付敏杰 管智超

摘 要：作為周期性現象的預算偏離，受政治周期和預算規(guī)則的影響。本文針對1995—2019年預算收入偏離度和預算支出偏離度的實證分析發(fā)現：第一，在黨代會召開前和召開后，政治周期對預算收支偏離度的影響方向相反；在黨代會召開前期、當期和后期，地方政府普遍存在“保守—中性—擴張”的周期性預算收支偏離現象。2015年《中華人民共和國預算法》借助調整預算規(guī)則，顯著降低了預算收入偏離度和預算支出偏離度。第二，預算收入偏離是政治周期影響預算支出偏離的重要傳導渠道。預算收入偏離度更多受到經濟周期因素的影響，預算支出偏離度更多受到趨勢因素的影響。與預算收入偏離的周期性特征和快速衰減相比，預算支出偏離具有更強的持續(xù)性和內在制度剛性。第三，在空間關聯上，各省份預算收支偏離度都有競爭性同向擴張作用，政府競爭對本省和鄰省預算支出偏離度的影響方向相反。本文對認識和治理預算偏離，建立現代預算制度具有重要參考價值。

關鍵詞：預算偏離；預算規(guī)則；政治周期；預算收入偏離；預算支出偏離

中圖分類號： F812.3 文獻標識碼： A 文章編號： 1000‐176X（2022）02‐0011‐13

基金項目：國家社會科學基金一般項目“功能財政與國家治理現代化研究”（21BJY068）；中國社會科學院創(chuàng)新工程項目“雙循環(huán)戰(zhàn)略與中國經濟增長”（2021JJSB05）

一、問題的提出

預算是現代政府獲準使用公共資金的法定形式?，F代政府通過預算來規(guī)范和約束政府收支，影響社會資源配置和經濟發(fā)展。中國從1994年制定《中華人民共和國預算法》并于1995年1月開始正式實施（簡稱1995版《預算法》）。在“立法至上”的國家制度體系下，全國人民代表大會作為國家最高權力機關，以“人民同意”形式批準政府機關在特定時間、特定范圍內，按照法定形式汲取公共資源并用于既定支出，從公共資源視角實現法治國家、法治政府和法治社會一體化推進。在預算和財政計劃實際執(zhí)行過程中，由于經濟形勢多變性、國際形勢復雜性對稅基的擾動和隨時出現的政府相機支出需求，政府預算收支很難按照既定預算計劃分毫不差地執(zhí)行，從而產生預算偏離。①中國的預算偏離是日歷年預算制下一般公共預算收支的預算金額與決算金額的差額。

2015年1月1日正式實施的新《中華人民共和國預算法》（簡稱2015版《預算法》或新《預算法》）①確認的法定預算偏離形式包含了預備費（本級一般公共預算支出額的1%—3%）、預算周轉金、預算穩(wěn)定調節(jié)基金和結轉資金等。但中國政府預算偏離度遠遠超過了《預算法》許可的上述范圍，最明顯的是2011年，當時通過“四萬億投資”（相當于當年GDP的11%）和地方投融資平臺迅猛發(fā)展，中國經濟率先V型復蘇并帶領全球經濟走出了國際金融危機，也帶來了長期產能過剩，拉開供給側結構性改革的序幕。2011年全國財政收入預算89 720億元，收入決算為103 874億元，超收14 154億元（超收比2000年的財政收入總額還要多），超收資金占收入預算的15.8%。巨大的超收規(guī)模，導致當年的全國決算支出達到109 248億元，比3月份“兩會”預算時多了9 028億元，超支約9%。超收和超支資金都超過了國際通行的5%范圍。在企業(yè)稅制和產能過剩背景下，超收和超支都是對未來國家財力的透支，也實質上導致財政順周期調控，擾亂國民經濟正常運行。

國外對預決算偏離的研究從預算預測方法科學性開始、逐步延伸到預算政治領域。如專門預測知識和數據可用性會限制美國佛羅里達各城市的預測方法及模型使用，高財政透明度會使西班牙城市的收入預算更加謹慎。預算制度也會影響預算準確性，如預算穩(wěn)定基金明顯降低美國各州的收入預測偏離，放松財政規(guī)定會顯著增大意大利各城市預算的預測誤差。宏觀經濟不穩(wěn)定性也會造成預決算偏離，經濟遭受結構性沖擊讓財政收支難以預測，美國國會預算辦公室（CBO）的收入預測低效率主要源自宏觀經濟預測的低效率，如果按專業(yè)預測調整預算可以提高準確性。國內學者對預算偏離的關注也從預算技術層面切入，重點關注預算方法以及預算編制科學性。高培勇[1]開國內預算偏離研究之先河，此后沿預算收支兩側展開。在征管與政治因素上，《國務院關于編制中央預算和地方預算的通知》中，有“財政收入的增幅略高于國內生產總值的增幅”原則[2]?？紤]到分稅制改革以來的稅收超常規(guī)增長更多來自于征管，稅收努力成為稅收預測的不可控因素。中央不得不通過低估收入預測值讓財政收入增速處于合理區(qū)間，導致收入預測偏差。超計劃經濟增長率、地方財力缺失、稅收任務與預算收入偏離有正相關關系[3]。在預算支出偏離研究上，國內強調財政分權和官員晉升等中國增長政治經濟學因素。陳志剛和呂冰洋[4]將預算偏離成因總結為預算管理、財政管理、外部監(jiān)督和偶然因素四個方面，認為經濟因素（經濟增長率、城鎮(zhèn)化和人口密度等）才是財政收支偏離的主因。王志剛和楊白冰[5]發(fā)現，支出分權越低，預算支出偏離度越高，積極財政政策和財政分權還會對預算支出偏離度產生交叉影響。馬海濤等[6]重點關注了政治激勵和財政缺口對非稅收入偏離的影響，并認為政治激勵導致地方政府低估GDP，從而產生超收資金及其使用后的實際GDP上升。

