貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政政策的影響研究

李 丹

淮北師范大學(xué) 1.經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院；2.安徽省高校管理大數(shù)據(jù)中心，安徽淮北,235000

1 問題提出與相關(guān)研究

近年來，伴隨著經(jīng)濟(jì)全球化以及貿(mào)易自由化的發(fā)展，國家之間或者地區(qū)之間的貿(mào)易往來變得更加密切，貿(mào)易開放成為一國連接世界經(jīng)濟(jì)的重要紐帶。十八屆三中全會(huì)明確提出“構(gòu)建開放型經(jīng)濟(jì)新體制”，通過“全面提高開放型經(jīng)濟(jì)水平”引領(lǐng)新常態(tài)。改革開放40年來，我國已步入加快構(gòu)建更高水平開放型經(jīng)濟(jì)新體制的新階段。財(cái)政政策是刺激經(jīng)濟(jì)與政府宏觀調(diào)控的重要手段之一，以間接調(diào)控為主的財(cái)政政策工具，如政府支出、稅收、國債等不但對(duì)促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長、熨平經(jīng)濟(jì)周期產(chǎn)生重大影響，而且對(duì)提高周邊國家和實(shí)現(xiàn)世界經(jīng)濟(jì)長期增長產(chǎn)生積極的影響。隨著貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大，貿(mào)易自由化和財(cái)政政策的互動(dòng)和融合日益緊密。貿(mào)易自由化通過勞動(dòng)力、資本、技術(shù)、管理等多種渠道實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長外，還改變了政府的激勵(lì)機(jī)制、資源稟賦的分配并引發(fā)財(cái)政體制變革，制定各種稅收減免優(yōu)惠措施、實(shí)施信貸優(yōu)惠政策等影響財(cái)政績效。運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)技術(shù)方法，深入、系統(tǒng)地考察貿(mào)易自由化對(duì)我國財(cái)政政策的影響，弄清開放對(duì)財(cái)政活動(dòng)影響的程度，對(duì)于準(zhǔn)確把握財(cái)政政策選擇和財(cái)政體制演變，進(jìn)一步深化財(cái)政經(jīng)濟(jì)改革，提高公共部門運(yùn)行效率具有重要意義，也有利于充分利用對(duì)外開發(fā)資源。

關(guān)于貿(mào)易自由化和財(cái)政政策關(guān)系的研究大多集中于實(shí)證分析，以財(cái)政支出作為政府的主要財(cái)政活動(dòng)。Rodrik通過大量高收入和低收入國家樣本經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化與政府規(guī)模存在穩(wěn)健性關(guān)系[1]。Alesina、Ram等認(rèn)為國家規(guī)模與政府規(guī)模之間以及國家規(guī)模與開放程度之間負(fù)相關(guān)，貿(mào)易開放與政府規(guī)模之間存在正相關(guān)[2-3]。楊燦明等認(rèn)為外部風(fēng)險(xiǎn)影響政府規(guī)模，貿(mào)易自由化引起地方財(cái)政支出的增加[4]。高凌云等從補(bǔ)償假說和效率假說的角度分析貿(mào)易對(duì)財(cái)政支出規(guī)模的影響[5]。毛捷、曹雪等實(shí)證分析了一戰(zhàn)前和二戰(zhàn)后兩次經(jīng)濟(jì)開放政府財(cái)政支出規(guī)模的影響[6-7]。而稅收作為一個(gè)最為基本且重要的財(cái)政變量，李建軍等運(yùn)用省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析認(rèn)為經(jīng)濟(jì)開放提高了地方稅收規(guī)模并且影響稅收結(jié)構(gòu)變化[8]。國內(nèi)外學(xué)者的研究具有指導(dǎo)和借鑒價(jià)值，然而從實(shí)證角度深入探討貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政政策影響的研究較少。因此，以下通過1978—2018年間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，從具體財(cái)政政策工具的視角實(shí)證分析貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政政策的影響。

2 貿(mào)易自由化與財(cái)政政策調(diào)整的特征事實(shí)

