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1、第十一章 财税政策行为变迁的非线性模型识别 11.1 引 言为建立比较完善的、适合我国具体情况的社会主义市场经济体系，国家财政管理体制改革必然是国家经济体制改革的重要内容之一。为此，根据党的十四届三中全会决定，国务院于1993 年 12 月 15 日颁布了 关于实行分税制财政管理体制的决定（93 ）国发第 085 号），从 1994 年 1 月 1 日起改革当时执行的地方财政包干体制，对各省、自治区、直辖市以及计划单列市实行分税制财政管理体制。分税制财政管理体制改革是我国向市场经济迈进的重要改革步骤，具有重要的战略意义。它为进一步理顺中央与地方的财政分配关系，更好地发挥国家财政的职能作用，增强
2、中央的宏观调控能力，及时规避国家经济风险，促进我国社会主义市场经济体制的建立和国民经济持续、快速、健康、稳健的发展，起到了积极的推动作用。一方面，克服了过去传统财政管理体制的种种弊端；另一方面，借鉴了发达国家财政管理的成功经验，初步实现了与国际惯例的接轨。近年来的实践表明：分税制财政管理体制改革是成功的，初步达到了预期的目的。事实上，从新中国成立至 1993 年，中央先后实行了多种不同形式的财政管理体制。这些不同的财政制度行为实施，可大体归纳为两个阶段。第一阶段，从建国初期到 80 年代中期。这一阶段的显著特征是计划经济型，基本上是地方将全部收入上解中央财政，中央再下拨地方，满足各方面支出，是
3、一种高度集中的、典型的“统收统支”为主的计划经济财政管理体制。第二阶段，从 80 年代中期至 90 年代初。这一阶段的显著特征是一种过渡型的“分灶吃饭”、“总额分成”、“分税制试点”等体制共生的、以财政包干为主的管理体制。可以说，财政体制在经历由高度集中到逐步放开再到相对分散的改革过程中，这些不同的体制在某种程度上适应了当时的现实情况，起到了一定的积极作用。但随着我国市场经济体制改革的不断深化，财政职能的行为作用也在不断加强和完善，并且，必须与市场经济体制相配套，因此，原有财政管理体制的种种弊端日渐显露出来，如不进行彻底的改革，将严重桎梏市场经济体制改革的进程。在历次财政管理体制改革中，都牵涉
4、到社会的方方面面，触及到利益群体的资源调整与分配，因此，改革步履相当艰难。同时，这些制度的行为变迁，必然会以某种形式在社会、经济、生活的各个层面反映出来。如何从经济模型角度提取这些政策、制度行为变迁的数量特征，揭示经济运行机制的内在规律，进而为进一步的改革深化提供理论指导，成为我国当前经济理论战线工作者的研究热点和难点。本章利用经济计量诊断学理论和传统的经济计量学理论以及现代统计学方法，研究了近年来我国财政税收体制改革政策行为变迁对财政运行过程的影响。以天津为例，建立了天津地方财政预算内支出的经济计量模型，具体诊断、识别出国家财政税收政策行为变迁发生的年份、影响程度和运行机制。从模型拟合、模型
5、诊断效果分析看，完全符合天津市财政实际运行状况和国家财政税收体制改革政策行为的运用过程，拟合效果十分理想，财政运行机制行为变迁过程泾渭分明，尤其是 1994 年明显构成财政税收体制改革的分水岭，这与我国在 1994 年全面实行分税制财政管理体制改革的实践过程完全吻合，进一步的经济计量诊断分析提取出了分税制财政管理体制改革前体制行为变迁的影响信息。 11.2 天津地方财政预算内支出模型的构建天津市财政管理体制的行为变迁和历史沿革，基本上是与中央财政管理体制的行为变迁和历史沿革相似或一致的。因此，我们选择天津为例，探讨财税体制改革政策行为变迁的经济计量模型刻画。我们选择天津“地方财政预算内支出”作
6、为响应变量，并用 来表示。选择“市场货币流通量”、“社会新增固定资产”、y“全社会固定资产投资额”和“地方财政预算内收入”这四个变量作为解释变量，并将它们分别记为 、 、 和 。这样选1x234x取解释变量有其内在原因：首先，“市场货币流通量”在一定意义上可以从市场货币流通角度反映财政支出的供给规模，是刻划财政支出的一个响应变量；其次，“社会新增固定资产”和“全社会固定资产投资额”则分别从质量和数量角度反映财政支出中用于基本建设、重点建设、技术升级、企业挖潜改造和其他专项支出的情况。尽管这两个变量之间存在较强的相关性，将它们同时引入模型进行多元线性回归分析时可能导致模型的“病态”现象发生，但我
7、们可以通过改变模型分析技术或其他补救措施来处理。最后，将“地方财政预算内收入”作为解释变量引入模型则是显而易见的。无论是国家级财政预算，还是地方级财政预算，都坚持“量入为出、合理统筹”的原则，也完全符合经济学的理论。当然，还可以选择其它财政、经济变量作为解释变量而加入到模型中，如“财政供养人口数”和“国内生产总值（GDP）”等，这会增加模型复杂度。另外，从建模技术角度讲，并不是模型中包含的变量越多越好，有时，引入新变量会导致模型解释能力的下降，甚至出现模型“病态”现象。在现今情况下，经过一系列建模评价、分析，将“国内生产总值（GDP）”作为解释变量引入模型中，尽管没有导致上述技术问题，但也并没
8、有从本质上改变模型的结构形态，提供较新的经济和模型信息，因此，决定不把它作为解释变量。其次，从直观上讲，虽然“财政供养人口数”在地方财政预算内支出模型中是一个重要的解释变量，但由于目前还没有将“财政供养人口数”作为一个正式的统计指标变量加以定期发布，而在每年进行地方财政决算时虽然有该项数据，但统计口径变动较大，数据稳定性差，因此，本次构建财政预算内支出模型暂不将它作为解释变量。从模型样本的选取角度看，本次构建的财政预算内支出模型截取了模型变量的 1985 1997 年共 13 组观测值作为建模依据。基于这样的考虑并不是由于建模技术的原因。其主要出发点在于：在选定上述四个财政、经济变量作为解释变