本文強調政治周期的影響。五年一次的黨政換屆深刻影響著地方政府和地方官員的財政行為。對政治周期的研究在國外形成了在位官員通過操縱財政貨幣政策、預算和擴大赤字來獲取選票、贏得選舉的三代理論[7]。OECD國家財政透明度低會提高選舉年財政預算赤字，葡萄牙城市選舉之前會顯著增加政府財政支出，美國州預算官員也往往在選舉前給出更樂觀的財政預測。由于政治租金存在，發(fā)展中國家的政治周期往往更顯著[8]。中國的政治制度與國外有本質不同。地方官員往往在任期后半段擴張財政支出以謀取政治晉升的假說遇到數據和事實挑戰(zhàn)，畢竟“新官上任三把火”[9- 10]。國內對政治周期研究的變量選取有三類，分別是地方官員任期與更替、“兩會”召開時間和五年一次的黨代會[11-12]。與西方選舉制不同，中國官員實行選拔制。領導、組織和人事部門對官員職業(yè)生涯發(fā)揮主要作用，但選拔指標卻很少量化公開。個人才能和人際情感因素都很重要，雖然官員個人信息（教育、年齡和經歷等）比較易于量化，但過于個體化和隨機化。考慮到預算和預算偏離是年度現象，研究期限必須超過一年，用黨代會召開度量政治周期比較適宜。官員很難預測自己到任和離任時間，但對黨代會召開的預期非常明確。在黨管干部體制下，黨代會比“兩會”對于官員換屆和任命可能更重要。全國黨代會召開會增加對地方官員的監(jiān)管力度，從而限制地方政府支出的擴張行為，并改變地方財政支出結構，影響地方經濟增速[12]。省級黨代會召開使市級財政支出大幅增長，生產性支出占比上升而福利性支出占比下降[13]。

本文關注的問題是：預算偏離究竟是一種什么財政現象，趨勢性、周期性、還是偶然性？不同問題的處理思路不同。①本文從預算偏離的典型事實出發(fā)，用數據展示出預算偏離是一種周期性現象，而不是趨勢性現象，這是文獻尚未涉及的事實判斷。此外，本文的創(chuàng)新之處還在于：第一，通過分年度估計以黨代會召開時間為中心的政治周期，發(fā)現地方政府存在黨代會召開前預算超收的“保守”行為向黨代會召開后預算超收的“擴張”行為轉化，黨代會召開當年反而沒有明顯的財政操縱行為，這就是以黨代會召開時間為中心的“保守—中性—擴張”周期性。第二，發(fā)現預算收入偏離度是政治周期影響預算支出偏離度的重要渠道，這意味著不能脫離預算收入偏離單獨研究預算支出偏離，也不能脫離預算收入偏離治理來單獨治理預算支出偏離。第三，發(fā)現2015版《預算法》對預算規(guī)則的調整顯著降低了預算收支偏離度。第四，發(fā)現地方政府在財政預算行為中存在競爭性放大效應：在“超收”中競爭性超收，在“少支”中競爭性少支。這些發(fā)現豐富了對地方財政行為的理解。

二、預算偏離的周期性：典型事實

（一）數據來源與說明

在數據選擇上，預決算數據的形成與預算周期緊密相關。中國政府預算周期一般在21個月左右，遠低于國際通行的30個月標準周期。從上年4季度開始，經過政府內部程序后（通常是“兩上兩下”）匯總出政府預算總額和分類數據，然后在“兩會”上提交審議預算數并在《政府工作報告》中予以公開，年中依據預算實際執(zhí)行情況予以調整。②次年1季度以快報形式公布年度財政實際收支額，次年2季度末向人大常委會公布實際決算數。預算收支都包括兩套數據：預算數包括了年初預算數和預算調整；決算數包括了快報決算數和最終決算數。

作為一種國際通行的財政現象，預算調整絲毫不會影響預算本身的科學性、嚴肅性和政治性。發(fā)達國家也會在每個財年多次調整預算，在出現重大宏觀事件（如自然災害和經濟危機）的年份，預算調整可以防止政府預算與實際經濟形勢嚴重脫節(jié)。通過“多調整，少預測”來彌合預算剛性與財政相機決策的差距[15]。本文采用《中國財政年鑒》公布的預算調整數作為預算數、最終決算數作為決算數，以此來計算預算偏離。從預算周期看，這衡量的是經預算調整后的預決算偏離，很大程度上是中國特有的財政現象，本文將其稱為“預算偏離”，但預算偏離產生的主因是預算執(zhí)行偏離。這個判斷有助于排除很多潛在因素。經過半年的預算執(zhí)行形成的預算調整與財政年度開始之前的財政預測能力、經濟形勢等已沒有太大關系，更多反映了中國政府的財政管理和行政管理特征。