2.1 對(duì)外貿(mào)易總體情況

根據(jù)中國外貿(mào)體制改革實(shí)際情況，貿(mào)易自由化進(jìn)程分為六個(gè)階段。第一階段是1980年以前高度集中的貿(mào)易體制，外貿(mào)經(jīng)營權(quán)和外匯管制逐步放開；第二階段是1980—1983年間對(duì)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制全面改革，貿(mào)易自由化被提上日程，設(shè)立經(jīng)濟(jì)特區(qū)，下放外貿(mào)經(jīng)營權(quán)；第三階段是1984—1990年間進(jìn)一步擴(kuò)大外貿(mào)經(jīng)營權(quán)，推廣外匯留成制，鼓勵(lì)三來一補(bǔ)，擴(kuò)大出口信貸，全面恢復(fù)許可證制等；第四階段是1991—1993年間出口促進(jìn)與邊境貿(mào)易自由化，進(jìn)一步削減關(guān)稅降低非關(guān)稅壁壘，實(shí)行外貿(mào)企業(yè)自負(fù)盈虧；第五階段是1994—2001年間入世進(jìn)程中的貿(mào)易自由化，實(shí)行以匯率并軌為標(biāo)志的對(duì)外貿(mào)易全面改革，走上了統(tǒng)一政策、放開經(jīng)營、平等競爭、自負(fù)盈虧、工貿(mào)結(jié)合、推行代理制的道路。第六階段是入世后的貿(mào)易自由化，全面履行入世承諾，逐步全面放開對(duì)外貿(mào)易經(jīng)營權(quán)，開啟了貿(mào)易自由化的新時(shí)代[9]。

改革開放以來，中國對(duì)外貿(mào)易規(guī)模逐步擴(kuò)大。從表1可知，進(jìn)出口總額從1978年的355億元擴(kuò)大到2018年的305 100億元，增長859倍。入世后至2006年，年增長率超過20%；除2009年、2015年和2016年因2008年金融危機(jī)和中美貿(mào)易摩擦影響出現(xiàn)負(fù)增長外，其余年份均維持較高增長。對(duì)外貿(mào)易依存度也有了顯著提高，從1978年的9.7%提高至2018年的33.9%，2006年升至64.2%的歷史最高值，中國經(jīng)濟(jì)對(duì)外依賴性增大。同時(shí)，中國在世界貿(mào)易中的影響日益增強(qiáng)，中國進(jìn)出口額在世界進(jìn)出口額中的比重從1978年的0.8%上升至2015年的11.9%，其中，出口總額占世界出口額的比重從1978年的0.8%上升至2017年的11.5%，逐步樹立并鞏固了中國貿(mào)易大國的地位。

表1 1978—2018年中國對(duì)外貿(mào)易額、貿(mào)易依存度及占世界比重

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)庫。

2.2 中國財(cái)政收支狀況

隨著改革開放和市場經(jīng)濟(jì)體制的建立，中國根據(jù)實(shí)際國情和經(jīng)濟(jì)發(fā)展不同階段的特點(diǎn)，制定并實(shí)施了不同的財(cái)政政策。政府先后于1980年和1981年頒布《中外合資企業(yè)所得稅法》《中華人民共和國外國企業(yè)所得稅法》等，建立并初步規(guī)范涉外稅制。為了發(fā)展出口貿(mào)易，1980年財(cái)政部發(fā)布《關(guān)于進(jìn)出口商品免征工商稅收的規(guī)定》，1987年發(fā)布《關(guān)于出口產(chǎn)品退稅若干問題的規(guī)定》。20世紀(jì)90年代在大幅度降低關(guān)稅的同時(shí)，根據(jù)社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制和國際規(guī)則要求，廢除過度或不平等的進(jìn)口稅，實(shí)行統(tǒng)一、規(guī)范、公平、合理的進(jìn)口稅政策。為了緩解2008年金融危機(jī)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的影響，執(zhí)行積極的財(cái)政政策，實(shí)施4萬億刺激計(jì)劃?，F(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)增長持續(xù)放緩，經(jīng)濟(jì)下行壓力不斷增大，財(cái)政政策依然是政府穩(wěn)增長和反蕭條的主要工具。由表2可知，從1978—2018年國家財(cái)政收入從1 132.26億元增加到183 352億元，增長了約161.93倍；國家財(cái)政支出從1 122.09億元增長到220 906億元，增長了約196.87倍。其中，相較于1978年至1994年財(cái)政收入和財(cái)政支出10.0%和10.8%的年均增長率，1994年分稅制改革財(cái)政收入和財(cái)政支出實(shí)現(xiàn)了更快增長，分別為16.0%、16.4%(表2數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站)。

