貿易開放與財政政策持久性：經驗證據與內在機制

王立勇 周星含

一、引言

財政是國家治理的基礎和重要支柱，財政政策是重要的宏觀調控工具和手段，是宏觀經濟領域的重要研究主題。財政政策的實施特征和有效性一直是理論界和實務界關注的焦點。隨著中國對外開放程度的不斷擴大和全球化進程的持續推進，貿易開放對財政政策的相關特征和有效性產生了重要影響。陳詩一和張軍(2008)[1]研究了貿易開放對政府支出效率的影響，Eggertsson等(2016a)[2]、Eggertsson等(2016b)[3]研究了一國貿易開放對其財政政策效果的影響；Ram(2009)[4]、Lane(2003)[5]、梅冬州和龔六堂(2012)[6]、毛捷等(2015)[7]等實證分析了一國貿易開放對本國政府規模的重要影響；梅冬州等(2018)[8]研究了資本賬戶開放對政府規模的影響；Lane(2003)[5]、Woo(2011)[9]、王立勇和祝靈秀(2019)[10]研究了貿易開放對財政政策周期性的影響；Woo(2011)[9]、王立勇等(2021)[11]等研究了一國貿易開放對本國財政政策波動性的重要影響。作為與財政政策周期性和財政政策波動性一起被理論界和實務界關注的政策特征之一(Fatas和Mihov,2007[12]; Afonso等,2010[13])，財政政策持久性是否會受到貿易開放的影響或受到多大程度的影響呢？這是本文所關注的問題。針對這一問題的分析，不僅有利于開放經濟背景下的政策選擇和制定，而且有利于科學評價中國財政政策實施效果。(1)一國財政政策持久性往往與該國財政政策的周期性及政策有效性緊密相關(Gali和Perotti,2003[14])。特別是《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》明確指出“實行高水平對外開放，開拓合作共贏新局面”“建設更高水平開放型經濟新體制”“更好發揮政府作用，推動有效市場和有為政府更好結合”的背景下，弄清楚貿易開放對財政政策持久性的影響以及內在影響機理變得尤為重要。

由經濟行為可以看出，貿易開放與財政政策持久性之間可能存在較強的相關性。圖1給出二者之間的散點圖，(2)財政政策持久性指標的測度見下文。參考已有文獻的常規做法，此處用外貿依存度的對數來衡量貿易開放程度。直線表示二者線性關系的擬合線。圖1顯示，貿易開放與財政政策持久性之間呈負相關關系，即隨著貿易開放程度的提高，財政政策持久性會逐漸降低。

圖1 貿易開放度與財政政策持久性的散點圖

為了更直觀地展示這一點，圖2繪制了加入WTO前后處理組和對照組國家的財政政策持久性的箱線圖，縱軸為財政政策持久性，圖2的左圖對比了對照組國家和中國的財政政策持久性變化情況，0和1分別表示中國加入WTO前的時點(1993—2001年)和加入WTO后的時點(2002—2018年)，從中可以看出，加入WTO后，中國的財政政策持久性有所下降，而其他國家則有所上升。圖2的右圖對比了中國加入WTO前后各國財政政策持久性的差距，0和1分別表示對照組國家和中國，從中可以看出，加入WTO前，中國的財政政策持久性遠高于對照組國家，而加入WTO后，中國的財政政策持久性和對照組國家的差距明顯縮小。

