数字经济的显著成果大全11篇

数字经济的显著成果篇（1）

中图分类号,F810.2文献标志码,A 文章编号,1673-291X(2007)01-0157-03

一､财政政策与货币政策的有效性

财政政策､货币政策治理通货膨胀的效应如何,是宏观经济学的热点问题之一｡弗里德曼认为,通货膨胀只是一个货币现象,有研究证实价格变动与货币供应密切相关,片面地认为只有货币政策有效｡罗伯特•狄夫纳,汤马斯•斯达克与赫伯特•泰勒(1996)实证研究和估计了货币政策如何影响通货膨胀和收入增长的长期关系｡但是货币主义通货膨胀决定理论存在局限性(龚六堂,2002),财政支出与通货膨胀存在联系,财政政策治理通货膨胀也是有效的｡

经济学家们一般都认为,赤字财政政策是通货膨胀特别是高通货膨胀和恶性通货膨胀形成的原因｡通过创造过度总需求,不断发生的财政赤字导致了通货膨胀,如Thomas Sargent｡新古典经济学的理论认为,央行不将赤字货币化的条件下,赤字仍然可能引发通货膨胀｡米勒(1983)的实证研究发现,财政政策实行与通货膨胀之间存在弱联系｡

但在实际运用中,更多的结论是关于货币政策与财政政策同时对通货膨胀的有效性,达雷特(1985)发现货币供给和赤字都显著影响通货膨胀,但财政政策中赤字与通货膨胀的关系比货币供给更可靠;哈姆雷特(1981)等发现一些证据证实赤字与通货膨胀和货币供给存在联系｡Sadananda Prusty协整分析的结果表明,1960―1961年与1990―1991年期间印度各州政府的财政货币政策有效影响价格水平｡多年来由于缺乏资金和发展中国家发展经济的需要,印度中央政府一直实行赤字财政的政策｡由此导致居民需求加大,而供给的增长比例小于需求的增长幅度,从而导致通货膨胀｡

印度在1991年改革之后,开始控制财政赤字,同时实行较为宽松的货币政策,使得通货膨胀有了明显好转,1993―2000年均通货膨胀率是7.1%,2000―2004年均通货膨胀率为4.32%,成为一个亮点｡通过研究印度通货膨胀与财政政策和货币政策因素之间的协整关系,建立误差修正模型(ECM),检验1994年到2004年印度财政货币政策应对通货膨胀的有效性,同时进一步进行格兰杰因果检验,以具体分析通货膨胀与财政政策､货币政策的具体因子之间是否存在因果关系,为具有相同国情的中国实施恰当的财政货币政策有效治理通货膨胀问题提供借鉴支持｡

二､模型分析

英国经济学家克莱夫•格兰杰20世纪80年代提出的协整(co-integration)理论发现,把两个或两个以上非平稳的时间序列进行特殊组合后可能呈现出平稳性｡大多数经济总量的时间序列是非平稳的,协整理论是处理非平稳时间序列间协整关系的有效方法｡

格兰杰在协整概念的基础上,进一步提出了格兰杰协整定理,解决协整与误差修正模型之间的关系问题｡这个定理证明了协整概念与误差修正模型之间存在的必然联系,协整关系的一种必然的等价表达形式就是误差修正模型(ECM)｡如果非平稳变量之间存在协整关系,那么必然可以建立误差修正模型;而如果非平稳变量可以建立误差修正模型,那么该变量之间必然存在着协整关系｡格兰杰因果检验则是直接对两个变量的因果关系做出判断的重要方法｡

财政政策包括财政收入政策和财政支出政策,选取财政赤字(FD)分析财政政策效应｡货币政策通过货币供应量的三个层次流通中现金M0､狭义货币M1､广义货币M2､更广义货币M3为货币政策的代表衡量货币政策效应｡通货膨胀水平使用批发物价指数(WPI)来衡量｡

三､数据与实证结果

1.样本数据的选取

选取印度物价消费指数(WPI)､流通中现金(M0)､狭义货币(M1)､广义货币(M2)､更广义货币(M3)､财政赤字(FD)时间序列,取自然对数变换数列为LNCPI､LNGE､LNM0､LNM1､LNM2､LNM2｡采用月度时间序列,样本期间从1994年4月至2004年3月,共132个样本｡数据来源于印度储备银行:Handbook of Statistics on Indian Economy｡

2.ADF单位根检验

进行协整检验和Granger因果检验要求时间序列具有相同的单整阶数,首先对这些序列进行单位根检验｡根据检验结果可知,LNCPI､LNM0､LNM1､LNM2､LNM3选择含有常数项和时间趋势项的模型中,均为I(1),而LNFD在不含有常数项和都含有常数项和时间趋势项的模型中为I(1)｡总体而言,6个变量均含有单根,必须差分之后才能平稳｡因此,所列的6个变量在水平值上都是非平稳的｡如果继续对这6个序列的1阶差分进行单位根检验,可以发现这6个变量都是差分平稳的｡

3.协整检验､协整分析与向量误差修正模型VECM

通过单位根检验得知指数序列都是I(1)过程,可以对指数序列进行Johansen协整检验｡选择4阶滞后就能很好地满足检验要求,同时建立了ECM模型｡

轨迹检定(trace test)中,在R=0时,轨迹统计量123.9478､大于5%显著水平,拒绝5%水平下虚无假设｡而后在R≤1的情况下,轨迹统计量小于5%显著水平,所以在轨迹检定下变量之间存在1个共整合向量｡

接下来得到标准化协整系数的协整关系估计:

LNICPI=0.32LNFD-2.31LNM0+0.54LNM1+2.73LNM2-0.9LNM3+vecm(1)

方程(1)表明,协整关系检验说明在5个变量间存在着长期均衡关系,这意味着它们之间存在长期的相互作用和共同趋势｡M1､M2序列和居民消费物价指数序列有相同的变动趋势｡LNCPI与M2成正方向变动,协整系数较大;而LNCPI和M1协整系数比较小,但M0和M3成反方向变动的协整系数较大｡

为了进一步分析各变量间的相互作用,使用误差修正模型检验变量之间长期均衡关系对各自短期波动的影响｡将方程(1)代入误差修正模型,得到方程(2)为, *表示在5%的水平下显著,()表示标准误,[]表示t-统计量,下同,

分析上述ECM方程我们发现,首先,居民消费价格指数调整与变量之间的长期均衡统计上的关系显著((2)方程中协整误差et的系数显著),表明受长期均衡关系的影响较强;其次,在短期调整当中,居民消费价格指数变量对财政赤字的作用显著,这是财政政策短期有效的体现,居民消费价格指数对于各个层次货币供应量的变化影响微弱,这说明货币政策短期对于抑制通货膨胀作用微弱｡

4.因果关系检验

我们检验变量之间的格兰杰影响关系(Granger,1969)｡选择影响关系最为显著的滞后阶数得到附表的估计结果｡

5%的水平下,*表示拒绝原假设,结果显示财政赤字FD对CPI产生显著作用,对CPI存在显著格兰杰影响;其次,各个层次的货币供应量对CPI没有显著的格兰杰影响,也验证了协整分析中协整关系不显著,说明货币供应量不是物价的主要决定因素,这说明货币政策作用对于抑制通货膨胀作用微弱｡

四､结论分析

以上对印度通货膨胀下的货币政策和财政政策进行了分析,由实证结果可以得出如下结论,

第一,印度财政赤字与物价水平长期呈正相关的关系,短期对物价水平的影响显著,印度控制赤字财政政策对治理通货膨胀有效,表明印度财政政策的效应较强｡印度的政策执行者认为,通货膨胀率控制在5%左右,财政赤字对经济发展就会有利｡印度政府从增收和节支两个方面采取了一系列的措施控制财政赤字控制通货膨胀｡第一,简化税制､调整税率､扩大税基,增加财政收人;第二,改变财政赤字弥补方式,控制印度储备银行的信贷发行;第三,加强国债管理,减少补贴支出,征税筹集的资金用于政府经常性支出,债务资金则主要用于生产性投资,促进生产发展和国民收入的增加;第四,减少政府开支,合理调整支出结构,重点发展公共财政;第五,抑制货币供给总量的增长｡印度储备银行通过采取反通货膨胀措施,降低实际货币供给增长速度,上调现金储备率(GRR)实施公开市场业务销售政府证券｡

第二,各个层次的货币供应量对物价水平短期影响程度较小,作用不显著｡但长期存在均衡关系｡长期M1､M2､M3和物价水平通向变动,符合经济学假设｡

第三,综合以上,可以看出印度财政政策短期与长期控制物价水平的效应大于货币政策,货币政策短期调节物价水平的作用不明显｡由于印度的通货膨胀的原因在于长期的赤字财政,治理通货膨胀总量调节运用的是财政政策,货币政策只成为辅工具,通过货币供应量总量调整的作用并不明显,货币供应量中介的宏观调控能力较弱｡印度主要运用选择性信贷控制,传统的货币政策三大调控工具的作用不明显｡

五､对我国的启示

由于我国1998年至2004年实行积极的财政政策和稳健型的货币政策,对经济增长起了巨大作用,尽管目前通货膨胀率较低,但考虑积极财政政策带来的大量赤字,财政政策应当转型,淡出宏观调控,主要用于供给结构性调整,总量调整以货币政策为主｡

第一,谨慎运用赤字财政,转向中性偏紧的财政政策｡赤字财政政策的不合理容易导致财政风险,加大通货膨胀的压力｡财政政策必须考虑削减赤字规模,转向对经济结构调整,淡出总量调整,转向公共性财政｡财政政策对经济结构的调整作用就大于货币政策｡货币总量调控只能调节需求总量而不能调节供给总量,更不能调节需求结构和供给结构｡降低国债发行规模,逐步降低赤字率,缩减隐性债务,调整支出结构,优化财政支出结构,防止局部性通货膨胀｡

数字经济的显著成果篇（2）

经济学家们一般都认为,赤字财政政策是通货膨胀特别是高通货膨胀和恶性通货膨胀形成的原因｡通过创造过度总需求,不断发生的财政赤字导致了通货膨胀,如ThomasSargent｡新古典经济学的理论认为,央行不将赤字货币化的条件下,赤字仍然可能引发通货膨胀｡米勒(1983)的实证研究发现,财政政策实行与通货膨胀之间存在弱联系｡

但在实际运用中,更多的结论是关于货币政策与财政政策同时对通货膨胀的有效性,达雷特(1985)发现货币供给和赤字都显著影响通货膨胀,但财政政策中赤字与通货膨胀的关系比货币供给更可靠;哈姆雷特(1981)等发现一些证据证实赤字与通货膨胀和货币供给存在联系｡SadanandaPrusty协整分析的结果表明,1960—1961年与1990—1991年期间印度各州政府的财政货币政策有效影响价格水平｡多年来由于缺乏资金和发展中国家发展经济的需要,印度中央政府一直实行赤字财政的政策｡由此导致居民需求加大,而供给的增长比例小于需求的增长幅度,从而导致通货膨胀｡

印度在1991年改革之后,开始控制财政赤字,同时实行较为宽松的货币政策,使得通货膨胀有了明显好转,1993—2000年均通货膨胀率是7.1%,2000—2004年均通货膨胀率为4.32%,成为一个亮点｡通过研究印度通货膨胀与财政政策和货币政策因素之间的协整关系,建立误差修正模型(ECM),检验1994年到2004年印度财政货币政策应对通货膨胀的有效性,同时进一步进行格兰杰因果检验,以具体分析通货膨胀与财政政策､货币政策的具体因子之间是否存在因果关系,为具有相同国情的中国实施恰当的财政货币政策有效治理通货膨胀问题提供借鉴支持｡

二､模型分析

英国经济学家克莱夫•格兰杰20世纪80年代提出的协整(co-integration)理论发现,把两个或两个以上非平稳的时间序列进行特殊组合后可能呈现出平稳性｡大多数经济总量的时间序列是非平稳的,协整理论是处理非平稳时间序列间协整关系的有效方法｡

格兰杰在协整概念的基础上,进一步提出了格兰杰协整定理,解决协整与误差修正模型之间的关系问题｡这个定理证明了协整概念与误差修正模型之间存在的必然联系,协整关系的一种必然的等价表达形式就是误差修正模型(ECM)｡如果非平稳变量之间存在协整关系,那么必然可以建立误差修正模型;而如果非平稳变量可以建立误差修正模型,那么该变量之间必然存在着协整关系｡格兰杰因果检验则是直接对两个变量的因果关系做出判断的重要方法｡

财政政策包括财政收入政策和财政支出政策,选取财政赤字(FD)分析财政政策效应｡货币政策通过货币供应量的三个层次流通中现金M0､狭义货币M1､广义货币M2､更广义货币M3为货币政策的代表衡量货币政策效应｡通货膨胀水平使用批发物价指数(WPI)来衡量｡

三､数据与实证结果

1.样本数据的选取

选取印度物价消费指数(WPI)､流通中现金(M0)､狭义货币(M1)､广义货币(M2)､更广义货币(M3)､财政赤字(FD)时间序列,取自然对数变换数列为LNCPI､LNGE､LNM0､LNM1､LNM2､LNM2｡采用月度时间序列,样本期间从1994年4月至2004年3月,共132个样本｡数据来源于印度储备银行:HandbookofStatisticsonIndianEconomy｡

2.ADF单位根检验

进行协整检验和Granger因果检验要求时间序列具有相同的单整阶数,首先对这些序列进行单位根检验｡根据检验结果可知,LNCPI､LNM0､LNM1､LNM2､LNM3选择含有常数项和时间趋势项的模型中,均为I(1),而LNFD在不含有常数项和都含有常数项和时间趋势项的模型中为I(1)｡总体而言,6个变量均含有单根,必须差分之后才能平稳｡因此,所列的6个变量在水平值上都是非平稳的｡如果继续对这6个序列的1阶差分进行单位根检验,可以发现这6个变量都是差分平稳的｡

3.协整检验､协整分析与向量误差修正模型VECM

通过单位根检验得知指数序列都是I(1)过程,可以对指数序列进行Johansen协整检验｡选择4阶滞后就能很好地满足检验要求,同时建立了ECM模型｡

轨迹检定(tracetest)中,在R=0时,轨迹统计量123.9478､大于5%显著水平,拒绝5%水平下虚无假设｡而后在R≤1的情况下,轨迹统计量小于5%显著水平,所以在轨迹检定下变量之间存在1个共整合向量｡

接下来得到标准化协整系数的协整关系估计:

LNICPI=0.32LNFD-2.31LNM0+0.54LNM1+2.73LNM2-0.9LNM3+vecm(1)

方程(1)表明,协整关系检验说明在5个变量间存在着长期均衡关系,这意味着它们之间存在长期的相互作用和共同趋势｡M1､M2序列和居民消费物价指数序列有相同的变动趋势｡LNCPI与M2成正方向变动,协整系数较大;而LNCPI和M1协整系数比较小,但M0和M3成反方向变动的协整系数较大｡

为了进一步分析各变量间的相互作用,使用误差修正模型检验变量之间长期均衡关系对各自短期波动的影响｡将方程(1)代入误差修正模型,得到方程(2)为,*表示在5%的水平下显著,()表示标准误,[]表示t-统计量,下同,

分析上述ECM方程我们发现,首先,居民消费价格指数调整与变量之间的长期均衡统计上的关系显著((2)方程中协整误差et的系数显著),表明受长期均衡关系的影响较强;其次,在短期调整当中,居民消费价格指数变量对财政赤字的作用显著,这是财政政策短期有效的体现,居民消费价格指数对于各个层次货币供应量的变化影响微弱,这说明货币政策短期对于抑制通货膨胀作用微弱｡

