地方财政政策逆周期调节：财政分权还是债务增发
地方财政政策逆周期调节：财政分权还是债务增发*刘穷志 岳明阳 李晓淳
[提 要] 财政政策工具实际操作偏离最初设计将会降低政策工具的调控效果，导致宏观经济波动加剧。针对地方政府财政政策的逆周期性调控目标，本文关注财政分权深化和政府债务增发的逆周期性效应。研究发现：地方政府财政政策总体呈现顺周期特征。财政分权程度的提高放大了地方财政政策的顺周期性。地方政府债务增发使地方财政政策呈现逆周期特征。地方政府财政政策及其收入面、支出面均呈现顺周期性，由“顺”转“逆”的债务平衡点分别为0.137，0.113，0.209。当前绝大部分地区的债务规模都在债务平衡点之下。驱动地方政府债务逆周期调控的内在因素是官员晋升激励。晋升激励的程度越高，地方债务逆周期调控的力度就越大。但外部市场融资环境的波动削弱了地方政府债务逆周期调控的力度。本文的政策主张是，不宜过度财政分权，应该扩大地方债发行规模，促使地方财政政策逆周期调节。
[关键词] 财政政策周期性；财政分权；政府债务
一、引言
熨平经济波动的逆周期调节是财政政策的重要职能之一，但财政政策对宏观经济的影响不是一成不变的。依据财政体制内部的自动稳定器功能和政府的相机抉择行为，财政政策会根据实际的经济运行情况做出相应的调整，甚至会在凯恩斯效应和非凯恩斯效应之间进行切换。近年来，许多研究表明，财政政策效应与经济周期波动之间存在密切的联系。国外学者大多数认为发展中国家的财政政策具有顺周期特征。国内学者对财政政策的实施效果则存在较大的争议。付一平等(2005)指出我国财政政策的执行符合逆周期特征。曾晓安等(2015)指出我国财政政策的调控并不完全遵循逆周期性。丛树海和张源欣(2018)指出我国财政政策的实施具有顺周期性。具有争议性的财政政策执行可能与政策制定者的初衷相违背，不利于宏观经济稳定，导致政策工具的调控功能低效。鉴于地方政府是财政收支决策的执行主体，厘清中国地方政府财政政策与经济周期之间的相关关系是十分必要的。
目前财政政策周期的研究主要集中在顺逆周期的探讨，进而延伸到其特征、背后原因及缓解方式。而要分析我国财政政策周期性特征，就离不开中国式财政分权体制。在这样制度背景下，地方政府面临着严峻的纵向财政失衡。垂直财政不平衡与不对称性导致各地方政府更加关注本辖区的利益。因为辖区间的投资环境有差别，地方政府会从本地区的利益出发来灵活执行财政收支政策(刘穷志，2017)。另外，在中国式财政分权体制下，地方政府的财权与事权往往不匹配，导致地方政府面临着严重的财政缺口及融资压力。所以我国从1998年实施大规模的“积极财政政策”加大公共投资以来，地方债务逐渐成为地方政府缓解资金约束、刺激经济增长的重要融资手段(司海平等，2018)。在财政与政治晋升的激励下，地方政府扮演着“独立的行为个体”和“中央的行政代理人”双重角色。其中所蕴含的利益冲突与协调是决定地方政府在不同的宏观经济阶段做出不同债务融资决策的关键。因此，探讨地方债务在经济周期中的动态变化特征，对于加强地方债务的逆周期调控，平抑经济振荡，保证国民经济的长期稳定发展具有重大的现实意义。在财政政策周期性特征变化的过程中，是否会受到中国财政分权体制和政府债务融资的影响？或者存在何种方向的影响？对这些问题的研究，既有利于当前“稳增长” “调结构”的经济背景下财政调控政策的选择和设计，又是评价中国财政政策执行效果的关键所在。
基于已有研究，本文可能的贡献是：第一，本文从中国的经验事实出发，将财政分权和政府债务纳入同一分析框架下，考察了分权和举债在地方政府财政政策周期性调节中的动态变化特征。本文从财政体制层面入手，加深了对地方政府行为动机的理解，而且拓宽了在宏观静态框架下对政府发债的认识。第二，本文进一步考察地方财政政策收入面及支出面的周期性行为，发现无论是宏观财政政策还是收入面、支出面均呈现出顺周期性，并且分权会加剧顺周期性行为，发债能缓解顺周期性行为。该发现对地方财政治理具有重要的现实意义，在优化政府间事权配置、地方债务融资机制等方面也有一定的启示。第三，本文深化理解了官员晋升激励、市场融资环境波动与地方债务逆周期调控之间的关系。本文发现晋升激励是驱动地方债务逆周期调控的重要因素，市场融资环境的波动则减弱了地方债务逆周期调控的力度。
本文的第二部分是文献回顾并提出理论假设；第三部分说明主要变量的测度及模型设计；第四部分为实证分析结果；第五部分归纳了主要的结论并提出相应的政策建议。
二、文献回顾与理论假设
财政政策周期特征主要是观察财政政策的变化是否与特定经济体的产出变化的趋势相合。顺逆周期的有效性取决于财政政策的滞后时间及其特定组合(Sportelli & De Cesare，2019)。最早通过实证发现财政政策具有顺周期特征的国家是在拉丁美洲(Gavin & Perotti，1997)。这一结论随后被更多的文献所证实，并逐步推广到OECD国家、发展中国家和全球经济体。现有研究普遍认为发达国家的财政政策是逆周期或者无周期的，而发展中国家的财政政策则呈现出顺周期特征(Alcidi，2017)。
目前我国对财政政策周期特征的研究尚未形成一个统一的定论。但多数研究认为，中国的财政政策通常是顺周期的。付敏杰(2014)采用多种指标和方法研究了1953年以来中国财政政策周期特征的转变,发现60年以来的财政支出、财政投资支出和政府消费均为顺周期。中国政府执行的是财政政策顺周期调控(马蔡琛和孙利媛，2015)。为防止财政变量与经济周期的变动趋势相似而干扰分析结果，丛树海和张源欣(2018)利用带有时变参数的结构向量自回归模型(TVP-SVAR)分析发现自1980年以来，中国的预算收支规模表现出与经济周期趋同的特点，财政政策的执行存在顺周期性。顺周期的财政政策最为直觉的解释是“金融约束论”(Dumiwidth=8,height=11,dpi=110iwidth=11,height=11,dpi=110，2019)。从外部金融约束的角度来看，金融一体化程度越高的国家，财政政策的顺周期特征越弱。从内部金融约束的角度来看，金融深度越低的国家，越倾向于执行顺周期的财政政策。因此，金融一体化程度和金融深度的同时提高会明显缓解财政政策的顺周期性。
