宋美喆，柒江藝，劉寒波

(1.湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410079；2.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院 財(cái)政金融學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205)

一 引 言

自1994年分稅制改革以來，中央與地方政府的收入分配關(guān)系隨之調(diào)整，中央政府較改革前獲得了更高的財(cái)政收入，而地方政府的支出責(zé)任仍沿襲改革前的設(shè)定，其承擔(dān)提供公共品的職責(zé)范圍并未相應(yīng)縮小。這導(dǎo)致地方政府的財(cái)政收支存在較大缺口，形成了縱向財(cái)政不平衡這一財(cái)政體制的顯著特征，不僅為地方政府非審慎財(cái)政行為提供了制度誘因，也造成產(chǎn)能過剩、資源錯(cuò)配等一系列負(fù)面影響。事實(shí)上，縱向財(cái)政不平衡肇因于一國(guó)的財(cái)政分權(quán)體制，繼而在各級(jí)政府的互動(dòng)和博弈下演化而成，是各級(jí)政府行為選擇的結(jié)果。而標(biāo)準(zhǔn)科學(xué)、規(guī)范透明、約束有力的財(cái)政預(yù)算作為規(guī)范政府行為必不可少的制度籠子，是財(cái)政治理現(xiàn)代化的應(yīng)有之意，對(duì)于縮小縱向財(cái)政不平衡具有積極意義。正因如此，黨的十九大報(bào)告提出，加快建立現(xiàn)代財(cái)政制度，建立權(quán)責(zé)清晰、財(cái)力協(xié)調(diào)、區(qū)域均衡的中央和地方財(cái)政關(guān)系；黨的十九屆四中全會(huì)進(jìn)一步要求，優(yōu)化政府間事權(quán)和財(cái)權(quán)劃分，形成穩(wěn)定的各級(jí)政府事權(quán)、支出責(zé)任和財(cái)力相適應(yīng)的制度。在此背景下，本文擬就財(cái)政透明度、預(yù)算軟約束對(duì)縱向財(cái)政不平衡的直接和間接影響進(jìn)行理論探討和實(shí)證檢驗(yàn)，并提出對(duì)策建議，為重構(gòu)縱向財(cái)政不平衡的糾偏機(jī)制，以及推動(dòng)建立現(xiàn)代財(cái)政治理體系提供決策參考。

二 文獻(xiàn)綜述

縱向財(cái)政不平衡是各國(guó)共有的財(cái)政現(xiàn)象，從影響因素來看，有學(xué)者認(rèn)為其與分權(quán)治理的財(cái)政體制框架緊密相關(guān)，事權(quán)與財(cái)權(quán)下放的不同步使得地方政府不能用自有收入滿足自身支出需要[1-2]。Cevik[3]分析得到，城市間縱向財(cái)政不平衡的差異可以通過人均收入水平、人口特征、反映政策偏好的中央政府財(cái)政行為等來解釋。Bird和Tarasov[4]、李祥云和徐淑麗[5]討論了中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付在縱向財(cái)政不平衡中的作用。Qian 和 Zhang[6]、張克中等[7]論證了中央提高地方在共享稅中的分成比例有助于降低縱向財(cái)政不平衡。上述文獻(xiàn)多認(rèn)為縱向財(cái)政不平衡主要體現(xiàn)的是中央政府的意志，忽視了地方政府在其中的作用。與之不同的是，Boadway和Tremblay[8]等人指出，縱向財(cái)政不平衡有內(nèi)生的部分，即縱向財(cái)政不平衡影響地方政府行為，后者又會(huì)反作用于前者。預(yù)算軟約束作為影響地方政府財(cái)政收支的重要因素，被學(xué)者們納入了分析框架。他們論述了當(dāng)?shù)胤秸媾R預(yù)算軟約束時(shí)，會(huì)產(chǎn)生過度支出和舉債的動(dòng)機(jī)[9]，形成稅收惰性并降低財(cái)政努力水平[10]，擴(kuò)大縱向財(cái)政不平衡程度。李永友和張帆[11]采用GMM估計(jì)得出，預(yù)算軟約束是不平衡程度不斷加深的重要因素。