表2 1978—2018年中國財(cái)政收支情況

3 模型構(gòu)建與變量選取

3.1 模型構(gòu)建

向量自回歸(VAR)模型采用動(dòng)態(tài)聯(lián)立方程來估計(jì)內(nèi)生變量之間的關(guān)系，把每個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值來構(gòu)造模型，并進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析等。設(shè){y1t,y2t}為模型的兩個(gè)內(nèi)生被解釋變量，其p階滯后值為解釋變量，建立VAR(p)系統(tǒng)：

(1)

式(1)中，{ε1t}與{ε2t}均為白噪聲過程，但允許兩個(gè)方程中的擾動(dòng)項(xiàng)之間具有“同期相關(guān)性”。

另外，借鑒相關(guān)學(xué)者的研究方法，構(gòu)建貿(mào)易自由化與財(cái)政政策調(diào)整的一元線性方程，考慮到其他影響對(duì)外貿(mào)易和財(cái)政政策的因素，自變量包括貿(mào)易自由化、勞動(dòng)力市場就業(yè)情況、物質(zhì)資本投入、人力資本投入、技術(shù)進(jìn)步，并加入基本模型作為控制變量，建立多元OLS回歸模型：

Y=α+βX+γ1X1+γ2X2+γ3X3+γ4X4+ε

(2)

式(2)中，α為截距項(xiàng)，X為貿(mào)易自由化指標(biāo)，Y為財(cái)政政策指標(biāo)(財(cái)政收入、財(cái)政支出)；X1、X2、X3、X4分別表示四個(gè)控制變量；γ1、γ2、γ3、γ4分別是各個(gè)控制變量的回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3.2 變量設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

參照廖涵、郭炳南等，采用貿(mào)易依存度來反映貿(mào)易自由化(TRADE)[10-11]。財(cái)政政策選取利用財(cái)政收入、財(cái)政支出兩個(gè)重要工具來反映，參照梁學(xué)平、袁丹等，使用財(cái)政收入、財(cái)政支出占GDP的比重來分別表示財(cái)政收入(FR)、財(cái)政支出(FE)[11-12]。其中，勞動(dòng)力市場就業(yè)情況選取第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重作為指標(biāo)；物質(zhì)資本投入采用固定資本形成總額除以GDP作為衡量指標(biāo)；人力資本投入選取教育支出占財(cái)政支出的比重表示；技術(shù)進(jìn)步用財(cái)政對(duì)科技項(xiàng)目撥款占財(cái)政支出的比重作為政府用于科技活動(dòng)的經(jīng)費(fèi)占政府財(cái)政支出的比重，反映政府部門對(duì)科技活動(dòng)的投資力度和重視程度。

選取1978—2018年間《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》和《中國科技數(shù)據(jù)庫》數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

4 實(shí)證分析及結(jié)果

4.1 VAR模型結(jié)果與分析

為避免偽回歸，對(duì)模型中的貿(mào)易自由化、財(cái)政收入、財(cái)政支出進(jìn)行對(duì)數(shù)化預(yù)處理，分別記為LTRADE、LFR、LFE，對(duì)各變量分別做ADF單位根檢驗(yàn)(見表3)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，LTRADE、LFR、LFE在1%、5%、10%置信區(qū)間下，ADF檢驗(yàn)值均大于臨界值，說明原序列在樣本考察期間是非平穩(wěn)的，一階差分序列△(LTRADE)、△(LFR)、△(LFE)在1%的置信水平下ADF檢驗(yàn)值小于臨界值，表現(xiàn)為序列平穩(wěn)，各序列經(jīng)過一階差分都是一階單整I(1)序列，說明貿(mào)易自由化指標(biāo)與財(cái)政政策指標(biāo)之間可能存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行長期均衡關(guān)系檢驗(yàn)。