当然，并非所有研究都认同财政政策顺周期的结论。郭玉清(2007)发现，随着市场经济的不断完善，财政赤字缺口的经济稳定效应逐步显现，政府利用赤字缺口调控经济的能力也日益增强。王志刚(2010)认为，应对全球金融危机而采取的积极财政政策，基本上属于逆周期的扩张性政策。曾晓安等(2015)利用国际标准的实证分析方法分析发现，我国预算平衡调节基金的反周期性特征显著。王立勇和祝灵秀(2019)采用状态空间模型估算了各省份财政支出周期性，发现不同地区的周期性特征存在差异性，东部地区呈现出一定的逆周期性。基于此，本文提出如下研究假说：
H1a 在经济下行阶段，地方政府倾向于增收减支，在经济繁荣阶段，地方政府倾向于增支减收，财政政策呈现出顺周期调节特征。
H1b 以可持续平稳发展为目标的情况下，地方政府在经济繁荣时实施紧缩性政策，经济疲软时以储备的财政超收来加以弥补，财政政策呈现出逆周期调节特征。
对我国财政政策周期性行为的分析，离不开中国式财政分权框架。一方面，在这样独特的制度背景下，地方政府作为一个独立的主体，既要追求经济发展，又要寻求晋升，所以有实施扩张性财政政策的冲动。杨刚强等(2017)利用城市面板数据进行研究，发现地方经济竞争与官员晋升激励对财政支出具有积极影响。由于有中央政府的支持作用，地方政府不会太过于在意财政收支行为带来的后果(李永友和张帆，2019)。分权体制下的“预算软约束”在一定程度上为地方政府提供了融资保障(Rodden et al.，2006)，使地方政府实施扩张性财政政策的意愿变为现实，加剧了地方财政政策的顺周期性。方红生和张军(2009)基于财政分权和预算软约束的制度背景估计了中国地方政府的周期性政策反应函数，发现中国地方政府在繁荣时期采取的是顺周期性的财政政策。
另一方面，我国是一个单一制国家。地方政府是中央政府的行政代理人，遵循“向上负责”的原则。当经济出现大幅波动时，中央政府会通过一系列财政、行政手段来规范地方政府的支出行为以实现全国经济稳定。所以，也有学者认为，在中央财政调控措施的激励和约束下，地方政府秉承着“向上负责”的原则，会积极响应中央的号召，财政支出行为会呈现出较为明显的反周期以增强自身的政治竞争力(贾俊雪等，2012)。同时，地方政府还拥有天然的信息优势，对当地的经济社会发展更加了解，能更有效地制定财政支出计划并进行资源配置(尹训东和胡思平，2020)，从而使逆周期的财政政策达到更好的执行效果。基于此，本文提出如下研究假说：
H2a 财政分权提高了地方政府的财政自主权，在晋升锦标赛的激励下，地方政府为了加速发展和晋升会选择扩张性财政政策，加剧顺周期。
H2b 在“向上负责”的体制下，财政分权程度越高，地方政府为了增强政治竞争力会利用地方信息优势执行逆周期的财政政策。
顺周期的财政政策会使得财政政策对经济增长的刺激作用被严重制约,且放大了经济萧条时期的财政风险(孙琳和王姝黛，2019)。债务水平在一定范围内可以为财政政策的执行提供一个稳定长远的预期，一定规模的债务能够转移风险，促进经济的持续健康发展(刘穷志和刘夏波，2017)。2000—2008年间，发展中国家和新兴市场国家通过减少债务和降低赤字建立起财政空间。低水平的政府债务和良好的财政状况使其在金融危机之后积累了足够的外汇储备和财政盈余。政府债务增加带来了两方面的影响：一方面使得税收政策偏离税收平滑；另一方面可以降低金融市场的摩擦，提高政府的信贷评级。在经济上升期时，政府通过增加债务来平滑税收，但偿债压力也随之提高。经验数据分析表明，债务余额增加显著降低了税务系统的平均税率，意味着债务的发行降低了中央的预算约束，使各地方在经济下行期可以有力度地执行减税政策，促进了财政政策的逆周期调整(石绍宾等，2019)。
虽然地方政府举债在短期内会缓解财政困难，但是不得不考虑眼下的情况，现阶段地方政府债务规模不断增大，防范风险的难度也随之递增。尤其是多年来积累的即将到期的债务偿还问题，一旦管控不当，不仅会影响经济金融秩序，甚至会影响经济的可持续发展(刘穷志和白云，2020)。何代欣(2016)指出中国政府正面临着赤字日益扩大和地方债务风险陡增的双重局面。新预算法的出台对未来地方债务的管理提出了新的要求，预示着地方财政约束正逐渐硬化。秦士坤(2020)基于存量债务角度对财政压力进行了测度，发现我国城市层面的财政压力正在逐年加大。尤其2020年，在新冠肺炎疫情的冲击下，地方政府会面临更加严峻的考验。同时，中国进入经济新常态后经济增速下滑也意味着财政收入增速下降。多个因素共同作用下地方政府可实施的财政政策空间日益趋紧，在一定程度上阻碍了财政政策的逆周期调节。基于此，本文提出如下研究假说：
H3a 地方政府通过增发债务，其获得额外收入的规模不断增加，可支配资金愈发充足，促进了地方财政政策的逆周期调节。
H3b 地方政府债务增加的同时，财政压力也逐渐增大，可实施的财政政策空间会相应减少，阻碍了逆周期的调节。
基于上述理论分析与假说，本文将从财政分权和地方政府债务两个视角入手，进一步研究财政政策的周期性特征。经验证据支持以上何种理论推演，下文将依次进行实证分析以得到相应结论。
三、研究设计
(一)变量测度及数据来源
1.财政政策代理变量的测度。借鉴已有文献及国际主流的分析方法(Maltritz & Wüste，2015；曾晓安等，2015；丛树海和张源欣，2018)，本文选取结构性财政收支差额(Bala)作为财政政策的代理变量。原因在于：它不仅可以集中体现财政政策的综合效果，还可以反映一国主动性的财政政策取向，其计算公式为：
width=222,height=64,dpi=110
(1)
式中，Bala为结构性财政收支差额；R为财政收入；G为财政支出；gdp为实际产出；gdp*为潜在产出(1)本文使用HP滤波对潜在产出gdp*进行估计。 ；εR为周期调整的财政收入对(gdp*/gdp)的弹性系数；εG为周期调整的财政支出对(gdp*/gdp)的弹性系数。(2)为减少测算误差对模型估计结果的影响，本文依据弹性系数公式手动计算了εR和εG。