圖1和圖2所示數據均表明，財政政策持久性可能會受到貿易開放的影響，二者之間可能存在負相關關系。然而，貿易開放對財政政策持久性是否真的存在因果效應，需要我們進行更加嚴謹的論證和推斷。作為財政政策的三大特征之一，財政政策持久性的研究文獻相對較少，部分文獻研究了一國或某類國家財政政策持久性的特征。例如：Afonso等(2010)[13]指出，相比于對經濟狀況的實時反應，財政政策對過去行為的依賴性嚴重，即財政政策傾向于具有持久性。該研究還發現，財政政策持久性與政策相機抉擇性、政策周期性呈負相關關系，這表明財政政策持久性較高國家的財政政策更傾向于順周期。Tarawalie等(2014)[15]、Umoh等(2019)[16]發現，西非貨幣區成員國的財政政策持久性十分嚴重，財政政策持久性高正是導致這些國家財政政策呈順周期的重要原因。Fatas和Mihov(2007)[12]、Umoh等(2019)[16]研究指出，與發達國家相比，發展中國家的財政政策持久性更高，且財政政策持久性越高，其財政政策越傾向于呈順周期性。關于財政政策持久性的影響因素，已有研究相對較少。Afonso等(2010)[13]、Fatas和Mihov(2007)[12]強調制度環境對財政政策持久性的影響，Persson和Tabellini(2002)[17]、Alesina等(2008)[18]、Ifere和Okoi(2018)[19]、Umoh等(2019)[16]強調政治因素(政治穩定、政權交替、腐敗)對財政政策持久性的影響；Fatas和Milhov(2006)[20]、Umoh等(2019)[16]指出，預算限制或財政規則會降低財政政策波動性，同樣可能會降低財政政策對產出沖擊的反應能力。目前關于貿易開放對財政政策持久性影響的研究基本缺失，雖然Afonso等(2010)[13]借助加權最小二乘法分析了財政政策持久性的影響因素，在該研究中，貿易開放度是控制變量之一，但由于模型存在內生性等問題，關于“貿易開放對財政政策持久性不存在影響”的研究結論缺乏穩健性。基于此，本文首先借助狀態空間模型合理測度48個國家的財政政策持久性，并以中國加入WTO作為準自然實驗，利用回歸合成法來分析貿易開放對財政政策持久性的影響，并分析這一影響的內在機理。

圖2 加入WTO前后處理組和對照組國家財政政策持久性的對比箱線圖

與已有研究相比，本文的創造性工作主要包括：第一，采用科學、合理的方法估算48個國家的財政政策持久性，得到財政政策持久性的國別面板數據，為相關研究提供了數據基礎和指標基礎。第二，以2001年年底中國加入WTO作為一項準自然實驗，借助準自然實驗分析方法，從新的視角分析了貿易開放的效應及財政政策持久性的影響因素，并從改變政策發生時點、改變政策發生地區等角度進行一系列穩健性檢驗，提供了新的且更加穩健的經驗證據。第三，不僅推斷了貿易開放對財政政策持久性的因果效應，而且探討了這一因果效應的理論機制，并借助48個國家1992—2018年面板數據對貿易開放的影響機理進行檢驗。

論文其他部分結構安排如下：第二部分是模型構建、指標測度與數據描述；第三部分是實證分析與穩健性檢驗；第四部分為內在影響機制分析；第五部分為結論與政策建議。

二、模型構建、指標測度與數據描述

本部分旨在構建實證分析模型，對48個國家的財政政策持久性進行測度和分析，并對數據來源進行說明。

(一)模型構建

借助Hsiao等(2012)[21]的反事實框架，本部分根據中國與47個國家的個體相關性，采用中國2001年加入WTO作為準自然實驗來分析貿易開放對財政政策持久性的影響。

(1)

(2)

(3)

(4)

(二)財政政策持久性測度

財政政策持久性是指同時期的財政政策對過去行為的依賴(Afonso等,2010[13])，一般而言，一國財政政策的持久性越低，表示該國財政政策根據實際需要做出的反應越及時，政策越靈活。目前關于財政政策持久性的衡量指標是缺失的，需要進行測度。