4.因果关系检验

我们检验变量之间的格兰杰影响关系(Granger,1969)｡选择影响关系最为显著的滞后阶数得到附表的估计结果｡

5%的水平下,*表示拒绝原假设,结果显示财政赤字FD对CPI产生显著作用,对CPI存在显著格兰杰影响;其次,各个层次的货币供应量对CPI没有显著的格兰杰影响,也验证了协整分析中协整关系不显著,说明货币供应量不是物价的主要决定因素,这说明货币政策作用对于抑制通货膨胀作用微弱｡

四､结论分析

以上对印度通货膨胀下的货币政策和财政政策进行了分析,由实证结果可以得出如下结论,

第一,印度财政赤字与物价水平长期呈正相关的关系,短期对物价水平的影响显著,印度控制赤字财政政策对治理通货膨胀有效,表明印度财政政策的效应较强｡印度的政策执行者认为,通货膨胀率控制在5%左右,财政赤字对经济发展就会有利｡印度政府从增收和节支两个方面采取了一系列的措施控制财政赤字控制通货膨胀｡第一,简化税制､调整税率､扩大税基,增加财政收人;第二,改变财政赤字弥补方式,控制印度储备银行的信贷发行;第三,加强国债管理,减少补贴支出,征税筹集的资金用于政府经常性支出,债务资金则主要用于生产性投资,促进生产发展和国民收入的增加;第四,减少政府开支,合理调整支出结构,重点发展公共财政;第五,抑制货币供给总量的增长｡印度储备银行通过采取反通货膨胀措施,降低实际货币供给增长速度,上调现金储备率(GRR)实施公开市场业务销售政府证券｡

第二,各个层次的货币供应量对物价水平短期影响程度较小,作用不显著｡但长期存在均衡关系｡长期M1､M2､M3和物价水平通向变动,符合经济学假设｡

第三,综合以上,可以看出印度财政政策短期与长期控制物价水平的效应大于货币政策,货币政策短期调节物价水平的作用不明显｡由于印度的通货膨胀的原因在于长期的赤字财政,治理通货膨胀总量调节运用的是财政政策,货币政策只成为辅工具,通过货币供应量总量调整的作用并不明显,货币供应量中介的宏观调控能力较弱｡印度主要运用选择性信贷控制,传统的货币政策三大调控工具的作用不明显｡

五､对我国的启示

由于我国1998年至2004年实行积极的财政政策和稳健型的货币政策,对经济增长起了巨大作用,尽管目前通货膨胀率较低,但考虑积极财政政策带来的大量赤字,财政政策应当转型,淡出宏观调控,主要用于供给结构性调整,总量调整以货币政策为主｡

数字经济的显著成果篇（3）

随着我国经济的不断向前发展，成为发展中国家第一大经济体，我国的国际影响力不断加强，进出口贸易额不断攀升。在经济取得举世瞩目的成绩的同时，我国统计数据的质量受到国内外的广泛关注，其中不乏有人对我国统计数据提出质疑，首当其冲的便是我国国内生产总值统计数据。作为宏观经济统计数据的重中之重，国内生产总值（Gross Domestic Product，简称GDP），是指一个国家内的所有常住单位在一定时期内生产并提供给社会最终使用的货物和服务的价值，它综合衡量一个国家或地区经济发展状况与经济实力。

统计数据是经济分析的一个重要基础，对统计数据的基本要求是：准确性、及时性和完整性。其中，最本质的是准确性，准确性是指统计调查提供的资料应该如实反映客观事实、真实可靠。本文即基于Benford法则，运用非参数统计方法中的χ2开方拟合优度检验，对我国GDP统计数据的准确性进行研究。

一、Benford法则及检验方法

1881年，美国天文学家Simon Newcomb在图书管理查阅对数手册时，发现前面的页码磨损程度比后面的页码更加严重，由此他推断出人们处理首位数字小的数据要比首位数字大的数据在频率上要高。到了20世纪30年代，美国通用电气公司研究中心的物理学家Frank Benford再次发现这种现象。为了证明该现象的存在，Benford用了7年时间，收集了20229个数字，包括湖泊的面积、河流的长度、不同城市的人口总量、不同元素的原子质量等等，经过整理分析，得出了以其名字命名的Benford法则：在大量自然数据中，首位数字（左边第一位有效数字）d1出现的概率符合对数规律，

其中，Oi和Ei分别指数据的首位或第二位数字出现的实际次数和期望次数。χ2统计量越大，说明统计数据越不符合Benford法则，数据准确性越值得怀疑。

二、数据选取

由于1949年建国以来，我国实行了不同的经济体制，我国的国民经济核算体系于1984年和1993年做出了相应的调整，为了保证数据的一致性和代表性，本文选取了1993年第一季度到2012年第四季度的GDP季度数据作为基础数据来研究我国GDP统计数据的准确性。数据来源于国家统计局网站（http：///）。

三、基于Benford法则检验GDP统计数据准确性的实证研究

笔者认为，如果我国GDP统计数据是准确的，不存在人为改动，那么数据的首位和第二位数字的分布规律应该和Benford法则的期望分布相符。对于首位数字提出如下检验假设：

H0：季度GDP统计数据的首位数字中，各自然数的实际出现次数和Benford法则的期望出现次数没有显著差别；

H1：季度GDP统计数据的首位数字中，各自然数的实际出现次数和Benford法则的期望出现次数有显著差别；

首位数字分布情况见表1。

显著性水平为0.05，自由度为8的χ2分布临界值为15.507，大于首位数字的χ2统计值4.846，故不能拒绝原假设。即认为季度GDP统计数据的首位数字分布规律与Benford法则期望分布规律相符合。

对于首位数字提出如下检验假设：

H0：季度GDP统计数据的第二位数字中，各自然数的实际出现次数和Benford法则的期望出现次数没有显著差别；

H1：季度GDP统计数据的第二位数字中，各自然数的实际出现次数和Benford法则的期望出现次数有显著差别；

第二位数字分布情况见表2。

显著性水平为0.05，自由度为9的χ2分布临界值为16.919，大于第二位数字的χ2统计值1.088，故不能拒绝原假设。即认为季度GDP统计数据的第二位数字分布规律与Benford法则期望分布规律相符合。

四、结论

本文基于Benford法则，运用非参数统计方法中的拟合优度检验，对我国1993年第一季度到2012年第四季度的GDP统计数据的准确性进行研究。从实证研究来看，不论是首位数字还是第二位数字，我国GDP数据与Benford法则相符合，准确性较高，存在人为改动的可能性较低。

参考文献：

数字经济的显著成果篇（4）

作者：苏航，魏修建，张美莎(西安交通大学经济与金融学院，陕西西安710061)

一、引言及文献综述

营业税改征增值税(以下简称“营改增”)政策有利于减轻第三产业企业税收负担，加快第二产业和第三产业融合发展与转型升级。营业税自1994年分税制改革以来一直是地方财政收入的主要来源，然而在“营改增”政策实施初期改革红利尚未完全释放与地方财政支出持续增长的背景下，“营改增”导致地方财政收入减少和地方政府财政赤字规模扩大，地方政府更偏好通过扩大城投债发行规模的方式为地方政府融资。在此背景下，通过研究“营改增”政策对城投债发行规模的影响，对稳步推进我国财政体制改革，充分释放“营改增”政策红利与规范城投债发行具有重要的理论和现实意义。

现有研究主要从以下三个方面分析“营改增”政策对地方的影响：一是对地方政府财政收入的影响。“营改增”涉及政府与企业、中央与地方之间的关系，使地方财政主体收入结构发生变化，现行分税制财政体制需要尽快做出调整[1][2]。二是对企业发展的影响。企业收入是税收收入的根本来源，增值税更符合税收中性原则，能有效解决货物与劳务重复征税问题，政府通过延伸增值税抵扣链条促进专业化分工与产业融合，推动经济结构转型升级，最终增加地方财政收入[3]；但其“渐进式”的改革方式破坏了增值税抵扣链条的完整性，弱化了产业升级对税收收入与城市发展的效果，进一步增加了地方财政赤字[4]。三是对地方财政赤字规模的影响。分税制改革造成地方政府财权上移与事权下移的状况进一步加剧了地方政府债务膨胀，而“营改增”政策在短期内因减少地方政府财政收入加剧了地方政府的支出压力[5][6]。由于我国地方政府缺乏独立征税权且增加地方税费的阻力较大[7]，在缺乏终身问责制度，造成举债权与偿还责任分离的现状下，“营改增”政策进一步强化了地方政府的债务融资偏好[8]。

现有关于“营改增”政策对地方政府财政与经济增长影响的研究已取得一定成果，但鲜有文献研究“营改增”政策对城投债发行规模的影响。鉴于此，本文选取我国东部和中部全部试点城市以及西部地区省会城市(除拉萨市外)2009～2016年的数据作为研究样本，采用双重差分法检验“营改增”政策是否对城投债发行规模产生影响，并进一步识别地方政府财政赤字在“营改增”政策条件下影响城投债发行规模的中介效应。本文研究有助于进一步解释城投债发行规模在国家管控下不减反增的原因，并为如何在“营改增”背景下规范城投债发行提供改进建议。

本文可能存在以下三个方面的边际贡献：首先运用双重差分刻画“营改增”政策影响城投债规的机制，并验证了地方政府财政赤字在该机制中的中介效应，丰富了“营改增”政策效果研究。其次，通过分析中国当前财税体制改革对地方政府财政的影响，丰富了地方财政赤字影响城投债发行规模的研究，进一步解释了城投债发行规模持续增加的趋势在短期内难以消除的原因。最后，对发行城投债的起因与形成机制的实证分析，为规范城投债发展提供政策启示。

二、理论分析与研究假设

为企业减税降费，促进产业分工与产业链延伸，加速产业整合与转型升级是实施“营改增”政策的初衷。但该政策造成地方政府失去主要财政收入来源之一的营业税，且“营改增”无法在短时间内释放改革红利，加之地方财政支出刚性增加的特征造成地方财政赤字规模持续增加，即使中央与地方平分增值税税收收入，也无法弥补地方政府因失去营业税带来的收入缺口；因此，地方政府对基础设施建设的巨大需求与城投债为基础设施融资的便利性使其发行规模进一步扩大。

“营改增”政策对地方财政收入造成以下影响：首先，“营改增”使地方政府失去独享收入的税种，税收归属的变化削弱了地方政府税收监管的能力与积极性，造成地方财政收入减少[9][10]。其次，“营改增”政策使地方政府无法通过税收减免进行地方政府间的招商引资竞争，一定程度上削弱地方政府参与当地经济活动积极性[11][12]。因此，“营改增”政策使地方政府面临较大的减收压力。

“营改增”的实施同时也影响到地方政府的支出规模：由于企业业务跨地区、跨行业与“营改增”政策分地区分行业试点造成增值税抵扣链条的不完整，使政策实施初期出现很多企业税负不减反增的现象，因相关政策规定使地方政府需要补偿企业此类税收增加所带来的损失，从而进一步增加地方政府财政支出[13]。其次，地方政府的支出责任与职能要求政府提供相应的公共品，尤其自2009年以来我国一直实行积极的财政政策导致地方政府支出持续上升[14]；由于官员的晋升激励和政府间的竞争效应，地方政府存在强烈的投资冲动进一步增加地方政府支出[15][16]。“营改增”政策没有改变因分税制改革造成地方政府财权与事权不匹配的现状，因此，“营改增”使地方政府面临较为沉重的支出压力。

“营改增”的实施进一步加剧了地方财政赤字，地方政府理论上可从“开源”和“节流”两个方面应对地方财政赤字扩张，但“节流”行为因直接触及地方政府财政收入增长的目标而无法实施，故地方政府通过发行城投债弥补地方财政赤字的依赖性进一步加强。“营改增”设计的初衷是解决第三产业重复征税的问题，促进产业分工与产业链整合[17][18]，根据产业更替理论，在工业化发展程度较高的阶段，服务业的发展能够快速推动城市经济增长和城镇化。新一轮的城镇化在城市规模扩张、进一步吸收农村剩余劳动力[19]、资本要素和劳动要素需求增加的同时，城市基础设施建设的需求也随之增长，城投债为城市基础设施建设融资的功能使其规模进一步扩大[20]。

综上所述，“营改增”政策与城投债发行规模之间存在以下关系：“营改增”短期内减少地方财政收入并增加地方财政支出，进一步扩大地方政府财政赤字，在地方政府缺乏独立征税权的前提下，激励地方政府通过扩大城投债发行规模弥补地方财政赤字；同时，实施“营改增”对第三产业的发展产生积极影响，城市是第三产业发展的重要聚集地，进而引发新一轮城镇化效应的同时刺激了城市基础设施建设，进而增加城投债发行规模。因此，本文提出以下研究假设：

假设1：“营改增”的实施扩大了城投债发行规模；

假设2：“营改增”政策通过扩大地方政府财政赤字增加城投债发行规模。

三、模型构建与数据来源

(一)模型构建

本文借鉴范子英、彭飞等人的研究，首先借助双重差分的方法考察“营改增”政策对城投债发行规模的影响[21]；同时参照陈钊、王旸等人采用的中介效应模型[17]，检验地方财政赤字在以上过程中的中介传导作用。

1.双重差分估计方法。双重差分法在政策效果评估方面具有明显的优势。本文研究思路为依据试验期间是否受“营改增”政策影响将全体样本分为实验组与控制组，实施“营改增”的城市为实验组，反之则为控制组。以双重差分模型进行估计最大程度上克服内生性问题，即可得到“营改增”政策对城投债发行规模带来的净影响。基准模型设定如下：

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(1)

式(1)中，Citybondit表示城投债发行规模，β即为核心的差分估计量，刻画了“营改增”政策对城投债发行规模变动的影响程度，若系数β为负，则表明“营改增”政策使城投债发行规模减少，反之则表明“营改增”政策使城投债规模增加。TreateditT为处理变量，“营改增”政策实施的起始年份通过上标T表示，TreateditT=1表示城市i在T年实施“营改增”政策，反之则为0。PerioditT为试验期虚拟变量，若“营改增”政策已在当地发生，则PerioditT=1，反之PerioditT=0。由于我国“营改增”政策在不同地区、不同行业试点实施，故本文选用连续时间双重差分估计法，设置试验组虚拟变量与试验试点虚拟变量相乘的交互项纳并纳入回归模型，通过该系数正负和显著性判断“营改增”政策对城投债发行规模方向和程度的影响。

该模型结论的稳健性依赖于以下3个条件：(1)实验组样本选择的外生性。若实施“营改增”的地区并非随机产生而是由多种因素决定，则不能做出城投债发行规模的变化完全由“营改增”引起的结论。(2)政策本身引起实验组的内生性反应。若某些实验组地方政府提前做出“营改增”政策会在当地实施的预期，并针对此预期做出增加城投债发行规模的行为，则“营改增”政策影响城投债发行规模的识别结果中包含了预期效应的内生性问题。(3)共同趋势前提条件。双重差分法估计结果稳健性的核心因素为：只有实验组样本与控制组样本的城投债发行规模在“营改增”政策前后具有相同的趋势，才能够剔除识别结果中其他因素的影响。依据以上3个条件对模型进行处理并说明：

作为“营改增”政策试点的省或直辖市一定程度上不能满足随机性的假定，可通过以下3点使实验组样本更加符合随机性的要求：(1)在模型中加入符合经济常识且与本文分析主题相关的变量作为控制变量；(2)使用面板数据克服因遗漏变量所产生的内生性问题；(3)通过纳入时间和地区虚拟变量的方式控制研究样本存在的地区和时间固定效应，剔除面板数据结构下可能存在的地区异质性和时间变动的影响，保证该模型符合自然实验条件，从而满足使用双重差分法进行估计的前提条件。因此，在式(1)基础上建立如下模型：

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(2)