2.经济周期代理变量的测度。借鉴已有文献(司海平等，2018；孙琳和王姝黛，2019)的做法，使用产出缺口(Gap)作为经济周期的替代指标，并使用常用的HP滤波法对产出缺口进行估计。计算HP滤波就是从gdp中将gdp*分离出来，提取波动成分gdpC，计算公式为：
width=105,height=44,dpi=110
(2)
3.财政分权指标的测度。借鉴已有文献(傅勇，2010)的做法，本文采用“各省份预算内人均本级财政收入/中央预算内人均本级财政收入”构建分权指标。为控制政府收入规模与人口数量之间可能存在的正向关系，笔者对分权指标进行了人均化。
4.地方政府债务规模的测度。借鉴吕健(2015)的测算方法，本文认为地方政府在市政基础设施投资上的财力缺口就是当期地方政府债务的新增债务规模，具体计算公式为：
地方政府新增债务规模
=地方政府市政领域的固定资产投资
-预算内投资资金
-预算外的土地出让收入中用于投资的资金
-投资项目的盈利现金流入
(3)
根据地方债务的计算公式以及各省(自治区、直辖市)GDP数据测算出2005—2016年各省(自治区、直辖市)政府债务占GDP比重的均值，见表1。
表1 2005—2016年各省(自治区、直辖市)新增政府债务占GDP的比重
width=745,height=281,dpi=110
5.其他控制变量。凡是可以影响地方自有收入和自主支出的因素都会影响结构性财政收支差额，所以借鉴已有文献(Combes et al.，2017；石绍宾等，2019)的做法，本文将转移支付(Stra)、通货膨胀率(π)、地方政府间财政竞争程度(Gimp)以及非税收入依赖程度(Urd)作为控制变量。(3)借鉴已有文献的做法：(1)转移支付(Stra)=地方政府从中央获得的转移支付/gdp。(2)为减轻恶性通货膨胀的影响，本文用如下公式来计算通货膨胀率，width=61,height=37,dpi=110其中π′为消费者价格指数的增长率。(3)本文采用经济发展程度相近地区的财政支出占GDP的比重作为Gimp的衡量指标，width=205,height=49,dpi=110其中m表示的是与i地区所有经济发展程度相近的地区。本文将全国划分为直辖市、发达、欠发达及落后四种地区。(4)非税收入依赖程度(Urd)=(财政收入+预算外收入-税收收入)/财政支出。
6.数据来源。上述数据来源于历年的《中国固定资产投资统计年鉴》《中国财政统计年鉴》《中国国土资源统计年鉴》《中国统计年鉴》及各省份统计年鉴。在地区样本选择上，由于西藏自治区部分指标数据缺失严重，因此本文最终选择了30个省份2005—2016年的数据作为研究样本。以上各变量的说明及主要统计指标见表2。
表2 主要变量的描述性统计
width=745,height=228,dpi=110
(二)模型设计
1.为检验前文所述的理论假说H1a和H1b，本文构建如下形式的动态面板基础模型一：
Balait=α0+α1Balait-1+β0Gapit+δ1Strait
+δ2πit+δ3Gimpit+δ4Urdit
+μi+ψt+εit
(4)
式中，i是省份，t是年份；Balait是被解释变量，代表各地区的财政余额；Gapit是核心解释变量，代表各地区的产出缺口；Strait，πit，Gimpit，Urdit是控制变量；μ，ψ和ε分别表示地区固定效应、时间固定效应和随机扰动项；β0用于衡量财政政策的周期性。若β0>0，表明随着经济变热，财政余额在增长，即财政政策是逆周期的；若β0<0，表明随着经济变热，财政余额在减少，即财政政策是顺周期的；若β0=0，表明财政政策与经济周期无关。
2.为检验前文所述的理论假说H2a和H2b，本文构建如下形式的动态面板基础模型二：
Balait=α0+α1Balait-1+β0Gapit+β1FDit
+β2FDit×Gapit+δ1Strait+δ2πit
+δ3Gimpit+δ4Urdit+μi+ψt+εit
(5)
模型二是在模型一的基础上加入了财政分权FDit和财政分权与产出缺口的交互项FDit×Gapit。β0用于衡量财政政策的周期性；β2用于衡量财政分权对财政政策周期性的影响。若β0>0，表明财政政策是逆周期的。在此情况下，如果β2>0，说明财政分权增强了财政政策的逆周期性。其他情形类似分析。
3.为检验前文所述的理论假说H3a和H3b，本文构建如下形式的动态面板基础模型三：
Balait=α0+α1Balait-1+β0Gapit+β1FDit
+β2FDit×Gapit+β3Debtit+β4Debtit
×Gapit+δ1Strait+δ2πit+δ3Gimpit
+δ4Urdit+μi+ψt+εit
(6)
模型三是在模型二的基础上加入了政府债务Debtit和政府债务与产出缺口的交互项Debtit×Gapit。β0用于衡量财政政策的周期性；β2用于衡量财政分权对财政政策周期性的影响；β4用于衡量政府举债对财政政策周期性的影响。若β0>0，表明财政政策是逆周期的。在此情况下，如果β2>0且β4<0，说明财政分权增强了财政政策的逆周期性，但政府举债削弱了财政政策的逆周期性。其他情形类似分析。
四、实证分析
(一)基本回归分析
为缓解模型设定带来的内生性偏误，本文采用系统广义矩估计(SYS-GMM)方法进行动态面板回归，财政政策周期性检验的结果报告于表3。根据AR(1)检验、AR(2)检验、Sargan检验结果，模型1～模型5均无法拒绝“扰动项无自相关”和“所有工具变量都有效”的原假设。这说明表3中各模型的估计结果是可靠的。表3列(1)为不包含任何控制变量的估计结果。结果显示，变量Gap的回归系数在1%的水平下显著为负，为-0.053。这说明实际GDP每高于潜在GDP一个百分点，即产出缺口每增加一个百分点，结构性财政收支差额将降低5.3%。为避免遗漏变量造成的误差，从表3列(2)到表3列(5)，笔者逐步将控制变量纳入方程。估计结果显示，变量Gap的估计系数依然显著为负。综上，回归结果表明，我国结构性财政收支差额的变化与经济周期趋同，财政政策的实施呈现出顺周期性，假说H1a得以证实。