已有文獻較多使用常參數模型來測度財政政策持久性指標，如Fatats和Mihov(2006)[20]使用1963—2000年美國48個州的年度數據，利用多元回歸模型分別測算每個州的財政政策持久性指標；Afonso等(2010)[13]參考Fatats 和Mihov(2006)[20]的做法，測算了132個國家的財政政策持久性指標；Umoh等(2019)[16]使用與Afonso等(2010)[13]相似的模型框架，利用14個西非國家和地區1980—2016年間的數據估計得到財政政策持久性指標。然而，眾所周知，各個國家的內外部環境和經濟社會發展均會隨時間而不斷變化，因此財政政策的特征及其實施效果也會存在時變特征，使用常參數模型來測算財政政策持久性無法體現這一時變特性。基于此，根據研究需要，本文使用狀態空間模型對財政政策持久性進行測度，具體模型結構如式(5)所示：

(5)

在式(5)中，第一個方程為量測方程，參考Fatats和Mihov(2006)[20]等權威文獻對其進行設定。在量測方程中，t代表年份，i代表國家。G為實際國內生產總值，S為實際財政支出占GDP的比重。β1,it和β2,it均有下標t，表示這兩個系數為時變系數。β2,it為本文關心的參數或指標，刻畫了財政政策對過去行為的依賴程度，即財政政策持久性，該值越小，表示財政政策對過去行為的依賴性越小，說明財政政策越能根據實際經濟狀況及時做出反應。在狀態空間模型中，通常假設時變參數隨時間的變化遵循AR(1)過程，如式(5)中第二個方程所示。式(5)的第二個方程為狀態方程，描述了量測方程中的系數β1,it和β2,it隨著時間變動的狀態，方程中的βit、βi(t-1)、dit、vt均為向量，對其展開可表示為式(6)：

β1,it=h1,iβ1,i(t-1)+d1,i+v1,it

β2,it=h2,iβ2,i(t-1)+d2,i+v2,it

(6)

本文采用卡爾曼濾波法對由量測方程和狀態方程構成的狀態空間模型進行估計，式(5)中的第三個和第四個方程表示量測方程的隨機干擾項εit和狀態方程的隨機干擾項vit均服從均值為0、方差為常數的正態分布，且隨機干擾項之間相互獨立。

借助狀態空間模型分別測算出48個國家的財政政策持久性指標，測算結果的描述性分析如圖3所示。圖3是區分發達國家和發展中國家1993—2018年間財政政策持久性均值的變化對比圖，其中實線和虛線分別表示發展中國家和發達國家財政政策持久性的平均值。

圖3 發達國家和發展中國家財政政策持久性的對比

由圖3可以看出：第一，發達國家和發展中國家的財政政策持久性特征呈現出一定差異，發達國家的財政政策持久性略低于發展中國家，尤其在近些年來，這種差距變得更加明顯。Umoh等(2019)[16]曾指出，發展中國家的財政政策通常更容易受到政治、制度或地理因素等非經濟變量的影響，從而財政政策會呈現出更大的持久性，圖3的結果證明了這一點。第二，近年來，各國財政政策持久性有所提升，呈現出穩中有升的態勢。

(三)數據來源與說明

由于部分國家的數據存在大量缺失值，根據研究需要，本文匹配了1992—2018年不存在缺失的國家數據，共匹配了48個國家。本文所使用的48個國家的數據均來源于世界銀行數據庫、國際貨幣基金組織數據庫、透明國際數據庫和國家統計局網站。本文使用的指標及計算方式如表1所示。

表1 變量說明表

三、實證分析與穩健性檢驗

本部分借鑒Hsiao等(2012)[21]采用回歸合成法，利用中國和47個國家的個體相關性，將中國2001年加入WTO作為準自然實驗，構造中國財政政策持久性的反事實框架，以此推斷貿易開放對財政政策持久性的因果效應，并對其進行穩健性檢驗。

(一)實證結果分析

根據上述回歸合成法的思想，本部分使用對照組中47個國家的財政政策持久性來合成中國加入WTO后財政政策持久性的反事實狀態，因為中國于2001年年底加入WTO，故本文將政策發生時點設為2002年，權重估計結果如表2所示。

