和HQ给出的滞后阶数分别为p(SC)=2，p(HQ)=2和p(AIC)=3，为确保结论的稳健性，分别对VAR(2)和VAR(3)进行检验。按照“变量增加法”，分别对VAR(3)和VAR(4)中前二阶滞后项和前三阶滞后项的显著性利用Wald检验进行分析。表6的结果显示财政收支间确实不存在因果关系，与逐步因果检验法的结论一致。
表5和表6所示财政收支无因果性结论与Li(2001)和Chang and Ho(2002)得到的财政综合症的结论不同(27)。从数据方面来看，Li(2001)使用的数据是1950～1997年的数据，而本文使用的是1979～2003年的数据，数据期间的不同，可能带来结果的不一致(28)。Chang and Ho(2002)所采用的数据则是采自IMF的International Financial Statistics中1977～1999年的数据，IMF进行的数据调整可能是导致不同结论的原因。另外，采用不同的(价格)缩减指数也可能是造成结论不同的一个原因。本文所采用的逐步Granger因果检验法和“增加变量法”得到相同结论，表明结果是稳健可信的，中国的真实财政收支之间不存在因果关系，两者缺乏内在经济联系，收支政策不统一，即支持体制分离的假设。
四、政策启示
A．Darrat指出“由于私人部门缺乏推动和保持经济持续高速增长的能力，发展中国家的政府毫无例外地都在经济中扮演了一个重要的角色”，不可否认在我国经济改革过程中政府所起的重要作用。经济建设需要集中大量资金进行投入，存在着巨大的支出压力，但“一些雄心勃勃的项目往往导致不断攀升的巨额赤字”(29)。从美国的经验看来，在缺乏平衡预算的要求之下，没有任何法律约束使预算收入(预算支出)向预算支出(预算收入)进行调整，则赤字成为必然。因此，在强调经济建设的同时，我们必须强调预算的长期平衡性原则，建立财政收支间科学合理的关系，确保财政收支在一个较长的时间段内实现平衡。自改革开放以来，我国经济“五起五落”，如以5年作为周期强调收支平衡，时间太短显然不可行，可以考虑在10年、20年内或更长的时间段之内，实现财政收支的平衡性，确保税负的代际间公平分配。
从中国目前的预算体制来看，编制基础存在一定刚性，预算审批制度形式化，执行过程随意性，收入筹集存在计划性，长期财政赤字的根源在于预算体制决策的分离。为改进财政收支决策分离、加强两者间的内在联系和控制财政赤字，笔者提出如下建议：
(一)“以支定收”，改革预算编制方法
我国的财政以建立公共财政为发展方向，应当实行“以支定收”，按照市场经济——社会公共需要——政府职能——财政职能——财政支出——财政收入的线索，兼顾市场失灵和政府失灵，合理确定支出规模。同时，必须考虑到经济发展水平的高低，社会公共需要应该是有效需求。要防止政府“越位”，将政府规模限制在合理范围以内。推广绩效预算，提高资源分配的经济效率，强调公共部门的政绩评定，进而寻求公共满意度的提高。
目前我国预算编制方法采用“基数加增长”，收支预测缺乏科学性。应该采用更加科学的手段，按照经济发展形势来确定合理收支规模，建立科学的收支预测模型。收入水平的合理确定，可以对支出水平进行必要的约束，从而限制支出的盲目扩张，增强收支间的内部联系，实现预算平衡。另外，两个月的编制时间太短(美国预算编制时间为18个月)，限制了预算的科学合理性。应该从长期的角度，增加预算编制时间，同时注重中长期预算的编制。
(二)收入科学化
二十世纪七、八十年代不发达国家的经验传达了两个重要信息：一是没有一种可行的、长期的和实质性的政府支出融资手段可以替代税收；二是成功地调整和宏观经济稳定依赖于彻底的、永久性的财政修正(fiscal correction)。财政修正的核心包括税制改革在内的结构性变化。因此税收是一个中心问题，不能被束之高阁留待中长期去解决(Burgess and Stern，1993)(30)。从目前我国财政收入筹集方面来看，税收计划是由税务部门自上而下垂直下达的，税收计划与地方经济形势脱钩。各级税务部门只执行上级下达的计划。这就与各级政府的责、权、利分离，财政与税务关系不顺。应科学确定收入能力，按照各地经济形势来确定收入筹集计划，取消强制性、计划性筹集财政收入方式，这对避免在税制不变的情况下出现税负增加的现象具有重要的意义。
笔者的调研结果显示，基层征收部门普遍存在重征收、轻稽查的思想。这一方面反映了完成收入计划被地方征税部门当作是主要任务，另一方面，这种思想实质上减少了对逃税、避税的惩罚力度，诱发逃、避税行为，使税负主要由依法纳税者承担，造成社会不公平。科学确定税收计划，消除富的地方“藏富于民”而穷的地方收“过头税”的现象；转变基层征收部门重征收，轻稽查的思想，应是未来改革的重点之一。
(三)加强监督
总体而言，我国预算审批存在着严重的形式化，仍然未摆脱预算软约束。完善统一的公共预算，依赖于人大对预算的审批和监督。只有通过人大监督，从法律角度对预算进行约束，才能实现财政收支的平衡。具体说来，应当实施“费改税”，并逐步取消预算外资金，实现政府支出合法化，政府的全部收入进入预算，透明化、公开化、规范化。预算执行应当具有刚性，不能随意开增收减支的口子。要强调各级财政自求平衡的原则，地方财政不能打赤字预算。同时应当加强中长期预算的编制和审批，实行规范科学的预算管理。科学预测大型项目的预算规模，合理分配预算支出，平衡代际负担。
注释：
①参见：刘树成：《我国五次宏观调控比较分析》，《经济学动态》2004年第9期。
②Friedman，M．1978．“The limitations of tax limitation．”Policy Review，summer：7～14．
③Wagner,R．E．1976．“Revenue structure,fiscal illusion，and budgetary choice．”Public Choice，spring：30～61．
④Buchanan，j．M．and H．W．Wagner．1977．Democracy in defieit：The political legacy of Lord Keynes.New York：Academic Press．
⑤Barro,R．J．1979．“On the determination of the public debt．”Journal of Political Economy,87：940～971．
⑥Roberts．P．C．1978．“Idealism in public choice theory．”Journal of Monetary Economics．August：603～616．
⑦Peacock．A．T．and J．Wiseman．1979．“Approaches to the analysis of government expenditure growth．”Public Finance Quarterly，7：3～23．