表3 财政政策周期性检验
width=745,height=404,dpi=110
注：***，**，*分别表示在1%，5%，10%水平下显著，小括号内为标准误，中括号内为P值。下表同。
根据表4列(1)和列(2)，无论是否加入控制变量，解释变量Gap和交乘项Gap×FD的系数均显著为负，假说H2a得以证实。财政分权之所以扩大了财政政策顺周期特征，是因为1994年分税制改革，改变了央地收入分配关系，具有明显收入集权的特征。与此同时，支出责任却没有随着收入分配关系的变动而采取相应调整。分税制改革进一步加剧了中国财政体制的垂直不平衡。严重的纵向财政失衡问题使得财政分权对地方政府收支行为的周期性特征产生不利影响。
表4 财政分权和政府举债对财政政策周期性的影响
width=744,height=381,dpi=110
根据表4列(3)和列(4)，无论是否加入控制变量，解释变量Gap的系数显著为负，交乘项Gap×Debt的系数显著为正，假说H3a得以证实。政府债务之所以能够缓解财政政策的顺周期特征，是因为预算制度的科学性和规范性与财政政策的周期性之间有密切的关联。有学者指出，地方政府通过债务融资缓解财政政策实施过程中所面临的金融约束，并在讨论财政政策的顺周期行为时，发现金融约束的缓解有助于实施逆周期的财政政策(方红生和张军，2009)。
(二)稳健性检验
为了保证以上基准回归结果的可靠性，本文分别从以下三个方面进行稳健性检验。
1.变换样本。考虑到北京、天津、上海、重庆的特殊性，稳健性回归中将这四个直辖市的数据去掉，然后使用系统GMM模型重复基准回归，验证上述实证结果是否稳定。
2.变换估计方法。考虑到系统GMM估计方法主要是用来解决随时间变化但不随个体变化的遗漏变量的内生性问题，既随时间又随个体变化的遗漏变量或者解释变量之间存在因果关系导致的内生性问题并未考虑在内。因此，为了克服这种内生性问题，本文通过梳理前期文献，并借鉴石绍宾等(2019)的思路，利用各省份各年主要贸易伙伴国的经济波动数据，构造了一个相对本省份而言的外生冲击，将此作为该地区产出缺口的工具变量。外生冲击的公式如下：
width=234,height=90,dpi=110
(7)
式中，width=46,height=38,dpi=110表示i省份t年的出口占GDP的比重；width=52,height=38,dpi=110表示i省份t年对贸易伙伴国q的出口占i省份全部出口额的比重；width=93,height=46,dpi=110表示i省份的贸易伙伴国q在t-1年的经济波动率；width=41,height=20,dpi=110表示贸易伙伴国q在t-1年的潜在产出；m为i省份t年对应的出口市场国数量。
3.变换核心解释变量。
(1)变换经济周期代理变量。对经济波动的衡量，常用方法是HP滤波。但该分解模式的不足之处在于，只是将波动分解成趋势波动和周期波动，并且只有趋势成分的波动可以预测，周期成分的波动不可预测。基于此，参考现有文献，以如下经济波动的测算方式作为经济周期的代理变量：
width=211,height=61,dpi=110
(8)
式中，T代表时间跨度，此处令T=5；g代表GDP增长率；std(lngdpit+T-lngdpit)代表t到t+T时期GDP对数值的标准差；width=55,height=41,dpi=110代表t到t+T时期GDP平均增长率，用以消除不同地区的标准差由于GDP的均值不同而不具可比性的影响。经过数据收集与整理，本文最终根据此口径测算出2005—2016年中国30个省份的Gap1数据。
(2)更换财政分权指标。由于财政分权指标经常被细分为收入指标和支出指标，因此在稳健性检验部分，本文采用人均财政支出来度量财政分权。具体计算公式为：FD1=各省份预算内人均本级财政支出/中央预算内人均本级财政支出。经过数据收集与整理，本文最终根据此口径测算出2005—2016年中国30个省份的FD1数据。
(3)更换政府债务测算指标。考虑到政府债务估算的复杂性，此处采用另一种方法进行相应的计算，进而判断基准回归结果是否稳健。借鉴已有文献(黄春元和毛捷，2015)的做法，按照显性债务与或有债务的类型，对地方债务数据进行归纳整理和计算。具体计算公式如下：
本年地方政府债务余额
=本年地方政府债券余额+本年地方城投债余额
+本年地方国有企业国有债务总额
(9)
式(9)相关指标的数据来源于《中国财政年鉴》、财政部网站、中国债券信息网、和讯债券网。本文最终根据此方法测算出2007—2016年中国30个省份的地方政府债务余额数据，记为Debt1。
表5列(1)、列(2)～列(3)和列(4)～列(6)分别为变换样本、变换估计方法、变换核心解释变量的估计结果。具体而言，表5列(4)为变换经济周期变量，表5列(5)为变换财政分权变量，表5列(6)为变换债务变量的结果。为确保表5列(2)～列(3)工具变量的合理性，本文进行了以下三方面的检验。一是采用Anderson canon.corr. LM统计量检验工具变量是否识别不足；二是采用Cragg-Donald Wald F统计量检验是否存在弱工具变量问题；三是采用Sargan统计量检验是否存在过度识别问题。结合Fluct变量的显著性以及Anderson canon.corr. LM统计量、Cragg-Donald Wald F统计量和Sargan统计量的检验结果，表明所选取的工具变量是有效的。进一步，从表5的估计结果可以看到，无论是变换样本、估计方法还是核心解释变量，产出缺口变量的系数都显著为负，产出缺口与财政分权交乘项的系数都显著为负，产出缺口与政府债务交乘项的系数都显著为正。假说H1a、假说H2a、假说H3a得到进一步证实。综上，回归结果与前文相比未发生实质性改变，表明笔者所得到的结论都是有效和稳定的。
