贸易自由化对财政政策的影响研究

李 丹

淮北师范大学 1.经济与管理学院；2.安徽省高校管理大数据中心，安徽淮北,235000

1 问题提出与相关研究

近年来，伴随着经济全球化以及贸易自由化的发展，国家之间或者地区之间的贸易往来变得更加密切，贸易开放成为一国连接世界经济的重要纽带。十八届三中全会明确提出“构建开放型经济新体制”，通过“全面提高开放型经济水平”引领新常态。改革开放40年来，我国已步入加快构建更高水平开放型经济新体制的新阶段。财政政策是刺激经济与政府宏观调控的重要手段之一，以间接调控为主的财政政策工具，如政府支出、税收、国债等不但对促进中国经济增长、熨平经济周期产生重大影响，而且对提高周边国家和实现世界经济长期增长产生积极的影响。随着贸易规模扩大，贸易自由化和财政政策的互动和融合日益紧密。贸易自由化通过劳动力、资本、技术、管理等多种渠道实现经济增长外，还改变了政府的激励机制、资源禀赋的分配并引发财政体制变革，制定各种税收减免优惠措施、实施信贷优惠政策等影响财政绩效。运用计量经济学技术方法，深入、系统地考察贸易自由化对我国财政政策的影响，弄清开放对财政活动影响的程度，对于准确把握财政政策选择和财政体制演变，进一步深化财政经济改革，提高公共部门运行效率具有重要意义，也有利于充分利用对外开发资源。

关于贸易自由化和财政政策关系的研究大多集中于实证分析，以财政支出作为政府的主要财政活动。Rodrik通过大量高收入和低收入国家样本经验数据，研究发现贸易自由化与政府规模存在稳健性关系[1]。Alesina、Ram等认为国家规模与政府规模之间以及国家规模与开放程度之间负相关，贸易开放与政府规模之间存在正相关[2-3]。杨灿明等认为外部风险影响政府规模，贸易自由化引起地方财政支出的增加[4]。高凌云等从补偿假说和效率假说的角度分析贸易对财政支出规模的影响[5]。毛捷、曹雪等实证分析了一战前和二战后两次经济开放政府财政支出规模的影响[6-7]。而税收作为一个最为基本且重要的财政变量，李建军等运用省级面板数据分析认为经济开放提高了地方税收规模并且影响税收结构变化[8]。国内外学者的研究具有指导和借鉴价值，然而从实证角度深入探讨贸易自由化对财政政策影响的研究较少。因此，以下通过1978—2018年间的时间序列数据，从具体财政政策工具的视角实证分析贸易自由化对财政政策的影响。

2 贸易自由化与财政政策调整的特征事实

2.1 对外贸易总体情况

根据中国外贸体制改革实际情况，贸易自由化进程分为六个阶段。第一阶段是1980年以前高度集中的贸易体制，外贸经营权和外汇管制逐步放开；第二阶段是1980—1983年间对计划经济体制全面改革，贸易自由化被提上日程，设立经济特区，下放外贸经营权；第三阶段是1984—1990年间进一步扩大外贸经营权，推广外汇留成制，鼓励三来一补，扩大出口信贷，全面恢复许可证制等；第四阶段是1991—1993年间出口促进与边境贸易自由化，进一步削减关税降低非关税壁垒，实行外贸企业自负盈亏；第五阶段是1994—2001年间入世进程中的贸易自由化，实行以汇率并轨为标志的对外贸易全面改革，走上了统一政策、放开经营、平等竞争、自负盈亏、工贸结合、推行代理制的道路。第六阶段是入世后的贸易自由化，全面履行入世承诺，逐步全面放开对外贸易经营权，开启了贸易自由化的新时代[9]。

改革开放以来，中国对外贸易规模逐步扩大。从表1可知，进出口总额从1978年的355亿元扩大到2018年的305 100亿元，增长859倍。入世后至2006年，年增长率超过20%；除2009年、2015年和2016年因2008年金融危机和中美贸易摩擦影响出现负增长外，其余年份均维持较高增长。对外贸易依存度也有了显著提高，从1978年的9.7%提高至2018年的33.9%，2006年升至64.2%的历史最高值，中国经济对外依赖性增大。同时，中国在世界贸易中的影响日益增强，中国进出口额在世界进出口额中的比重从1978年的0.8%上升至2015年的11.9%，其中，出口总额占世界出口额的比重从1978年的0.8%上升至2017年的11.5%，逐步树立并巩固了中国贸易大国的地位。