（二）預算偏離的周期性事實

本文對預算收入偏離度和預算支出偏離度的定義是高度標準化的[4- 5]，具體公式如下：

《預算法》于1995年正式實施，本文的預算偏離分析也從1995年開始。圖1和圖2是中國30個省份1995年以來預算收入偏離度和預算支出偏離度。其中的黑色連線是各年度30個省份預算收支偏離度的年度均值（未加權），陰影部分是年度預算收支偏離度均值的95%置信區(qū)間。兩個圖形都顯示出較強的周期性趨勢，表明1995年以來的預算偏離，基本上是一種周期性現象，這是本文關注政治周期對預算偏離影響的先決條件。

從圖1和圖2可以看出，預算偏離包含如下事實：

第一，“超收”和“少支”并存。1995年以來的預算收入偏離度均值持續(xù)為正（圖1），省級政府收入偏離的基本方向是決算收入超過預算收入，普遍“超收”； 1995年以來的預算支出偏離度均值持續(xù)為負（圖2），省級政府支出偏離方向是決算支出小于預算支出，普遍“少支”。因為普遍都經歷了年中預算調增，這意味著至少是預增支出打了折扣。“少支”嚴重還會讓預算調整前的原定支出也打折扣。①二者并存意味著年度財政的實際擴張性（決算支出數-決算收入數）小于計劃擴張性（預算支出數-預算收入數），實際財政赤字小于計劃財政赤字。

第二，圖1和圖2同時顯示， 2015版《預算法》執(zhí)行之后，收支兩側的預算偏離度顯著縮小并向零值收斂，但預算偏離的周期性事實依然存在。2015版《預算法》的實施，同時顯著降低了財政收支兩側的預算偏離度[16]-[18]。偏離度縮小意味著預算偏離受到預算規(guī)則影響，因為新《預算法》明確規(guī)定超收資金的延遲支出原則。②李建軍和劉媛[16]用四川案例研究了新《預算法》對預算偏離的影響，認為新《預算法》增強了收入預算編制的科學性。本文強調更大范圍內的不同機制，因為本文的預算偏離是預算執(zhí)行過半、經預算調整形成的結果，并不是年初的財政預測數值，與財政預測能力的關聯很小。1995版《預算法》（第三條）在年度預算制度下規(guī)定“各級預算應當做到收支平衡”，這種量入為出的地方預算平衡觀，形成了中央和地方財政從“超收資金”進入“超支資金”的順暢通道。而新《預算法》在理論上用跨年度預算平衡制度，借助規(guī)范發(fā)行的地方債和超收資金使用限制，①截斷了財政資金從超收向超支傳導的舊機制，很難影響財政收入側的“超收”現象。但圖1和圖2的數據顯示，新《預算法》對地方政府財政收入偏離也產生了重大影響。

第三，幾乎不受新《預算法》切斷年度收支轉換渠道影響的財政收入偏離，比受到新《預算法》影響的財政支出偏離更快收斂。以2015版《預算法》實施為界，預算收入偏離度均值從1995—2014年的8.12%下降到2015—2019年的1.06%，降幅高達87%；而預算政支出偏離度均值從1995—2014年的-11.16%下降到2015—2019年的-5.12%，降幅（絕對值）只有54%。預算收支偏離度向零收斂，沒有影響年度預算偏離度的周期性波動。這個角度接近王志剛和楊白冰[5]強調的積極財政政策，因為周期性財政政策是與《預算法》關聯較小的周期變量。

三、研究設計

（一）變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量是預算偏離，用預算收入偏離度（DBIit）和預算支出偏離度（DBEit）兩個變量來代理，預算收入偏離度為決算收入與預算收入的差值除以預算收入×100%，預算支出偏離度為決算支出與預算支出的差值除以預算支出×100%。采用比值而不是簡單差值，是為了避免1994年以來中國財政收入規(guī)模膨脹帶來的基數效應。②

2.解釋變量

解釋變量1為政治周期（Partyt+n），以全國黨代會召開時間作為政治周期指標[12]。由于全國黨代會5年一屆，以黨代會召開當年（t）為時間中心（分別為1997年、2002年、2007年、2012年和2017年）構造黨代會召開前年（Partyt-2）、黨代會召開去年（Partyt-1）、黨代會召開當年（Partyt）、黨代會召開明年（Partyt+1）和黨代會召開后年（Partyt+2）虛擬變量加以刻畫，對應年份為1，其余為0。為分析簡便，在確認顯著性的基礎上，后文有時還采用黨代會召開前兩年Party（t-2，t-1）和黨代會召開后兩年Party（t+1，t+2）的表述，同樣定義對應兩年為1，其余年份為0。

解釋變量2為2015預算規(guī)則（2015BR）。《預算法》塑造預算規(guī)則，特別是財政年度超收資金的支出規(guī)則。2015版《預算法》用跨年度預算平衡機制打破1995年以來的年度預算收支平衡規(guī)則，使得當年超收資金不能用于當前財政年度的預算支出，帶來地方財政預算規(guī)則的改變。為衡量2015版《預算法》帶來的預算規(guī)則改變，我們選取2015預算規(guī)則（2015BR）虛擬變量， 2015年之前為0， 2015年及以后為1。