表5 稳健性检验
width=745,height=803,dpi=110
说明：模型2(1)指的是模型2的第一阶段回归结果，模型2(2)指的是模型2的第二阶段回归结果。135.17/19.93指的是，135.17为Cragg-Donald Wald F统计量值，19.93为10%显著性水平下的临界值。下表同。
(三)拓展性分析
前文主要从结构性财政余额的视角探讨了我国地方政府财政政策的周期性特征。本节进一步从地方政府的税收政策和支出行为入手，分别对财政政策的收入面和支出面的周期性问题做深入的剖析。标准的凯恩斯主义模型指出税收政策是逆周期的。税收平滑模型则指出税收政策是非周期性的。后期学者对税收面的研究积累了一定的成果，发现宏观税收冲击对经济波动的影响不显著，即宏观税收是非周期性的(黄赜琳和朱保华，2015)。但地方税收政策却表现出顺周期性(石绍宾等，2019)。也有学者从经济周期的不同阶段着手，发现当经济繁荣时，政府税收呈现出非凯恩斯效应，当经济衰退时，从短期看政府税收呈现出凯恩斯效应，从长期看仍呈现出非凯恩斯效应(金春雨和王伟强，2017)。基于此，从财政政策收入侧的研究来看，并没有得出一致的结论。
继Gavin & Perotti(1997)首次发现拉美国家的财政政策具有顺周期性以来，越来越多的海外学者进一步证实了发展中国家的财政支出政策也存在顺周期性。在经济高速增长时期，各辖区不同利益集团的“政治代理人”围绕公共财政资源展开竞争的场面日趋激烈，从而衍生出在某些年份财政支出大幅增加的顺周期情形(孙琳和王姝黛，2019)。中国地方政府的财政支出行为在分税制改革之前呈现顺周期特征，在分税制改革之后，呈现逆周期特征(蒋伏心和林江，2010)。近年来各地区的顺周期趋势有所缓解，部分地区的财政支出还呈现出一定程度的逆周期态势(王立勇和祝灵秀，2019)。基于此，从财政政策支出侧的研究来看，也没有得出一致的结论。
综上，此处本文进一步探讨中国政府税收政策和支出行为的周期性特征。计量模型如下：
Taxit=α0+α1Taxit-1+β0Gapit+β1FDit
+β2FDit×Gapit+β3Debtit+β4Debtit
×Gapit+δ×Xit+μi+ψt+εit
(10)
式中，Taxit代表宏观平均税率(4) 借鉴石绍宾等(2019)的做法，采用一个地区的税收收入占GDP比重来衡量该地区的宏观平均税率。；β0用于衡量税收政策的周期性；β2用于衡量财政分权对税收政策周期性的影响；β4用于衡量政府债务对税收政策周期性的影响。若β0<0，表明税收政策是顺周期的。在此情况下，如果β2<0且β4>0，表明财政分权增强了税收政策的顺周期性，但政府债务削弱了税收政策的顺周期性。其他情形类似分析。
Expit=α0+α1Expit-1+β0Gapit+β1FDit
+β2FDit×Gapit+β3Debtit+β4Debtit
×Gapit+δ×Xit+μi+ψt+εit
(11)
式中，Expit代表实际财政支出的波动，采用HP滤波分离可以得到波动成分。β0用于衡量支出行为的周期性；β2用于衡量财政分权对支出行为周期性的影响；β4用于衡量政府债务对支出行为周期性的影响。若β0>0，表明支出行为是顺周期的。在此情况下，如果β2>0且β4<0，表明财政分权增强了支出行为的顺周期性，但政府债务削弱了支出行为的顺周期性。其他情形类似分析。
表6列(1)～列(3)分别是基准模型、政府税收政策的周期性检验、政府支出行为的周期性检验。结果显示：宏观财政政策、税收政策、支出行为均呈现出顺周期特征。财政分权加剧了顺周期特征，政府债务则缓解了顺周期特征。表6列(4)～列(7)是使用工具变量的检验结果。(5)工具变量为Fluctit，详见式(7)。主要变量的系数符号没有发生实质性改变，这进一步证实了结论的稳健性。财政分权强化了地方政府的财政激励，导致其更关注本辖区的利益，加剧了地方政府收支行为的顺周期性。但政府举债有助于削弱中国独特分权体制下的财政顺周期行为。那么宏观财政政策、税收政策、支出行为由“顺”转“逆”的债务平衡点是多少？当前，中国地方政府债务是否有进一步削弱财政顺周期的空间？促使地方政府债务逆周期调控的内在驱动力是什么？
表6 税收政策和支出行为的周期性检验
width=745,height=598,dpi=110
针对上述问题，本文参考Hansen(1999)的面板门槛模型进行实证分析。选取该模型的理由在于：面板门槛模型不仅能够准确地估算出具体的门槛值(即本文要估算的债务平衡点)，而且能够对门槛值的显著性进行统计性检验。本文构建如下计量模型：
yit=α+η1×Gapit×I(Debtit<φ1)+η2
×Gapit×I(φ1≤Debtit<φ2)+…
+ηN+1×Gapit×I(Debtit>φN)
+β0Gapit+β1FDit+β2FDit×Gapit
+β3Debtit+δ×Xit+μi+ψt+εit
(12)
式(12)中，yit分别取Balait，Taxit，Expit ；I(·)为门槛指示性函数；Debtit为门槛变量；(φ1,φ2,…，φN)为N个待估的门槛值。在这N个门槛值所划分出的N+1个门槛区间内，Gapit对yit的影响是有显著差异的，对应的估计系数为(η1,η2,…,ηN)。其他变量与式(6)中对应变量的含义相同，不再赘述。
本文运用Stata15.0统计软件，通过反复抽样300次，得出检验统计量对应的P值，对是否存在门槛效应以及门槛值的个数进行了初步的判断。具体检验结果见表7。
表7 债务平衡点的门槛效应检验
width=745,height=228,dpi=110
注：P值为采用Bootstrap方法反复抽样300次得到的概率值；***，**，*分别表示在1%，5%，10%水平下显著。
