新常态下我国地方政府财政可持续性探讨——基于预算收支关系VAR模型的分析

●孙 超

一、引言

分税制改革后，地方政府财政自给率①基本维持在55%左右，2017年该比率又降至52.7%。财政压力的不断加大催生了“土地财政”，2017年土地财政收入占地方财政收入比重达60%。此外，以经济增长等指标为核心的地方官员考核机制使得地方政府组建了大量城投公司进行融资和开发，一是发行了数额巨大的城投公司债券，二是从当地商业银行获得了大量银行借款，二者均导致地方政府积累了大规模债务，这种间接融资金融体系会造成投融资平台债务风险快速累积（Liu Y等，2013）。由于地方政府大多利用土地作为抵押来筹资借款（徐占东等，2016），2017年以土地出让收入作为政府偿债来源的债务余额比重占70%。城市建设用地的有限性决定了土地财政不可持续，国家对房地产市场逐渐强化的调控无疑会对地方政府偿债能力造成一定冲击，进而影响地方政府财政可持续性。

伴随着新常态下经济增速放缓，截至2016年，地方财政收入增长率达20年来最低水平，而财政支出存在刚性增长的“棘轮效应”②，全国仅有9个省份③财政自给率在0.5以上。2015年1月1日起实施的新《预算法》正式允许省级政府发行地方政府④债券用作公益性资本支出。同年，《国务院关于实行中期财政规划管理的意见》亦明确指出改革中央和地方政府间的财政关系以及建立规范的地方举债融资体制。新政策实施效果显著，短期内地方政府发行城投公司债券和向当地商业银行举债的行为迅速减少。但是，仅依赖土地财政收入和政府发债无法从根本上解决地方政府的财政赤字问题，也无法推动地方政府财政收支关系的良性循环和可持续发展。这是因为，财政收支的因果关系决定了对财政赤字应当采取何种政策措施，否则政策效果可能适得其反。

关于财政收支关系，一般有“税收→支出假说”“支出→税收假说”“互相驱动假说”以及“机构独立假说”。比如，有些学者认为我国财政收支关系长期符合 “以收定支假说”（邓子基，2002），有学者认为“市场经济→社会公共需要→政府职能→财政支出→财政收入”的关系链导致了我国财政的“以支定收”原则（高培勇，2001），有些学者认为二者之间存在双向因果关系（王立勇，2015），另有学者认为分税制使得地方政府实施财政预算“以支定收”（董根泰，2014）。此外，若将地方政府财政收入区分为自有财政收入和中央的转移支付收入，则二者对地方财政支出的作用则正好相反（郭婧等，2017）。

本文通过梳理研究财政收支关系的文献发现，相关理论研究大多利用静态预算收支平衡模型或政府间委托代理模型等进行宏观层面的探讨（邓子基，2002；伏润民，2008；郝毅，2017），这使得研究结论没有直接微观证据的支持，很难具备充分的说服力，而至于相关实证研究，则由于不同学者采用的数据结构、样本期限乃至研究方法均存在很大差异，使得研究结论莫衷一是（马拴友，2001；王宁等，2005；王学凯等，2016），且同一学者也往往得出矛盾的观点，进而使得理论研究难以与财政政策实践相结合，无法为地方政府财政可持续发展提出有效可行的政策建议。在此背景下，本文尝试在借鉴跨期预算平衡理论的基础上，通过财政收支变化的动态视角识别地方政府财政收支的因果关系，并采取全国层面和分省份的面板数据进行检验，进而寻找一条能控制地方财政赤字的可行路径。较之以前的研究，本文可能存在以下边际贡献：

第一，本文综合梳理了国内外对财政收支因果关系研究的各种理论假说，并将以上假说应用于中国地方政府的财政实践，基于比较财政理论的视角分析了地方政府财政收支关系的实际运行状况，尤其是在一定程度上辅证了“市场经济→社会公共需要→政府职能→财政支出→财政收入”的逻辑关系（高培勇，2001）；第二，在研究方法上，本文使用PVAR模型对地方财政收支的脉冲响应函数、预测误差的方差分解以及因果驱动关系进行了实证检验，能够克服传统VAR模型由于样本量不足导致的实证结论缺乏可信度和稳健性的问题，有利于准确识别地方财政收支的因果关系；第三，在数据选择上，所选数据属于1994-2016年基于全国层面的时间序列数据和分省份的面板数据，充分考虑了分税制改革以来不同时期、不同地区财政收支因果关系变化的路径差异，有利于为不同省份构建财政可持续发展的长效机制提供一个可行的简要参考。