為改善信息的不對(duì)稱，促進(jìn)財(cái)政信息公開、提高財(cái)政透明度成為理論界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。學(xué)者們大多肯定了財(cái)政透明的積極作用，認(rèn)為其能夠在一定程度上抑制官員腐敗[12-13]，縮小預(yù)決算收入或支出的偏離[14-15]，提高財(cái)政支出績(jī)效[16]。還有學(xué)者得到不同結(jié)論，如李丹和裴育[17]認(rèn)為，財(cái)政透明度對(duì)財(cái)政資金配置并沒有產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響；肖鵬和樊蓉[18]發(fā)現(xiàn)，財(cái)政透明度對(duì)地方債務(wù)規(guī)模的影響呈倒“U”形。少量研究探討了財(cái)政透明對(duì)預(yù)算軟約束的影響，楊志安和邱國(guó)慶[19]、郭月梅和歐陽潔[20]使用GMM估計(jì)實(shí)證檢驗(yàn)得出結(jié)論，財(cái)政透明有助于減少地方政府的機(jī)會(huì)主義行為，改善預(yù)算軟約束。

學(xué)者們圍繞著財(cái)政透明度和縱向財(cái)政不平衡進(jìn)行了大量研究，但還存在有待改進(jìn)的空間：一是鮮有文獻(xiàn)討論財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡的影響，涉及其中傳導(dǎo)機(jī)制的分析更是欠缺，極少在同一框架下考察財(cái)政透明度、預(yù)算軟約束與縱向財(cái)政不平衡之間的關(guān)系。二是大多數(shù)文獻(xiàn)存在較嚴(yán)重的內(nèi)生性，難以解決遺漏變量偏誤和反向因果問題，且忽略了地區(qū)間的空間關(guān)聯(lián)，導(dǎo)致模型設(shè)定錯(cuò)誤，不能準(zhǔn)確評(píng)估財(cái)政透明度的影響效應(yīng)。本文的貢獻(xiàn)在于：一是在研究?jī)?nèi)容上，立足于中國(guó)式財(cái)政分權(quán)的現(xiàn)實(shí)背景，探討財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡的影響，并以預(yù)算軟約束為中介，深入剖析其影響機(jī)制。二是在研究方法上，為緩解內(nèi)生性，將具有強(qiáng)外生性的新《預(yù)算法》實(shí)施作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分(DID)方法從制度層面識(shí)別變量間的因果關(guān)系，且考慮到地區(qū)間的交互效應(yīng)，將空間加權(quán)項(xiàng)納入實(shí)證模型，更準(zhǔn)確評(píng)估財(cái)政透明度的影響。

三 理論機(jī)制與研究假設(shè)

(一)財(cái)政透明度與縱向財(cái)政不平衡

我國(guó)地方官員的升遷主要由上級(jí)決定，官員的任免自上而下產(chǎn)生，中央政府通過人事管理激勵(lì)地方政府貫徹其意志。同時(shí)，中央政府又賦予了地方政府轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)事務(wù)的管理權(quán)限。面對(duì)分權(quán)體制下政績(jī)考核的要求，為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)總量的提升和政治晉升，各地方政府存在較高的投資沖動(dòng)，以期通過支出規(guī)模的擴(kuò)張，改善投資環(huán)境，吸引要素資本流入，這無疑會(huì)引起縱向財(cái)政不平衡程度的擴(kuò)大。

現(xiàn)代財(cái)政制度認(rèn)為，良好的財(cái)政透明度是預(yù)算信息真實(shí)性的保證。在財(cái)政透明度較高的制度環(huán)境下，公眾方便監(jiān)督政府的履職情況，并能夠通過公開的財(cái)政信息對(duì)政府官員不規(guī)范的行為進(jìn)行追溯，降低腐敗官員權(quán)力尋租的可能，提高預(yù)算執(zhí)行效率。在非公開透明的制度環(huán)境下，公眾難以掌握財(cái)政資金的投入方向和規(guī)模，為具有投資沖動(dòng)的地方政府提供了便利。地方政府擁有財(cái)政資源的支配權(quán)和裁量權(quán)，可以屏蔽或修飾不利的財(cái)政信息，為公眾評(píng)價(jià)政府財(cái)政支出情況制造障礙，使財(cái)政支出規(guī)模膨脹的趨勢(shì)得不到有效控制?；谝陨戏治觯玫窖芯考僭O(shè)1。

假設(shè)1：財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡有直接影響，透明度越低，縱向財(cái)政不平衡程度越高。