表1 1978—2018年中国对外贸易额、贸易依存度及占世界比重

数据来源：国家统计局网站和世界贸易组织数据库。

2.2 中国财政收支状况

随着改革开放和市场经济体制的建立，中国根据实际国情和经济发展不同阶段的特点，制定并实施了不同的财政政策。政府先后于1980年和1981年颁布《中外合资企业所得税法》《中华人民共和国外国企业所得税法》等，建立并初步规范涉外税制。为了发展出口贸易，1980年财政部发布《关于进出口商品免征工商税收的规定》，1987年发布《关于出口产品退税若干问题的规定》。20世纪90年代在大幅度降低关税的同时，根据社会主义市场经济体制和国际规则要求，废除过度或不平等的进口税，实行统一、规范、公平、合理的进口税政策。为了缓解2008年金融危机对中国经济的影响，执行积极的财政政策，实施4万亿刺激计划。现阶段经济增长持续放缓，经济下行压力不断增大，财政政策依然是政府稳增长和反萧条的主要工具。由表2可知，从1978—2018年国家财政收入从1 132.26亿元增加到183 352亿元，增长了约161.93倍；国家财政支出从1 122.09亿元增长到220 906亿元，增长了约196.87倍。其中，相较于1978年至1994年财政收入和财政支出10.0%和10.8%的年均增长率，1994年分税制改革财政收入和财政支出实现了更快增长，分别为16.0%、16.4%(表2数据来源于国家统计局网站)。

表2 1978—2018年中国财政收支情况

3 模型构建与变量选取

3.1 模型构建

向量自回归(VAR)模型采用动态联立方程来估计内生变量之间的关系，把每个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值来构造模型，并进行格兰杰因果检验、脉冲响应分析等。设{y1t,y2t}为模型的两个内生被解释变量，其p阶滞后值为解释变量，建立VAR(p)系统：

(1)

式(1)中，{ε1t}与{ε2t}均为白噪声过程，但允许两个方程中的扰动项之间具有“同期相关性”。

另外，借鉴相关学者的研究方法，构建贸易自由化与财政政策调整的一元线性方程，考虑到其他影响对外贸易和财政政策的因素，自变量包括贸易自由化、劳动力市场就业情况、物质资本投入、人力资本投入、技术进步，并加入基本模型作为控制变量，建立多元OLS回归模型：

Y=α+βX+γ1X1+γ2X2+γ3X3+γ4X4+ε

(2)

式(2)中，α为截距项，X为贸易自由化指标，Y为财政政策指标(财政收入、财政支出)；X1、X2、X3、X4分别表示四个控制变量；γ1、γ2、γ3、γ4分别是各个控制变量的回归系数，ε为随机误差项。

3.2 变量设计与数据来源

参照廖涵、郭炳南等，采用贸易依存度来反映贸易自由化(TRADE)[10-11]。财政政策选取利用财政收入、财政支出两个重要工具来反映，参照梁学平、袁丹等，使用财政收入、财政支出占GDP的比重来分别表示财政收入(FR)、财政支出(FE)[11-12]。其中，劳动力市场就业情况选取第三产业就业人口占总就业人口的比重作为指标；物质资本投入采用固定资本形成总额除以GDP作为衡量指标；人力资本投入选取教育支出占财政支出的比重表示；技术进步用财政对科技项目拨款占财政支出的比重作为政府用于科技活动的经费占政府财政支出的比重，反映政府部门对科技活动的投资力度和重视程度。

选取1978—2018年间《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》和《中国科技数据库》数据进行分析。

4 实证分析及结果

4.1 VAR模型结果与分析

为避免伪回归，对模型中的贸易自由化、财政收入、财政支出进行对数化预处理，分别记为LTRADE、LFR、LFE，对各变量分别做ADF单位根检验(见表3)。检验结果表明，LTRADE、LFR、LFE在1%、5%、10%置信区间下，ADF检验值均大于临界值，说明原序列在样本考察期间是非平稳的，一阶差分序列△(LTRADE)、△(LFR)、△(LFE)在1%的置信水平下ADF检验值小于临界值，表现为序列平稳，各序列经过一阶差分都是一阶单整I(1)序列，说明贸易自由化指标与财政政策指标之间可能存在协整关系，可以进行长期均衡关系检验。

表3 序列LTRADE、LFR和LFE的平稳性检验

注：表中检验形式(c,t,k)分别表示单位根检验方程包含常数项、时间趋势项和滞后期数，其中滞后解释是根据AIC信息最小准则确定的。

数据通过平稳性检验，然后依据最优滞后期确定的LR、FPE、AIC、SC、HQ准则，确定最优阶数为2，选择VAR(2)模型，且所有估计点都位于单位圆内，模型结构稳定，说明VAR(2)是合理的，结合联合检验确定选择无截距、无趋势项的Johansen协整检验，Johansen最大特征值与迹检验结果见表4。迹检验结果表明，贸易自由化、财政收入、财政支出三个变量之间至少存在一个协整方程。在5%显著水平下，迹统计量与5%临界值相比较，60.356>29.797，16.335>15.495，2.635<3.841，从而拒绝原假设，各变量之间具有长期稳定的均衡关系。