为避免变量过多产生多重共线性，本文选择与本文研究主题相关的关键变量作为控制变量。本文借鉴相关研究选取的控制变量为：土地财政收入(LP)、外商直接投资(FDI)、经济增速(RGDP)与道路面积(Road)[13][22][23]；为最大程度消除异方差影响，所有变量除经济增长速度(RGDP)之外全部取其自然对数，控制变量系数为γ，时间和地区固定效应分别为λ和δ。

(1)判定实验组个体产生预期的内生性。某些地方政府可能产生本辖区将实施“营改增”的预期，并通过增加城投债发行规模的方式应对“营改增”实施所带来的财政收入减少的情况，进而影响双重差分模型政策识别的准确性。通过考察该辖区在“营改增”前1年(T-1)前后城投债发行规模是否发生显著变化可检验地方政府是否对“营改增”形成了明确的预期，即在式(2)的基础上，设定：

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(3)

若式(3)中系数β2不显著且(2)式中系数β1显著，说明地方政府未形成本辖区实施“营改增”政策的预期；若系数β2显著，则说明地方政府形成本辖区将会实施“营改增”政策的预期并增加城投债规模。此类情况则需通过(4)式检验城投债发行规模在“营改增”前2年(T-2)前后是否发生显著变化：

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(4)

式(3)和(4)中，虚拟变量TreateditT-1、PerioditT-1、TreateditT-2、TreateditT-2分别表示重新定义T-1或T-2年为实施“营改增”的年份。

(2)平行趋势假定验证。借鉴Hilary等人的做法，通过反事实法验证控制组与实验组样本是否符合共同趋势假定，即假设在未实施“营改增”年份实施改革，并对其进行回归分析[24]。

2.中介效应模型分析。若自变量通过另一变量对因变量产生影响，则称这一变量为中介变量。为验证地方财政赤字是否在“营改增”政策影响城投债发行规模的机制中存在中介传导作用，本文借鉴Baron的中介效应分析方法[25]，设定如下模型：

lnCitybondit=α+φ1BTVit+γXit+λt+δi+εit

(5)

lnDFit=α+φ2BTVit+γXit+λt+δi+εit

(6)

lnCitybondit=α+φ3BTVit+φ4lnDFit+γXit+λt+δi+εit

(7)

式(5)～(7)中：BTVit表示实施“营改增”的虚拟变量，其余变量与系数所代表的含义与前文相同。中介效应检验顺序如下：第一步，检验式(5)系数φ1是否显著，若显著则认为存在中介效应。第二步，检验式(6)中系数φ2与式(7)中回归系数φ4是否显著；若均显著，则说明地方政府赤字在“营改增”政策造成城投债规模扩大的机制中产生部分影响。第三步检验式(7)中系数φ3是否显著，若不显著，则为完全中介效应，即“营改增”政策影响城投债发行规模的机制中全部通过地方财政赤字实现，反之则说明直接效应显著。第四步，若φ1φ2和φ3的符号相同则为部分中介效应，φ1φ2/(φ1φ2+φ3)为中介效应在总效应的比例。

(二)数据来源与指标选取

1.样本选择。由于双重差分模型需要区分试验期和非试验期，本文选取2009～2016年作为研究时间区间，包括试验期与非实验对比期，为降低样本差异过大以及保证数据的完整性，选取东部及中部所有城市，仅将西部地区省会城市(除拉萨市)纳入分析；由于“营改增”在2012年下半年进行大规模试点，考虑从“营改增”从实施到实现其预期效果存在时滞，故将改革年份设定为2013年。

2.变量设计与描述性统计。“营改增”(BTV)：若该变量赋值为1则表示当年该城市实施“营改增”，反之设置为0；土地出让收入(LP，单位：亿元)，为排除土地出让收入对城投债发行规模的影响，故将该变量纳入模型能够进一步准确识别“营改增”政策对城投债发行规模的影响；财政赤字(DF，单位：亿元)：即当地财政收入与财政支出的差额；外商直接投资(FDI，单位：百万美元)：以外商直接投资金额表示；经济增长指标(RGDP，单位：%)该指标能够反映本辖区经济增长压力，因为该城市生产总值相较于去年增加的相对值是评判该市当年经济发展状况的标准；道路面积(Road，单位：平方公里)用公路面积来表示城市基础设施的规模。“营改增”政策的设计初衷就是通过废除营业税减轻第三产业的税收负担并加快第三产业与其他产业的融合发展，然而第三产业的发展需要完善的基础设施建设，当城市基础设施需求增加时会进一步增加城投债发行规模。变量的描述统计见表1。

表1变量统计描述

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注：(1)数据来源：《中国城市统计年鉴》《中国国土资源统计年鉴》和Wind数据库。(2)除“营改增”变量和经济增长之外，其余变量在所有分析过程中均取自然对数。

四、实证结果与分析

(一)“营改增”对城投债规模影响

首先根据式(2)分析“营改增”政策对城投债发行规模的影响，估计结果见表2。

表2双重差分模型估计结果

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注：(1)括号内数字为T统计量；(2)***、**、和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，下表同。

表2中第(1)、(3)、(5)列的双重差分估计量TreateditT·PerioditT分别在1%、1%和5%水平上显著，回归系数均为正且从第(2)、(4)、(6)列的回归结果表明，加入控制变量后双重差分估计量系数的符号与显著性均未发生改变，说明“营改增”政策显著增加了城投债发行规模。对不同区域的回归结果进行分析：东部地区双重差分估计量回归系数显著大于中西部地区，加入一系列控制变量后，第(4)和(6)列的回归结果也进一步增强上述结论的稳健性。可能存在以下两方面原因：一方面，东部地区第三产业较为发达，营业税主要的征税对象为第三产业，“营改增”政策实施后地方政府失去大量税收收入，激励地方政府通过发行城投债进行融资；另一方面，在“营改增”政策之前两税并行造成服务业的税收负担大于制造业，一定程度上抑制了当地服务业发展，特别是在经济发展水平较高的东部地区[26]，“营改增”政策实施之后，服务业税收负担大幅下降，服务业与制造业同时获得快速发展的政策利好，生产率不断提高，资本流向生产率较高的产业，劳动要素进一步向城市流动，产生城市基础设施建设新需求，地方融资平台为城市基础设施建设融资的职能得到充分发挥，使城投债规模进一步扩大，第(4)列的控制变量城市道路面积(Road)回归系数支持了这一解释。

其次，通过双重差分法对(3)式进行回归以检验实验组个体是否对该辖区实施“营改增”政策形成明确预期。如表3检验结果表明，平行趋势假定核心估计量TreateditT-1·PerioditT-1的回归系数在第(1)、(2)、(5)、(6)列中为负，在第(3)、(4)列中为正，且均不显著；在加入控制变量下显著性与符号未发生明显改变，说明处于实验组的地方政府没有形成该辖区将要实施“营改增”政策的预期，地方政府因对“营改增”政策产生预期增加城投债发行规模引发内生性问题得以排除。两组城投债年平均发行额度数据说明，实验组与非实验组的城投债年平均发行规模大致保持相同的变化趋势；实施“营改增”政策后试点地区城投债发行量相较于非试点城市存在增长的趋势。根据上文模型设定，分别假设“营改增”改革发生在2011年和2012年进行双重差分估计，表4为平行趋势假定验证的估计结果。

表3政策预期效用检验结果

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由表4中两个核心双重差分估计量Treatedit2012·Periodit2012与Treatedit2011·Periodit2011的系数均不显著可得：无论是以2011年还是2012年作为模型的“营改增”起始时间，试点城市与非试点城市的城投债年平均发行规模的差异均没有发生显著变化，排除其他政策因素或随机性因素导致城投债年平均发行规模的变化，本文双重差分模型符合共同趋势假设的前提条件。

表4共同趋势检验结果

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(二)地方财政赤字的中介机制

由于中介效应模型全部采用面板数据进行分析，为有效剔除面板数据可能存在的地区异质性以及经济周期波动的影响，需要控制地区固定效应与时间效应。首先，检验式(5)“营改增”(BVTit)对城投债发行规模(Citybondit)影响的总效应φ1是否显著，回归结果如表5所示。全部样本与分样本回归结果表明，φ1均在5%水平上显著，表明“营改增”政策对城投债发行规模影响的结果是稳健的，即实施“营改增”政策对城投债发行规模具有正向影响，且存在区域差异。城市道路面积与土地财政的估计系数基本符合研究假设，只有土地出让收入得到保障，地方融资平台才能够以土地作为抵押资产发行城投债，为城市基础设施建设融资。

其次，检验式(6)中“营改增”政策(BVTit)对地方政府财政赤字影响的系数φ2是否显著，回归结果如表6所示，“营改增”政策对地方政府财政赤字具有显著正向促进作用，均在5%水平上保持显著，从地区差异来看，东部地区回归系数0.11显著大于0.0654，表明东部地区地方政府财政赤字受到“营改增”的影响显著大于其他地区。此回归结果与现实相符，东部地区税基显著大于中西部地区，“营改增”政策对东部地区地方政府财政收入冲击最大，“营改增”政策进一步扩大地方政府财政赤字。

表5“营改增”对城投债影响估计结果

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表6“营改增”对财政赤字影响估计结果

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同时检验式(7)财政赤字(DFit)对城投债发行规模(Citybondit)回归系数φ4是否显著，回归结果如表7所示。第(1)、(3)、(5)列的回归系数φ4均在1%的水平上显著，表明财政赤字引发城投债发行规模扩大，且东部地区的地方政府财政赤字系数0.17显著小于中西部0.2336，说明中西部地区缓解地方财政赤字更依赖发行城投债。其原因在于，在经济发展水平相对较高的东部地区，实施“营改增”之前存在的集聚效应使得东部地区的人才、资本等生产要素禀赋优于中西部地区，“营改增”实施之后，凭借良好的经济基础快速实现产业结构转型，地方政府可以利用生产要素的溢出效应和产业升级等高质量的生产方式缓解地方财政赤字，而中西部地区倾向于增加城投债规模解决地方政府财政赤字问题。综合表7结果可知，回归系数φ1和φ2均显著，因此中介效应显著，假设2能够被证实，即地方财政赤字在“营改增”对影响城投债发行规模的机制中存在显著中介效应。

最后检验该中介效应为完全中介效或部分中介效应。从表7回归结果看，各列反映“营改增”政策对城投债发行规模影响的直接效应系数φ3均显著，因此要判断比较φ1φ2和φ3的符号，从表6和表7的结果可知φ1φ2和φ3的回归系数符号均为正，所以地方财政赤字具有中介效应，分样本的估计结果同样支持该结论。由中介效应占总效应的比例φ1φ2/(φ1φ2+φ3)可知，全部样本区域为6.1%，东部地区为5.8%，中西部地区为9.3%。

从区域差异的视角进行分析，中介效应占总效应的比例为6.1%，显著大于东部地区的5.8%，将以上结果与表6与表7的综合结果进行分析。表6结果显示，“营改增”对东部地区地方财政赤字规模扩张的效果大于中部地区；表7结果显示，中西部地区缓解财政压力更依赖扩大城投债发行规模；进一步分析可知：“营改增”对地方财政赤字的影响存在区域差异主要源于实施“营改增”之前的各地经济水平差异，而地方财政赤字对城投债规模的影响存在区域差异，则主要是源于地方财政赤字扩张后地方政府寻求扩大城投债发行规模的主观努力水平和客观现实条件，后者更能体现出“营改增”通过影响财政赤字影响城投债发行规模的程度，因此，中西部地区中介效应占总效应的比例大于东部地区。

表7“营改增”、地方财政赤字对城投债规模影响估计结果

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数字经济的显著成果篇（5）

随着历年来我国政府不断实施刺激性的财政政策，有效地依靠政府投资带动了我国GDP的增长，但与此同时我国政府的财政赤字规模也不断增大，如图1所示，2010年我国政府财政赤字规模已达6772.65亿元，虽然较2009年有所回落，但财政赤字占GDP比重已经达到2.8%，财政赤字规模较大，因而研究我国政府财政赤字对经济发展的影响对于未来我国财政政策的制定具有较为重要的意义。

我国财政赤字与经济发展相关要素关联度分析

政府财政支出的大幅增长可以通过带动投资进而促进经济增长，同时也会通过作用于社会产品产出、消费价格水平和国民可支配收入来影响社会的总体供求关系，并对整个社会的经济增长量、通货膨胀水平等指标产生影响。

本文以1985年以来我国年度国家统计年鉴的数据为基础，通过对1985年以来我国政府财政赤字与该年度的经济发展变量之间的相关分析，如表1所示，可以发现，我国政府的财政赤字规模与社会消费品零售总额、全体居民消费水平、平均货币工资水平、国内生产总值、固定资产投资总额存在明显的相关关系，财政赤字的增加对这些经济要素的变化有显著的相关影响，此外，财政赤字规模与居民消费价格指数虽存在一定的相关关系，但是关系并不明显，而政府财政赤字规模与城镇登记失业率和进出口状况的关联度较小，无法通过显著性检验。基于此，本文认为：

（一）财政赤字扩张政策促进了我国宏观经济的增长

我国财政赤字规模扩大与国内生产总值的相关关系均显著为正，其中与第一、第二、第三产业GDP的相关关系为0.682、

0.675、0.698，伴随着我国财政赤字规模的扩大，各个产业的生产总值也稳步提升。同时通过相关性分析可以发现，我国财政赤字规模的扩大很大程度上刺激了我国固定资产投资总额的增加，政府主导的固定资产投资的增长无疑是促进我国宏观经济逆势增长的重要因素之一。此外，政府财政赤字规模的扩大也伴随着我国居民平均货币工资的增长，这种增长增加了我国居民的消费能力从而促进了我国社会消费品零售总额的增长，有效地拉动了内需，从而抵消了出口形势低迷给我国经济增长带来的负面影响。从我国财政赤字规模与进出口差额之间无明显的相关关系可以发现，我国财政政策的实施对于进出口贸易的影响较小，因而扩张性的财政政策主要通过拉动投资和内需来促进我国经济的增长。

（二）我国财政赤字扩张刺激通货膨胀水平

基于相关性分析结果可以发现我国政府财政赤字规模与居民消费价格指数成负相关关系，当财政赤字规模较低时，居民消费价格指数升高，但是升高幅度较小，二者相关系数仅为0.439，并且其显著性较差，因此本文认为政府扩张性财政政策相较于货币政策对于经济整体通货膨胀状况的影响程度较小，其对于居民消费价格指数的影响方向也有待验证。

（三）我国财政赤字扩张政策对提升就业作用有限

国家财政政策与货币政策的制定目标往往集中在三个方面：促增长、稳通胀和保就业。通过相关性分析可以发现我国财政赤字规模的增长与城镇失业率之间的相关关系并不显著，扩张性的财政政策虽然有效拉动了投资和内需，但对于居民就业率的提升并不存在显著的影响效果，因而可以认为我国财政赤字扩张政策对提升就业的作用效果较为有限。

财政赤字对宏观经济增长影响机制分析

我国财政赤字扩展政策可以有效地拉动内需和固定资产投资，从而保障我国宏观经济在出口疲软、外部环境恶化的情况下依然稳步增长，为了更加清晰地了解我国财政赤字扩张政策对于我国宏观经济增长的具体影响，本文在上述相关性分析基础上，从固定资产投资和居民消费两大方面对我国财政赤字扩张政策对经济增长的具体影响机制进行分析，从而了解我国扩张性的财政政策在经济增长过程中的具体作用机制，为我国政府制定相关的财政政策提供科学的建议。

（一）我国财政赤字对固定资产投资拉动效应分析

我国通过扩大财政支出来带动经济增长，最直接的途径便是通过政府引导的固定资产投资来带动相关产业的发展，刺激原材料产品的需求，创造新的就业机会等，因此作为财政赤字政策最主要的刺激途径，本文通过分析我国财政赤字政策与各个固定资产投资细分分支指标之间的相关关系来了解我国扩张性的财政政策对于固定资产投资增长的具体拉动作用，如表2所示。