9、量的情况下，1984 年之前的统计数据难以全面获取，存在缺落值情况，导致模型参数估计效率下降，从而影响模型的解释能力。另外，选取 1985 年以后的数据也正好能够反映我国改革开放、加速建立社会主义市场经济体系的政策行为变迁过程。表 11.2.1 列出了模型变量 1985 1997 年共 13组观测值数据。利用该组数据，我们使用带有变点的逐段线性回归（Piecewise Linear Regression）这一非线性回归方法，在最大似然作为损失函数下，经 21 次 Quasi-Newton 迭代估计，所有参数均收敛，建立了天津地方财政预算内支出的经济计量模型： 01213141y =b +x +
10、bx （ ）0y2 2 （ ）其中， 为变点（breakpoint）。在本模型中，诊断出的变点0b为58.02692。模型最终损失函数值为 26.80836。其它模型参数的估计值见表 11.2.2 所示。表 11.2.3 列出了响应变量 的观测值、y预测值及拟合残差的有关数据。表 11.2.1 模型变量 1985 1997 年观测值数据 单位：亿元年份 y1x23x41985 26.97 9.5 42.62 65.9 48.211986 34.85 12.25 56.39 71.91 54.51987 31.16 14.6 61.04 76.44 55.871988 34.99 21.5 63
11、.28 82.61 44.811989 39.26 24.67 69.55 83.88 46.491990 40.2 26.91 65.16 87.69 44.881991 47.47 32 74.11 128.95 58.091992 46.52 42 102.27 169.88 63.051993 51.29 52 140.01 226.56 74.961994 72.32 65 261.12 315.97 50.151995 93.33 70 300.86 393.18 61.91996 113.21 85 313.12 435.82 79.041997 122.78 100 320.4
12、6 498.66 89.91资料来源：天津统计年鉴（1998），中国统计出版社。表 11.2.2 模型参数的 Quasi-Newton 迭代估计值模型参数 b01 b11 b21 b31 b41估计值 5.130 1.399 -0.198 -0.220 0.671模型参数 b02 b12 b22 b32 b42估计值 1.395 -0.643 0.104 0.015 1.611表 11.2.3 响应变量 y 的观测值、预测值及拟合残差的有关数据年 份 1985 1986 1987 1988 1989观测值 26.97 34.85 31.16 34.99 39.26预测值 27.84 31.86
13、 34.15 34.58 38.62拟合残差 -0.87 2.99 -2.99 0.41 0.64年 份 1990 1991 1992 1993 1994观测值 40.2 47.47 46.52 51.29 72.32预测值 40.70 45.82 48.55 50.58 72.32拟合残差 -0.50 1.65 -2.03 0.71 0.00年 份 1995 1996 1997观测值 93.33 113.21 122.78预测值 93.33 113.21 122.78拟合残差 0.00 0.00 0.00 11.3 天津地方财政预算内支出模型的评价由表 11.2.3 可以看出，上述方法建立的
14、天津地方财政预算内支出模型的拟合效果十分理想，尤其是 1994 年至 1997 年这四年的观测值和预测值完全吻合，而其它年份的观测值和预测值也相差很小。为进一步评价所建模型的拟合效能，我们利用经济计量诊断学和现代统计学的有关理论作进一步的分析。图 11.3.1 给出了拟合残差的频数分布直方图。很明显，拟合残差的频数分布与标准正态分布十分相近，表明模型设定没有违反 Gauss-Markov假定。图 11.3.2 和图 11.3.3 分别给出了拟合残差的正态概率图和半正态概率图。图 11.3.4 给出了实际值、预测值及残差的拟合效果图。图 11.3.5 给出了模型预测值对残差的附加变量图。图11.
15、3.2 至图 11.3.5 从不同的角度对所建经济计量模型进行了诊断分析。从图 11.3.2 至图 11.3.4 的诊断分析结果看，所建天津地方财政预算内支出模型确实是一个拟合效果十分显著的经济计量模型。此外，从图 11.3.5 的诊断分析结果看，还给我们提供了极其重要的经济、财政和制度行为变迁信息。 ExpectdNormal012345-43-210234图 11.3.1 模型拟合残差的频数分布直方图 -2.015-.0.51.3-.1.5-0.51.2.53.图 11.3.2 模型拟合残差的正态概率图-0.2.610.482.35-.1.5-0.51.2.53.图 11.3.3 模型拟合
16、残差的半正态概率图 -20601401820198567198021934561978图 11.3.4 实际值、预测值及残差的拟合效果图 -3.52-1.05.12.5304608102140图 11.3.5 模型预测值对残差的附加变量图 11.4 模型的信息识别与提取从模型参数估计结果看，在最大似然作为损失函数下，经21 次 Quasi-Newton 迭代估计求得的模型变点（breakpoint）b 0 为 58.02692。它正好位于 1993 年与 1994 年之间，因此，判定1994 年为实际的转折年份。这与我国在 1994 年全面实行分税制财政管理体制改革的实践过程完全吻合。另外，从图 11.3.5 的图形分布看，可以将我国财税体制运行过程划分为两个明显的发展阶段：分税制改革前的混沌体制和分税制体制。该图形的前九个点（代表 19851993 年）分布特点是带有随机性