表2 權重估計結果

表2所示的權重估計結果說明，牙買加、盧森堡和毛里求斯三個國家組成了中國財政政策持久性反事實狀態的最優對照組，且這三個國家的權重均在1%的顯著性水平上顯著，調整R2為0.96，F統計量的伴隨概率p值小于0.001，說明模型的擬合效果很好。圖4給出了中國加入WTO之后財政政策持久性的反事實情形。

圖4 中國加入WTO之后財政政策持久性的反事實情形

在圖4中，實線表示真實的中國財政政策持久性，虛線表示根據回歸合成法得到的財政政策持久性的反事實擬合值。從圖4中可以看出，在2002年以前，真實的中國財政政策持久性與回歸合成法擬合的加權反事實狀態的財政政策持久性高度重合，即實線和虛線在2002年之前基本是重合的，說明模型的擬合效果很好。從2002年開始，兩條曲線發生了分離，分離態勢明顯且持續擴大，表明貿易開放能夠顯著影響財政政策持久性。另外，從圖4中兩條線的位置可以看出，在加入WTO后，中國真實的財政政策持久性小于回歸合成法擬合的財政政策持久性反事實狀態，說明加入WTO這一沖擊的因果效應為負，即相較于反事實狀態，2001年年底加入WTO這一沖擊對中國財政政策持久性存在顯著的負向影響。

(二)穩健性檢驗

上文回歸合成法的實證結果表明，貿易開放對財政政策持久性有負向影響。為了使實證結論更具說服力，本文將從三個方面進行穩健性檢驗。

1.安慰劑檢驗。

上文研究結果表明，加入WTO對財政政策持久性存在負向影響。然而，對于2001年年底未加入WTO的國家而言，這一沖擊不會對其財政政策持久性產生負向影響，否則，上文的研究結論便值得懷疑。安慰劑檢驗的思路是，依次將對照組的國家列為假想的實驗組，即假設僅該國家在2001年年底加入WTO，而其余國家進入對照組，然后使用回歸合成法估計貿易開放對該國財政政策持久性的因果效應，即估計該國真實的財政政策持久性與合成的財政政策持久性之差。按照這一思路，本文分別針對對照組47個國家進行安慰劑檢驗，如果一部分原對照組國家與中國有相似的表現，則說明上文研究結論不穩健。具體檢驗步驟如下：

第一，假設對照組的47個國家(3)這些國家在2001年并未發生加入WTO或“類似于加入WTO”的行為或政策沖擊。在同一時點與實驗組國家發生了同樣的政策，即在2001年年底加入WTO，針對每一個對照組國家，利用回歸合成法估計其最優對照組和權重。

(7)

第三，計算中國和對照組的47個國家財政政策持久性的RMSPEposti統計量，具體如式(8)所示：

(8)

第四，測算所有樣本國家(包括中國在內的48個國家)的財政政策持久性的eff統計量，具體如式(9)所示：

(9)

在式(9)中，effi值越大，說明第i個國家加入WTO對財政政策持久性的效應越明顯。

第五，根據獲得的effi值，以中國的effi值作為標準，篩選出effi值比中國大的對照組國家，將這些國家的RMSPEprei值與中國的RMSPEprei值進行對比，effi值比中國的effi值大，且RMSPEprei值小于等于中國的RMSPEprei值兩倍的國家是“顯著性樣本”。顯著性樣本數和總體樣本數的比值即為加入WTO對中國財政政策持久性效應的“顯著有效值”。具體結果如表3所示。effi值超過中國的共有9個國家，在這9個國家中RMSPEprei值小于或等于中國的RMSPEprei值兩倍的樣本國家僅有哥斯達黎加，因此“顯著性樣本”總共有2個，即中國加入WTO對中國財政政策持久性效應的 “顯著有效值”為0.042，小于0.05，即在5%的顯著性水平上顯著，從而可以認為上文結論是穩健的。

表3 安慰劑檢驗結果(effi值超過中國的國家)