二、相关文献评述

对于财政可持续性，Buiter（1985）认为财政可持续性是指作为经济实体的国家财政的存续状态或能力，并以债务负担率⑤作为衡量财政是否可持续的指标。该理论中财政可持续性的定义与衡量标准已被广大学者认可。在此基础上，学术界大致形成了两个研究序列。第一种是通过使用预算平衡模型、构建债务理论模型和预警指标来观察财政运行是否可持续（伏润民等，2008；张同功，2015；郝毅等，2017），第二种主要是利用财政收支和政府债务数据进行实证分析（马拴友，2001；王宁等，2005；王学凯等，2016）。

关于第一个研究序列，Waits和Kahalley（1992）认为政府债务可持续的条件是当期政府债务在满足当期财政支出需求的同时不会对未来政府职能产生影响。伏润民等（2008）在综合评价国内外债务风险和可持续性规模分析方法的基础上，探讨了适合我国地方政府的横向类比债务风险区间划分方法和单一主体当期可持续债务性债务预测理论模型。Budina和Wijnbergen（2009）提出了政府债务应满足世代交叠预算约束条件的观点。这两种理论可归结为：如果预期财政收入贴现值之和能够弥补当期的发债成本，则政府债务是可持续的。Leeper（2010）基于政府只依靠增税维持政府债务可持续性的假设，提出拉弗曲线顶点为财政上限的观点。Ghosh et al.（2013）认为，在跨期预算约束的基础上政府调整财政盈余的能力是有界限的。该假说通过对跨期预算约束的理论路径施加现实约束改进了现有财政可持续性理论。张同功（2015）通过构建柔性指标体系、红绿灯预警体系以及风险指数模型评价了我国地方政府的债务风险，发现我国地方政府债务风险已经较大，虽然短期可控但长期不可持续。郝毅等（2017）通过将地方政府土地出让决策嵌入DSGE框架的研究，认为经济下行是投融资平台债务累积的主要客观原因，一旦投融资平台债务倒逼货币政策会对宏观经济产生不良冲击。高度依赖土地出让收入来偿债的财政行为和监管不到位的政府融资方式不可避免地会影响金融体系稳定并最终损害实体经济。

第二个研究序列更侧重实证评估。马拴友（2001）运用财政风险矩阵估算了我国政府的公共债务，结果发现公共部门的财政盈余率仅为0.11%-2.2%，得出了我国积极财政政策不可持续的结论。在目前各国央行加息和国内供给侧结构性矛盾突出的背景下⑥更是如此。王宁（2005）采用1983-2003年政府债务和财政收支的数据测算出我国政府最大可承受的财政赤字率为4.04%-4.67%，财政可持续的债务率为50.51%-58.36%。基于该估算结果，则我国政府债务尚处于可控范围之内。Reinhart和Rogoff（2010）通过分析经济增长、政府债务之间的关系，得出债务率为90%是政府债务上限的结论。Caner et al.（2010）、Elmeskov和Sutherland（2012）的研究结果表明：政府负债率上限应低于90%。这些研究成果对于判断财政可持续性具有较好的参考价值，但考虑到我国地方政府投融资平台存在的大量隐性负债和或有债务，上述指标不再具有现实意义。王学凯（2016）基于一般均衡条件下的代际预算约束模型检验了新兴经济体的财政反应函数，在此基础上测算出中国政府负债率的上限为130.50%，他认为我国政府债务是可持续但存在风险的，尤其是地方政府大量的隐性债务和或有债务不易统计和估算。

国内外学者从财政赤字、政府债务及宏观经济等角度考察财政可持续性的研究成果非常丰富，但大部分未能从判断财政收支因果关系的途径对我国地方政府财政可持续性进行系统性分析。不明确财政收支的因果关系无法得出财政是否具有可持续性的可信结论，也无法从源头上解决赤字问题。本文在这一方面做了尝试。本文基于财政收支关系的视角，借鉴财政收支关系假说对我国地方政府财政收入和财政支出的相互关系进行了理论探讨，并使用VAR模型对二者的脉冲响应函数、预测误差的方差分解以及因果驱动关系进行了实证检验。