由表8可知，当被解释变量为Balait时，无论是单一门槛模型还是双重门槛模型，宏观财政政策由“顺”转“逆”的债务平衡点都为0.137。当被解释变量为Taxit时，无论是单一门槛模型还是双重门槛模型，税收政策由“顺”转“逆”的债务平衡点都为0.113。当被解释变量为Expit时，在单一门槛模型中，支出行为由“顺”转“逆”的债务平衡点为0.196；在双重门槛模型中，债务平衡点为0.209。此时，结合表7中门槛效应的检验结果，本文认为双重门槛模型的结果更为可信。综上，宏观财政政策、税收政策、支出行为由顺周期向逆周期转变的债务平衡点分别为0.137，0.113，0.209。由表1可知，当前绝大部分地区的债务规模都在债务平衡点之下，所以政府债务有进一步削弱财政顺周期的空间。因此，在我国政府性债务风险总体可控的形势下，可以进一步采取积极的财政政策，适度增加债务规模，加强债务对宏观财政政策及其税收面、支出面的逆周期调控。
表8 门槛模型的参数估计结果
width=745,height=269,dpi=110
在上面的分析中，笔者证实了地方政府债务逆周期调控特征显著。那么是什么因素驱动了这一结果？本文进一步从官员晋升激励和市场融资约束角度来分析。地区经济稳定是官员谋取晋升、获取晋升资格赛“门票”的基本前提。一旦出现经济波动诱发的各种问题，官员将很快失去进入晋升资格赛的权利。所以在激烈的晋升竞争下，作为发行债务的主导者，地方政府有动力通过改变借债决策来熨平经济波动，从而保证经济平稳发展。然而，债务发行会受到外界融资环境的约束。从供给端看，在经济运行的不同阶段，银行信贷政策的变化会影响到地方政府的借债规模。在经济繁荣期，地方政府获取贷款的便利性增加，而在经济下行阶段，贷款难度加大。从需求端看，政府信用的波动会影响到债务融资的预期。地方政府的贷款信用以土地出让收入来衡量。土地出让收入在经济周期中的变化会对地方政府的贷款规模产生影响。基于以上分析，计量模型设定如下：
Balait=α0+α1Balait-1+β0Gapit+β1FDit
+β2FDit×Gapit+β3Debtit
+β4Motit-1+β5Loanit+β6Landit
+β7Debtit×Gapit+β8Debtit×Gapit
×Motit-1+β9Debtit×Gapit×Loanit
+β10Debtit×Gapit×Landit+δ×Xit
+μi+ψt+εit
(13)
式中，Motit-1代表地方官员的晋升激励指数(6) 借鉴钱先航等(2011)的思路，从GDP增长率、失业率与财政盈余三个方面来考察地方官员的晋升激励程度。此外，从政治地位来看，直辖市和自治区具有明显的特殊性，所以在计算Motit-1指数时，本文将样本地区分为直辖市、自治区、普通省份三类。与此同时，鉴于地方政府对晋升激励的反应具有滞后性，所以将该变量滞后一期再放入模型中。；Loanit为银行业金融机构贷款余额的波动，Landit为土地出让收入的波动，分别衡量外部融资环境供给端和需求端的变化；(7)Loanit和Landit均为对变量数据进行HP滤波处理，在分离出趋势成分和波动成分之后，取波动成分进行研究。β8的正负号描述了官员晋升激励对地方债务逆周期调控的影响。同理，β9和β10的正负号则描述了外部融资环境的波动对地方债务逆周期调控的影响。
表9列(1)为基准模型。表9列(2)～列(4)依次加入晋升激励指数和外部融资环境变量。实证结果显示，产出缺口、地方债务与晋升激励交乘项的系数始终显著为正，即β8为正号。这表明官员晋升激励对地方债务的逆周期调控有显著的正向影响。产出缺口、政府债务与金融机构贷款余额波动交乘项的系数显著为负，并且产出缺口、政府债务与土地出让收入波动交乘项的系数也显著为负，即β9和β10均为负号。这表明信贷环境、政府信用的波动对地方债务的逆周期调控产生不利影响。由此，笔者认为驱动地方政府债务逆周期调控的内在因素是官员晋升激励。晋升激励的程度越高，地方债务逆周期调控的力度就越大。但外部市场融资环境的波动削弱了地方政府债务逆周期调控的力度。表9列(5)～列(6)是使用工具变量的检验结果。(8)工具变量为Fluctit，详见式(7)。β8，β9和β10的系数符号均没有发生改变，进一步证实了本文结论的稳健性。
表9 晋升激励和市场融资波动对地方债务逆周期调控的影响
width=745,height=762,dpi=110
五、结论与政策建议
顺周期财政政策的实施有违政策设计的基本理念，会加剧宏观经济波动，带来高通胀低就业、信贷市场扭曲等问题，对经济社会的长期发展会产生不利影响，甚至陷入“顺周期陷阱”的困境。因此，当前地方政府应尽快扭转财政政策的顺周期倾向，充分发挥财政政策工具平抑经济波动的功能，确保国民经济的持续健康增长。本文从中国独特的财政分权体制和政府债务融资并存的制度背景出发，分析了宏观经济形势下地方政府财政政策的周期性行为。研究发现：地方政府财政政策总体呈现出顺周期特征。在中国财政分权体制下，分权程度的提高加剧了地方财政政策的顺周期性。在当前我国政府性债务风险总体可控的形势下，地方政府债务的增发使地方财政政策呈现出逆周期特征。地方政府财政政策及其收入面、支出面均呈现出顺周期性，并且其由“顺”转“逆”的债务平衡点分别为0.137，0.113，0.209。当前绝大部分地区的债务规模都在债务平衡点之下，所以政府债务有进一步削弱财政顺周期的空间。驱动地方政府债务逆周期调控的内在因素是官员晋升激励。晋升激励的程度越高，地方债务逆周期调控的力度就越大。但外部市场融资环境的波动削弱了地方政府债务逆周期调控的力度。
本文的分析及结论对于规范地方政府行为以更好地促进各地区的经济稳定具有重要的意义。笔者提出如下几个方面的政策主张：
第一，正确把握地方财政政策方向。在新形势下，地方政府财政政策的周期性效应受财政分权和地方政府债务影响，应正确把握财政分权程度和政府债务规模，降低财政收支与经济周期的顺同性，改善财政政策的调控效果，扭转地方政府财政政策的顺周期方向。
第二，不宜过度财政分权。实证结果表明，产出缺口与财政分权的交乘项系数显著为负。这说明财政分权程度的增加会使得产出缺口与财政收支余额之间的负相关关系加强，即分权程度的提高加剧了财政政策的顺周期性。