為了更加準確反映加入WTO對財政政策持久性影響的有效性或可信性，本文繪制各國1993—2018年財政政策持久性“擬合誤差值”或“預測誤差值”。由于本文分析了47個對照組國家的財政政策持久性數據，為了便于展示，選取RMSPEprei值小于等于中國的RMSPEprei值3倍的國家。由于RMSPEprei越小說明擬合得越好，因此被選取的這些國家是擬合效果較好的國家。總共選取了14個對照組國家，繪制這14個國家和中國的財政政策持久性的“擬合誤差值”或“預測誤差值”，如圖5所示。

圖5 中國與對照組國家的財政政策持久性的擬合誤差分布

在圖5中，粗黑線表示中國的財政政策持久性的“擬合誤差值”或“預測誤差值”，虛線表示對照組的14個國家的財政政策持久性的“擬合誤差值”或“預測誤差值”，政策發生時點為2002年，用縱向虛線標出。從圖中可以看出，在中國加入WTO之前，也就是2002年之前，中國和對照組國家的“擬合誤差值”分布狀況差別并不大，但在中國加入WTO之后，即2002年之后，中國與對照組國家的“預測誤差值”差距開始加大，2002年后中國的財政政策持久性的“擬合誤差線”位于絕大部分對照組國家的下面。這充分表明，本文的分析結論是穩健的，加入WTO對中國財政政策持久性的因果效應為負，即貿易開放對財政政策持久性存在負向影響。

2.基于時間檢驗。

回歸合成法的結果顯示，加入WTO使得中國的財政政策持久性出現下降。然而，中國財政政策持久性的這一下降現象是由加入WTO導致的還是存在其他未知或不可觀測因素的影響？為了驗證這一點，進一步增加研究結論的穩健性，借鑒王立勇和王申令(2019)[23]的做法，本文接下來進行基于時間的穩健性檢驗，以排除其他未知或不可觀測因素的影響。具體做法是：將中國加入WTO的年份改設為2001年之前的某一年，因為在這一“虛假”的年份中，中國并沒有加入WTO，即加入WTO的準自然實驗并未發生，則使用回歸合成法進行擬合估計時，模型結果不應顯示中國財政政策持久性在該虛假年份發生明顯負向變化，若確實如此，則表明上文回歸合成法的分析結論是可信的，否則，則說明可能存在其他因素影響財政政策持久性，從而降低了模型結果的可信度。具體地，本文假設中國加入WTO的時間提前到2001年之前的某一年，將該年作為政策處理時點，應用回歸合成法重新進行擬合和估計，將該假想政策的處理效應與中國真實加入WTO的政策處理結果進行比較，以此來進行穩健性檢驗。

本文選取了1999年和2000年作為假想的政策干預時點，即假設中國加入WTO的時間發生在1999年或2000年，并根據這兩個假想年份分別構造中國加入WTO的反事實框架，分析加入WTO沖擊對中國財政政策持久性的影響。圖6給出了估計結果。

圖6 基于時間檢驗結果

黑色實線表示2001年加入WTO對中國財政政策持久性的影響，兩條灰色虛線表示在兩個假想年份加入WTO對中國財政政策持久性的影響。從圖6可以看出，兩條灰色虛線并沒有在1999年和2000年發生明顯的變動，依舊圍繞零線上下浮動，直到2002年，三條曲線幾乎同時出現明顯的下降。這充分說明，將中國加入WTO的時點設置為1999年和2000年，處理效應并不顯著，上文回歸合成法的結論是穩健的，即加入WTO確實會對中國的財政政策持久性產生負向沖擊。

3.變換對照組檢驗。

根據Abadie等(2012)[24]的觀點，非最優對照組內的國家溢出效應可以忽略不計，因此本文只關心回歸合成法篩選的最優對照組中的國家。本部分將通過檢驗上文模型結論對回歸合成法篩選出的最優對照組國家的敏感度來證明上文結論的穩健性。主要做法如下：首先，從對照組的全部47個國家中依次剔除合成控制法篩選的最優對照組國家中的一個。然后，用剩余的46個國家組成新的對照組，重新借助回歸合成法在這46個國家中篩選合成中國財政政策持久性的最優對照組。最后，比較三次合成的結果與真實結果以得到變換對照組檢驗的穩健性檢驗結果。