本文结论有以下几点。第一，地方政府财政收支缺口的年度增量长期是稳定的。但以经济增长等指标为核心的地方官员考核机制也使得地方政府为了经济增长大力举债融资以获得晋升机会（刘骅等，2014），这加剧了地方政府债务的过度膨胀。财政体制改革必须规范地方政府举债融资体制。第二，地方政府财政支出存在刚性增长的“棘轮效应”。实证结论在一定程度上辅证了“市场经济→社会公共需要→政府职能→财政支出→财政收入”的逻辑关系（高培勇，2001），地方政府在财政支出“棘轮效应”的驱动下对土地财政收入的依赖不断增强。因此，对房地产市场的调控应考虑地方财政压力的扭曲效应，财政体制改革必须优化地方财政收入结构。第三，地方财政收支存在长期均衡关系且符合“以收定支假说”。但以PPP模式推动政府经济职能的转变合理可行，经济体制改革应与财政体制改革过程相互协调配合，供给侧改革化解过剩产能和房地产市场的调控政策应避免对地方政府偿债能力造成不良冲击。综合来看，我国地方政府财政具有可持续性。

三、财政收支的理论假说

只有正确判断财政收支的驱动原理才能从根源上将财政赤字控制在合理范围之内，进而判断财政可持续性。本部分简要阐述以上四种财政收支的因果关系假说，并结合我国地方政府实施土地财政和大力举债的现状进行理论分析。

（一）以支定收假说

“以支定收假说”即财政支出规模决定财政收入规模，财政支出变化驱动着财政收入变化。若遵循李嘉图等价定理的基本原则，削减政府支出是降低财政赤字的最佳方式（Narayan，2006）。Peacock和Wiseman（1961）基于瓦格纳法则，提出了公共支出因外部环境变化会呈现断点状的阶梯式增长路径。Barro（1979）在假定政府支出为外生变量的条件下提出了税收平滑假说，Hoover和Sheffrin（1992）在税收平滑模型的基础上对“以支定收假说”进行了数理论证。假定政府具有理性预期，政府支出规模为{Gt}（给定外生），政府选择最优的收入规模{Tt}，即：

约束条件为：Bt+1=（1+r）（Bt+Gt-Tt）。其中，E表示可用信息为条件的期望值，Bt表示政府债务存量，r表示利率。政府最优收入规模满足如下欧拉方程：

其中，α表示初始参数，刻画实现最优税收路径的各种影响因素；β表示政府税收的贴现因子；假定β（1+r）=1，则表明政府收入变化属于随机游走过程。假定政府支出的随机过程由下式给定：

其中，g（L）=1/（1-δL），L为滞后算子，εt为白噪声，由此得到政府支出和收入的联立方程：

很明显，由于假定了政府支出为外生变量，在不考虑随机冲击εt+1的影响时，G的变化会驱动T的变化，而T的变化则不会驱动G的变化，从而通过数理公式论证了“以支定收假说”。在西方发达国家，“以支定收假说”伴随着市场经济的发展逐步形成，政府收支活动在一系列制度因素的约束下处于公开、规范以及理性的状态（邓子基，2002）。但该假说并不是西方国家普遍的预算原则（郭婧等，2017）。当然，随着我国市场经济逐步成熟和财政体制改革的深化，“以支定收假说”得到了越来越多的支持和青睐（靳俐，2002）。

（二）以收定支假说

“以收定支假说”即政府财政收入规模决定财政支出规模，财政收入变化驱动着财政支出变化。Westerlund et al.（2011）在假定政府收入为外生变量的条件下构建了可实现政府支出规模最优化的支出平滑模型，即政府选择支出路径使得未来各期扭曲的贴现总期望值最小化：

其中，G表示政府支出，R表示政府收入，i表示利率，r表示贴现率。i、r为外生给定。则其一阶最优条件为：

该模型证明了政府收入变化驱动政府支出变化的“以收定支假说”。但是，财政收入提高后会对财政支出产生正向还是负向影响的问题仍存在争论。Friedman（1978，1982）认为增加税收只会导致更多的政府支出，政府为控制财政赤字应当减少税收并削减政府支出。Buchanan和Wagner（1977）则认为财政收入对财政支出存在负向因果关系。计划经济时期和经济转型期，我国长期奉行“以收定支，略有盈余”的预算原则。2015年新《预算法》提出了“统筹兼顾、勤俭节约、量力而行、讲求绩效和收支平衡”的跨年度预算平衡机制。

（三）互相驱动假说

“互相驱动假说”即财政收入和财政支出存在互相驱动的因果关系。Hoover和Sheffrin（1992）也构建了同时关注政府支出和收入的扭曲效应的双成本收益模型。该模型假定：政府支出增加会带来边际收益递减的社会福利增加，政府收入增加会带来边际收益递增的社会福利减少，政府应在支出和收入规模上选择恰当的组合使得预期社会福利最大化，即：