我国扩张性的财政政策在加大财政赤字的同时，其对于固定资产投资的拉动作用主要体现在基本建设投资和更新改造投资上，在我国政府加大财政开支以刺激经济的政策贯彻过程中，各地地方政府主要通过加大基础设施建设，更新和改造以往的基础设施来实现GDP的增长，从而提高自身经济增长速度，而对于其他固定资产投资项目的着力较小，特别是对于房地产开发投资的投入力度较低，由此可见在各地政府的财政支出中，用于建设保障性住房等房地产开发投资的资金支出占其总体财政安排的比例较小，各级地方政府对于扩张性财政政策的运用存在偏离民生所需项目，主要投资于更能凸显政绩的基础设施建设项目的倾向。

同时，目前我国财政赤字扩张政策所带动的固定资产投资主要依靠国家预算资金投入，其所带动的其他相关资金投资较少，尤其是外资参与投资的资金比例较小，大量国家新增固定资产投资主要由国家财政拨款的现实也说明目前我国利用扩张性财政政策来提振经济的措施给国家财政带来了较大的压力，在未来的发展中我国各地政府应当适当调整固定资产投资项目的资金来源构成，通过引导其他资金投入固定资产投资项目来适当丰富其投资项目的资金来源，从而降低财政负担，同时也转移项目成本和风险。

最后，我国政府的财政赤字规模与企业主导的固定资产投资规模的增长相关性不显著，说明我国扩张性的财政支出所投资的固定资产项目并未带动企业主导的固定资产项目的投资，由于企业的固定资产投资经营往往以自身利益最大化为考虑目标，因此在目前经济形势较为悲观的情况下，大多数企业的固定资产投资活动往往有所减少，而另一方面，我国各级政府的固定资产投资项目往往与企业的经营运作相关性较低，因此企业对于参与这些固定资产投资项目的兴趣较小，使得企业的固定资产投资规模与财政赤字规模之间的相关程度下降，进而降低了二者之间相关关系的显著性。

综上可知，我国财政赤字规模的扩大虽然有效地拉动了经济增长，促进了我国固定资产投资规模的扩大，但是各级政府的财政支出项目具有较为明显的政府导向型，投资项目的资金构成单一，投资项目的经济效益水平较差，企业的参与程度低，因而是一种较为不可持续的增长趋势，所以我国政府在未来使用扩张性财政政策来刺激固定资产投资增长时应当更注意与市场接轨，丰富投资项目的投资模式，调动相关企业的积极性，从而形成一种可持续增长的财政支出刺激模式。

（二）我国财政赤字对居民社会消费拉动效应分析

我国财政赤字规模的扩大也有效地拉动了我国居民的整体消费水平，对拉动内需有着积极的作用，但是对其拉动内需的具体机理依然有待进一步分析。本文通过我国财政赤字规模与居民消费相关的经济参数的相关分析来了解我国财政赤字扩张政策对居民社会消费的具体拉动效应，如表3所示。

我国政府的财政赤字政策有效地刺激了城镇和农村居民的消费水平，财政赤字规模越大，居民的消费水平提高程度越大。同时，从上文的相关性分析结果也可以看出我国政府扩张性财政政策中财政赤字规模越大，城镇和农村居民的恩格尔系数越低，即居民的生活水平随之提高，因而从居民消费的角度来说，我国扩张性的财政政策对于居民消费水平的提高和消费需求的扩展具有有效的拉动效应。

但是，从供给面上，我国政府的财政赤字扩展政策并未能有效提振国内消费领域的供给方信心，各个居民消费相关行业的景气指数并未因为我国政府刺激性的财政支出政策而产生对应的变化，因此本文认为虽然我国政府所实施的财政支出刺激政策在短期内通过家电下乡补贴、购车补贴等方式刺激了居民的消费热情，但是在企业界和市场的供给端，由于国家财政刺激政策具有短期性并且具有一定程度上的狭隘性，如产品补贴范围有限，产品指定供应商限制等，市场对于我国政府所实施的扩张性财政政策的反应并不热烈，我国政府的财政赤字政策虽然对于居民社会消费具有打动效应，但并未起到促进长期国内消费的预期效果，是一种短期的，不可持续的财政刺激政策。

因此，在未来我国政府制定财政赤字政策时，应当注意改变刺激性财政政策在居民消费相关政策细节上的刺激模式，从仅提高居民的消费热情这一短期目标中解放出来，以提高市场对于居民消费的供给热情以及居民消费体系的长期健康发展为主要目标对我国居民消费体系进行长远的规划，例如采用税收优惠政策来引导企业产能，提高企业生产热情；通过减少物流运输费用来促进居民消费商品流通；通过减少交易环节费用征收来促进居民商品交换效率等。

我国财政赤字扩张政策改进建议

基于本文对我国政府近年来的财政赤字扩张政策的分析可以发现目前我国政府在经济危机过后所采取的刺激性财政政策对保证我国经济在危机时期的稳步增长做出了十分重要的贡献，同时也可以看出我国财政赤字扩张政策对于我国经济的提升作用主要体现在固定资产投资和居民消费提升效应上。

通过对我国财政赤字扩张政策的具体刺激效应的分析可以发现目前我国各级政府的财政刺激政策依然停留在政府主导的短期刺激性投资上，对于市场的主体——企业的积极性的调动十分欠缺，大多数财政支出政策仅仅着眼于短期内提高政府经济政绩，并提高居民的消费热情，却未对企业界的需求和关注做出对应的应对政策，从而使得目前我国的财政刺激政策所带来的经济增长缺乏有效的持续性。

数字经济的显著成果篇（6）

一、引言

目前大多数国家都同时实行居民税收管辖权和收入来源地税收管辖权。但是在跨境经济活动中，所得的收入既涉及了居民税收又涉及了收入来源地税收，两者就像是一份跨国收入的两端。如果收入获得者既要向收入来源地国纳税，又要向居住国纳税，那便构成了双重税收。本文将主要介绍当前国际税法体系是如何在居民税收和收入来源地税收之间分配公司收入的，以及随着全球化和数字化的发展对跨国公司带来的影响对现有体系造成的冲击。

二、当前国际税收体系与其缺陷

1923年，在国际联盟的赞助下，四位经济学教授，Briuns，Einaudi，Seligman以及Sir Josiah Stamp为第一份税法公约提供了基础模板。在报告中，他们建议，跨国经济活动的收入应当要适用收入来源地税收原则，但对于来源于投资性质的收入，如股息、特许使用费和利息等，应当要适用居民税收原则。从此，居民税收与收入来源地税收两个原则的支持者根据这一报告达成了妥协。而这份报告所建议的这一具有突破性意义的征税方式至今仍然在适用：在OECD的税收协定范本中，积极的商业行为所得收入适用收入来源地税收原则，消极的投资行为所得收入适用居民税收原则。当然，OECD对此也列出了一些例外情形，如不动产投资应当由收入来源地征税等。这一方式得到了广泛的认可，被认为是合理的税收权分配方式。

三、BEPS行动计划――重新确定营业活动的税收地点

2008年的金融危机之后，很多国家都面临这高涨的政府债务，而针对跨国公司将应被征税的利润转移至税收政策优惠的地区的新闻报道再一次将公众的注意力投向了为这种转移利润行为提供了机会的各国间不协调的税收政策上。因此，在2012年六月墨西哥举行的G20会议上，成员国的领导人一直要求针对税基侵蚀和利润转移的现象提出新的措施。于是，OECD于2013年了一份叫做《解决税基侵蚀和利润转移》的报告，报告中运用研究和调查数据详细描述了跨国公司转移利润所产生的影响。报告通过实证研究分析了当前的一些跨国公司是如何将利润转移至低税收国家的。BEPS的报告还总结道：大量的指标显示一些跨国公司的税收筹划正变得越来越超过底线，而由此引发的是越来越严重的遵守法律和公平的问题。

OECD还称：税基侵蚀和利润转移已经使公司收入税收整个整体岌岌可危，因为如果不对此现象做出相应举措，将破坏整个商业的公平竞争，那些拥有税务实践知识的跨国公司无形中比一些国内公司多享有很多竞争优势。

对此，第6项行动计划对这个问题的建议主要有三个。首先，它建议在双重税收协定的序言中应当清晰表明缔约方要力图避免为“通过逃税或避税来减少或完全消除税收”创造机会。其次，OECD提出了一个新的“主要目的测试（principle purpose test，PPT）”。不过PPT的测试方法描述比较模糊，更多的是寄予缔约国自由裁量权。最后也是最重要的，OECD还提出了一个新的反滥用规则，并将其称为“利益限制”条款（limitation on benefit clause，LOB-Clause）。利益限制条款将确保只有合格的纳税人才能享受双重税收协定所授予的优惠。

综上，“利益限制”条款的运用具有一定的技术性，但是其目的还是很清晰的，那就是确保只有与缔约国有显著的个人或经济联系的公司才可享受协定优惠。而过去的注册地之类的关联度在新的“利益限制”条款下将显得不那么重要，而公司的股东或投资人的居民身份将变得更为重要。而且有了对实际营业活动的要求，公司居民身份的定义开始包含了一些过去用于定义收入来源地的因素。

四、第1项行动计划：应对数字经济的税收挑战

因为传统贸易涉及了实体货物交换和与用户的实体互动，而数字贸易并不一定涉及这些，所以“常设机构”的概念必须做出调整。数字贸易利用信息的高速传输，使公司可以在一国进行营业活动的同时与他国的用户进行贸易往来，因此即便没有实体存在该公司也可以在其他国家获得收入。对此，BEPS第1项行动计划提出了大量的措施来应对这一挑战，其中对于如何调整“常设机构”的概念主要由以下几个提议：

（一）修改辅和准备性活动的例外清单

为了修改辅和准备性活动的例外清单，OECD提出了两个观点。首先，OECD考虑能否删去原来的一些例外。因为在数字贸易中，货物或服务的配送是一个重要环节，所以OECD考虑能否将配送从例外条款中删去。那么如果一个在线销售实体产品的卖家，保存一个非常大的本地仓库并让众多的员工在里面工作，以便储存及配送在在线销售授予顾客的产品（其商业模式是要接近消费群体并需要快速交付实体产品），则该卖家在新准则应已构成常设机构。其次，OECD还更激进地考虑是否要删去整个辅和准备性活动的例外清单。

OECD提出的修改主要目标是那些还需要依赖实体储存和配送的在线销售卖家，比如Amazon和eBay等。但是显然这种做法远不能覆盖数字贸易中的其他商业模式，而且由于这种提议还是要靠对公司与一国的实体联系做界定，其适用还是有很大的限制性。对此Daniel W.Blum教授建议改变对“辅和准备性活动”的解释：即只有设立意图确实是为进行辅和准备性活动的机构在被排除在常设机构之外。

（二）提出新的关联基础――“显著数字存在”

第二个重大修改就是对常设机构的概念引入了一个新的关联度――显著数字存在。OECD规定如果一个公司在一国进行了明确的完全非物质型数字活动，且在该国经济中有“显著数字存在”，那么它可以被认定在该国具有数字存在，也就是该公司在该国存在数字常设机构。

OECD提出的“数字常设机构”可以与传统的“常设机构”共同存在，同时也不会适用于公司的主体上，在判定营业活动是否完全依赖于完全非物质型数字活动时，OECD在2014版的阶段性报告中列举了多个要素，同时OECD还提出只有这类企业在超过一定门槛、从而体现出其与市场所在地的经济存在实质性的持续互动时，才会被视为构成常设机构。

（三）以“显著经济存在”替代“常设机构”

OECD在2014年的阶段性报告中提出要以“显著存在”替代传统的“常设机构”概念，并提出了测试标准。OECD认为该测试不仅可以包含传统的商业模式，还可以涵盖新的数字商业模式。而在2015年的最终报告中，OECD提出了“显著经济存在”的全新关联度概念。相较前一份报告，最终报告中对于这个概念要考虑的因素阐述的更为详尽，包括基于收入的因素、数字化因素、基于用户的因素以及集合收入因素与其他因素的可能。

（四）引入新税源

OECD还试图引入新的税源来应对数字经济，首先提出的就是对数字化交易征收预提税。税务机关可以在本国居民向非居民供应商在线购买商品和服务时，对其支付的费用征收预提税。OECD认为采用预提税可以使收入来源地国更有效地对来源于本国的数字贸易所产生的收入进行征税。此外2014阶段性报告中还提出引入“比特”税，即按网站的带宽使用来进行征税，设立一定门槛，但是报告的描述较为宽泛，没有详述。而在2015年的最终报告中，OECD还提出引入“衡平税”，即为确保外国和本国供应商享有平等的待遇，对被确定有显著经济存在的非居民企业征收“衡平税”。

五、第7项行动计划――《防止人为规避常设机构》

OECD的第7项行动计划主要针对的是跨国公司利用佣金人或类似安排人为的规避常设机构的行为。根据行动计划的定义，佣金人安排指的是，一个人以自身的名义在某国代表一家外国企业销售该外国企业拥有的产品。通过该安排，该外国企业可以在某国销售其产品，但技术上不在该国构成常设机构，因而销售利润不会因归属于在该国的常设机构而在该国征税。由于佣金人并不拥有其销售的货物，故上述国家只能对其服务所得的报酬征收却不能对销售利润征税。

另外，OECD的税收协定范本第5条规定：安装工程开展连续12个月以上的，将被认定为常设机构。而实践中一些公司为了规避常设机构将合同分成多个部分，是的每一部分的活动都少于12个月。在第7项活动计划中对这种“活动拆分”情形做了处理，只要被拆分的各个营业单元之间存在紧密关联或者互补职能，那就应该整体地进行审查是否构成“常设机构。”企业将不能将整体商业运营拆分成不同的小单元，并主张每个单元仅参与准备性或辅的活动。

六、结语

数字化和全球化已经并仍在引人注目地改变着世界经济的形态。互联网技术使商品生产和销售不再密不可分，所以不能再单一地将实体关联度作为确定收入来源地的依据，顺应现代经济发展，调整国际税法是必不可少的。想要防止跨国公司随意的挑选自己的居民身份和收入来源地进行避税，OECD目前提出的修改方案还是不够的。首先，这种角度是否会对某些不同商业模式的公司造成歧视？如果对现有的常设机构增加一个“数字关联度”的概念，那传统模式的跨国公司可能就不会被收入来源地国征税，而进行数字贸易的企业可能就会被征税。又或者对于不同商业模式的公司适用不同的“常设机构”概念，那么该如何判定一个公司的商业模式呢？

其次，数字常设机构的概念能否被有效使用？引入这个概念的意图在将数字贸易的商业模式从传统商业模式中区分出来，但是一些传统商业模式的企业也正在逐渐开展数字贸易，如何定义这些企业？考虑到实践中可能遭遇的复杂问题，由此很可能产生新的歧视。

最后，利用销售网站的客户访问量和带宽使用来判断企业是否要被征税还可能在用户市场大国和用户市场小国间造成歧视。因为人口大国和人口小国之间的网站使用率显然差异巨大，所以仅仅以“比特率”来做门槛显然是不现实的。正另外，科技发展必然会驱使传统商业模式进步，想要使传统商业和数字贸易间泾渭分明也是不现实的。总的来说，BEPS行动计划的一系列成果值得肯定，但是仍然有许多具体实施上的问题亟待解决。（作者单位：华东政法大学国际法学院）

参考文献：

[1]G20税基侵蚀和利润转移（BEPS）项目2014年成果之一――关于数字经济面临的税收挑战的报告（第1项行动计划），国家税务总局2014年版.