圖7顯示了減少一個最優對照組國家后，加入WTO對財政政策持久性影響的檢驗結果，其中，黑色實線表示不剔除最優對照組國家的因果效應，灰色虛線表示剔除一個最優對照組國家的因果效應。

圖7 變換對照組的檢驗結果

從圖7可以看出，在政策處理時點前，即中國加入WTO前，雖然從對照組中剔除一個最優對照組國家得到的“擬合誤差”與用全部對照組國家進行合成得到的“擬合誤差”均圍繞零線上下浮動，但用剔除一個最優對照組國家進行合成得到的財政政策持久性的“擬合誤差”明顯比用全部對照組國家進行合成的更大，表明使用所有對照組國家合成中國加入WTO的反事實框架的擬合效果更好。在政策處理時點后，即中國加入WTO后，不論是否剔除最優對照組國家，通過回歸合成法擬合的財政政策持久性均明顯下降，雖然剔除部分最優對照組國家的處理效應比真實處理效應的波動更大，但沒有出現較大差距，由此可以認為上文研究結論具有穩健性。

四、影響機制分析

上文借鑒Hsiao等(2012)[21]的反事實分析方法，擬合了中國加入WTO之后財政政策持久性的反事實狀態，分析了加入WTO對財政政策持久性的因果效應，研究結果表明貿易開放對財政政策持久性存在顯著的負向影響。接下來，本文將具體討論貿易開放是如何影響財政政策持久性的，即貿易開放對財政政策持久性影響的內在機制。

(一)理論機制

根據經濟行為分析結果，并借鑒已有文獻和相關經濟理論，本文認為，政府規模是貿易開放對財政政策持久性施加影響的內在機制，即貿易開放度的提高，能夠擴大政府規模，而政府規模與財政政策特征存在緊密聯系，政府規模的提高傾向于降低財政政策持久性。具體而言：

目前，已有許多文獻研究貿易開放與政府規模之間的關系，總體來看，主要觀點集中在兩個方面：一方面，貿易開放會對政府規模產生正向影響，該影響來自貿易開放的“補償效應”，即經濟全球化進程伴隨而來的風險和社會進步，會導致勞動力有更高的生活需求和保障需求，政府為了滿足勞動力增加的需求，會產生更多支出，從而使得政府規模變大，即貿易開放度的提高擴大了政府規模；另一方面，貿易開放會對政府規模產生負向影響，該影響來自貿易開放的“效率效應”，即貿易開放的過程會伴隨著產品的國際競爭，關稅和貿易壁壘等因素會導致政府減少公共支出，從而產生抑制政府進一步擴張的效果。在已有文獻中，更多文獻認為貿易開放會提高政府規模。此類文獻最早可追溯到Cameron(1978)[25]，其認為貿易開放會提高政府支出，從而提高政府規模。Rodrik(1998)[26]分析了貿易開放度與政府規模之間的關系后認為，貿易開放給本國勞動力市場帶來了更大的不穩定性，使得政府不得不采取財政手段，通過提供更多的社會保障來穩定勞動力市場環境，從而導致政府規模的擴張。Milberg和Houston(2005)[27]提出，貿易全球化的發展極大促進了工業發展，由于存在價格優勢，國際上更廉價的低技能勞動者對發達資本主義國家的相同勞動力形成嚴重擠壓，由此產生大量失業勞動力，從而需要國家財政的大力扶持，造成了1967—1990年工業化國家的政府預算赤字增大現象。Kimakova(2009)[28]、Kneller(2007)[29]、高凌云和毛日昇(2011)[30]、郭月梅和孫立群(2009)[31]、毛捷等(2015)[7]等均支持了補償性假說，即貿易開放度的提高傾向于增加政府規模。王立勇等(2021)[11]同樣支持了補償性假說，即認為貿易開放會通過補償效應提高政府規模。與此同時，他們還提出貿易開放影響政府規模的“中介效應”，即貿易開放會通過影響國家規模來影響該國的政府規模，隨著貿易開放的提高，國家規模會變小，從而使得政府規模變大。梅冬州和龔六堂(2012)[6]指出，中國貿易開放程度的提高會帶來較大的外部風險，引致政府干預經濟的程度上升，從而提高了政府規模。