其中，B1=（1+r）（B0+G1-T1），B0为初期给定，ε和η分别为和白噪声随机冲击，其一阶最优条件为：

可知，最优的政府支出和收入规模必须满足其一阶最优条件，因此，财政收入与财政支出之间存在互相驱动的因果关系。随着我国市场经济体制的逐步确立和完善，政府职能应回归管理与服务的本质，其财政预算规则也应适当借鉴市场经济成熟的国家经验。我国应实行“以收定支”为主、“以支定收”为辅的预算原则（邓子基，2002）。

（四）相互独立假说

“相互独立假说”即财政收入规模和财政支出规模不存在必然联系和因果关系，一方变化不会驱动另一方变化（Baghestani and McNown，1994）。如Hoover和Sheffrin（1992）也构建了按经验法则——以政府支出和收入占GNP的比重来确定二者最优规模的固定份额模型：

其中，Y为GNP，其他符号含义同上文。政府支出比率和政府收入比率是随机游走过程，二者短期受各自扰动项方差ε、η的影响，长期则会受政策因素α、β的持久影响。这是因为财政收支更多取决于经济增长情况和财政政策取向。另外，在政府预算过程中财政收支安排还要受到法律、制度以及政治等因素的影响。当然，如果政策当局严格遵循年度财政预算平衡的原则，“相互独立假说”便不再成立，但遵循年度财政预算平衡的原则不能使政府发挥调控宏观经济和进行有效需求管理的作用，在混合经济特征日益显著和公共部门经济参与度逐渐提高的今天显然很难成立。

四、财政收支关系的实证检验

衡量财政可持续性的方法主要有三种（龚锋，2015）。一是计量检验法；二是合成指标法，如Buiter（1985）的“基本缺口”指标、Blanchard（1990）的“税收缺口”指标以及Ciammarioli的“融资缺口”指标；三是代际核算法（Auerbach，1991；Bonin，2001）。本部分使用计量检验法的VAR模型对地方财政收支缺口、财政收支关系进行平稳性、协整性以及Granger因果关系检验，并在考虑中央转移支付的条件下进行稳健性检验。

（一）数据说明

为与该领域研究一致，以省级一般公共预算支出占地区生产总值的比重衡量地方财政支出（EXP），以省级一般公共预算收入占地区生产总值的比重衡量地方财政收入（REV）；通过计算财政收支数额之差得到财政赤字，并以财政赤字占经济总量的比率确定财政赤字率⑦；在地方财政缺口的平稳性检验、地方财政收支的VAR模型、省级政府财政收支PVAR模型中，样本区间为1980-2016年；中央转移支付与地方财政缺口VAR模型的样本区间为1994-2016年。其他变量还包括：全国财政总收入（SREV）及总支出（SEXP）、地方财政总收入（SLREV）及总支出（SLEXP）。以上变量的统计标准与官方口径一致。各变量均为年度数据，不需要进行季节调整。数据均来源于国家统计局、《中国财政年鉴》、CEIC数据库以及各省财政厅预决算报告。本文也通过互联网渠道进行相关数据的搜集，不同来源的数据资料间的相互验证保证了数据的准确和完整。在省级政府财政收支PVAR模型的地区选择上，因省级政府对计划单列市的财政无法干预，本文不对计划单列市的财政收支数据进行搜集。

表1变量的描述性统计

（二）模型基本形式及结果分析

1、地方财政缺口的平稳性。根据“收入→支出假说”可认为财政收入与财政支出之间存在长期均衡关系。在不考虑经济增长和通货膨胀等因素的条件下，根据跨期预算约束下的财政收支平衡理论得到政府在t期的预算约束等式：

其中，EXPt表示政府支出，REVt表示政府收入，Dt表示政府债务，rt表示政府债券利率，t表示时期。假设政府债券利率序列{rt}为平稳时间序列，则可得到政府支出与收入的长期关系：

其中，α、β表示财政收支的长期关系系数，εt表示财政收支缺口，且当β=1时，εt表示财政赤字（即负的财政盈余）。本文首先通过考察财政收支缺口是否平稳来判断财政收支的长期均衡关系是否成立。对于财政收支缺口序列{εt}构建p阶自回归模型AR（p）：