数字经济的显著成果篇（7）

本文采用的样本数据为19812009的年度数据。共引入这个四个影响变量来分析国债发行规模（DEt），用字母分别表示为：国内生产总值（GDPt）、财政赤字（ZZt）、居民储蓄（PSt）、国债还本付息支出（PDt）。同时为去除通货膨胀因素所造成的影响，对这些变量分别进行GDP指数平减（本文以1978年为基期），根据经验，数据的自然对数变换不改变原数据的相互关系，只是使其趋势线性化，并且能消除数据的异方差现象，因此本文在进行实证分析之前对国债发行额、国内生产总值、财政赤字、居民储蓄、国债还本付息支出的原始数据进行了自然对数变换，样本变量的表示符号为国债发行额（LDEt）、国内生产总值（LGDPt）、财政赤字（LZZt）、国债还本付息（LPDt）和居民储蓄（LPSt）

一、单位根检验

单位根检验的结果表明，时间序列LDEt、LGDPt、LZZt、LPDt、LPSt在5%和10%的显著性水平下均存在一个单位根，属于非平稳序列。但LDEt、LGDPt、LZZt、LPDt、LPSt经过一阶差分后，在5%和10%的显著性水平下均具有平稳性特征。

二、协整检验

表1是Johanson协整检验结果。其结果表明：通过特征值迹统计量检验，显示在5%的显著性水平上有4个协整方程；通过最大特征值统计量检验，显示在5%的显著性水平上有4个协整方程。这说明LDEt、LGDPt、LZZt、LPDt、LPSt五者之间存在着协整关系，即五个单独的时间序列LDEt、LGDPt、LZZt、LPDt、LPSt各自是一个非平稳序列，但序列间的线性组合却是稳定的，存在着长期稳定的均衡关系。 三、脉冲响应函数

本文利用脉冲响应函数方法分析各内生变量对国债发行额的影响：

图1生产总值的冲击引起的国债发行规模变化的脉冲响应函数图。GDP的正冲击对国债发行额的影响不断增大。

图2财政赤字的冲击引起的国债发行规模变化的脉冲响应函数图。对来自LZZ（财政赤字）的一个冲击的响应是在第二期才出现的，这一响应是正的财政赤字的负冲击对国债发行额的影响则呈现波浪式变动，正值的最大值不断增加而负值的最小值也在不断增加。

图3国债还本付息支出的冲击引起的国债发行规模变化的脉冲响应函数图。国债还本付息的正冲击对国债发行额的影响，与国债发行额本身的影响类似，但是变动幅度较小。

图4居民储蓄的冲击引起的国债发行规模变化的脉冲响应函数图。对来自LPS（居民储蓄）一个冲击的响应在第二期才出现，这一响应是正的，并且在第四期降到0值左右，在第五期略有上升，以后各期的影响在0值附近上下波动。

综上分析可以得出，LZZ（财政赤字）和LPS（居民储蓄）对国债发行规模有较大影响。

四、Granger因果检验

从表2中可以看到，LPS（居民储蓄）满足Granger因果检验，检验结果表明，LPS不是LDE的Granger成因这一原假设在5%的显著性水平下被拒绝，从表2中可以看到概率值为0.0102。因此，通过Granger检验的结果，我们认为，LPS（居民储蓄）是对LDE（国债发行规模）产生较大影响的因素。而LGDP（国内生产总值）、LZZ（财政赤字）和LPD（国债还本付息支出）不是LDE（国债发行规模）的Granger成因。

数字经济的显著成果篇（8）

【中图分类号】G616 【文献标识码】A 【文章编号】1004-4604（2016）12-0038-05

本研究所说的数学能力主要是指儿童在数学学习过程中，迅速而成功地掌握相关知识和技能的能力。〔1〕Baroody（1986）认为，儿童早期数学能力包括非正式数学能力和正式数学能力。非正式数学能力是指在学校教育环境之外儿童获得和发展的数学能力，儿童可通过自身具有的数学学习生物倾向性（如数字感）以及与周围物理环境和社会文化的相互作用积极建构这种能力，包括数数、数字比较、简单运算、数概念掌握等四种能力。正式数学能力是指儿童在学校教育环境中获得和发展的数学能力，包括数字读写、掌握数字事实、掌握运算技能、理解数学概念等四种能力。有研究表明，儿童在幼儿园时期所获得和发展的数学能力可显著预测其正式入学后的数学学习水平。〔2〕

近年来，有大量研究发现，儿童的数学能力和执行功能存在显著相关。〔3〕Caron发现，儿童4岁时的执行功能水平可显著预测其小学一年级的数学能力，〔4〕Mark 和Elizabeth等人的研究也证实执行功能和数学能力之间存在显著相关。〔5〕这表明执行功能是影响儿童早期数学能力发展的关键因素之一。执行功能（Executive Function ，简称EF）是一种高级认知活动，是对一般认知过程进行的控制和调节，它有特定的生理基础，即大脑前额叶及其边缘地带。执行功能主要包括认知的灵活性、工作记忆和抑制控制三部分。

此外，也有很多研究表明，家庭社会经济地位（以下简称“家庭SES”）对儿童的发展具有重要影响，〔6〕对儿童数学能力的发展影响尤为显著。〔7〕研究发现，贫困家庭儿童与普通家庭儿童大脑的海马体和前额叶差异明显。〔8〕大脑前额叶区是个体调节、控制自身的主要脑区，执行功能是该区的主要功能之一。儿童早期的家庭社会经济状况可能会通过影响大脑的某些结构而影响儿童早期的数学能力。本研究拟通过实证方法考察4～5岁儿童家庭SES、执行功能及其数学能力发展三者之间的关系。鉴于有大量研究已证实儿童的数学能力发展具有显著的年龄差异，〔9〕本研究将年龄作为协变量加以控制，研究的理论模型见图1。

一、研究设计

（一）研究对象

本研究在广东省广州市、中山市以及肇庆市广宁县3地60所幼儿园中各随机抽取一个中班（年龄主要为4～5岁），再按1∶1的男女比例随机抽取10名儿童为研究对象，共抽取了600名儿童。经筛选，最终获得有效样本471名，其中男孩241名，女孩230名。总体样本的平均年龄为60.94±4.99个月，男孩平均年龄是61.54±4.57个月，女孩平均年龄是60.31±5.33个月。

（二）研究工具

本研究采用自编的《家庭SES调查问卷》、谢如山的《学童数学成就测验量表》〔10〕以及由Cameron等人设计的《头―脚―膝―肩》（Head-Toes-Knee-

Shoulde，简称HTKS）为研究工具，〔11〕对执行功能在家庭SES对4～5岁儿童数学能力发展影响中的作用展开研究。研究者首先向样本儿童的家长发放《家庭SES调查问卷》，然后运用《学童数学成就测试》和《头―脚―膝―肩》两个测量工具以一对一的测验方法由测试者对儿童施测。测试数据通过SPSS16.0统计软件进行分析。

二、研究结果与分析

（一）儿童家庭SES、数学能力以及执行功能三者之间的关系

将样本儿童《家庭SES调查问卷》得分从高到低加以排列，以总得分前后27%为临界点，前27%为高分组，后27%为低分组。27%的分组法是一种分析测验鉴别度的方法，在常模参照测验中，若分数值呈正态分布，以27%为分组临界点所获得的鉴别度可靠性最大。根据这一分析方法，本研究将家庭社会经济地位得分在15分以下的儿童划为低分组，得分在25分以上的儿童划为高分组，15分至25分之间的儿童划为中分组。

以性别（男孩、女孩）、年龄（4岁、5岁）以及家庭SES（低、中、高）榉肿楸淞浚进行独立样本T检验、单因素方差分析以及多因素方差分析（结果见表1）。统计分析发现：（1）不同性别儿童的数学能力存在显著差异，男孩的数学得分显著高于女孩；但不同性别儿童的执行功能不存在显著差异，男孩的执行功能得分虽高于女孩，但不显著。（2）不同年龄儿童的数学能力存在显著差异，5岁儿童的数学能力显著高于4岁儿童的数学能力； 不同年龄儿童的执行功能水平存在显著差异，5岁儿童的执行功能显著高于4岁儿童的执行功能。（3）虽然不同性别儿童的数学能力和不同年龄儿童的数学能力存在显著差异，但性别和年龄的交互作用差异并不显著，说明儿童的性别和年龄与其数学能力不存在显著交互作用。（4）不同家庭SES的儿童数学测试得分存在显著差异。多重比较发现，家庭SES高分组的儿童得分显著高于中分组和低分组儿童。此外，不同家庭SES的儿童在执行功能得分上也存在显著差异。多重比较发现，家庭SES高分组儿童的执行功能得分显著高于中分组和低分组，中分组又显著高于低分组。

考虑到年龄对数学能力和执行功能有显著影响，本研究以年龄为协变量，以零阶偏相关分析法进一步探讨家庭SES、执行功能与4～5岁儿童数学能力之间的相关性（结果见表2）。在未控制年龄的情况下，儿童的数学能力和执行功能以及家庭SES均存在显著相关，儿童的执行功能和家庭SES也存在显著相关。控制年龄之后发现，儿童的数学能力和执行功能、儿童的数学能力和家庭SES以及儿童的执行功能和家庭SES仍存在显著相关性。

（二）执行功能在家庭SES与4～5岁儿童数学能力发展中的影响作用检验

本研究采取Baron和Kenny（1986）研制的逐步检验法检验执行功能在家庭SES与4～5岁儿童数学能力发展中的影响作用，结果见图2。

具体检验过程分为三步。第一步：将数据进行中心化处理，然后以家庭SES为自变量，以儿童数学能力l展为因变量，以年龄为协变量进行分层回归分析，得到家庭SES对儿童数学能力发展产生影响作用的总体效应，即路径c的标准化回归系数具有显著性（β=0.285，p

第二步：以家庭SES为自变量，以儿童执行功能为因变量，以年龄为协变量进行分层回归分析，得到家庭SES对执行功能水平的直接效应，即路径a的标准化回归系数具有显著性（β=0.349，p

第三步：以家庭SES和执行功能为自变量，以儿童数学能力发展为因变量，以年龄为协变量进行分层回归分析。在控制了家庭SES的影响以后，得到执行功能对儿童数学能力发展的直接效果即路径b的标准化回归系数具有显著性（β=0.462，p

统计结果显示，执行功能中介效应为0.16（a×b），占家庭SES对儿童数学能力发展影响总效应的56.14%（中介效应与总效应的比值）。这表明家庭SES对儿童数学能力发展具有直接的影响，但影响较小；家庭SES对儿童数学能力发展的影响主要通过执行功能的中介作用得以实现。

三、讨论与建议

（一）讨论

本研究结果表明，执行功能在家庭SES对4～5岁儿童数学能力发展的影响中起部分中介作用。〔12〕一般来说，家庭SES较低的儿童可能会感受到更多的压力，这些压力可能会导致儿童自我调节能力的降低，进而影响其计划能力以及数学任务的完成能力。此外，儿童在面对数学任务时，母亲提供的情境性支持也会影响儿童执行功能的表现。有研究发现，儿童22个月时所接受的母亲提供的情境性支持（包括母亲的敏捷性、参与性、敏感性、接纳性、合作性、有效性、是否能遵从儿童领导以及是否能根据儿童的状态提供支持物）能够解释儿童在22个月到33个月时执行功能变异率的6%。〔13〕个体在完成数学任务时，往往需要执行功能的高度参与，而家庭SES较高的母亲更可能为儿童提供及时、敏捷和有效的情境性支持，促进儿童执行功能潜质的发挥，进而提高儿童数学任务完成的质量。

Kimberly（2013）等人的研究发现，在幼儿园教育中，教师对儿童语言能力发展指导的数量和质量都要多于数学能力发展指导。而且，由于学前期对儿童数学能力的发展没有硬性要求，大部分家长很少会直接对儿童进行数学学习的指导，但儿童数学能力的发展大多依赖于父母所提供的数学学习环境。正因如此，儿童数学的学习更加依赖执行功能潜能的发挥。所以，虽然家庭SES会对儿童数学能力的发展产生影响，但需要通过儿童的执行功能才能产生作用。

（二）教育建议

一方面，鉴于执行功能的可训练性，建议教育者通过对儿童执行功能的训练减少因家庭社会经济处境不利可能导致的儿童发展差异。一般来说，执行功能水平的提高主要依赖于个体的成熟以及人为的干预训练。虽然有研究表明执行功能的发展受基因影响更大，但是大量的干预研究表明执行功能也可通过教育性干预措施得以提高，例如有研究发现家庭SES处境不利儿童在获得干预之后进步明显。〔14〕

另一方面，可通过改善处境不利儿童的家庭处境，促进儿童的健康发展。政府应关注处境不利儿童，加大公共设施建设力度，让更多家庭SES较低的儿童有机会利用这些活动资源。此外，政府还应为家庭SES较低的家长提供学习机会，促进其就业和再就业能力的提高，从而提升文化素养，改变教育观念。

参考文献：

〔1〕文萍.儿童的执行功能发展与教育〔M〕.桂林：广西师范大学出版社，2008.

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〔3〕魏勇刚，庞丽娟.儿童数学认知障碍的执行功能解释〔J〕.数学教育学报，2007，19（7）：57-60.

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〔10〕谢如山.学童数学成就测验指导手册〔M〕.新北：心理出版社，2014：7.

〔11〕MCCLELLAND M M，CAMERON C E，DUNCAN R， et al. Predictors of early growth in academic achievement：The head-toes-knees-shoulders task〔J〕.Frontiers in Psychology，2014，（5）：599.