表3 序列LTRADE、LFR和LFE的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：表中檢驗(yàn)形式(c,t,k)分別表示單位根檢驗(yàn)方程包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后期數(shù)，其中滯后解釋是根據(jù)AIC信息最小準(zhǔn)則確定的。

數(shù)據(jù)通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，然后依據(jù)最優(yōu)滯后期確定的LR、FPE、AIC、SC、HQ準(zhǔn)則，確定最優(yōu)階數(shù)為2，選擇VAR(2)模型，且所有估計(jì)點(diǎn)都位于單位圓內(nèi)，模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，說明VAR(2)是合理的，結(jié)合聯(lián)合檢驗(yàn)確定選擇無截距、無趨勢項(xiàng)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，Johansen最大特征值與跡檢驗(yàn)結(jié)果見表4。跡檢驗(yàn)結(jié)果表明，貿(mào)易自由化、財(cái)政收入、財(cái)政支出三個(gè)變量之間至少存在一個(gè)協(xié)整方程。在5%顯著水平下，跡統(tǒng)計(jì)量與5%臨界值相比較，60.356>29.797，16.335>15.495，2.635<3.841，從而拒絕原假設(shè)，各變量之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表4 序列Johansen檢驗(yàn)結(jié)果

注：*為以5%顯著水平拒絕原假設(shè)。協(xié)整檢驗(yàn)方程含常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)。

協(xié)整檢驗(yàn)已經(jīng)證明了這三個(gè)變量之間存在著長期的穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系，那么貿(mào)易自由化與財(cái)政收入、貿(mào)易自由化與財(cái)政支出之間是否存在因果關(guān)系，還需要做進(jìn)一步的驗(yàn)證。檢驗(yàn)結(jié)果表明(表5)，在樣本期內(nèi)，貿(mào)易自由化是財(cái)政收入的Granger原因且顯著水平為0.4%，但是財(cái)政收入不是貿(mào)易自由化的Granger原因且顯著水平為47.3%，貿(mào)易自由化是財(cái)政支出的Granger原因且顯著水平為0.6%，但是財(cái)政支出不是貿(mào)易自由化的Granger原因且顯著水平為47.7%。上述因果關(guān)系表明1978—2018年貿(mào)易自由化帶動(dòng)了財(cái)政收入和財(cái)政支出有單向的因果關(guān)系，反映出貿(mào)易自由化可以促進(jìn)財(cái)政政策的調(diào)整。

表5 序列LTRADE、LFR和LFE的Granger因果檢驗(yàn)

為了揭示貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政政策變量隨機(jī)擾動(dòng)的變動(dòng)或沖擊所產(chǎn)生的影響作用，下面考察LTRADE對(duì)LFR以及LTRADE對(duì)LFE的脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解結(jié)果，如圖1所示，分別得到關(guān)于貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政收入、貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政支出的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

圖1 VAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖1表明，當(dāng)對(duì)貿(mào)易自由化施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正向沖擊后，財(cái)政收入和財(cái)政支出上升并在長期內(nèi)持續(xù)。說明貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政政策的影響是正向的并緩慢釋放。隨著貿(mào)易開放的增加，外部市場對(duì)產(chǎn)品的需求增加，當(dāng)期的投資擴(kuò)大，并在隨后幾期內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)能力擴(kuò)大，生產(chǎn)者效率提高，政府財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)者和生產(chǎn)者的外部性增強(qiáng)，使產(chǎn)出增加、企業(yè)效益提升和勞動(dòng)者收入水平提高，帶來財(cái)政收入的提高。貿(mào)易開放也增加了經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)和公共轉(zhuǎn)移需求，擴(kuò)大財(cái)政支出。