⑧Musgrave，R．1966．“Principles of budget determination．”in Public finance：Selected readings．H．Cameron and W．Henderson eds．New York：Pandom House．
⑨Meltzer，A．H．and S．F．Richard．1981．“A rational theory of the size of government．”Journal of Political Economy，89：914～927．
⑩Wildavsky，A．1988．The newpolitics of the budgetary process．Glenview，IL：Scott，Foresman．
(11)Li，X．2001．“Government revenue，government expenditure，and temporal causality：Evidence from China．”Applied Economics，33(4)：485～497．
(12)财政综合症的结论是针对含债务收支的财政收支得到的结论。对于不含债务收入的财政收支之间，发现由支出到收入的单向因果关系。
(13)Chang，Tsangyao and Yuan-Hong Ho．2002．“A note on testing“tax-and-spend，spend-and-tax or fiscal synchronization”：the case of China．”Journal of Economic Development，27(1)：151～160．
(14)许雄奇、朱秋白，2004。《我国财政收入与财政支出关系的实证研究》，《财经研究》，30(3)：49～57。
(15)进行因果检验的变量应该是平稳时间序列，而许雄奇，朱秋白(2004)直接对同为I(1)的财政收入和财政支出进行Granger因果检验，其结论值得商榷。
(16)Hsiao，C．1979．“Autoregressive modeling of Canadian money and income data．”Journal of American Statistical Association．74：553～560．
Hsiao，C．1979．“Causality tests in econometrics．”Journal of Economic Dynamics and Control，4：321～346．
Hsiao，C．1981．“Autoregressive modeling and money-income causality detection．”Journal of Monetary Economics，7(1)．
(17)Johansen，S．1988．“Statistical analysis of cointegration vectors．”Journal of Economic Dynamics and Control，12：231～254.
(18)Johansen，S．and K．Juselius．1990.“Maximum likelihood estimation and inference oncointegration：With applications to the demand for money.”Oxford Bulletin of Economics and Statistics：May：169～210．
(19)另一种计算FPE的方法是取该式的对数值，即FPE=ln[(T+K)/(T-K)]+ln(SSR/T)。
(20)Mills，Terence C．1998．“Recent developments in modeling nonstationary vector autoregressions．”Journal of Economic Surveys，12(2)：1～34．
(21)如果仅使用1979～2003年的数据，而不使用以前的数据作为预先抽样值，则m阶滞后的情况下，实际样本数将降至25-m。在滞后阶数很高的情况下，则无法进行严格的统计分析。
(22)MacKinnon，James G．1996．“Numerical distribution functions for unit root and cointegration tests．”Journal of Applied Econometrics，11：601～618．
(23)MacKinnon，James G．，Alfred A．Haug，and Leo Michelis．1999．“Numerical distribution functions of likelihood ratio tests for cointegration．”Journal of Applied Econometrics，14：563～577．
(24)Granger，C．W．J．1988．“Some recent developments in a concept of causality．”Journal of Econometrics，39：199～211．
(25)如前所述，实际上增加变量法进行因果检验时并不需要知道变量间是否存在协整以及协整的个数。
(26)变量最高为一阶积分。
(27)如前所述许雄奇，朱秋白(2004)的结论虽然也支持体制分离假设，但是其计算的方法值得商榷，因此不做比较。
(28)数据显示，建国以来的真实财政收支数据倾向于支持I(0)，而改革开放以后的数据支持I(1)。这表明改革开放后可能出现趋势突变(trend break)。关于中国1950年至今的长期数据的趋势突变研究，可以参考Li(2000)和Smyth(2004)。Li(2000)发现中国主要产出的时间序列是带结构突变的趋势平稳的；Smyth(2004)对于中国各省数据进行分析，发现在趋势函数的截距和斜率突变模型下，一半的省份会拒绝单位根假设。
(29)Darrat，A．2002．Budget balance through spending cuts or tax adjustments?Contemporary Economic Policy 20(3)：221～233．
(30)参见：Burgess，Robin and Nicholas Stern．1993．“Taxation and development．”Journal of Economic Literature，31：762～830．
标签：财政支出论文; 协整检验论文; 预算执行论文; 政府支出论文; 协整关系论文; 预算控制论文; 预算调整论文; 预算收入论文; 国内宏观论文; var模型论文; 协变量论文; 财政制度论文; 经济学论文; 经济论文; 预算论文; 财政学论文; var方法论文;