数字经济的显著成果篇（9）

中图分类号：F124.8 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2015）06-0043-06

一、引言

经济短期波动和长期增长问题是宏观经济学家关注的两大主要领域。在短期内，经济本身存在一定的波动性，这种波动性一方面来自于经济本身，如企业投资、技术进步等因素；另一方面来自政府的宏观经济政策，如财政政策和货币政策。笔者主要是从以上两个方面研究短期的经济波动对长期增长的影响。不论是资本形成还是政府政策都能在短期内显著影响总产出，除此之外也能影响经济长期的波动性，它们是经济波动的主要来源。

就这一点，学界在是否有必要采取适当的政府干预或者让市场通过自身调节机制保证持续稳定的经济增长方面还存在争议。也就是说，在经济处于衰退期时，应当采取怎样的措施使得经济能够恢复稳定的发展势头。因此，笔者选取的三个变量主要来自以下三个方面，即：资本形成、财政政策和货币政策。

究竟这三个变量是否能够代表资本形成与经济政策的波动性呢？运用经济意义检验的方式，我们发现这三个变量完全能够代替上文所说的三个方面。首先，资本形成总额的波动。资本形成总额指标主要是度量一定时期内固定资产形成总额和存货增加的总量，它主要代表的是经济波动的内因影响，是对本期资本形成效用的主要衡量标准，同时，从经济意义上来看也会对下一期经济增长规模有一定的影响，因此，将其纳入考虑范围。其次，预算赤字的波动。预算赤字这一指标可归结到政府财政政策方面，是将政府财政政策具体量化的重要变量，将其纳入模型，可以探究政府财政政策的变动对于经济增长率是否有显著效果。再次，存贷款规模的波动。存贷款总额这个变量的引入主要是为了量化货币政策，应当采用广义货币作为变量，但是由于本文采用的是省级面板数据，各省广义货币的数据无法得到，因此采用存贷款总额来代替。由于各省的存贷款规模显示了该地区金融市场的活跃状况，通过这个变量可以从一个侧面看出政府的货币政策波动对经济增长率的影响。笔者主要试图回答诸如下列的重要问题：每个变量的波动对于经济增长率是否存在影响？若存在影响，各个变量波动的影响程度又如何？

早期的研究中，Kormendi和Meguire（1985）的研究结果显示，总产出的波动率与平均增长率在各国同一截面上呈正相关关系。Ramey和Ramey（1995）分别使用了92个国家以及其中25个OECD国家的数据验证了平均增长率与增长率的标准差之间的关系。Ramey和Ramey（1995）的控制变量包括投资占GDP之比重、平均人口增长率、初始人力资本和初始人均GDP，使用极大似然估计进行估计。他们发现，使用全样本进行估计，波动性对平均增长率有显著的负向影响，但对OECD国家的数据进行回归的结果却是这种影响为正，但不显著。随后，有大量文献在Ramey和Ramey（1995）的基础上对波动性和平均增长率之间的关系进行经验验证，如Barlevy（2004）、Fatas（2011）得出了相似的结论，即短期波动对增长存在负向影响。也有一些文献的经验分析结果表明，波动性对长期增长的影响是正向的。

近年来，国内涌现了大量针对该主题的理论性和经验性文献。陈昆亭等（2012）发现，中国1978年以前，波动与增长呈负相关关系，1978年之后，二者的关系变为正相关，并建立了一个基于人力资本形成机制的随机增长模型来解释这个现象。李涛（2001）建立了一个反映周期波动的增长模型，将短期波动与长期增长联系在一起。有很多经验性文献使用中国的数据验证了波动性对长期增长的影响，但得出的结论并不相同。王钰（2014）、卢二坡和曾五一（2008）、周达军（2007）的研究支持了Ramey和Ramey（1995）的结论，即短期波动对长期增长的影响为负，但也有文献并不支持这个结论，如卢二坡和王泽填（2007）、池建宇和赵家章（2015）。

笔者主要研究的是宏观经济变量的波动和经济增长率的关系，数据选取的是中国30个省（市、区）（除港、澳、台、外）1980―2013年的年度数据。这个时间段是中国经济从计划经济转向市场经济的主要阶段，也是中国经济真正高速发展的过程。笔者主要通过面板向量自回归（PVAR）模型的构建，借助脉冲响应函数以及方差分解的方法来解释上面所提出的问题，并对中国经济以后的发展提出合理化建议。实证方面，笔者跳出传统对短期波动和长期增长的研究采用“二分法”的桎梏，把这两个主题糅合在一起，探究短期波动对长期经济增长率的影响，试图运用严格的计量方法从经验分析的角度来研究上述问题，采用脉冲响应函数和方差分解的方法分析短期波动和长期增长之间的关系，获得关于短期波动对长期增长的具体冲击程度的描述数据，给出具备说服力的结论，即资本形成和政府经济政策的波动对于长期经济增长率有显著影响。政策方面，笔者运用方差分解的方法重点探究了政府政策的影响力持续时间，得出了政府政策波动短期内能够显著影响总产出。长期内，这种影响力伴随着时间的推移而逐渐减小。因此，政府制定和执行财政政策和货币政策时，不但要考虑其短期的有效性，还要考虑长期的影响力，选择最优的政策幅度，以达到最好的政策效果。

二、数据和方法

（一）变量引入

笔者向模型中引入以下四个变量。

1. 经济增长率（growth）――实际GDP增长率，作为模型中的主要研究变量。在前期数据处理时，对实际GDP数据进行取对数处理，因此在离群值处理时，这一变量是正常的。在模型中，该变量为被解释变量，代表长期经济增长的稳定性。

2. 资本形成总额的波动（sd_cf）――即资本形成总额占GDP比重的标准差。用标准差来反映变量的波动情况，由于资本形成总额与下一期投资有很强的相关关系（通过经济意义解释），因此，我们估计这个变量的波动对实际经济增长率的影响应该是最大的。

数据处理的过程是：首先计算各省的资本形成总额占GDP的比重，其次，再计算资本形成总额占GDP比重的标准差，需要说明的是，此处的标准差是通过每个省份当年资本形成总额占GDP的比重与该省资本形成总额占GDP比重的平均值之差取绝对值所得出的，虽然不是准确的标准差数据，但是一定程度上也能够反映出资本形成总额占GDP比重各省历年的波动状况，具备一定的解释力。

3. 预算赤字的波动（sd_bd）――该变量用预算赤字占GDP比重的标准差表示。这个变量主要是为了检验政府的财政政策对于稳定经济的意义，代表以凯恩斯主义为基础的主流经济学派的观点。

数据处理的过程是：首先通过各省的财政收入与政府支出之差获得各省每年的预算赤字数据，再由预算赤字/GDP获得预算赤字占GDP比重的数据，最终由预算赤字占GDP的比重数据通过软件输出其标准差。

4. 存贷总额的波动（sd_cdze）――该变量用存贷规模占GDP比重的标准差表示。由于笔者采用的省级货币供给量数据获得比较困难，因此采用存贷款总额来反映各地的货币发行情况，具备一定的说服力。

数据处理的过程是：首先，将各省的存款规模和贷款规模相加得到存贷款总额，再由存贷款总额/GDP得到存贷款总额占GDP的比重；其次，由存贷款总额占GDP比重数值借由软件输出其标准差。

这四个变量是根据相关的经济周期理论，即凯恩斯主义、货币主义的理论以及真实经济周期理论，来捕捉基本参数对经济波动和经济增长。值得一提的是，后三个变量采用占GDP比重形式，能够很好地克服数据的误差，提高模型的准确性。

（二）数据描述和概况

本文的目的在于研究中国1980―2013年各省主要宏观经济变量波动（短期波动）与其各自实际GDP增长率（长期增长）之间的关系。除特殊说明外，本文数据均来自《新中国60年统计资料汇编》（1949―2008年）和各省统计年鉴（2009―2014年），文中的数据均为原始数据经过单边缩尾处理后所得的结果。本文共采用30个省（区、市）34年的数据（、香港、澳门、台湾除外）。

由于前期的数据收集受到一定的限制，为了能够有效地控制自由度，本研究只选取了四个具有代表性的变量引入模型之中。我们对四个变量的数据做了描述性统计，输出如表1所示。

（三）模型构建

笔者采用面板数据向量自回归（PVAR）模型的建构方法，将传统的向量自回归（VAR）方法延伸到处理面板数据（Panel Data）领域，VAR将系统内所有的变量都看成是具备内生性的，而面板数据则是允许未解决的个体差异性存在。

建立PVAR模型需要确定滞后阶数，滞后阶数的确定对于模型十分重要。滞后阶数太小，残差可能存在自相关，并导致参数估计的非一致性；滞后阶数过大，待估参数多，自由度降低严重，直接影响模型参数估计的有效性。面板数据确定滞后阶数的方法一般采用赤池信息准则（AIC）。对数据进行操作后，我们认为滞后两期滞后的效果是最好的，详细输出结果如表2所示。滞后两阶时，在90%的可信度下，AIC、BIC、HQIC均通过，因此，滞后阶数选取两阶即可。

在下文进行PVAR模型的回归中，又进一步对模型的回归阶数是否正确进行检验，输出结果如表3所示。

综合上述结果可知，在滞后一阶时，在90%的可信度下，预算赤字波动（sd_bdt-1）不显著；滞后两阶时，在99%的可信度下，除滞后两期的增长率（growtht-2）和存贷总额的波动性（sd_cdzet-2）外，所有变量均能拒绝原假设，均是显著的，故选择滞后两期。这也与上面所进行的滞后阶数检验相符，说明对模型进行面板矩估计（GMM）是有意义的。

结合上文中的变量引入以及滞后阶数检验的结果，我们建构如下模型：

Zit=？姿0+？姿1zit-1+？姿2zit-2+fi+et（1）

其中zit=（growth，sd_cf，sd_db，sd_cdze）′是基于面板数据的4×1的变量向量，i代表不同的省份，t代表年份，λ1和λ2分别是滞后期不同的变量的系数矩阵，λ0是4×1的各省效应向量（常数项），fi是4×1的年效应向量。如上文所述，growth代表实际GDP的增长率，sd_cf代表资本形成总额的波动，sd_db代表预算赤字的波动，sd_cdze代表存贷款总额的波动，将这四个宏观经济变量纳入同一模型系统，分析各省经济增长速度对不同宏观经济变量波动冲击响应的不同。

在将VAR运用到面板数据中时，我们需要对其施加一定的限制条件，即对于每一个横截面单元而言，其底层结构是相同的。由于这个限制可能在实操中被打破，一种解决方法便是通过引入固定效应的方式允许变量中存在异质性，在模型中通过fi表现出来。而受因变量滞后项的影响导致的fi与自变量的相关性，会使传统用于消除固定效应的“均值差分法”在对系数的估计中产生偏误。因此，笔者使用“前向均值差分法”（Arellano和Bover，1995）来消除固定效应。该方法通过移除前向均值这一转换方式，避免差分项作为工具变量的滞后回归项间的正交，从而达到准确估计模型系统的目的。

三、实证检验结果与分析

（一）PVAR模型及其解释力

根据上文中建立的模型，对面板数据进行向量自回归（VAR）。于是，面板矩估计（GMM）的输出结果如表4所示。

由于本文主要研究的是短期波动对长期经济增长的影响，所以主要观察的数据为表4中的第（1）列，即模型中的各变量滞后一期和滞后二期时对当期经济增长率（growtht）的解释力。

首先，检验模型可行性。由表4可知，在95%的可信度下，模型中的变量除滞后二阶的增长率（growtht-2）和存贷款的波动（sd_cdzet-2）这2个变量的P值大于0.05，其他变量的P值均远远小于0.05。经过笔者的反复验证，这已经是相对最有效的模型，故模型的建立是可行的。

其次，从上面的回归结果可以看出，在growtht作为被解释变量时，sd_cf（资本形成总额的波动）对growtht有影响，滞后一期的sd_cf对growtht有正向影响，其系数是0.318，这样的结果说明上年的资本形成总额的波动对当期的经济增长有正向的影响，即资本形成总额比重的波动越大，对当期经济增长率的拉动就越大。滞后二期的sd_cf对growtht有负影响，其系数是-0.218，说明滞后二期的资本形成总额波动对于经济增长率的影响是反向的；sd_bd（预算赤字的波动）对growtht有影响，滞后一期的sd_bd对growtht有正向影响，其系数为0.357，说明上年的预算赤字的波动会对经济增长率产生正向的影响，并且这个影响还比较大，也就是说预算赤字的波动会对经济增长率产生很大的影响。滞后二期的sd_bd对growtht有负向影响，其系数为-0.314，说明滞后二期的预算赤字的波动对经济增长速度的影响是反向的；sd_cdze（存贷款总额的波动）对growtht有影响，和上述两个变量类似，滞后一期的sd_cdz对经济增长率有正影响，滞后二期的sd_cdze_ratio对经济增长率有负影响，但是就其系数数值而言，分别为0.040和-0.011，这说明滞后一期和二期的sd_cdze对经济增长率（growtht）影响不是很大，至少不如上面两个变量对其影响大。

综上所述，从系数来看，不管是滞后一期还是滞后二期，本文所研究的三个变量波动对长期实际经济增长的影响程度大小依次是：预算赤字>资本形成>存贷规模。这样的结果验证了以凯恩斯主义为基本思想的主流观点，即政府的财政政策对稳定经济发展有显著效果，如果当局能够根据现有的实际情况制定合理的财政政策，实现实际经济增长的稳定发展是有可能的。同时，输出结果并没有能够得出货币学派关于货币供给是造成宏观经济不稳定的唯一重要因素的观点。

（二）基于PVAR模型的脉冲响应图

对PVAR单个参数估计值的解释是困难的，要想对PVAR模型做出结论，可以观察系统的脉冲响应函数。脉冲响应函数为我们提供了在其他因素保持不变的情况下，研究一个因素的冲击对其中一个因素的动态影响的方法，它能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及效应，并从动态中判断变量间的时滞关系。

正交化脉冲响应函数分析的优势在于它可以通过控制其他宏观经济变量的冲击（令其值为常数），来度量某一特定宏观经济变量的正交化信息（innovation）的响应。

由于式（1）误差项的方差―协方差矩阵可能是非对角矩阵，那么对脉冲响应函数解释的最大困难在于VAR系统的误差项从来都不是完全非相关的，当误差项相关时，他们有一个共同的组成部分，不能被任何特定的变量所识别。处理这一问题笔者采用Cholesky残差的方差―协方差矩阵分解，使误差项正交。该方法的结果一般会受到方程顺序或内生变量顺序的影响。因此变量的设定顺序非常重要，本文的设定变量顺序是growth（经济增长率）、sd_cf（资本形成总额的波动）、sd_bd（预算赤字的波动）、sd_cdze（存贷款总额的波动）。

分析脉冲响应函数还需要建立相应的置信区间，利用GMM估计出的系数以及它们的方差―协方差矩阵随机生成大量系数，并重新计算冲击反应这个过程本文进行了5 000次，蒙特卡洛模拟给出两个标准误差置信区间用于评价冲击的统计显著性，即5%。

图1给出了宏观经济变量波动对实际经济发展的冲击影响。横轴代表追溯期数，这里为6；纵轴表示因变量对各变量的响应大小；中间实线表示响应函数曲线；外侧两条代表两倍标准差的置信区间。需要注意的是，脉冲响应函数是追踪系统对一个内生变量的冲击效果，即假定系统只受一个变量的冲击，不受其他变量的冲击。

图1中第一行分别是经济增长率对其自身的冲击影响，资本形成总额的波动、预算赤字的波动和存贷款总额的波动对经济增长率的冲击影响。由图1可以看出，经济增长率对自身的冲击响应是逐渐开放的。反映财政政策和货币政策的三个指标：资本形成总额的波动、预算赤字波动以及存贷款总额波动情况对经济增长率的冲击均是开放的，但是这其中资本形成总额的波动以及预算赤字的波动两个变量波动情况的冲击在第四期后比其他两个指标的冲击效果更明显，说明经济增长率受资本形成总额波动和预算赤字波动的影响是较大的。

图1中第二、三、四行分别是模型中四个指标波动对资本形成总额的波动、预算赤字的波动和存贷款总额的波动的冲击影响。如果要研究这四个变量之间的相互影响，可以展开说明和论述。但是由于笔者主要研究的是宏观经济变量波动对经济增长率冲击，因此此处不再赘述。

值得一提的是，笔者研究的是短期波动对于长期增长的影响，但是滞后两期四变量脉冲响应图输出结果显示，这个冲击的影响是开放的，而上文中所做回归结果显示，滞后两期时，各变量的影响都变成了负相关关系，但是这并不能说明与脉冲响应图输出结果相悖。因为，脉冲响应图输出的结果是滞后两期变量对于经济增长率冲击的合力效果，虽然滞后二期时，PVAR模型回归结果显示，资本形成总额的波动、预算赤字的波动以及存贷款总额的波动这三个变量对于经济增长率都是反向的影响，且数值都很小，这说明二期之后，资本形成和政府政策对于经济增长率的影响是反向并且微弱的。但是，由于滞后一期时，三个变量波动对经济增长率的冲击太大，滞后二期虽然影响是反向的，但是数值过小，根本无法抵消滞后一期时的正向冲击。以资本形成总额的波动这一变量为例，滞后一期时对经济增长率的正向冲击是0.318，滞后二期时反向冲击是-0.218，两期的合力作用是0.100>0，因此在脉冲响应图中的反应仍然是在水平线以上。其他两个变量脉冲响应函数位于水平线以上也是由于这个原因，此处将不再赘述。

综上所述，文中面板数据向量自回归模型的输出结果与脉冲响应函数的输出结果是一致的。同时也验证了我们初期的预想，即资本形成总额以及政府政策对于长期经济增长率有显著影响，只是这一影响随着时间逐渐减弱。