(二)財(cái)政透明度、預(yù)算軟約束與縱向財(cái)政不平衡

當(dāng)財(cái)政狀況不透明時(shí)，預(yù)算安排不足以制約地方政府過度支出的傾向，為地方政府突破已有預(yù)算限制，通過游說中央政府獲得更多預(yù)算外資金奠定了制度基礎(chǔ)。為減輕自身對(duì)地方財(cái)政缺口充填的壓力，中央政府往往不得已放任地方政府預(yù)算外的融資行為，如非規(guī)范性的舉債融資，且中央政府還會(huì)以“父愛主義”之名提供給地方政府“免費(fèi)的午餐”，認(rèn)為自己有救助地方政府的責(zé)任，表現(xiàn)為轉(zhuǎn)移支付中的討價(jià)還價(jià)、國(guó)有企業(yè)的留存利潤(rùn)、稅收減免等。中央政府的行為助長(zhǎng)了地方政府的依賴心理，削弱了預(yù)算約束力度，使地方政府?dāng)U張支出的需求成為現(xiàn)實(shí)，加劇了地方政府不謹(jǐn)慎財(cái)政行為。雖然說地方政府因?yàn)槿谫Y途徑增多而擴(kuò)大了自有收入規(guī)模，但在支出不受約束的條件下，融資擴(kuò)張的速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)趕不上支出擴(kuò)張的速度，導(dǎo)致地方政府的縱向財(cái)政不平衡程度加深。提高財(cái)政透明度，有力推進(jìn)公眾監(jiān)督，能夠硬化中央政府對(duì)地方政府“不予救助”的承諾，增強(qiáng)自下而上的約束[21]。 當(dāng)?shù)胤秸A(yù)期中央政府施以援手的希望渺茫時(shí)，會(huì)主動(dòng)收斂過度支出的行為，避免發(fā)生財(cái)政危機(jī)，進(jìn)而降低縱向財(cái)政不平衡程度。據(jù)此，得到研究假設(shè)2和假設(shè)3。

假設(shè)2：財(cái)政透明度提高有助于增強(qiáng)中央政府對(duì)地方政府不救助信號(hào)的可信性，硬化預(yù)算約束。

假設(shè)3：預(yù)算軟約束是財(cái)政透明度影響縱向財(cái)政不平衡的中介渠道，財(cái)政透明度越低，地方政府預(yù)算軟約束越明顯，進(jìn)而加深縱向財(cái)政不平衡。

綜上，財(cái)政透明度與預(yù)算軟約束對(duì)縱向財(cái)政不平衡的影響機(jī)制見圖1。

四 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

2015年1月新《預(yù)算法》正式實(shí)施，首次在法律層面上明確了財(cái)政信息公開的要求，凸顯了全面規(guī)范、透明預(yù)算的財(cái)政制度改革方向。為緩解內(nèi)生性，本文將新《預(yù)算法》的實(shí)施作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，通過構(gòu)建DID模型實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡的影響。其合理性在于：第一，新《預(yù)算法》由中央政府自上向下強(qiáng)制推行實(shí)施，對(duì)于地方政府來說是一項(xiàng)外生的制度改革。第二，新《預(yù)算法》的實(shí)施對(duì)不同財(cái)政透明度的地區(qū)來說，受到政策沖擊的影響有所區(qū)別，實(shí)施效果具有異質(zhì)性，有助于識(shí)別出財(cái)政透明度提升引發(fā)的真實(shí)效應(yīng)。高透明度的地區(qū)在新《預(yù)算法》實(shí)施前，就一直能夠做到公開較多的財(cái)政信息，新《預(yù)算法》實(shí)施后，公開財(cái)政信息的空間有限。而低透明度的地區(qū)受新《預(yù)算法》實(shí)施的政策沖擊更大，在新政策出臺(tái)后不得不公開更多的財(cái)政信息。見模型表達(dá)式(1)。

(1)

其中，Vfi表示被解釋變量縱向財(cái)政不平衡，解釋變量為處理組虛擬變量Treat和新《預(yù)算法》實(shí)施時(shí)點(diǎn)虛擬變量Post的交乘項(xiàng)，F(xiàn)is表示中介變量預(yù)算軟約束，Controlk表示第k個(gè)影響縱向財(cái)政不平衡程度的控制變量。

新《預(yù)算法》實(shí)施后，當(dāng)透明度較低的地區(qū)致力于提升當(dāng)?shù)刎?cái)政透明度排名時(shí)，迫于競(jìng)爭(zhēng)壓力，透明度較高的地區(qū)也會(huì)設(shè)法維持排行榜上的領(lǐng)先位置，導(dǎo)致新《預(yù)算法》實(shí)施的效果會(huì)存在溢出效應(yīng)，使地區(qū)間的縱向財(cái)政不平衡和預(yù)算軟約束等具有關(guān)聯(lián)性。如在模型估計(jì)中不加以考慮，則可能造成遺漏變量偏誤。為刻畫地區(qū)間的空間關(guān)聯(lián)，需要采用空間計(jì)量的建模思想，建立空間雙重差分(SDID)模型。根據(jù)分類，空間計(jì)量模型可分為三種：空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型，空間誤差模型和空間滯后模型均可由空間杜賓模型轉(zhuǎn)換而來。故建立具有更普遍意義的空間杜賓模型形式的SDID模型，見模型表達(dá)式(2)。