根據已有理論和文獻，并結合經濟行為分析，本文認為政府規模對財政政策持久性存在負向影響，主要原因在于：第一，政府規模和財政自動穩定器存在緊密關聯，隨著政府規模的提高，財政的自動穩定器功能得以加強，政府規模的提高會通過發揮財政自動穩定器的逆周期調節功效使得財政政策整體呈現出逆周期特征(Woo,2009[32]、2011[9])，這在一定程度上會使得財政政策持久性下降。第二，政府規模的上升會對宏觀經濟波動產生影響，即政府規模的上升會通過政府規模的宏觀經濟穩定功能和貨幣政策調控、金融發展水平的改善減緩經濟波動(Fátas和Mihov，2003[33]；Debrun等，2008[34])，降低經濟不確定性，有利于促進經濟發展，從而使得積極有為的財政支出力度放緩或出現政策轉向，降低財政政策持久性。第三，政府規模的上升，有利于提高財政政策逆周期調節的效率，提高了財政政策調控的有效性，從而有利于降低財政政策持久性。

由此可見，政府規模是貿易開放影響財政政策持久性的內在機制，即貿易開放度的提高會使得政府規模擴大，而政府規模的擴大會降低財政政策持久性。接下來，本文將對這一影響機制進行驗證。

(二)模型框架

為了驗證這一理論機制，本部分采用已有文獻常用的中介效應分析框架，具體模型設定如式(10)所示：

(10)

需要說明的是，為了盡可能解決遺漏變量偏差帶來的內生性問題，筆者在以上模型中加入了控制變量，用Wit表示，各個變量的具體含義見表1；beta2it為48個國家1992—2018年的財政政策持久性；lnopenit為各個國家的貿易開放度；lngoit為各個國家的政府規模；a為貿易開放對財政政策持久性的總效應；b表示貿易開放度對政府規模的影響；a*表示在控制政府規模變量后，貿易開放對財政政策持久性的直接影響。

(三)實證結果

表4給出了式(10)所示模型的參數估計結果。根據式(10)的參數估計結果可以看出，貿易開放對財政政策持久性的總效應估計值為-0.086，在5%的顯著性水平上顯著，說明貿易開放對財政政策持久性存在顯著的負向影響，與上文研究結論一致。貿易開放對政府規模的影響為0.059，在5%的顯著性水平上顯著，說明貿易開放對政府規模存在顯著影響，即隨著貿易開放程度的提高，政府規模傾向于變大。表4最后一行估計結果顯示，在控制了政府規模這一變量后，貿易開放度對財政政策持久性的直接效應為-0.068，且在10%的顯著性水平上顯著，與第一行估計結果相比較后不難發現，在模型中控制了政府規模后，貿易開放度對財政政策持久性的效應變小且顯著性降低，說明存在部分中介效應，即貿易開放的確會通過政府規模這一渠道影響財政政策持久性。

表4 貿易開放對財政政策持久性的影響機制檢驗結果

綜上所述，貿易開放影響財政政策持久性的內在機制是：貿易開放會通過“中介效應”和“補償效應”渠道提高政府規模。由于政府規模與財政自動穩定器功能之間的緊密聯系，一國政府規模的擴大，會使得財政的自動穩定器功能得以加強，通過發揮財政自動穩定器功能的逆周期性，提高財政政策整體的逆周期性和財政政策逆周期調節效率，從而使得財政政策持久性下降。與此同時，一國政府規模的擴大，有利于降低或減緩宏觀經濟波動，降低經濟不確定性，使積極有為的財政支出力度放緩或出現政策轉向，降低財政政策持久性。換言之，政府規模是貿易開放影響財政政策持久性的中介變量和渠道。