表4 序列Johansen检验结果

注：*为以5%显著水平拒绝原假设。协整检验方程含常数项和趋势项。

协整检验已经证明了这三个变量之间存在着长期的稳定协整关系，那么贸易自由化与财政收入、贸易自由化与财政支出之间是否存在因果关系，还需要做进一步的验证。检验结果表明(表5)，在样本期内，贸易自由化是财政收入的Granger原因且显著水平为0.4%，但是财政收入不是贸易自由化的Granger原因且显著水平为47.3%，贸易自由化是财政支出的Granger原因且显著水平为0.6%，但是财政支出不是贸易自由化的Granger原因且显著水平为47.7%。上述因果关系表明1978—2018年贸易自由化带动了财政收入和财政支出有单向的因果关系，反映出贸易自由化可以促进财政政策的调整。

表5 序列LTRADE、LFR和LFE的Granger因果检验

为了揭示贸易自由化对财政政策变量随机扰动的变动或冲击所产生的影响作用，下面考察LTRADE对LFR以及LTRADE对LFE的脉冲响应函数与方差分解结果，如图1所示，分别得到关于贸易自由化对财政收入、贸易自由化对财政支出的脉冲响应函数。

图1 VAR模型脉冲响应函数

图1表明，当对贸易自由化施加一个标准差大小的正向冲击后，财政收入和财政支出上升并在长期内持续。说明贸易自由化对财政政策的影响是正向的并缓慢释放。随着贸易开放的增加，外部市场对产品的需求增加，当期的投资扩大，并在随后几期内企业的生产能力扩大，生产者效率提高，政府财政支出对消费者和生产者的外部性增强，使产出增加、企业效益提升和劳动者收入水平提高，带来财政收入的提高。贸易开放也增加了经济风险和公共转移需求，扩大财政支出。

4.2 OLS模型结果与分析

根据以上VAR模型的分析结果，将财政收入指标和财政支出指标作为反映财政政策的主要解释变量，建立OLS回归模型，基本回归结果见表6。

表6 OLS回归结果

注：*、**分别表示1%、5%的显著水平，括号内数值为稳健标准误差。

对模型的方差膨胀因子(VIF)进行多重共线性关系的检验，得到VIF的最大值为3.10，显著小于10的临界值，说明不存在明显的多重共线性关系。由表6可知，贸易自由化对财政收入的调整R2为0.913，贸易自由化对财政支出的调整R2为0.914，回归方程具有较好的拟合效果，解释变量与控制变量能较好地解释被解释变量，F统计量比较显著，模型整体显著；从变量系数来看，财政收入和支出在1%水平下解释变量的回归系数显著，说明贸易自由化对财政政策调整具有显著正向影响；其他控制变量对财政政策具有显著正向影响，其原因可能是在“有效需求”不足且社会有一定存货情况下通过财政政策能够扩大消费和增加投资、人力资本的外部性、干中学效应等。

5 结论与政策建议

5.1 主要结论

文中基于1978—2018年相关时间序列数据，通过归纳1978年以来贸易自由化促进财政政策调整的客观事实，分别建立VAR计量模型与OLS回归模型，旨在探讨贸易自由化对财政政策调整的动态响应关系。主要结论如下：VAR模型中通过协整检验、格兰杰因果检验、脉冲响应函数分析，显示贸易自由化与财政政策两者具有长期的协整关系，贸易自由化对财政政策调整带来正向促进效应且缓慢释放；贸易自由化是财政政策调整的格兰杰原因，存在着单向的因果关系，贸易自由化带动了财政收入和财政支出的调整。同时，OLS回归模型结果表明，贸易自由化对财政政策具有显著正向影响，更具体地，贸易开放程度每提高1个单位，财政收入和财政支出分别增加1.536和1.477个单位，劳动力市场就业情况、物质资本投入、人力资本投入、技术进步对财政政策也具有显著正向影响。

5.2 政策建议

基于以上分析结论，相应地提出以下建议：

(1)经济全球化的发展离不开全球化的战略思维，同时为实现国内经济的健康快速发展，保护中国对外贸易的稳步发展，必须坚定不移地保持贸易自由化的正确方向。，从宏观角度分析全球市场竞争环境，要进一步解放思想、优化思维更加积极主动地参与国际市场竞争。

(2)妥善处理对外贸易与财政税收政策的关系，协调处理出口退税等出口促进政策与税收的关系，兼顾国际与国内、中央与地方、市场与政府、生产与分配、进口与出口等各方利益，促进对外经济与国内经济协调发展，最终实现国家财政收入与福利的最大化。

(3)不断完善贸易开放产业基础设施，贸易开放经济的基础在于大工业，需要引进国内外优秀人才，促进产业高端、技术创新、新兴产业集群等成为中国实体经济发展的根本动力，最终不断优化、完善开放的贸易环境。