Vfiit=α2+ρ1W×Vfijt+β2Treati×Postt+λ1W×Treatj×Postt+θ2Fisit+η1W×Fisjt+∑k=1ckControlkit+∑k=1ψkW×Controlkjt+φ2i+δ2t+ε2it

(2)

選擇兩種空間權(quán)重矩陣W來反映不同的空間關(guān)聯(lián)機(jī)制：第一種是地理距離空間權(quán)重矩陣W1，反映了不同地區(qū)地理空間上的聯(lián)系，矩陣元素取地區(qū)間球面距離平方的倒數(shù)。第二種是經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣W2，反映了地區(qū)間經(jīng)濟(jì)交往的密切程度，矩陣元素取考察期內(nèi)各年各地區(qū)人均GDP均值之差絕對(duì)值的倒數(shù)。

為驗(yàn)證預(yù)算軟約束中介效應(yīng)的存在，參考邵帥等[22]的做法，構(gòu)建模型如下：

模型(1)～(6)中，α1-α6、β1-β6、θ1-θ2、λ1-λ3、ρ1-ρ3、η1、ck、ψk表示待估參數(shù)，φ1i-φ6i表示個(gè)體固定效應(yīng)，δ1t-δ6t表示時(shí)間固定效應(yīng)，ε1it-ε6it表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

模型(3)、(5)反映了財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡影響的總效應(yīng)，若存在中介效應(yīng)，模型(4)、(6)中β4、β6和模型(1)、(2)中的系數(shù)θ1、θ2應(yīng)同時(shí)顯著。模型(4)、(6)也可用于驗(yàn)證假設(shè)2，考察財(cái)政透明度對(duì)預(yù)算軟約束的影響。

(二)變量選取

被解釋變量Vfi，借鑒儲(chǔ)德銀和遲淑嫻[10]的研究，采用1-(財(cái)政收入分權(quán)/財(cái)政支出分權(quán))×(1-地方財(cái)政自給的缺口)計(jì)算，具體為：

解釋變量Treati×Postt，當(dāng)考察年份是2015年之前，Post取值為0；當(dāng)考察年份是2015年及之后，Post取值為1。以2015年新《預(yù)算法》實(shí)施的前一年各樣本地區(qū)財(cái)政透明度指數(shù)的均值為分界點(diǎn)[15,23]，當(dāng)財(cái)政透明度指數(shù)高于或等于均值，Treat取值為0，是對(duì)照組；當(dāng)財(cái)政透明度指數(shù)低于均值，Treat取值為1，是處理組。

中介變量Fis，預(yù)算軟約束程度的高低主要反映在地方政府對(duì)中央政府轉(zhuǎn)移支付的預(yù)期和地方政府非規(guī)范性的財(cái)政收支行為等。參照郭月梅和歐陽潔[20]、張延和趙艷朋[24]的做法，使用(地方預(yù)算支出-地方?jīng)Q算收入)/GDP作為預(yù)期轉(zhuǎn)移支付的代理變量，使用地方財(cái)政資金違規(guī)使用金額占財(cái)政支出的比重作為預(yù)算對(duì)地方政府行為的約束，取相同的權(quán)重1/2，將其合成為綜合指標(biāo)。

參照儲(chǔ)德銀和遲淑嫻[10]、李永友和張帆[11]等人的研究，選取控制變量如下：市場(chǎng)化水平(Control1)，以第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重表示。人力資本水平(Control2)，以文盲半文盲占15歲以上人口的比重表示。固定資產(chǎn)投資(Control3)，以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額與GDP之比表示。晉升競(jìng)爭(zhēng)(Control4)，根據(jù)中央政府對(duì)地方政府政績(jī)考核的主要指標(biāo)，以GDP增長(zhǎng)率、失業(yè)率、財(cái)政盈余等綜合反映地方政府競(jìng)爭(zhēng)的程度。當(dāng)該地區(qū)GDP增長(zhǎng)率和財(cái)政盈余低于各地區(qū)平均值，取值為1，否則為0；當(dāng)該地區(qū)失業(yè)率高于各地區(qū)平均值，取值為1，否則為0。再將各項(xiàng)得分加總得到該地區(qū)晉升競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)，得分越高，說明該地區(qū)晉升壓力越大。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文選取了2009-2018年全國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市(以下簡(jiǎn)稱為省份，因指標(biāo)口徑不統(tǒng)一，本文不包括香港、澳門和臺(tái)灣地區(qū))作為研究樣本。透明度指數(shù)數(shù)據(jù)來源于上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共政策研究中心發(fā)布的《中國(guó)財(cái)政透明度報(bào)告》，財(cái)政違規(guī)使用金額數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)審計(jì)年鑒》，其他指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、EPS數(shù)據(jù)庫(kù)，部分缺失數(shù)據(jù)使用插值法作補(bǔ)充。