3.控制變量

按照新的分類法進行控制變量分類，將控制變量分為周期性變量、趨勢性變量和共同變量三類。周期性變量是與經濟周期、政治周期高度關聯的變量；趨勢性變量沒有明確的周期性趨勢；共同變量是同時擁有周期性和趨勢性，不好直接判斷的變量。這種分類方法側重變量的時間特征，符合本文的研究需要。（1）經濟周期變量。以失業(yè)率來衡量，用各省份失業(yè)人口除以地區(qū)總人口的比重表示。在宏觀經濟理論中，失業(yè)率所具有的逆周期特征是導致經濟波動的重要和先導性因素。（2）趨勢變量。以城鎮(zhèn)化率來衡量，用各省份城鎮(zhèn)人口除以地區(qū)總人口表示。①目前中國的城鎮(zhèn)化率都是單調上升的，屬于典型的宏觀趨勢變量。（3）共同變量。共同變量選取兩個經濟變量和兩個制度變量。經濟變量分別是人均GDP和財政缺口。人均GDP用各省份GDP除以地區(qū)常住人口數得到人均名義GDP，除以各省份的定基CPI指數換算成1994年基期，再取自然對數。財政缺口用（省級一般公共預算支出減一般公共預算收入） /本省GDP表示。制度變量分別是政府競爭和對外開放。政府競爭表示地方政府的競爭水平，用各省份FDI占全國FDI的比重計算；對外開放表示各省份對外的開放程度，用各省份進出口總額與GDP的比值計算。在中國經濟增長制度因素的研究中，政府競爭和對外開放一直是造成經濟增長和周期波動的共同原因。

（二）模型設定

為系統分析預算收入偏離及其影響因素，采用如下計量模型：

其中， DBIit為預算收入偏離度， Partyt+n為政治周期，用黨代會召開時間衡量， 2015BR為預算規(guī)則，用2015版《預算法》衡量，Χit為控制變量，上文已有說明，γit為不可觀測地區(qū)效應，εit為隨機擾動項， i為省份， t為時間。

預算支出偏離度影響機制的估計模型為：

其中， DBEit為預算支出偏離度， DBIit為預算收入偏離度，用來分析傳統年度平衡規(guī)則下預算收入偏離對預算支出偏離的影響，同時引入預算規(guī)則2015BR，其余變量上文已有說明。

（三）數據說明與變量描述性統計

本文數據為1995—2019年全國30個省份（不包括西藏和港澳臺地區(qū)）的面板數據。財政方面數據來源于《中國財政年鑒》（1996—2020年），各省份社會經濟因素數據來源于《中國統計年鑒》（1996—2020年）、《中國勞動統計年鑒》（1996—2020年）和Wind數據庫。表1給出了主要變量的描述性統計。由于兩個解釋變量中，政治周期是按照黨代會召開年份兩側構造的虛擬變量， 2015預算規(guī)則設定為新《預算法》實施的2015年和以后年份為1，其余為0，也是一個虛擬變量。因此，表1只列出被解釋變量和控制變量的描述性統計結果。需要說明的是，分段描述統計中，預算收入偏離度在1995—2014年和2015—2019年的數值分別為8.12%和1.06%，預算支出偏離度在1995—2014年和2015—2019年的數值分別為-11.16%和-5.12%。

四、預算偏離影響機制的經驗分析

（一）政治周期與預算收入偏離度

1.分年度估計結果

首先，用混合普通最小二乘法（POLS）和固定效應（FE）來逐年估計政治周期對預算收入偏離度的影響，結果如表2所示，從中可以看出，除黨代會召開當年外，不論采用哪種估計方法，政治周期都對預算收入偏離度有顯著影響?？傮w而言，黨代會召開前兩年（Partyt-2和Partyt-1）預算收入偏離度會出現明顯下降，每年會降低約2個百分點（顯著性水平均為1%）；黨代會召開后兩年（Partyt+1和Partyt+2）預算收入偏離度則呈現出明顯的上升（顯著性水平為1%），上升幅度平均也接近每年2個百分點。從參數值變化看，接近黨代會召開時間傾向于提高參數值；黨代會召開前兩年（Partyt-2和Partyt-1） （顯著性水平都在1%以上）會高于后兩年（Partyt+1和Partyt+2）?？梢?，在黨代會召開前后，預算收入偏離度會呈現出明顯的周期性。具體為： （1）在黨代會召開前預算超收程度降低，意味著保守偏向的財政收入行為，地方政府傾向于“藏富于市”。（2）在黨代會召開后預算收入偏離度的上升，意味著地方財政收入行為的擴張偏向，對應統一思想后地方政府的“大干快上”熱情。（3）在黨代會召開當年，政治周期對預算收入偏離沒有顯著影響。在整個政治周期中地方政府財政收入行為呈現出明顯的“保守—中性—擴張”周期。這是本文的第一個結論，即預算偏離具有顯著的周期性特征。這意味著以黨代會召開為中心的政治周期，可能演變成地方政府跨期操縱財力的重要工具。因為采用省份固定效應估計并沒有顯著提高模型的解釋力度，筆者認為“保守—中性—擴張”的周期性并沒有顯著的區(qū)域和省份差別。