第三，适度扩大地方政府债务规模。实证结果表明，产出缺口与债务规模的交乘项系数显著为正。这说明债务规模的增加会使得产出缺口与财政收支余额之间的负相关关系减弱，即适度举债缓解了财政政策的顺周期性。进一步通过面板门槛模型发现，当政府举债规模超过一定平衡点的时候，财政政策会逐步走出“顺周期陷阱”，实现逆周期调控。不过地方债务的逆周期调控是否可以实现，不仅与官员晋升激励有关，还与外部市场融资环境有关。所以，一方面，官员的政绩考核标准要以GDP高速增长为主逐渐调整为以经济稳定优先并兼顾效率为主；另一方面，地方政府还要应势根据外部金融环境的变化对债务管理作出相机调控。
参考文献
丛树海、张源欣，2018：《财政政策的顺周期实施效应特征与基本成因》，《财贸经济》第6期。
付一平、刘金全、梁冰，2005：《我国财政政策作用机制与经济周期波动的相关性研究》，《当代经济科学》第4期。
方红生、张军，2009：《中国地方政府竞争、预算软约束与扩张偏向的财政行为》，《经济研究》第12期。
付敏杰，2014：《市场化改革进程中的财政政策周期特征转变》，《财贸经济》第10期。
傅勇，2010：《财政分权、政府治理与非经济性公共物品供给》，《经济研究》第8期。
郭玉清，2007：《中国财政周期性波动的经济稳定效应分析》，《中央财经大学学报》第1期。
何代欣，2016：《结构性改革下的赤字与债务管理：任务、问题与策略》，《金融评论》第2期。
黄春元、毛捷，2015：《财政状况与地方债务规模——基于转移支付视角的新发现》，《财贸经济》第6期。
黄赜琳、朱保华，2015：《中国的实际经济周期与税收政策效应》，《经济研究》第3期。
贾俊雪、郭庆旺、赵旭杰，2012：《地方政府支出行为的周期性特征及其制度根源》，《管理世界》第2期。
蒋伏心、林江，2010：《晋升锦标赛、财政周期性与经济波动——中国改革开放以来的经验》，《财贸经济》第7期。
金春雨、王伟强，2017：《我国财政政策效应与经济周期波动的关联性分析》，《西安交通大学学报(社会科学版)》第3期。
李永友、张帆，2019：《垂直财政不平衡的形成机制与激励效应》，《管理世界》第7期。
刘穷志，2017：《税收竞争、资本外流与投资环境改善——经济增长与收入公平分配并行路径研究》，《经济研究》第3期。
刘穷志、白云，2020：《政府债务增加降低了企业杠杆吗?》，《财政研究》第3期。
刘穷志、刘夏波，2017：《经济结构、政府债务与地方政府债券发行成本——来自1 589只地方政府债券的证据》，《经济理论与经济管理》第11期。
吕健，2015：《地方债务对经济增长的影响分析——基于流动性的视角》，《中国工业经济》第11期。
马蔡琛、孙利媛，2015：《中国财政政策的顺周期性问题——基于预算平衡准则的实证考察》，《经济与管理研究》第4期。
钱先航、曹廷求、李维安，2011：《晋升压力、官员任期与城市商业银行的贷款行为》，《经济研究》第12期。
秦士坤，2020：《中国城市财政压力现状与风险识别——基于新口径的测算》，《中央财经大学学报》第10期。
司海平、刘小鸽、魏建，2018：《地方政府债务融资的顺周期性及其理论解释》，《财贸经济》第8期。
石绍宾、尹振东、汤玉刚，2019：《财政分权、融资约束与税收政策周期性》，《经济研究》第9期。
孙琳、王姝黛，2019：《中期支出框架与走出“顺周期陷阱”——基于 88 个国家的数据分析》，《中国工业经济》第11期。
王立勇、祝灵秀，2019：《贸易开放与财政支出周期性——来自PSM-DID自然实验的证据》，《经济学动态》第8期。
王志刚，2010：《中国财政政策的反周期性效果:基于1978年以来的经验事实》，《财政研究》第11期。
杨刚强、李梦琴、孟霞、李嘉宁，2017：《官员晋升激励、标尺竞争与公共品供给——基于286个城市的空间杜宾模型实证》，《宏观经济研究》第8期。
尹训东、胡思平，2020：《财政分权与政府承诺力:基于信息传递的视角》，《中央财经大学学报》第10期。
曾晓安、王志刚、胡祖铨，2015：《中国财政政策：顺周期还是反周期？》，《财政研究》第11期。
Alcidi，C.，2017，“Fiscal Policy Stabilization and the Financial Cycle in the Euro Area”，European Economy Discussion Papers，No.052.
Combes，J.L.，A. Minea，and S. Moussé，2017，“Is Fiscal Policy Always Counter-(Pro-) Cyclical? The Role of Public Debt and Fiscal Rules”，Economic Modelling, 65(9):138-146.
Dumiwidth=8,height=11,dpi=110iwidth=11,height=11,dpi=110，M.，2019，“Linkages between Fiscal Policy and Financial (In) Stability”，Journal of Central Banking Theory and Practice, 8(1): 97-109.
Gavin，M.，and R. Perotti，1997，“Fiscal Policy in Latin America”， NBER/Macroeconomics Annual，12(1):11-72.
Hansen，B.E.，1999，“Threshold Effects in Non-dynamic Panels:Estimation, Testing, and Inference”，Journal of Econometrics，93(2):345-368.