（三）方差分解

通过方差分解可以分析影响内生变量的结构冲击的贡献度，进一步度量宏观经济变量的波动对经济增长率冲击作用的构成。输出结果如表5所示。

为了与上文脉冲响应图相对应，笔者进行了6个预测期的方差分解。在这里选取其中具备代表性的第3个预测期和第6个预测期的数据进行具体分析。

表5给出了第3个预测期和第6个预测期的方差分解结果。可以看出，虽然经济增长率的变动主要是来源于自身，但是由第3个预测期资本形成总额的波动对经济增长率的影响是1.6%，预算赤字波动的影响是0.7%，存贷总额波动的影响是0.5%；第6个预测期时资本形成总额的波动对经济增长率的影响是1.9%，相较于第3个预测期时，第6个预测期的资本形成总额的波动对于经济增长率的影响较大，这也与上文中脉冲响应图的输出结果相吻合。预算赤字的波动的影响为0.8%，存贷款总额的波动的影响为0.6%。此外，从两个预测期方差分解的数据对比可以看出，伴随着预测期的增加，经济增长率自身波动对其影响力有下降的趋势，这也说明另外三个变量的脉冲影响有上升的趋势。从以上结果可以看出，资本形成总额的波动、预算赤字的波动、存贷款总额的波动这三个变量对于经济增长率的影响不算大，相比而言，资本形成总额的波动以及预算赤字的波动这两个变量对预测经济增长率有较大的贡献率，这一结论也验证了上文在做PVAR模型回归时的结论。

四、结论

改革开放三十多年来，中国经济有了惊人的发展。同时，经济发展过程中也经历了较大的波动。一般来讲，由于宏观经济变量之间的反馈作用的存在，使得研究经济周期模型比较困难。因此，本文选取另一种方式来研究经济周期问题。相较于把焦点放在分析引起经济发展不稳定的原因，笔者主要验证的是与经济增长的影响程度以及影响时效。

笔者用实际GDP的增长率指标衡量我国的经济发展的稳定情况，使用面板数据的向量自回归方法，研究资本形成、财政政策和货币政策的波动对经济发展的稳定性冲击作用。从实证结果看，资本形成、财政政策和货币政策的波动性对经济发展稳定性都有一定的冲击作用。其中，资本形成和财政政策对经济发展的稳定性具有相对较大的影响，货币政策波动对于经济发展的稳定性影响虽然相对较小，但是也有一定的冲击。

首先，短期波动对于长期经济增长率有一定的影响。通过四变量向量自回归模型的建立（PVAR）具体分析了短期和长期时，资本形成、政府财政政策和货币政策的波动对于经济增长率的影响程度。回归结果显示，滞后一期的资本形成、财政政策和货币政策对于经济增长率的影响均为正向影响。此外，就其影响程度而言，财政政策>货币政策>资本形成，且三者的数值均不算小，说明影响还是比较显著的。滞后二期时，资本形成、政府财政政策和货币政策对于经济增长率的影响均为反向影响。此外，就其影响程度而言，财政政策>资本形成>货币政策，且三者的绝对值数值较滞后一期大幅减少。以上结果说明，短期内，资本形成和经济政策对于经济增长率有显著的正向影响，但是就长期而言，这种影响力会渐渐趋向反向影响，且影响力大幅减小。这便要求经济政策制定者在制定和执行经济政策时，应当综合考虑政策长期与短期的影响，选择最优的政策幅度。

其次，就长期而言，经济增长率对短期波动的脉冲响应函数输出显示，模型中三个变量的冲击是开放的，尽管滞后两阶后，影响方向变成了反向，但是就其实际影响力度而言，远不如滞后一期的正面影响大，所以二者合力效果仍然对经济增长率有较为明显的影响。但是，这个影响力伴随时间的推移将逐渐减弱。

再次，就方差分解的结果来看，对长期经济增长率的波动最主要的来源仍然是内在原因，外在的冲击也对其有一定的影响。这就要求我们在追求稳定经济增长的过程中要把重心放在经济内在结构和内容的调整，同时也不能忽略资本形成和经济政策等外在因素对其的重要影响。

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数字经济的显著成果篇（10）

文献标识码：A 文章编号：1002-2848-2017（03）-0095-07

一、引言与文献综述

债务规模是影响债务经济效应的重要方面。近年来我国的政府债务规模迅速增长，尤其是地方债规模急剧扩张引发了政府与学界的高度关注。出于对中国地方政府债务急速扩张和风险上升的担忧，国际评级机构惠誉（香港）和穆迪自2013年相继降低了对中国长期本币信用评级和信用评级。2016年6月15日，国际货币基金组织（IMF）对中国地方债务风险也发出了严厉的警示。随之，我国地方债规模迅速扩张的成因成为研究地方债问题的焦点。对地方债规模增长的解释，已有的研究主要集中在财政分权和经济发展模式上。

从财政分权视角分析地方债规模存在两种相反的意见。一种观点认为，如果财政赤字由地方债务融资解决，在地方政府强烈的机会主义倾向下，通过“公共池”攫取财政资源，将导致过度支出和债务膨胀。从相反的观点来看，Qian和Roland认为，财政分权能迫使地方政府参与财政竞争，提高公共产品和服务的供给效率，降低财政赤字和债务水平。在我国，分权约束地方举债的观点似乎没有得到证实，相反，众多学者研究了分税制对地方政府举债的正向影响。郭琳和樊丽明，贾康和白景明认为1994年分税制改革后，财权重心上移、事权重心下旱那榭霾欢锨炕，造成地方财政的支出压力，迫使地方政府不得不负债维持运转。这种解释尤其在说明2005年之前地方政府债务被动形成和县乡财政体制困难的研究中较为流行。近期的研究，如邱栎桦和伏润民对中国西部D省的县级面板数据的实证分析，为分权体制影响债务规模提供了新的证据。庞保庆和陈硕基于地级市数据的研究同样发现，各地区债务规模受到其财政缺口的显著影响，他们预期在财政集权的大趋势下，预算内财政缺口或预算外收入支配力下降会增强地方政府负债的动力。但也有学者认为，“收入上移、支出下移”不能完全解释地方政府的债务积累。因为，如果该解释成立，那么，一是地方负债借来的资金应该用于当地财政的行政事务和经常性开支，二是越贫困的地方应该负债越多，但实证研究并不支持这两个条件。

从经济发展模式的观点来看，Cai和Treisman认为地方政府间竞争导致各地方政府降低税率、增加基础设施的支出，并最终导致了地方政府举债过度。类承曜认为，政府主导型的经济发展方式是我国近年来地方政府债务迅猛增长的主要原因。因此，解决地方政府债务规模过度增长就不能只考虑改革财政体制，还要转变经济发展方式。洪源和秦玉奇等通过对影响地方政府债务规模因素的实证研究得出，公共投资类需求因素对债务规模的回应度是最直接的，而公共福利类需求因素的回应度则是最低的。与上述观点相近，巴曙松和王劲松等认为城镇化是导致地方政府债务规模持续扩大的主要原因。

当然，除了上述两方面的解释外，从预算软约束的视角探讨地方债的文献也很丰富。Akai和Sa-to，Bordignon、Manasse和Tabellini，陈健认为，无论是出于“大而不倒”还是“多而不倒”的原因，上级政府救助陷于财政困境的地方政府能够使整个政府的福利最大化，这导致了地方政府举债中的预算软约束问题。姜文彬和尚长风认为地方政府债务产生的直接原因是人（地方政府）付出的行动成本大于其从委托人（中央政府）那里得到的经济报酬，而根本原因则是委托人激励和监督制度的不完善。李尚蒲和郑仲晖等通过对不同地区地方政府债务发展历程和总体规模的对比分析，发现以土地要素和信贷资源为基础的预算软约束是地方政府债务膨胀的主要原因。

综合上述文献，我们认为，无论是基于分税制后的财力缺口、经济发展模式还是预算软约束的分析，对地方政府的举债动机的认识都是建立在需求驱动基础上。但债务收入是一种特殊的收入，对举债规模的分析，不仅要考虑举债需求，还要考虑举债能力。因此，本文与以往文献的第一点不同是将举债能力对地方债规模的影响考虑在内，继而对债务规模是受财力缺口影响还是举债能力影响进行判断。第二，由于举借债务不仅意味着融资资金的增加，而且债务投资于基础设施还有利于招商引资。因此，从经济发展的视角，债务具有双重引资作用，这种双重引资必然面临地区间的竞争，但现有文献对债务引发的地区间的竞争鲜有涉及。本文将从地区间引资竞争的角度，将债务融资与地区间的空间互动联系起来，这是本文与其他文献的第二个区别。第三个区别是建立预算软约束的衡量指标，弥补实证中缺乏预算软约束变量的不足，从而将预算软约束对债务规模的影响估计出来。沿此思路，本文的结构安排如下：第二部分是地方债的理论模型，第三部分是地方债务规模增长实证分析，第四部分是结论与政策建议。

二、地方债的理论模型

在财政分权的框架下，地方政府面临的预算约束可以由下式表示：

地方财政支出-地方财政收入=转移支付流入+新增地方债务 （1）

其中：地方财政支出=地方自有财政支出+上缴财政收入。在上式中，地方债务既与财政收支缺口有关，又与转移支付有关。具体来看，纵向财政不平衡（Vertical Fiscal Imbalance，VFI）可以表示为：

VFI=1-地方财政收入/地方自有财政支出 （2）

根据式（1），地方财政支出=地方财政收入+转移支付流入+新增地方债务=地方自有财政支出+上缴财政收入，那么VFI=1-（地方自有财政支出+上缴财政收入-转移支付流入-新增地方债务）/地方自有财政支出=（转移支付流入-上缴财政收入）/地方自有财政支出+新增地方债务/地方自有财政支出=补助依赖率+债务率 （3）

由式（3）可知，债务率既与补助率有关，也与财政收支缺口，即财政不平衡有关。在我国，由于财政收入既包括一般预算收入，也包括土地财政收入，因此地方债必然与两种财政收入有关。因此，讨论地方债问题基本上就是围绕上述核算等式中各项之间的相互作用来展开的。

另一方面，我们还可以对等式进行变换：

VFI=1-地方财政收入/地方自有财政支出=1-（地方财政收入/全国财政收入）/（地方自有财政支出/全国财政支出）（1-全国财政支出一全国财政收入）/全国财政支出）=1-收入分权率/支出分权率（1-财力缺口率） （4）

由式（4）可知，财力缺口率（债务规模）与纵向财政不平衡以及收支分权水平有关。

综上，我们可以得出，地方债规模既与财政收入能力有关，也与收支分权水平、财力缺口和转移支付率有关。

三、地方债务规模增长的实证分析

（一）实证模型和样本数据描述

本文所用的数据为2009―2014年我国29个省级行政区的面板数据，因变量为地方债务规模，自变量包括地方财政能力、地方财力缺口、预算软约束等指标。和新疆因为数据问题，剔除在外。

根据空间依赖性的体现方式不同，空间计量模型主要包括空间自回归模型（SAR）、空间误差模型（SEM）以及空间误差自回归模型（SAC）。

本文将空间模型设定如下：

变量说明：首先是模型被解释变量地方政府债务规模（Debt）的测度问题。目前文献中度量地方债规模的指标主要有以下几种：一是黄春元和毛捷使用的加总本年地方政府债券余额、本年地方国债转贷收入、本年地方国有企业国有债务总额和本年地方城投债余额在内的广义的本年地方债务余额。二是罗党论和佘国满使用的地方城投债余额的口径。三是张忆东和李彦霖使用的地方政府市政领域固定资产投资总额扣除地方政府自有可投资财力余额。四是范剑勇和莫家伟使用的商住用地出让收入作为指标。相比较前两种直接测度地方债规模的做法，后两种方法避免了直接搜集地方债数据的困难。考虑到加总的地方债数据获取较难以及城投债地位逐步上升且有可靠数据支持的现实，本文使用地方政府城投债余额占本省GDP的比重来近似代替各省的地方债务规模。

其次，模型的核心解释变量财政能力，采用政府一般公共预算收入占本省GDP的比重作为测度政府的财政能力（FC1）的第一项指标，将本年土地出让收入占GDP的比重作为衡量地方财政能力的第二项指标（FC2）；从财政赤字指标来看，以各省本年政府一般公共预算收入和一般公共预算支出的差额占本省GDP的比重表示；将预算软约束指标（SBC）设定为转移支付占地方财政收入的比例；从经济发展模式上看，使用城镇化率指标（UR）刻画经济发展模式的特征。考虑到我国的户籍城镇化与人口城镇化的偏离，以及人口城镇化滞后于土地城镇化的现实，本文采用城镇建成区面积占地方总面积的比重来衡量中国的城镇化水平。

控制变量主要考虑以下几项：人均实际GDP（AG）和第二产业增加值占GDP的比重（SI），对人均GDP取对数处理，社会总抚养比（DR）和失业率（JUR）。

需要说明的是，本文所有数据均来自中经网统计数据库、国家统计局网站、wind金融数据库以及各相关统计年鉴，以下不再专门指出。各变量的具体统计性质如表1所示。

（二）估计方法

在估计辖区间债务引资竞争互动关系时，存在明显的内生性问题：一是相邻辖区之间举债决策的相互依赖性导致了双向因果关系，这使得反应函数的最小二乘估计（Ordinary Least Square，OLS）不一致；二是相邻辖区间的举债可能受到空间相关的不可观测因素的驱动，导致债务水平的伪相关。因此，选择合适方法处理这些内生性问题就成为实证估计的重点。很多文献采用极大似然估计（MLE），但该方法假定扰动项服从正态分布的假设条件太强，近些年来备受争议。目前文献中主要有两种方法克服这一问题，一是Kelejian和Prucha（1998）提出的广义空间两阶段最小二乘法（Generalized SpatiM TwoStage Least Pquare，GSTSLS），该方法也逐渐开始在国内得到应用。二是空间工具变量与系统广义矩估计（Generalized Method of Moments，GMM）方法。工具变量的选择主要以相邻辖区中其他外生社会经济变量的空间加权作为工具变量，但考虑到一些社会经济变量的弱外生性问题，如何选择强外生性的变量成为这一方法的难题。本文主要采用广义空间两阶段最小二乘法（GS2SLS）进行模型估计。

在进行实证估计时，需要说明以下几点：

一是地方政府间存在不随时间变化的异质性因素的影响，如果忽略了这些因素，可能会导致参数p的估计有偏。鉴于此，利用差分面板数据解决此类问题。二是由于债务与财政赤字之间相互影响问题，本文采用工具变量两阶段最小二乘法来对模型进行估计。三是空间权重的设定。借鉴现有文献关于空间权重的设计，选取了两类空间权重指标：一是地理相邻权重，即以是否共享同一边界为标准判断是否为相邻，相邻辖区赋值为1，其他为0。第二类指标是地理距离权重，以现有文献常用的地理距离的倒数（wij=1/dij）来反映不同地区的影响权重。在地理相邻权重基础上，增加了经济规模因素的影响，生成“地理相邻+GDP”的权重，不同于0-1地理相邻权重，“地理相邻+GDP”权重随着人均实际GDP的变化而每年不同。

（三）实证结果及其分析

1.以地理相邻为权重的空间计量模型分析

从回归结果来看，财政能力、赤字规模、预算软约束、城镇化率等核心解释变量对于地方政府的务规模均存在显著的促进作用，估计效果较好。但是从空间计量的角度来分析，空间误差项的回归系数不显著，说明采用SAC模型可能存在不合理之处，采用SAR模型进行下一步的分析。回归结果如表2所示。

表中第1列是混合OLS模型，后两列是空间计量中的SAC模型和SAR模型的估计结果。首先，可以看出SAR模型中空间自回归效应的系数在l%的显著性水平下显著，所以选用空间计量模型是适当的。此外，在SAR模型回归结果中，空间权重系数为正数，说明地方债务规模之间存在正相关关系，即某个省区债务规模的扩大可能会影响其相邻省区的地方政府债务规模，这种影响主要通过投资方向和经济政策的模仿来实现。