2.控制變量分組回歸結果

表3為增加了預算規(guī)則、經濟周期變量、趨勢變量和共同變量，重點關注黨代會召開前兩年（Partyt-2和Partyt-1）的回歸結果。從表3可以看出： （1）逐步引入控制變量后，黨代會召開前地方政府存在的財政收入保守行為并沒有變化，前兩年內地方政府的預算收入偏離度合計會下降約3個百分點。（2）新《預算法》和預算規(guī)則在1%水平上顯著降低預算收入偏離度，平均降幅高達6—7個百分點。這與圖1中觀察到的周期性事實及其受到《預算法》的影響完全相符。（3）控制變量POLS回歸中列（1）—列（3）的結果顯示，經濟周期變量的解釋力度明顯高于趨勢變量。失業(yè)率上升會明顯提高預算收入偏離度，城鎮(zhèn)化率則對預算收入偏離度沒有影響，政府競爭、財政缺口、對外開放和人均GDP對預算收入偏離度具有一定程度的影響，政府競爭傾向于降低預算偏離，財政缺口則會提高財政超收，對外開放和人均GDP對預算收入偏離度的影響都不顯著。（4）兩種估計方法中的列（4）綜合考慮了經濟周期變量、趨勢變量和共同變量的影響，失業(yè)率依然高度顯著，城鎮(zhèn)化率依然不顯著，共同變量的解釋性沒有變化，但政府競爭的影響略有放大，由于失業(yè)率的影響減小，可能是政府競爭中也包含了一定的周期信息。（5） FE估計與POLS估計相比，政府競爭和失業(yè)率的影響顯示出地區(qū)異質性，財政缺口在固定效應（FE）估計中開始顯著放大預算收入偏離度。①

綜上，作為一種周期性現象的預算收入偏離，受到政治周期、經濟周期和預算規(guī)則三方面的影響?？傮w而言，政治因素的影響是周期性的，順周期經濟變量傾向于導致預算偏離的同方向變化（可能因為失業(yè)率和財政收入一樣具有順周期性）。預算偏離顯示出順周期特性， 2015版《預算法》重塑的預算規(guī)則顯著降低了地方預算收入偏離度。

（二）預算支出偏離度的周期性及其影響因素

1.分年度估計結果與分析

1995版《預算法》規(guī)定的年度預算收支平衡機制，使財政支出側受到財政收入側一定影響。在表4的分年度估計中所有預算收入偏離度指標都高度顯著，這一點恰恰是已有研究忽視的。因此，在預算支出偏離的影響因素中，首先引入了預算收入偏離度。已有研究對預算收支偏離的研究基本都是分別進行的，研究預算支出偏離不關注預算收入偏離的影響。因為普遍存在預算支出大于決算支出、即支出偏離度小于零的情況（參見圖1），本文估計的是平均效應，所以，表4和表5的解釋變量系數都要進行反向解讀。總體來看： （1）預算收入偏離度每提高1個百分點，會導致預算支出偏離度顯著提高0.201個百分點。這意味著1995—2019年平均近7個百分點的預算收入偏離度，大約解釋了1.400個百分點的預算支出偏離度，占全部支出偏離度的14%?；叵氡?中預算收入偏離度“保守—中性—擴張”的完整周期，如此顯著的預算收入偏離度系數，意味著政治周期會借助預算收入偏離向預算支出偏離傳導。（2）在控制了預算收入偏離度及其暗含的政治周期特征之后，預算支出偏離并沒有顯示出額外的周期特性。比較POLS和FE估計結果可以發(fā)現，各省份之間并沒有顯示出較強的預算支出偏離周期異質性。不論是否控制省份固定效應，政治周期各年份的固定效應都會被預算收入偏離度吸收。從而政治周期對預算支出偏離度的影響，基本是通過周期性地影響預算收入偏離度傳導到預算支出偏離度上，預算收入偏離度是政治周期影響預算支出偏離度的重要渠道。與預算收入偏離度的政治周期特征一樣，黨代會召開當年是高度不顯著的。結合表2的結果，證實了黨代會召開當年相對中性的預算收入和預算支出偏離特征。

2.控制變量分組的回歸結果與分析

表5在估計中，控制了黨代會召開后兩年（Partyt+1和Partyt+2）的影響，且增加控制變量的結果。

從表5可以看出： （1）在控制省份固定效應后，政治周期對預算支出偏離度的影響顯著，黨代會召開后兩年顯著平均提高預算支出偏離度0.600—0.800個百分點。（2） 2015預算規(guī)則對預算支出偏離度的影響依然高度顯著。2015預算規(guī)則在1%水平上顯著降低了預算支出偏離度4—5個百分點，參數略低于新《預算法》對預算收入偏離度的影響。（3）預算收入偏離度對預算支出偏離度的正向影響，在控制地區(qū)異質性和增加控制變量之后顯著性水平明顯下降，這意味著預算收入偏離向預算支出偏離的傳導具有省份異質性。（4）控制變量中，失業(yè)率對預算偏離度的影響依然顯著，同時控制省份異質性的固定效應估計結果顯示城鎮(zhèn)化率在1%水平上顯著。這表明，預算支出偏離與預算收入偏離的影響因素有差別，有不同的經濟規(guī)律，可能意味著預算支出偏離具有很強的持續(xù)性、內在制度剛性和省份異質性。我們稍后專門研究這一點。

五、預算偏離的空間關聯

基于地方政府在經濟增長和財稅行為中的空間關聯，本文還特別采用固定效應空間計量回歸方法，分析了地方政府預算偏離的空間關聯特征，如表6所示，共有空間杜賓模型（SDM）、空間交叉模型（SAC）、空間誤差模型（SEM）和空間自回歸模型（SAR）四種形式的回歸分析?？臻g權重矩陣W采用GDP作為經濟權重（采用兩個省份1995—2019年平均人均實際GDP差額的倒數）。四個模型比較來看，空間杜賓模型（SDM）和空間自回歸模型（SAR）顯然具有更高的解釋力度和更多的顯著系數，具有參考意義。①空間計量回歸分析的實證結果顯示：