五、結論與政策建議

財政政策持久性與財政政策周期性、財政政策波動性是被理論界和實務界長期關注的三大政策特征，財政政策持久性是否會受貿易開放的影響以及存在何種影響，是本文擬解決的問題。針對這一問題的研究，不僅有利于新發展格局下財政政策選擇和制定，而且有利于科學評價財政政策效果。基于此，本文借助狀態空間模型測度了48個國家的財政政策持久性，并以中國加入WTO作為準自然實驗，利用回歸合成法推斷貿易開放對財政政策持久性的因果效應，并從理論和實證兩方面分析貿易開放影響財政政策持久性的內在機制。經過分析，得到以下基本結論：第一，發達國家和發展中國家的財政政策持久性特征呈現出一定差異，發達國家的財政政策持久性略低于發展中國家，尤其在近些年來，這種差距變得更加明顯。近年來，各國財政政策持久性有所提升，呈現出穩中有升的狀態。第二，貿易開放對財政政策持久性產生顯著的負向影響，即隨著一國貿易開放度的提升，其財政政策持久性傾向于降低。第三，貿易開放度會通過“中介效應”和“補償效應”渠道提高一國的政府規模。換言之，貿易開放會通過補償效應提高政府規模。與此同時，貿易開放還會通過“中介效應”影響政府規模，即貿易開放會通過影響國家規模來影響該國的政府規模，隨著貿易開放的提高，國家規模會變小，從而使得政府規模變大。第四，一國政府規模的擴大，會使得財政的自動穩定器功能得以加強，通過發揮財政自動穩定器功能的逆周期性，提高財政政策整體的逆周期性和財政政策逆周期調節效率，從而使得財政持久性下降。與此同時，一國政府規模的擴大，有利于降低或減緩宏觀經濟波動，降低經濟不確定性，使積極有為的財政支出力度放緩或出現政策轉向，降低財政政策持久性。第五，貿易開放影響財政政策持久性的內在機制是：貿易開放會通過“中介效應”和“補償效應”渠道提高政府規模，從而有利于降低一國的財政政策持久性。

根據以上結論，本文認為：第一，應立足新發展階段，大力推動更高水平、更高層次的對外開放，大力推動制度型開放，主動對標高標準國際經貿規則，打造對外資更具吸引力的營商環境，高質量共建“一帶一路”，深化多雙邊經貿合作，拓展對外經貿合作新空間，適度降低財政政策持久性，提高財政政策的靈活性、針對性和有效性。第二，應繼續深化財稅體制改革，加快建立現代財政制度，在致力于實現中長期目標的前提下，在做好宏觀調控跨周期設計和調節的同時，發揮政策的逆周期調節功效，不能因為一味強調政策的穩定性和持續性而放棄政策的靈活性，應以規則為基礎兼顧靈活性，達到相機抉擇和規則的融合及協同，以規則式調控增進宏觀調控的穩定性和連續性，以相機抉擇式調控進行逆周期調節，應對外部沖擊，保證經濟位于合理區間。特別是面對當前的疫情沖擊，應加強政策逆周期調節力度。第三，面對疫情沖擊，財政政策一直保持較強的支出力度，財政赤字高居不下，在減稅降費力度不減和經濟下滑壓力不斷增大的現實背景下，應重視財政風險和債務風險，特別是地方政府的財政風險，重視財政風險、金融風險和經濟風險之間傳染的復雜性，防范系統性風險的發生。第四，隨著高水平對外開放的不斷推進，應重視財政政策制定的雙向國際溢出效應和傳染效應，應主動參與國際政策協調與政策溝通，積極捍衛國家經濟主權，提升應對大變局的能力。