五 模型估計(jì)及結(jié)果分析

(一)DID模型的估計(jì)結(jié)果

將根據(jù)新《預(yù)算法》實(shí)施構(gòu)造的政策變量作為財(cái)政透明度的指標(biāo)表示，對(duì)模型(1)、(3)、(4)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表1：

表1 DID模型估計(jì)結(jié)果

表1的估計(jì)結(jié)果顯示，在其他變量保持不變時(shí)，財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡的影響在1%的顯著性水平上顯著。從財(cái)政透明度影響的總效應(yīng)來看，模型(3)的估計(jì)結(jié)果顯示，財(cái)政透明度每提高1個(gè)單位，縱向財(cái)政不平衡隨之顯著下降0.0290，實(shí)現(xiàn)財(cái)政信息公開是降低縱向財(cái)政不平衡程度的有效途徑。由模型(4)的估計(jì)結(jié)果可知，財(cái)政透明度對(duì)預(yù)算軟約束的影響在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明提高財(cái)政透明度可以改善預(yù)算軟約束問題，與楊志安和邱國(guó)慶[19]的結(jié)論一致，證實(shí)了假設(shè)2是成立的。囿于多層委托代理關(guān)系所造成的信息不對(duì)稱，作為信息優(yōu)勢(shì)方的地方政府會(huì)選擇性地公開對(duì)自己有利的信息，增大了公眾監(jiān)督的成本與阻力，財(cái)政預(yù)算無法強(qiáng)有力地約束地方政府行為，使中央政府拒絕對(duì)地方政府進(jìn)行援助成為不可置信的承諾[21]。此時(shí)，突破預(yù)算約束是地方政府的最優(yōu)選擇。結(jié)合模型(1)的估計(jì)結(jié)果，從該行為產(chǎn)生的后果來看，預(yù)算軟約束對(duì)縱向財(cái)政不平衡的影響在1%的顯著性水平上顯著為正，財(cái)政透明度通過預(yù)算軟約束作用于縱向財(cái)政不平衡的路徑暢通，假設(shè)3得以證實(shí)。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)錦標(biāo)賽和政治晉升錦標(biāo)賽的雙重激勵(lì)下，為爭(zhēng)奪技術(shù)、資本等稀缺要素，地方政府紛紛增加財(cái)政支出[11]，當(dāng)其出現(xiàn)財(cái)政困難時(shí)，中央政府不會(huì)置身事外，選擇為地方政府支出行為兜底，并提供融資支持。因預(yù)期到中央的援助，地方政府敢于突破預(yù)算紅線，加劇支出規(guī)模膨脹，于是預(yù)算軟約束表現(xiàn)為地方政府支出動(dòng)機(jī)的放大器。具體來看，預(yù)算軟約束中介效應(yīng)的大小為-0.0079(即-0.0164×0.4836)。在控制中介效應(yīng)后，財(cái)政透明度對(duì)預(yù)算軟約束的直接影響為-0.0210，假設(shè)1得以證實(shí)。財(cái)政信息不透明，公眾難以獲知財(cái)政資金是否得到了合理使用，為政府官員尋租創(chuàng)造了條件，大量財(cái)政資金被浪費(fèi)，導(dǎo)致地方政府自有支出的大幅擴(kuò)張，并加深縱向財(cái)政不平衡。

(二)安慰劑檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)縱向財(cái)政不平衡及預(yù)算軟約束的變化主要源于新《預(yù)算法》實(shí)施的沖擊而非不可觀測(cè)變量，生成一個(gè)虛擬的政策變量，將其對(duì)隨機(jī)選擇的樣本產(chǎn)生沖擊，重復(fù)隨機(jī)抽樣500次，對(duì)模型(1)和(4)進(jìn)行估計(jì)。通過上述過程得到核心解釋變量Treati×Postt的500個(gè)估計(jì)系數(shù)，其中模型(1)中系數(shù)的均值為0.0003，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0134，模型(4)中系數(shù)的均值為-0.0003，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0075，安慰劑檢驗(yàn)中得到的系數(shù)估計(jì)值集中在0附近，顯著異于表1中的系數(shù)估計(jì)結(jié)果。核密度分布如圖2所示，系數(shù)估計(jì)值對(duì)應(yīng)的概率p值均較大，不能通過顯著性的假設(shè)檢驗(yàn)。這說明本文的估計(jì)并未受到不可觀測(cè)的遺漏變量干擾。