从以上回归结果来看，无论是混合OLS模型，还是空间计量的SAR模型，核心解释变量财政能力1和财政能力2对于地方债务规模的回归系数都显著为正，说明地方政府一般预算收入能力、土地财政收入能力对地方债务规模具有显著的支持作用，一般预算收入能力提高1个百分点，地方债务规模则上升0.357个百分点；土地财政收入规模增加1%，则地方债务规模增加0.584%；单从系数大小来看，土地财政收入能力显著高于一般预算收入能力，这证实了地方债与土地财政收入的紧密关联。从财政收支缺口来看，地方赤字规模增加l%，地方债务规模增加0.462%，地方财政赤字推动地方举债的观点同样得到证实。但从系数上判断，赤字推动举债的影响低于土地财政收入能力，但高于一般预算收入能力的影响。从城镇化水平来看，城镇化建成区每增长1%，地方债规模显著增长0.041%，这说明城镇化经济增长模式的确对债务规模产生重要影响。从预算软约束来看，转移支付占地方财政收人提高1个百分点，会拉动地方债规模增长0.112个百分点。从上述实证结果来看，地方债的规模扩张，既受到来自需求方面的财力缺口、经济发展以及预算软约束的作用，又受到财政能力的影响，因此，地方债的形成是多因素共同作用的结果。

在各控制变量中，经济发展水平对债务规模呈现正的拉动作用。人口结构对地方债务规模也发挥了重要影响。回归结果显示，总抚养比上升1个百分点，债务规模则会上升0.165个百分点；城镇失业率上升1个百分点，地方债规模则下降0.858个百分点。就两者而言，前者主要形成的是对财政支出的增支压力，而后者则反映了经济增长的乏力，由此限制了发债能力。

2.以经济距离为权重的空间计量模型分析

从表3的回归结果来看，空间自回归效应和空间误差效应的系数均在1%的显著性水平下显著，所以在以经济距离作为核心指标的空间权重之下，选用SAC模型是正确的选择。由于空间自回归效应的系数显著为正，说明经济发展水平相近的地区之间债务规模存在明显的竞争；而空间误差效应的系数显著为负，说明误差项中存在经济水平相近地区策略替代的因素发挥了影响。

与地理相邻为标准的空间计量模型类似，核心解释变量地方财政能力、赤字规模、政府预算软约束以及城镇化建设状况对于地方债务规模的回归系数同样为正，且效果显著。与地理相邻权重指标模型相比，以经济距离为权重的空间模型结果显示，地方财政能力、赤字规模和预算软约束对于债务规模的作用效果略有减弱，这充分说明在举债的若干影响因素中，引资竞争尤其是经济发展水平相近地区之间的竞争是地区竞争的主要形式。而城镇化水平对于地方债务规模的影响略有增强，这可能与我们选取的城镇化指标，侧重于土地城镇化，即城市建成区面积的扩张加速有关。

以地理距离为权重的模型与地理相邻权重模型的结果大体一致，此处不再列出。最后，鉴于地方债衡量指标的多样性特点，本文将地方政府固定资产投资中扣除自有财力投资的部分作为地方债的变量，进行模型的稳健性分析，实证结果维持了上述结论，限于篇幅，结果不再列出。

3.跨地区差分析

本文将29个省份按照地理位置分为东、中、西三部分进行跨区域分析，分地区的SAC模型估计结果如表4。

可以看出，核心解释变量的估计系数在地区之间存在较大的差异。首先，从财政能力对地方债规模的影响来看，存在地区间的差异，在经济发达的东部地区，财政能力对于地方政府债务规模有显著的激励作用，即一般预算收入能力指标上升1个百分点，地方债规模会上升0.6个百分点，土地财政收入增长1个百分点，地方政府债务规模会上升0.645个百分点。但是在中西部地区，一般预算收入能力对于地方政府债务规模的影响不大且不显著，但土地财政收入能力对债务的推动非常显著，对于中、西部地区而言，土地财政收入提高1%，地方债分别增长0.506%和0.952%，这说明地方债务与土地财政收入的关联在不同地区都具有普遍性。从地方政府赤字来看，财政赤字规模对于东中西三个地区债务规模的影响不同，对于东部地区来说，财政赤字对地方债规模具有显著的抑制作用，这与黄春元和毛捷对地级市的研究发现一致，即地方政府财政缺口与地方债规模之间存在显著负向关系，主要原因可能是东部地区普遍经济较为发达，财政管理较为健全，因此由赤字引发的举债冲动能够较好的得到抑制。而对于中西部来说，情况则正好相反，地方财政赤字与地方债规模呈现出同方向的变化趋势，即财政赤字越大，政府财政状况越差，会促使政府举债。究其原因，是因为中西部地区发展经济的禀赋较差，外来投资较少，只能通过举债来缓解政府的财政压力。此外，从赤字对于地方债务规模的影响程度来看，存在较大的差异。对于东部地区来说，赤字规模上升1个百分点，债务规模会下降0.399个百分点，而对于中部地区来说，赤字规模上升1%，债务规模会相应上升0.664%，西部地区则会上升0.472%。中西部地区之间的差异可能来源于西部大开发政策的影响，西部地区在国家政策的影响之下，资金来源相对有保障，所以赤字规模对于地方债务的影响程度小于中部地区。从政府预算软约束来看，东部和西部具有显著的正的影响，而中部地区则具有负影响。地区间预算软约束行为的分化需要进一步研究。从城镇化指标来看，东部地区表现出城镇化与债务的显著的正向关联，而中西部则并不显著，这可能与中西部地区的城镇化水平低，而东部地区不仅城镇化水平高，而且城镇化很大程度上是由债务融资推动有关。

四、主要结论与政策建议

（一）研究结论

本文基于空间计量模型，研究了地方财政能力、财政赤字、预算软约束与地方债规模的关系。我们发现，无论是一般预算收入能力还是土地财政收入能力，财政能力对于地方债规模具有显著的推动作用，尤其是对土地财政收入而言，其影响更突出。除此之外，财政赤字、预算软约束以及城镇化发展模式都对地方举债产生了正向的影响。这充分说明了我国一段时间以来，地方债在经济发展与地方财政运行中的重要性。从债务的双重引资来看，无论是采用地理权重模型还是经济距离权重模型，地方债规模的变动受到来自相邻地区和其经济发展水平相近的地区的影响的结论是一致的。分地区来看，由于地区经济发展水平和资源禀赋的差异，各因素对于地方债规模积累的影响不尽相同，东部地区财政赤字与地方债规模之间是显著的负相关关系，而中西部地区则呈现显著的正相关关系；而从财政能力来看，东部地区财政能力的系数和显著性则都高于中西部地区。

（二）政策建议

1.合理划分中央和地方政府的财权与事权，以财政事权划分为先导，对不同地区制定不同的财政事权和财权改革方案，如对于中西部地区，应上收部分不适宜地方政府的财政事权和支出责任，而对东部地区而言，应适度下放财权。通过适度的财权下放和事权上收，减轻地方财政赤字压力从而降低对债务的需求，为地方债的可持续发展提供空间。

2.建立合理有效的偿债机制。本文分析发现，财政能力对地方债具有正向推动作用，尤其是土地财政收入尤其如此。但随着土地财政收入的减少和土地财政收入的波动，地方债的偿还风险必然显露出来。因此，妥善安排地方债的偿债资金来源成为当前治理地方债的重要任务，可以考虑设立专项基金或与某税种收入挂钩等。此外，应加强对债务融资使用的监管，使债务资金真正用于公益性建设领域。

数字经济的显著成果篇（11）

中图分类号：F0 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）31-0006-03

引言

一个国家的经济运行状况有许多经济指标可以反映，这些宏观经济指标的数据质量如何，越来越受到关注，地方政府对掩饰篡改经济数据一直有着强烈的动机和利益考量。如何能甄别经济数据的真实性和可靠性，进而做出正确的科学的经济决策一直都为学术界所乐于探讨。

克强指数源于总理2007年任职辽宁省委书记时，喜欢通过工业用电量新增、铁路货运量新增和银行中长期贷款新增三个指标分析当时辽宁省经济状况。克强指数的出现为我们提供了一种全新的对地区经济状况的评价方法和思路，作为对经济运行做出判断的成功范例，对克强指数的研究和改进与完善就显得非常重要。

一、基础知识

（一）Benford法则介绍

Simon Neweomb经过大量的统计分析发现许多类型的数字都很好地符合这样的规律：以1为第一位数的随机数要比以2为第一位数的随机数出现的频率要大，而以2为第一位数的随机数又比以3为第一位数的随机数出现的概率要大，并可以此类推。1938年Frank Benford得出这样一个结论：大自然数据的首位数字的出现频率符合一个规律，这就是Benford法则[1]。Benford定律的定义：在不同种类的统计数据中，首位数字是数字的概率是：

P（D=d1）=lg（1+1/d1）， d1=1，2，…，9 （1）

Benford法则可以用来检查数据是否存在质量问题。George Judge使用benford法则检测调查数据的质量[2]。许涤龙将Benford法则用于对M2统计数据准确性的研究[3]。刘云霞运用Benford法则对中国多个部级开发区主要经济指标的数据质量进行分析[4]。孟连对中国经济增长统计数据可信度进行了估计[5]。许宪春对中国国内生产总值核算中存在的问题进行了研究[6]。Mark J.Nigrini提出该法则可用于检查是否有伪账[7]。张华用Benford法则对中国宏观经济统计数据进行了可靠性分析[8]。这些大量的研究都证实了Benford法则在部门数据和宏观数据质量检测上的独特功效。

（二）Benford法则检验方法

1.卡方拟合优度检验

其中ei是统计数据中首位数字i的实际频率，bi是Benford法则下首位数字i的理论频率。在显著性水平为0.05、自由度是8的条件下，卡方检验的临界值是15.51。如果卡方统计量的值大于临界值，统计数据首位数字的频率分布则不符合 Benford分布，即说明该数据可能存在质量问题，应引起注意。

2.Pearson相关系数

Pearson相关系数是用来度量两个变量X和Y之间的关系线性关系的，取值范围在[-1，+1]之间。则样本Pearson相关系数为：

二、实证分析

（一）数据来源及指标选择

实证分析采用的数据来源于国家统计局网站。克强指数使用三个经济指标（工业用电量新增、铁路货运量新增、银行中长期贷款新增）对地区经济运行状况进行评估。本文选择克强指数相关的指标：地区生产总值、工业用电量、铁路货运量、总货运量固定资产投入国内贷款四个指标作为研究对象。采用的数据包括31个省市自治区的五个经济指标从2003―2012年共十年的分省年度数据。

（二）Benford检验结果分析

本文首先分别统计了每个指标全国31个省市和自治区十年数据首位数字的频数，计算出每个数字出现的频率，以便检验各指标首位数字出现的频率是否符合Benford 法则。表1是各指标数据首位数字出现的频率分布。

对各指标首位数字的分布频率与Benford法则的分布频率进行频率分布拟合优度检验，计算结果（见表 2）。

表2的数据表明，前4个指标的皮尔逊相关系数中，除铁路货运量为0.71818外，其它3个指标都在0.985以上。从卡方拟合优度检验结果来看，显著性水平为0.05，自由度为8的卡方统计量临界值为15.51，除铁路货运量之外的其他指标的卡方值都小于此临界值。从两种检验结果都可以推断出铁路货运量指标数据可靠性存在问题。

为了找出铁路货运量数据中存在问题的样本，逐一剔除铁路货运量各省的数据。经计算发现贵州省、江西省、湖北省、湖南省在剔除其省份数据后相关系数明显变大、卡方值明显变小。说明这几个省份数据存在质量问题。综上所述，克强指数相关指标的数据质量整体可靠，由于全国各省交通运输发展悬殊，南方几个省数据的干扰使铁路货运量这一指标的数据质量变差。

（三）克强指数优化方案

为了优化克强指数的指标体系我们选取总货运量指标代替铁路货运量。首先计算出总货运量指标十年数据首位数字出现的频率分布（如表1所示）。对总货运量频率分布进行拟合优度检验，检验结果（如表 2所示）。从表2看出总货运量的皮尔森相关系数达到0.95以上，卡方值也小于0.05 显著性水平的临界值，可以认为总货运量比铁路货运量具有更高的可靠性，用总货运量代替铁路货运量对地区生产总值进行评估具有更高的可信度。为了验证猜测，分别使用发电量、铁路货运量、固定资产投入国内贷款和发电量、总货运量、固定资产投入国内贷款对地区生产总值进行线性回归方程拟合。回归拟合使用SAS软件。

首先用发电量、铁路货运量、固定资产投入国内贷款拟合地区生产总值。拟合结果中F统计量t为925.50，可决系数为0.9007，方程的拟合度较高。各系数显著性检验的t统计量（分别为-4.75、17.93、-6.66、17.30）都落在拒绝域范围内，说明各解释变量对被解释变量具有显著性影响。然而虽然拟合方程的统计意义都能得到很好的解释，铁路货运量与地区生产总值却呈现负相关关系，这与实际不符，也印证了铁路货运量存在质量问题的结论。

然后用发电量、总货运量、固定资产投入国内贷款拟合地区生产总值。拟合结果中F统计量为1 675.5，可决系数为0.9426，方程的拟合度较高。各系数显著性检验的t统计量（分别为-6.89、10.05、3.78、18.27）都落在拒绝域范围内，说明各解释变量对被解释变量具有显著性影响。经检验拟合方程的各变量不存在异方差性和多重共线性。对比两个拟合结果，有理由认为发电量、总货运量、固定资产投入国内贷款能够更好地评估地区生产总值。

结论

本文从克强指数使用的经济指标出发，基于Benford法则对各省份2003―2012年的地区生产总值、用电量、铁路货运量、固定资产投资国内贷款的数据准确性进行了研究。结果显示铁路货运量数据可靠性存在问题。通过逐一剔除各省份的方法找出存在数据篡改的样本。因此克强指数相关指标不适合评价所有省份的经济运行状况。为了优化克强指数的指标体系，选取总货运量代替铁路货运量，分别使用工业用电总量、铁路货运量、固定资产投入国内贷款和工业用电总量、总货运量、固定资产投入国内贷款对地区生产总值进行线性回归方程拟合。结果显示总货运量代替铁路货运量可以更好地拟合地区生产总值。因此本文得出结论：克强指数指标体系并不广泛适用，优化后的指标体系可以更好地评估全国所有省份的经济运行状况。

参考文献：

[1] George Judge，Laura Schechter.Detecting Problems in Survey Data Using Benford’s Law[J].The Jounal of Human Resources，2009，

44：1-24.

[2] Hill T.P.A Statistical Derivation of the Significant-Digit Law[J].Stat.Sci，1996，10：354-363.

[3] 许涤龙，金瑛.基于Benford 法则的M2 统计数据准确性研[J].统计与信息论坛，2010，（8）.

[4] 刘云霞，吴曦明，曾五一.关于综合运用Benford 法则和面板模型检测统计数据质量的研究[J].统计研究，2012，（11）.

[5] 孟连，王小鲁.对中国经济增长统计数据可信度的估计[J].经济研究，2000，（10）.

[6] 许宪春.中国国内生产总值核算中存在的若干问题研究[J].经济研究，2000，（2）.

[7] Mark J.Nigrini.The Detection of Income Tax Evasion Through an Analysis of Digital Frequencies[D].Ph.D.thesis.Cincinnati，University

of Cincinnati，1992.

[8] 张华.中国宏观经济统计数据质量的Benford评价及实证研究[D].太原：山西财经大学，2011.

The Study of Reliability About Keqiang Index Based on the Benford Law

SONG Xiang-dong，GUO Teng