Maltritz，D.，and S. Wüste，2015，“Determinants of Budget Deficits in Europe: The Role and Relations of Fiscal Rules, Fiscal Councils, Creative Accounting and the Euro”，Economic Modelling, 48(8):222-236.
Rodden，J.A , G.S. Eskeland，and J. Litvack，2006，“Fiscal Decentralization and the Challenge of Hard Budget Constraints”，National Tax Journal,59(2): 389-396.
Sportelli，M.，and L. De Cesare，2019，“Fiscal Policy Delays and the Classical Growth Cycle”，Applied Mathematics and Computation, 354: 9-31.
COUNTER-CYCLICAL ADJUSTMENT OF LOCAL FISCAL POLICY: FISCAL DECENTRALIZATION OR INCREASED ISSUANCE OF LOCAL GOVERNMENT DEBT
LIU Qiong-zhi YUE Ming-yang LI Xiao-chun
(School of Economics and Management, Wuhan University)
Abstract：If the actual operation of fiscal policy tools deviates from the original design, it will reduce the regulatory effect and lead to the aggravation of macroeconomic fluctuations. From the view of the counter-cyclical adjustment goal of local government fiscal policy, this paper focuses on the counter-cyclical effect of fiscal decentralization deepening and increased government debt issuance. The results are as follows: The fiscal policy of local government shows a pro-cyclical feature. The improvement of fiscal decentralization enlarges the procyclicality of local fiscal policy. The increase of local government debt issuance makes local fiscal policy counter-cyclical. The fiscal policies of local governments and their income and expenditure are pro-cyclical. The debt balance points from “pro” to “counter” are 0.137, 0.113 and 0.209 respectively. At present, the debt scales of most regions are below the debt balance point. The internal factor driving the counter-cyclical regulation of local government debt is the promotion incentive of officials. The higher the promotion incentive is, the stronger the counter-cyclical regulation of local government debt will be. However, the fluctuation of external market financing environment weakens the counter-cyclical regulation of local government debt. The policy proposition is that it is not appropriate to excessively decentralize fiscal powers. The government should increase the scale of local government debt issuance and promote counter-cyclical adjustment of local fiscal policy.
Key words: fiscal policy cycle; fiscal decentralization; government debt
*刘穷志、岳明阳(通讯作者)、李晓淳，武汉大学经济与管理学院，邮政编码：430072，电子信箱：qzliu@whu.edu.cn。本文得到了教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目“政府债务预算管理与绩效评价研究”(15JZD024)、教育部人文社会科学研究规划基金项目“政府隐性债务风险：真实状态、数理模型及管控路径研究”(20YJA790045)的资助。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑：刘舫舸)
页:
[1]