圖2 隨機(jī)選擇處理組的安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

注：左圖是模型(1)中縱向財(cái)政不平衡受到虛擬政策變量沖擊后的系數(shù)估計(jì)值的核密度分布；右圖是模型(4)中預(yù)算軟約束受到虛擬政策變量沖擊后的系數(shù)估計(jì)值的核密度分布。

(三)平行趨勢(shì)和動(dòng)態(tài)性檢驗(yàn)

根據(jù)DID的使用前提，在受到政策沖擊前，處理組和對(duì)照組應(yīng)具有基本平行的時(shí)間趨勢(shì)。由圖3可知，2009-2014年處理組和對(duì)照組縱向財(cái)政不平衡的走勢(shì)基本一致，在2015年之后開始產(chǎn)生分歧，新《預(yù)算法》實(shí)施后受到政策沖擊較大的處理組上升的幅度要小一些，處理組的財(cái)政透明度迅速提高，對(duì)抑制縱向財(cái)政不平衡程度擴(kuò)大起到了積極作用。2009-2014年處理組和對(duì)照組預(yù)算軟約束的變動(dòng)基本一致，初步判斷符合DID的使用前提。2015年之后，兩組的預(yù)算軟約束變動(dòng)表現(xiàn)出異質(zhì)性，對(duì)照組逐年遞增，而處理組相反，基本上是遞減的。處理組受新《預(yù)算法》實(shí)施的沖擊較大，在財(cái)政信息公開的質(zhì)與量方面都有了明顯改善，促進(jìn)了預(yù)算規(guī)范管理和預(yù)算效力提升。

圖3 對(duì)照組和處理組縱向財(cái)政不平衡、預(yù)算軟約束的變動(dòng)趨勢(shì)

本文進(jìn)一步從實(shí)證模型的角度進(jìn)行檢驗(yàn)。思路為，假設(shè)處理組受政策沖擊的年份提前，如果此時(shí)政策變量前的系數(shù)顯著，則說明平行趨勢(shì)假設(shè)不成立。反之，前提假設(shè)成立，說明政策沖擊發(fā)生前兩組樣本縱向財(cái)政不平衡和預(yù)算軟約束的變化沒有系統(tǒng)性差異。同時(shí)，為檢驗(yàn)財(cái)政透明度影響效應(yīng)的動(dòng)態(tài)特征，將政策變量分解為政策實(shí)施當(dāng)年Current、實(shí)施前的3個(gè)年份Before1～Before3、實(shí)施后的3個(gè)年份After1～After3，估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 平行趨勢(shì)和動(dòng)態(tài)性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果

由表2可知，在新《預(yù)算法》實(shí)施的前三年，當(dāng)其他變量保持不變時(shí)，政策變量的影響系數(shù)都是不顯著的，滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。從動(dòng)態(tài)特征來看，當(dāng)新《預(yù)算法》實(shí)施后，財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡影響的總效應(yīng)始終顯著為負(fù)，強(qiáng)度呈現(xiàn)先增加后減少的趨勢(shì)，并在第一年達(dá)到最大。在新《預(yù)算法》實(shí)施當(dāng)年，財(cái)政透明度對(duì)預(yù)算軟約束的影響不顯著，在實(shí)施后的第一年，負(fù)向影響開始顯現(xiàn)，并以第二年為轉(zhuǎn)折點(diǎn)，影響強(qiáng)度趨于減弱。結(jié)合著預(yù)算軟約束對(duì)縱向財(cái)政不平衡的顯著正向影響0.4895可知，財(cái)政透明度以預(yù)算軟約束為中介，對(duì)縱向財(cái)政不平衡影響的間接效應(yīng)具有滯后性，影響方向?yàn)樨?fù)，影響強(qiáng)度同總效應(yīng)一樣，也是呈現(xiàn)先增加后減少的趨勢(shì)。在控制了此中介效應(yīng)后，隨著政策實(shí)施時(shí)間的推移，財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡負(fù)向影響的強(qiáng)度越來越低，從實(shí)施當(dāng)年的0.0252降至第三年的0.0170，且影響不再顯著。

(四)考慮空間因素的SDID模型估計(jì)

傳統(tǒng)的DID模型中有一個(gè)重要的假設(shè)，即“個(gè)體處理效應(yīng)穩(wěn)定”，個(gè)體的潛在結(jié)果不會(huì)因分配給其他單位的處理而所有不同，意味著個(gè)體之間是相互獨(dú)立的，政策的實(shí)施不存在溢出效應(yīng)。但實(shí)際中政策在處理組的實(shí)施效果常常會(huì)傳播至對(duì)照組，違背該假說，此時(shí)所做的因果推斷會(huì)混淆政策實(shí)施的真正效果和個(gè)體間的溢出效應(yīng)，為避免估計(jì)偏誤，需要在模型中加入空間因素，對(duì)模型(2)、(5)、(6)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表3。