其中，υt为白噪声过程，γt为时间趋势项⑧。使用ADF检验对时间序列{εt}的平稳性进行检验，结果发现{εt}是非平稳时间序列。对{εt}的一阶差分时间序列继续进行检验。结果表明地方财政收支缺口序列{εt}并不平稳，但其一阶差分序列的ADF检验值及各项式均通过了5%显著性水平下的平稳性检验。这表明地方财政缺口时间序列{εt}属于一阶单整序列I（1），但其一阶自回归系数为-0.829，说明该序列具有较强的持续性。因此，从全国地方政府的总体角度来看，在不包含时间趋势和不计算预算外财政收支的情况下，地方政府财政收支缺口的年度变化量在长期内是稳定的。

表2地方财政收支缺口的一阶差分序列的平稳性检验结果

2、地方政府财政收支关系分析。对地方财政收入时间序列{REVt}和财政支出时间序列{EXPt}进行平稳性检验，ADF检验结果表明{REVt}、{EXPt}均为平稳过程。将这两个时间序列变量{REV1t，EXP2t}分别作为两个回归方程的被解释变量，而解释变量为这两个变量的p阶滞后值，构成一个二元p阶VAR（p）系统：

其中，{ε1t}与{ε2t}均为白噪声过程（不存在自 相关），但允许两个方程的扰动项之间存在“同期相关性”。将等式（5）、等式（6）的同期变量转化为列向量，并把相应的系数合并为矩阵，得到：

其中，{εt}为一维白噪声过程的推广，等式（8）中所有解释变量均为被解释变量的滞后项（与同期扰动项εt不相关），故可视为前定变量。估计该二元p阶VAR系统需要首先确定滞后阶数。本文为保证对真实滞后阶数估计的一致性，根据AIC、HQIC等信息准则在选择滞后4期的前提下检验残差εt是否为白噪声，结果显示无法拒绝“无自相关”的原假设。因此，为尽量减少样本容量损失而确定该VAR模型为滞后4期。检验各阶系数的联合显著性，作为两个方程的整体除极个别阶系数外其余均高度显著。

表4地方财政收支二元VAR系统的实证分析结果（2）

第1-4列是不施加约束条件的各阶系数的联合显著性检验结果，第5-7列是施加约束条件的联合显著性检验结果。

对该二元4阶VAR模型进行小样本自由度调整，并估计该模型。VAR系统中的估计系数的经济含义并不十分明确，本文不再赘述。

检验系统是否稳定。结果发现有4个特征值在单位圆之外。在对地方财政收入序列{REVt}和地方财政支出序列{EXPt}取对数后，经检验发现所有的特征值均在单位圆之内，故取对数后系统是稳定的。但有两个根在单位圆之上，这意味着有些冲击具有较强持续性。检验残差正态性。绝大多数检测结果均在5%的显著性水平下无法拒绝这两个变量的扰动项服从正态分布的原假设，这意味着可对地方财政收入和地方财政支出的未来值进行预测。Granger因果关系检验表明地方政府财政收支不存在因果关系，这不符合地方政府财政收支的实际状况，本文将在稳健性检验部分作详细说明。

表5财政收支的Granger因果关系检验结果

考察系统的正交化脉冲响应。结果表明：各期财政支出存在正向冲击效应和刚性增长趋势，且财政支出对财政收入存在随时间推移而逐渐增强的正向冲击效应，但前者比后者的冲击效应更强；财政收入对财政支出和财政收入本身也存在正向冲击效应，且财政收入对前者的作用幅度大于对后者的作用幅度。以上实证结果也证明地方政府面临的财政压力在逐渐变大，且财政收入和财政支出的增长受二者相互关系的影响。对地方财政收支预测的结果则表明二者增长呈现出一定的相关性和协调性。

图1 未来10个年度的地方财政收支预测图

图2 二元VAR系统的正交化脉冲响应图

考察预测误差的方差分解。结果显示：对地方财政收入进行向前1个年度的预测，其预测误差全部来自于财政收入本身，向前做4个年度的预测，其预测误差有94.64%来自于财政收入本身。对地方财政支出进行向前1个年度的预测，其预测误差有69.21%来自于财政收入，30.79%来自于财政支出，向前做4个年度的预测，其预测误差有91.06%来自于财政收入，8.94%来自于财政支出本身。因此，财政支出的预测误差对财政收入的依赖程度相对较大，且随着时间推移该比重不断上升。这也可在一定程度上论证我国地方政府多年存在的“量入为出”财政预算原则，但本文未考虑地方政府财政收入来源的影响（郭婧等，2017）。