第一，空間效應（ρ或λ）在1%水平上顯著為正，表明預算收支偏離度有顯著正向空間關聯，結合圖1和圖2結果來看，除了預算收入偏離度共同為正或者預算支出偏離度共同為負外，還有顯著的預算收支偏離度空間同方向擴張效應，地方競爭性“超收”和競爭性“少支”同時存在，再一次證明了地方財政體制對中國財政在縱向和橫向都具有“放大器”功能。

第二，在政治周期因素對預算偏離的影響中，黨代會召開前兩年（Partyt-2和Partyt-1）預算收入偏離偏向保守，黨代會召開后兩年（Partyt+1和Partyt+2）預算支出偏離偏向擴張，只是在控制空間關聯后系數變小。

第三，在預算規(guī)則對預算偏離的影響中， 2015預算規(guī)則顯著降低了預算收入偏離度和預算支出偏離度，且對預算收支偏離度的影響系數差別不大，基本在3—5個百分點，但預算支出偏離度本身就受到預算收入偏離度的顯著影響。結合政治周期對預算收入偏離度的周期性影響，這意味著預算收入偏離度依然是政治周期影響預算收入偏離度的重要渠道。

第四，控制變量中，經濟周期變量失業(yè)率對預算收入偏離度的影響比對預算支出偏離度的影響更加顯著。預算支出偏離度更顯著地受到了城鎮(zhèn)化率等趨勢性因素的影響?？刂谱兞恐械墓餐兞拷M總體上變得顯著，對預算支出偏離度的解釋力度與對預算收入偏離度的解釋力度都增強，顯示出財政和經濟變量都有很強的空間關聯。但政府競爭更多地對預算收入偏離度、對外開放更多地對預算支出偏離度產生影響。

第五，空間關聯對預算收入偏離度和預算支出偏離度的方向相同（符號相反）。空間加權矩陣W與失業(yè)率、對外開放或城鎮(zhèn)化率交互項對預算收入偏離度具有顯著正向影響，空間加權矩陣W與政府競爭交互項對預算收入偏離度具有顯著負向影響，意味著這些因素在影響本省預算收入偏離度的同時，也顯著影響鄰近省份的預算收入偏離度。預算支出偏離度的空間影響則相反，空間加權矩陣W與對外開放或政府競爭交互項對預算支出偏離度具有顯著負向影響，意味著這兩個變量顯著擴大了本省和鄰省的預算支出偏離度?？臻g加權矩陣W與財政缺口的交互項則對預算支出偏離度具有顯著正向影響。政府競爭變量的作用機制很奇特，政府競爭的加強有助于減少本省和鄰省的預算收入偏離度，同時擴大本省和鄰省的預算支出偏離度。

六、對預算偏離持續(xù)性和內生性的進一步探討

政府的預算偏離往往會持續(xù)，特別是導致偏離的因素是地方政府無法控制的經濟因素和制度因素，如財政分權、地方官員競爭和中央政府的積極財政政策。可以把導致預算偏離的因素重新分類，觀察預算偏離的持續(xù)性，也是分析預算偏離成因的突破口。①通過偏離度的AR （1）過程，可以判斷偏離度和偏離值隨著時間推進而不斷衰減的過程和偏離所帶來的長期社會福利[21]。自回歸參數接近或者大于1的偏離度是持續(xù)偏離，更有可能是內部結構性因素所導致。表7分別展示了POLS和FE兩種方法估計的30個省份預算收入偏離度（單數列）和預算支出偏離度（雙數列） AR （1）回歸結果。不考慮省份異質性， POLS估計結果顯示， 1995—2019年的預算收入偏離度會在第二年顯著衰減一半左右（1-0.540），兩年后剩余不到30%。但預算支出偏離度則只會每年顯著衰減不到10% （1-0.917），兩年后依然保持在80%以上水平，顯示出較強的執(zhí)行層面預算偏離剛性。這也是城鎮(zhèn)化率等對預算支出偏離度（表5和表6）的解釋力度比對預算收入偏離度（表3和表6）解釋力度更強的重要原因?？刂剖》莓愘|性的固定效應估計，與不控制省份異質性相比，總體上預算收入偏離度和預算支出偏離度的衰減速度提高了10%左右，在（1-0.483/0.540）與（1-0.879/0.917）之間，其中新《預算法》實施之前（1995—2014年）的衰減速度提高到20%，在（1-0.773/0.898）與（1-0.369/0.486）之間。2015版《預算法》實施后與實施前對比， POLS估計的預算支出偏離度AR（1）有小幅顯著下降（0.898→0.838），控制省份異質性的固定效應估計則降幅更大（0.773→0.364），下降了一半多，預算收入偏離度自相關變得不再顯著。

七、結論與建議

在十八屆三中全會以來的全面深化財稅體制改革中，預算改革始終位列財政改革三項任務之首。建立現代預算制度和推進預算治理的重要內容是實質性縮小預算偏離，但預算偏離治理不僅包括《預算法》通過和預算規(guī)則調整，更要讓法律真實地起到約束和規(guī)范政府行為的作用，推進法治國家、法治政府和法治社會一體化建設。本文從預算收入偏離和預算支出偏離這兩個層面研究了地方政府普遍存在的預算偏離問題及其動態(tài)變化，結論和建議有：