表3中，無論是對(duì)應(yīng)于何種空間權(quán)重矩陣，縱向財(cái)政不平衡的空間滯后項(xiàng)都是不顯著的。在省級(jí)層面，不同地區(qū)的縱向財(cái)政不平衡不存在明顯的空間關(guān)聯(lián)。當(dāng)因變量是預(yù)算軟約束時(shí)，對(duì)應(yīng)于經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下的估計(jì)結(jié)果，空間滯后項(xiàng)在1%的顯著性水平上顯著，說明有必要考慮省份間的空間關(guān)聯(lián)，使用空間計(jì)量模型。

表3 SDID模型的估計(jì)結(jié)果

在兩種空間權(quán)重矩陣之下，其他省份財(cái)政透明度對(duì)本省份縱向財(cái)政不平衡和預(yù)算軟約束的影響都至少在5%的顯著性水平上為負(fù)，表明新《預(yù)算法》的實(shí)施效果在地理距離和經(jīng)濟(jì)距離相近的省份間均存在溢出。當(dāng)其他省份受政策實(shí)施影響加速推動(dòng)財(cái)政透明的進(jìn)程時(shí)，本省份在競(jìng)爭(zhēng)壓力下趨于采用互補(bǔ)型策略，積極公開財(cái)政信息，以防當(dāng)?shù)刎?cái)政透明度排名下降，這對(duì)于硬化當(dāng)?shù)氐呢?cái)政約束、縮小縱向財(cái)政不平衡程度有著積極意義。在考慮空間因素后，本省份財(cái)政透明度對(duì)當(dāng)?shù)乜v向財(cái)政不平衡的直接影響和通過預(yù)算軟約束產(chǎn)生的間接影響都是顯著存在的，前文得出的結(jié)論并未發(fā)生改變，政策實(shí)施效果的溢出并不會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生明顯干擾。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，替換變量表示。借鑒李永友和張帆[11]的研究，采用(地方預(yù)算支出-地方預(yù)算收入)/地方預(yù)算支出作為替換縱向財(cái)政不平衡的衡量指標(biāo)。第二，去除直轄市樣本。第三，考慮預(yù)算軟約束的內(nèi)生性。使用預(yù)算軟約束的一階滯后作為中介變量。經(jīng)上述處理后，對(duì)模型(1)、(3)、(4)重新進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表4。

縱觀表4各種情況下的估計(jì)結(jié)果，核心解釋變量Treati×Postt和中介變量Fis始終在1%的顯著性水平上顯著。財(cái)政透明度對(duì)預(yù)算軟約束的影響為負(fù)，預(yù)算軟約束對(duì)縱向財(cái)政不平衡的影響為正，再次證明預(yù)算軟約束是財(cái)政透明度影響縱向財(cái)政不平衡的重要中介。財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡的總影響效應(yīng)為負(fù)，在控制中介效應(yīng)后，該影響仍為負(fù)，且影響強(qiáng)度降低，財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡的直接影響效應(yīng)是存在的。綜上可知，估計(jì)結(jié)果較穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六 結(jié)論與政策建議

(一)主要結(jié)論

本文將新《預(yù)算法》實(shí)施作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，通過該政策實(shí)施捕捉財(cái)政透明度的外生變化，采用雙重差分(DID)和空間杜賓模型形式的空間雙重差分(SDID)方法考察了財(cái)政透明度、預(yù)算軟約束對(duì)縱向財(cái)政不平衡的影響效應(yīng)。得到結(jié)論如下：

1.財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡影響的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)都顯著為負(fù)，提高財(cái)政透明度有助于抑制縱向財(cái)政不平衡程度的擴(kuò)大。預(yù)算軟約束是財(cái)政透明度影響縱向財(cái)政不平衡的重要中介，較低的財(cái)政透明度會(huì)惡化預(yù)算軟約束，進(jìn)而加深縱向財(cái)政不平衡。

2.從動(dòng)態(tài)特征來看，新《預(yù)算法》實(shí)施后，財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡影響的總效應(yīng)、間接效應(yīng)為負(fù)，強(qiáng)度呈現(xiàn)先增加后減小的趨勢(shì)，但保持顯著。在控制了預(yù)算軟約束的中介效應(yīng)后，財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡的直接影響為負(fù)，且影響強(qiáng)度越來越弱，在政策實(shí)施后的第三年該影響不再顯著。與直接效應(yīng)相比，財(cái)政透明度通過預(yù)算軟約束渠道對(duì)縱向財(cái)政不平衡的影響更加持久。