4.2 OLS模型結(jié)果與分析

根據(jù)以上VAR模型的分析結(jié)果，將財(cái)政收入指標(biāo)和財(cái)政支出指標(biāo)作為反映財(cái)政政策的主要解釋變量，建立OLS回歸模型，基本回歸結(jié)果見表6。

表6 OLS回歸結(jié)果

注：*、**分別表示1%、5%的顯著水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差。

對(duì)模型的方差膨脹因子(VIF)進(jìn)行多重共線性關(guān)系的檢驗(yàn)，得到VIF的最大值為3.10，顯著小于10的臨界值，說明不存在明顯的多重共線性關(guān)系。由表6可知，貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政收入的調(diào)整R2為0.913，貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政支出的調(diào)整R2為0.914，回歸方程具有較好的擬合效果，解釋變量與控制變量能較好地解釋被解釋變量，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量比較顯著，模型整體顯著；從變量系數(shù)來看，財(cái)政收入和支出在1%水平下解釋變量的回歸系數(shù)顯著，說明貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政政策調(diào)整具有顯著正向影響；其他控制變量對(duì)財(cái)政政策具有顯著正向影響，其原因可能是在“有效需求”不足且社會(huì)有一定存貨情況下通過財(cái)政政策能夠擴(kuò)大消費(fèi)和增加投資、人力資本的外部性、干中學(xué)效應(yīng)等。

5 結(jié)論與政策建議

5.1 主要結(jié)論

文中基于1978—2018年相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過歸納1978年以來貿(mào)易自由化促進(jìn)財(cái)政政策調(diào)整的客觀事實(shí)，分別建立VAR計(jì)量模型與OLS回歸模型，旨在探討貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政政策調(diào)整的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系。主要結(jié)論如下：VAR模型中通過協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，顯示貿(mào)易自由化與財(cái)政政策兩者具有長期的協(xié)整關(guān)系，貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政政策調(diào)整帶來正向促進(jìn)效應(yīng)且緩慢釋放；貿(mào)易自由化是財(cái)政政策調(diào)整的格蘭杰原因，存在著單向的因果關(guān)系，貿(mào)易自由化帶動(dòng)了財(cái)政收入和財(cái)政支出的調(diào)整。同時(shí)，OLS回歸模型結(jié)果表明，貿(mào)易自由化對(duì)財(cái)政政策具有顯著正向影響，更具體地，貿(mào)易開放程度每提高1個(gè)單位，財(cái)政收入和財(cái)政支出分別增加1.536和1.477個(gè)單位，勞動(dòng)力市場就業(yè)情況、物質(zhì)資本投入、人力資本投入、技術(shù)進(jìn)步對(duì)財(cái)政政策也具有顯著正向影響。

5.2 政策建議

基于以上分析結(jié)論，相應(yīng)地提出以下建議：

(1)經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展離不開全球化的戰(zhàn)略思維，同時(shí)為實(shí)現(xiàn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的健康快速發(fā)展，保護(hù)中國對(duì)外貿(mào)易的穩(wěn)步發(fā)展，必須堅(jiān)定不移地保持貿(mào)易自由化的正確方向。，從宏觀角度分析全球市場競爭環(huán)境，要進(jìn)一步解放思想、優(yōu)化思維更加積極主動(dòng)地參與國際市場競爭。

(2)妥善處理對(duì)外貿(mào)易與財(cái)政稅收政策的關(guān)系，協(xié)調(diào)處理出口退稅等出口促進(jìn)政策與稅收的關(guān)系，兼顧國際與國內(nèi)、中央與地方、市場與政府、生產(chǎn)與分配、進(jìn)口與出口等各方利益，促進(jìn)對(duì)外經(jīng)濟(jì)與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，最終實(shí)現(xiàn)國家財(cái)政收入與福利的最大化。

(3)不斷完善貿(mào)易開放產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，貿(mào)易開放經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)在于大工業(yè)，需要引進(jìn)國內(nèi)外優(yōu)秀人才，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)高端、技術(shù)創(chuàng)新、新興產(chǎn)業(yè)集群等成為中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本動(dòng)力，最終不斷優(yōu)化、完善開放的貿(mào)易環(huán)境。