第一，預算偏離是一種周期性現象。首先，預算收支偏離度表現出以黨代會召開時間為中心的“保守—中性—擴張”周期性現象，其次，周期性變量（失業(yè)率）對預算收支偏離度的解釋力度高于趨勢性變量（城鎮(zhèn)化率）。最后，本文采用政治周期虛擬變量逐個回歸了預算收入偏離度后發(fā)現，黨代會召開前后的政治周期因素對預算收入偏離度影響的方向完全相反———在黨代會召開前兩年，預算收入偏離度每年都會顯著降低兩個百分點左右；在黨代會召開后兩年，預算收入偏離度則每年明顯上升兩個百分點左右；在黨代會召開當年，預算收入偏離度沒有顯著變化。越接近黨代會召開時間，政治周期對預算收入偏離度的影響越顯著。預算支出偏離度也明顯受政治周期因素的影響。

第二，預算收入偏離是政治周期影響預算支出偏離的重要傳導渠道。預算支出偏離度受政治周期的影響主要是借助預算收入偏離來傳導的。與預算收入偏離相比，預算支出偏離具有更強的趨勢性，表現為趨勢變量對預算支出偏離度的解釋力遠遠高于對預算收入偏離度的解釋力。自回歸AR （1）的結果顯示，預算支出偏離具有更強的持續(xù)特征。這意味著預算支出偏離具有更強的剛性，考慮到這種剛性主要表現為“少支”（而不是缺錢），更可能是來自管理體制的內部制度性因素。

第三，預算收支偏離度都顯示出明顯的空間關聯。各省份的預算收入偏離度和預算支出偏離度都存在鄰省間同方向擴張的特點，各省份之間競爭性“超收”和競爭性“少支”同時存在，表明地方財政體制是中國財政成績、風險和問題的天然“放大器”。從“層層加碼”的縱向放大機制到“地方競爭”的橫向放大機制，現行財政體制不可控彈性“放大器”功能應當是建設法治政府和法治國家的治理對象。預算偏離不會隨著經濟發(fā)展而消失，雖然經驗分析表明，預算支出偏離度與城鎮(zhèn)化率等趨勢變量有一定聯系，但其受到預算規(guī)則、政府競爭和財政缺口等體制性因素的影響明顯更大。

第四，各省份的預算收支偏離明顯受2015版《預算法》中對預算規(guī)則調整的影響。新《預算法》以跨年度預算平衡機制替代了1995版《預算法》強調的年度收支平衡機制，從理論上打破了預算超收資金向超支轉化的通道，但并不能影響預算超收。盡管新《預算法》實施的細則在2020年才落地，但新的預算規(guī)則對治理預算收支偏離還是起到了顯著效果。盡管新《預算法》主要治理對象是預算支出偏離和財政超收資金的使用，但不論采用哪種估計方法，新《預算法》都同時對預算收入偏離和預算支出偏離產生了影響?？赡苁且驗樾隆额A算法》不僅影響了年度地方財政收支，而是震懾了地方政府和地方官員跨年度操縱財政資金的行為，把中國的法治國家建設向前推進了一大步。

參考文獻：

[1] 高培勇.關注預決算偏離度[J].涉外稅務， 2008，（1）： 5-6.

[2] 馬蔡琛.中國政府預算超收資金的形成機理與治理對策[J].財貿經濟， 2009，（4）： 18-22.

[3] 馮輝，沈肇章.地方財政收入預決算偏離：晉升激勵與稅收任務[J].廣東財經大學學報， 2015，（5）： 58-68.

[4] 陳志剛，呂冰洋.中國政府預算偏離：一個典型的財政現象[J].財政研究， 2019，（1）： 24-42.

[5] 王志剛，楊白冰.財政分權、積極財政政策與預算支出偏離度[J].宏觀經濟研究， 2019，（8）： 15-27+38.

[6] 馬海濤，白彥鋒，曠星星.政治激勵、財力缺失與地方非稅收入預決算偏離度———基于省際面板數據的分析[J].地方財政研究， 2017，（1）： 21-29.

[7] 周世愚.政治預算周期理論及其經驗研究進展[J].經濟學動態(tài)， 2017，（11）： 115-125.

[8] Shi， M.， Svensson， J.Political Budget Cycles： Do They Differ Across Countries and Why？ [J].Journal of Public Economics， 2006， 90（8）： 1367-1389.

[9] Guo， G.Chinas Local Political Budget Cycles[J].American Journal of Political Science， 2009， 53（3）： 621-632.

[10] 高楠，梁平漢.晉升激勵、市場化與地方財政預算周期[J].世界經濟文匯， 2014，（4）： 103-119.

[11] 王賢彬，徐現祥，周靖祥.晉升激勵與投資周期———來自中國省級官員的證據[J].中國工業(yè)經濟， 2010，（12）： 16-26.

[12] 梅冬州，王子健，雷文妮.黨代會召開、監(jiān)察力度變化與中國經濟波動[J].經濟研究， 2014，（3）： 47-61.

[13] 肖潔，龔六堂，張慶華.分權框架下地方政府財政支出與政治周期———基于地級市面板數據的研究[J].經濟學動態(tài)， 2015，（10）： 17-30.

[14] Bonfatti， A.， Forni， L.Fiscal Rules to Tame the Political Budget Cycle： Evidence From Italian Municipalities[J].European Journal of Political Economy， 2019， 60（12）： 1-20.

[15] Borge， L.E.， Hopland， A.O.Less Fiscal Oversight， More Adjustment[J].European Journal of Political Economy， 2020， 63（6）： 1-15.

[16] 李建軍，劉媛.新《預算法》能夠降低地方政府預決算偏離度嗎？———來自四川省市州的證據[J].財政研究， 2020，（7）： 39-52.

[17] 呂冰洋，李巖，李佳欣.財政資源集中與預算偏離[J].財經問題研究，2021，（1） ： 74-84.