3.從空間特征來看，新《預(yù)算法》的實(shí)施效果在地理距離和經(jīng)濟(jì)距離相近的省份間均存在溢出，其他省份財(cái)政透明度對(duì)本省份縱向財(cái)政不平衡和預(yù)算軟約束的影響都顯著為負(fù)。在考慮空間因素后，本省份財(cái)政透明度對(duì)縱向財(cái)政不平衡影響的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均顯著為負(fù)，政策實(shí)施效果的溢出并未對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生明顯干擾。

(二)政策建議

為防止縱向財(cái)政不平衡程度加深，本文提出以下對(duì)策措施：

1.多維度推進(jìn)財(cái)政信息公開，持續(xù)提升財(cái)政透明度。一是讓公眾能讀得到。明確各級(jí)政府財(cái)政信息依法依規(guī)定期向公眾公開，加大對(duì)預(yù)算相關(guān)法律的宣傳和普及力度，增強(qiáng)公眾對(duì)預(yù)算知識(shí)的了解。二是讓公眾能看得清。細(xì)化相關(guān)預(yù)算科目，將按功能分類的預(yù)算科目細(xì)化至“目”，將按經(jīng)濟(jì)分類的預(yù)算科目細(xì)化至“項(xiàng)”。三是讓公眾能參與進(jìn)來。加快信息公開平臺(tái)的建設(shè)，充分發(fā)揮各類媒體作用，暢通公眾參與渠道，提高公眾監(jiān)督政府預(yù)算的能力。四是加強(qiáng)財(cái)政透明考核。把財(cái)政透明度納入官員政績(jī)考核體系，將財(cái)政信息公開程度與官員獎(jiǎng)懲掛鉤，促進(jìn)地方政府圍繞“財(cái)政透明”形成良性競(jìng)爭(zhēng)，充分發(fā)揮財(cái)政透明的空間溢出對(duì)抑制縱向財(cái)政不平衡和預(yù)算軟約束的積極效應(yīng)。

2.理順縱向財(cái)政關(guān)系，硬化地方政府預(yù)算約束。一是充實(shí)地方自有可用財(cái)力，根據(jù)效率原則合理配置地方政府的事權(quán)，消除責(zé)任交叉和劃分模糊的地帶，提高地方政府收入與支出的匹配度，減少地方對(duì)中央政府的財(cái)政依賴。二是提高均衡性轉(zhuǎn)移支付的比重，允許地方政府在滿足規(guī)定的條件下統(tǒng)籌使用相關(guān)領(lǐng)域的同類專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付資金，增加其財(cái)力調(diào)配的靈活性。規(guī)范政府間成本補(bǔ)償和責(zé)任分擔(dān)機(jī)制，提升中央對(duì)地方政府過度財(cái)政行為不承擔(dān)救助責(zé)任的可信度。三是運(yùn)用大數(shù)據(jù)和人工智能技術(shù)，提高預(yù)算編制的預(yù)見性和精準(zhǔn)度。持續(xù)推進(jìn)預(yù)算管理一體化系統(tǒng)的建設(shè)工作，使財(cái)政與稅務(wù)、金融等部門的相關(guān)信息能夠集成共享，實(shí)現(xiàn)人大對(duì)預(yù)算資金全口徑、全過程、全方位的審查，強(qiáng)調(diào)預(yù)算調(diào)整需經(jīng)人大審批，有力約束預(yù)算調(diào)整行為。

3.遏制地方政府過度競(jìng)爭(zhēng)，多管齊下消減其投資沖動(dòng)。一是轉(zhuǎn)變以往不計(jì)成本和代價(jià)、盲目引資的“為引資而競(jìng)爭(zhēng)”和“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”的模式，實(shí)施以公共服務(wù)質(zhì)量為主，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為輔的多元化政績(jī)考核體系。二是推動(dòng)財(cái)政支出管理重心從投入控制轉(zhuǎn)向過程和結(jié)果并重管理，抑制地方政府過度支出的沖動(dòng)，防止出現(xiàn)只管花錢不問產(chǎn)出的行為。三是健全政府官員責(zé)任倒查追究機(jī)制。重點(diǎn)壓實(shí)“一把手”履職責(zé)任，密織行政行為追溯問責(zé)網(wǎng)絡(luò)，查舊賬、算細(xì)賬，為官員在職期間的決策戴上“緊箍咒”，避免其只顧追求短期政績(jī)而忽視長(zhǎng)期發(fā)展質(zhì)量的問題。