3、考虑中央对地方的转移支付和税收返还。若将中央对地方的转移支付和税收返还视为地方政府财政收入，则地方政府大体上是收支平衡的，但大部分省份仍存在财政赤字。对地方财政赤字和中央对地方转移支付的时间序列进行ADF检验可知两序列均为非平稳过程。本文根据数列的变化趋势认为中央对地方的转移支付在2007年存在结构性变动，因此通过邹检验（F检验）和虚拟变量法来检验2007年是否发生了结构性变动。

使用邹检验（F检验）和虚拟变量法得到的F统计量均等于13.01，P值为0.0003。此外，考虑到上述结构变动的扰动项同方差条件，适用稳健的标准误进行虚拟变量法的检验得到的F统计量等于9.34，P值为0.001。以上检验均在1%的显著性水平上强烈拒绝“没有结构变动”的原假设，即认为中央对地方的转移支付在2007年发生了结构性变动。因此，对中央转移对地方转移支付的时间序列{CPTt}和地方财政赤字的时间序列{Deficitt}取对数，经ADF检验可知两序列均为平稳过程。故构建中央对地方转移支付和地方财政赤字的VAR模型。

中央转移支付对地方财政缺口和本身的冲击存在正向促进作用，但对后者的作用幅度更大；地方财政赤字对中央转移支付和本身的冲击作用几乎可以忽略不计。此外，中央转移支付的预测误差的方差从预测1期开始主要来自于本身，而地方财政赤字的预测误差的方差随着时间推移来自于中央转移支付的比重逐步提高，来自于本身的比重在预测1期迅速提高以后开始逐步下降。此外，Granger因果关系检验结果表明二者存在双向因果关系。在长期，财政收支的自动调整功能使得财政赤字恢复到可持续的平稳状态，但政策当局在不同的财政状态下调整财政收支关系的力度和速度是非对称的，有些学者认为用线性关系来描述我国财政收支变化关系是不恰当的（杨子晖等，2016）。以上分析是基于对称角度进行的线性关系考察，因此实证结果存在一定局限性。

表6地方财政收入（SLREV）和地方财政支出（SLEXP）的预测方差误差分解

（三）稳健性检验

由于VAR模型的实证分析结果依赖于模型中的变量排序，且以上是利用全国地方政府财政收入、财政支出以及中央对地方的转移支付数据进行的总体分析，数据较少易造成估计结果的偏差。因此，采取变更VAR模型变量顺序和使用省级政府财政收支面板数据的方法进行稳健性检验。

1、变更模型变量顺序。变更地方财政收支VAR模型的变量顺序，并与原变量顺序的实证结果进行对比分析。

图3 正交化脉冲响应图

图4 两变量的预测误差方差分解图

图5 不同变量顺序下的正交化脉冲响应图

在变量顺序为SLREV、SLEXP的条件下，地方财政收入对地方财政支出和财政收入本身的正向冲击效应显著大于第二种变量顺序下的结果；同时，在变量顺序为SLEXP、SLREV的条件下，地方财政支出对地方财政收入和财政支出本身的正向效应显著大于第一种变量顺序下的结果。总结地说，不同变量顺序下的估计结果具有稳健性，地方财政支出和地方财政收入之间存在正向的互动关系，这也比较符合我国地方政府的财政收支现状。

图6 不同变量顺序下地方财政收支的预测方差误差分解

在变量顺序为SLREV、SLEXP的条件下，地方财政支出的预测误差来源于地方财政收入的比重在第1期迅速提高，随着时间的推移到第4期，该比重基本维持在80%以上；地方财政收入的预测误差主要来自于本身，该比重也在第1期迅速提高至95%以上。在变量顺序为SLEXP、SLREV的条件下，地方财政支出的预测方差来源于地方财政支出本身的比重在第1期迅速提高，随着时间的推移到第4期该比重略有下降；地方财政收入的预测方差误差主要来自于地方财政支出，该比重也在第1期迅速提高，随着时间的推移到第4期该比重略有上升。总结地说，不同变量顺序下的估计结果具有相对稳健性，比较符合我国地方政府的财政收支现状。但对于地方政府财政收支的因果关系并不能给出统一的结论。

表7不同变量顺序下地方财政收支的Granger因果关系检验结果

在两种变量顺序下，以地方政府财政收支的水平值构建的VAR模型中，地方财政收支均存在双向因果关系，并且原假设均通过了1%显著性水平下的Granger因果关系检验；另外，在两种变量顺序下，以地方政府财政收支的对数值构建的VAR模型中地方财政收支均不存在因果关系。前一个结论更符合我国地方政府财政收支和预算管理现状。