[18] 郭玲，汪洋.財政透明、預決算收入偏離與預算環(huán)境[J].當代財經，2021，（2） ： 27-37.

[19] 陳國權，陳潔瓊.名實分離：雙重約束下的地方政府行為策略[J].政治學研究， 2017，（4）： 71-83+127.

[20] 白俊紅，王鉞，蔣伏心，等.研發(fā)要素流動、空間知識溢出與經濟增長[J].經濟研究，2017，（7）：109-123.

[21] Foster， L.， Haltiwanger， J.， Syverson， C.Reallocation， Firm Turnover， and Efficiency： Selection on Productivity or Profitability？ [J].The American Economic Review， 2008， 98（1）： 394-425.

（責任編輯：巴紅靜）

①2018年12月29日《中華人民共和國預算法》再次修正，內容是適應機構改革、調整監(jiān)督檢查權限。將第八十八條中的（各級政府財政部門負責）“監(jiān)督檢查本級各部門及其所屬各單位預算的編制、執(zhí)行”修改為（各級政府財政部門負責）“監(jiān)督本級各部門及其所屬各單位預算管理有關工作”。

①在宏觀經濟領域，偶然性現象隨機出現，趨勢性問題和周期性問題有完全不同的成因和治理方式：趨勢性問題采用結構性政策往往是有效的，能延續(xù)良性趨勢，扭轉不利趨勢，提高社會福利；周期性問題的長期福利最大化政策是采用逆風向政策來平抑波動、緩和周期[14]。

②地方可能數次調整年度預算，如2019年四川在5月21日和11月26日（四川省第十三屆人民代表大會常務委員會第十一次和十四次會議上兩次調整預算。

①有文獻用年初預算數得出決算支出普遍“超支”，本文得出不同判斷主要是計算基準不同。1995年以來的連年財政超收，預算調整方向基本都是增加預算收支，使調整后的預算收入數和支出數高于兩會公布的預算數，支出數值調大導致所說預算“少支”大，但這些少支資金是有財政超收作為保證的。

②在刪除“各級預算應當做到收支平衡”表述的基礎上，新《預算法》要求各級政府建立跨年度預算平衡機制，同時規(guī)定超收資金只能用于沖減預算赤字或者補充預算穩(wěn)定調節(jié)基金，不得用于當年支出（除非有資金調出穩(wěn)定調節(jié)基金）。

①新《預算法》強調了“強化預算約束”的新立法目標。與新《預算法》實施配套，國務院正式出臺了關于地方債務、預算管理制度、政府綜合財務報告制度、中央對地方轉移支付制度和中期財政規(guī)劃管理等財政管理制度，并在2020年8月公布修訂后的《中華人民共和國預算法實施條例》（國務院令第729號）中強調預算制度和預算規(guī)則，增加了地方債違法違規(guī)融資擔保行為的領導干部終身問責制度。這些制度會深刻影響地方政府和各級官員的財政行為，制度硬化理論上會減緩預算偏離。但考慮到中國制度的非制衡性權力結構和大量約束性制度的“名實分離”現象[19]，新《預算法》很難立竿見影。最典型的是《預算法》在2014年完成修訂立法， 2015年1月1日正式實施，但直到2020年8月3日才出臺新實施條例（2020年10月1日開始實行），將近6年，從立法到行政的傳導時期可謂漫長（作為對比， 1995版《預算法》實施細則的通過時間是1995年11月22日，距離《預算法》正式實施不到1年）。

②具體計算參見式（1）和式（2），同時本文還試圖構造衡量支出（收入）預算偏離的絕對指標，即實際人均支出決算偏離和實際人均收入決算偏離。盡管高度顯著，但因篇幅原因和系數難以解釋而沒有匯報。

①有研究采用了第二產業(yè)比重，但是本文考慮到1995—2019年中國第二產業(yè)比重呈倒U型，不具有趨勢性變量或周期性變量的基本特征。

①在對預算收入偏離度和預算支出偏離度的實證估計中，我們還采用了差分GMM來控制內生性，結果變化不大。GMM估計一階滯后項系數區(qū)間和Hansen過度識別檢驗等指標都通過了有效性檢驗。篇幅所限不再匯報，留存?zhèn)渌鳌?/p>

①按照空間回歸的基本特征， SDM模型強調隨機沖擊， SAR模型強調被解釋變量通過空間相互作用影響其他地區(qū)； SAC模型和SDM模型同時考慮上述兩類空間傳導機制， SDM模型還考慮了預算偏離和政治周期的空間交互作用，即某省份預算收支偏離度同時受本省和鄰省因素的影響[20]，篇幅所限，本處省略了對空間杜賓模型SDM中直接效應、空間溢出效應和總效應的分析，但主要的解釋變量都存在明顯的空間溢出效應。

①外生經濟沖擊、偶然技術因素缺陷等外生因素導致的預算偏離是隨機的，不具有可持續(xù)性。內生因素則恰恰相反，財政幻覺、福利剛性和官僚體制等包含在預算中的政治經濟學因素，會對一個國家或地區(qū)的預算和預算偏離產生持久性影響，如預算軟約束問題。通過分析預算偏離的持續(xù)性，可以判別導致預算偏離原因的偶然性、周期性和結構性。

[DOI]10.19654/ j.cnki.cjwtyj.2022.02.002

[引用格式]付敏杰，管智超.預算偏離的周期性：典型事實、影響機制和空間關聯[J].財經問題研究，2022，（2）：11-23.