变更中央转移支付和地方财政赤字的VAR模型的变量顺序，并与原变量顺序的实证结果进行对比分析。

图7 不同变量顺序下地方财政收支的正交化脉冲响应

图8 不同变量顺序下地方财政收支的预测方差误差分解

两种变量顺序下，中央转移支付和地方财政赤字的脉冲响应及预测误差的方差分解结果均无显著不同，二者作用关系也未发生符号变化，仅在作用幅度和置信区间上存在略微差异；Granger因果关系检验结果表明二者存在显著的双向因果关系（本文限于篇幅不再报告Granger因果关系检验结果），这进一步论证了上述结果的稳健性。

2、使用PVAR模型作稳健性检验

（1）面板单位根检验。利用1994-2016年省级政府财政收支的面板数据构建面板自回归模型：

其中，i=1，2，…n表示省份，t=1，2，…Ti表示时间，z′itγi表示个体固定效应和线性时间趋势，εit为平稳的扰动项。将等式（22）转化为：

则面板单位根的原假设与替代假设为：

综合运用HT、IPS等方法对省级地方政府财政收支数据进行面板单位根检验。

表8地方政府财政收支的面板单位根检验结果

各检验结果基本拒绝了面板单位根的原假设，表明面板数据为平稳过程。因此，各省级政府财政收支从总体来看存在长期平稳关系，基本不受外生冲击的影响。2016年全国地方政府财政总收入为152637.14亿元⑨，增速为7.4%；地方政府财政总支出为160437.14亿元，增速为7.4%⑩，地方财政赤字7800亿元，基本与上年持平且保持稳定增长态势。从实际情况来看面板单位根检验结果是可信和有效的。

（2）PVAR模型的分析结果。根据AIC、BIC及HQIC等信息准则构建地方财政收支的PVAR（1）模型。从财政收入的视角看，一方面，财政收入对财政支出存在微弱的负向冲击效应，且冲击效应随时间推移逐渐增强；另一方面，财政收入对自身存在正向冲击效应，而冲击效应随时间的推移逐步减弱。从财政支出的视角看，一方面，财政支出对财政收入存在由正到负的冲击效应，大约在第2期冲击效应为0；另一方面，财政支出对自身存在较强的冲击效应，虽然冲击效应随时间的推移逐渐减弱，但变化幅度很小。也就是说，二者均存在增长惯性，但随着时间推移前者增长惯性减弱的幅度远大于后者减弱的幅度，这也佐证了省级政府存在财政压力且财政压力逐渐加大的事实。预测方差的误差分解11表明：财政支出的预测误差主要来自于本身，随着时间推移该比重逐渐降低，但即使做10个年度的预测，该比重也不会低于96.7%；财政收入的预测误差也主要来自于自身，随着时间推移该比重逐渐上升，当对其预测误差做10个年度的预测时该比重会达到97.6%。该检验结果佐证了省级政府财政收支关系存在“以收定支”现象。1994年颁布的《预算法》确立了“量入为出”的政府理财观（徐阳光，2015），党的十八届三中全会要求“审核预算的重点由平衡状态、赤字规模向支出预算和政策扩展”，2015年起实施的新《预算法》逐渐有别于传统的“量入为出”的政府理财观。

图9 地方政府财政收支PVAR模型的正交化脉冲响应图

表9地方财政收支的面板Granger因果关系检验结果

五、结论及建议

我国财政体制根植于我国经济体制转型的整个过程，处在由传统的“以收定支”预算管理方式向“以支定收”预算管理方式不断转型的过程中，该变化对地方财政的影响也明显呈现出经济体制改革的路径特征。本文借鉴四种财政收支关系假说，使用VAR模型、PVAR模型集中探讨了全国地方政府和各省份的财政收支关系及其对地方财政可持续性的影响。理论分析表明：我国政府的财政预算存在由“以收定支”向“以支定收”转变的趋势；实证结果表明：地方政府财政支出缺口的年度变化量在长期是稳定的，对数化的地方财政收支VAR模型也是稳定的；中央对地方的转移支付和税收返还在2007年发生了结构性变动且财政支出存在刚性增长的“棘轮效应”；各省份财政收支的面板数据不存在单位根，地方财政收支存在长期均衡关系。另外，本文验证了地方政府财政收支的因果关系，结果符合“以收定支假说”。因此，我国地方政府的财政具有一定的可持续性。本文据此提出以下建议。

首先，改革现有分税制财政收入划分体制，优化地方政府举债融资体制。地方财政收支责任不匹配导致地方政府不得不利用投融资平台积累了大量或有债务和隐性债务。虽然地方财政支出缺口的年度变化量是稳定的，但由其水平值构成的VAR系统并不稳定。此外，中央对地方的转移支付和税收返还在2007年发生了结构性变动。可预见，当中央对地方政府规定的发债限额不能满足其支出需求时，当前不健全的地方投融资机制会继续积累投融资平台债务，而地方投融资平台债务又大多以土地出让收入为偿债来源，这种对土地财政的高度依赖对地方政府财政运行造成了极大的安全隐患。规范地方政府预算外融资机制、打破“影子银行体系”以及适当提高地方政府发债额度是可行举措。

其次，优化地方政府财政收入结构，构建以房地产税为主体的地方税体系。我国财政收支存在“以收定支”的因果关系。在“营改增”减税效应12和财政支出“棘轮效应”下，征收房地产税是必然趋势。2015年新《预算法》实施后在一定程度上减少了地方政府增发城投公司债券和向商业银行借款的做法，但土地财政收入占地方政府财政收入的比重达到70%。因此，以房地产税替代土地财政收入作为地方主体税种、正式开征房地产税合理可行。意义在于：一是可降低地方政府对土地财政收入的高度依赖性；二是可调控房地产市场的过高价格和打击投机购房行为，提高居民消费能力和带动经济增长；三是可调整产业发展结构，引导社会资金“脱虚入实”以解决中小企业的融资困难。

最后，鼓励PPP模式应用于公共服务领域。地方财政压力较大的来源除分税制的制度因素和新常态经济增速放缓的税基约束外，政府支出范围过于宽泛和财政资金使用效率低下也是重要原因。因此，地方政府应以提高市场监督管理能力和改善公共服务质量为行政目标，逐步减少政府直接投资、退出竞争性生产领域以及减少对所属国有企业的行政干预。此外，PPP模式涌现出一批示范效果良好的案例：北京地铁4号线项目、大理市生活垃圾处置城乡一体化系统工程以及固安工业园区新型城镇化项目等。因此，政府应在公共服务领域通过社会资本对公共项目的介入提高公共项目竞争力和政府预算透明度，达到节约政府财力和提高财政资金使用效率的目的，这在一定程度上也有利于政府职能转变。

注释：

①地方政府财政自给率=地方财政一般预算内收入/地方财政一般预算内支出。

②“棘轮效应”本是经济学中的一个概念，指人的消费习惯形成后有不可逆性，即易于向上调整而难于向下调整，尤其是在短期内消费是不可逆的。本文在此引申为财政支出取决于相对财政收入：政府易随着相对财政收入提高而增加支出，却不易于随着财政收入降低而减少支出。

③根据国家统计局公布的数据，2016年全国仅有北京（79.34%）、上海（92.59%）、江苏（81.36%）、广 东（77.27%）、浙江（76.02%）、天津（73.62%）、山东（66.97%）、福建（62.1%）、重庆（55.67%）9个省份的财政自给率在50%以上。

④下文中若无特殊说明，地方政府均指省级政府。

⑤债务负担率=当年累积未清偿公债余额/当年国内生产总值×100%。该项指标表示政府债务存量规模与国民经济活动规模的关系，反映政府举债对国民经济的影响程度。

⑥当前形势下，国际上面临着贸易保护主义抬头和中美贸易战不确定性预期的增加，国内面临着1998年、2009年以及2015年三次积极政策带来的产能过剩和高杠杆率，我国政府不应再实施“大水漫灌”式的财政政策，而应实施定向引导、精准扶持的积极财政政策，确保资金不会增加金融杠杆和挤压房地产泡沫。

⑦从2000年开始，政府经常性支出开始包含债务利息支出，债务利息支出体现在财政赤字当中，且该数值与财政盈余为相反数。

⑧基于我国地方政府财政收支的经济现实，本文认为{Δεt}含有时间趋势，若不含时间趋势可令γ=0。

⑨这其中包含中央对地方的转移支付和税收返还59486.35亿元、地方财政使用结转结余及调入资金5956.02亿元。

⑩在计算地方政府财政总支出增速时扣除使用结转结余及调入资金。

⑪本文限于篇幅未报告预测方差的误差分解结果。122017年的“营改增”实现减税9186亿元，比2016年增加3450亿元。