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    地方人大预算监督的主体特征与治理绩效研究

    时间:2023-04-24 08:30:06 来源:千叶帆 本文已影响

    李一花 丁文文 孙 超

    2021年10月中央人大工作会议召开时,习近平总书记指出,人民代表大会制度是坚持党的领导、人民当家作主、依法治国有机统一的根本政治制度安排,是中国特色社会主义制度的重要组成部分,也是国家治理体系的重要组成部分。要更好发挥人大监督在党和国家监督体系中的重要作用,用好宪法赋予人大的监督权,实行正确监督、有效监督、依法监督。预算监督是人大监督的重要内容,2015年新《预算法》等相关法律法规的颁布实施,推动了人大预算监督的法律规范和制度规范。新时期进一步强化人大预算监督,是实现党的二十大提出的“健全现代预算制度”的重要推动力,也是应对国内外多种不确定因素挑战,实现高质量发展的重要制度保障。

    从理论研究看,人大预算监督的研究已形成比较丰富的成果。围绕人大预算监督的理论依据(魏陆,2015[1];
    樊丽明等,2020[2])、预算权力配置(陈治,2018[3])、预算监督法制化(朱大旗,2014[4];
    许聪,2018[5])、预算监督进程(任喜荣,2009[6])、预算监督趋势(周长鲜,2021[7])、预算监督绩效(林慕华和马骏,2012[8];
    李一花等,2019[9];
    马蔡琛和赵笛,2020[10])、预算监督问责(王逸帅,2020[11])等开展了比较全面的研究,但对人大预算监督的主体特征的研究还鲜有涉及。林尚立(2006)[12]指出,行动者的观念、价值取向、利益结构以及权力关系,将直接影响制度的实际运行效度。完善人大制度,不能仅停留在完善文本制度上,还应该关注制度的行动者。考虑到人大官员是预算监督职权的执行者,在监督方式和强度上具有较大的自由裁量权,人大官员的主体特征必然会影响人大预算监督效果。因此,在探寻如何更好发挥人大预算监督绩效时,有必要从人大官员的主体特征拓展研究领域。就政治实践而言,党的十五大之后,省市两级地方人大常委会主任由同级党委书记兼任(以下简称兼任制度)加速推开,这一典型的政治现象为我们观察人大预算监督的主体特征和绩效提供了新视角。正如《国务院关于进一步深化预算管理制度改革的意见》(国发〔2021〕5 号)指出,各级预算决算草案提请本级人大或其常委会审查批准前,应当按程序报本级党委和政府审议。地方党委和政府以及人大在预算权力分配中体现了财政决策权和监督权的分工。兼任制度统筹了财政决策权和监督权,势必对人大预算监督绩效产生重要影响。

    具体而言,本文侧重从人大兼任制度这一重要特征出发,研究地方人大“一把手”对预算监督绩效的影响。与已有研究相比,本文可能有以下边际创新:第一,以往文献研究人大(立法机构)预算监督效果时,核心是立法机构和行政机构之间的预算权力配置(Schick,2008[13];
    Santiso,2005[14]),且多是在理论层面或制度运行层面进行定性研究,对兼任制度这一具有中国特色的政治制度安排(人大主体特征)的研究比较缺乏,更缺乏相应的实证检验。本文从理论和实证两方面探讨兼任制度对预算监督绩效的影响,为深刻认识我国人大预算监督的主体特征与影响效应提供独特视角。第二,本文识别了兼任制度影响预算监督绩效的多维异质性,揭示了不同压力环境、不同地区、不同时期,兼任制度影响人大预算监督绩效的差异性,为新时期提升人大预算监督治理实效提供重要和具体的抓手。第三,本文拓展了地方官员行为经济后果的研究。从现有研究主要专注地方党政一把手对经济增长和社会发展的影响,拓展到地方人大官员对预算监督绩效的影响,丰富了相关研究。

    本文以下内容安排是:第二部分是文献综述;
    第三部分是制度背景与理论分析;
    第四部分是实证设计;
    第五部分是实证结果;
    第六部分是结论与政策建议。

    与本文密切相关的文献有三个方面:一是地方人大预算监督绩效及其影响因素的研究,二是地方人大预算监督绩效的测度研究,三是地方官员行为的经济影响研究。

    关于地方人大预算监督绩效及其影响因素的研究。预算是现代法治国家立法机构控制政府权力扩张的有效载体,审查批准政府预算是《宪法》赋予人大的职责之一。林慕华和马骏(2012)[8]认为,人大预算监督包括信息、对话与强制三个维度。基于这三个维度的全国范围的问卷调查发现,随着预算改革的推进,地方人大预算监督已经开始从原来的程序性监督迈向实质性监督,但是人大预算监督仍然面临许多挑战。樊丽明等(2022)[15]从人大预算监督能力、预算监督行为和预算监督效能三个方面,构建了人大预算监督的评价指标体系,并实际评价了地方人大预算监督的发展水平。周长鲜(2021)[7]指出,党的十八大以来,人大预算监督的范围、内容、对象和目标等发生了重要转变,人大预算监督模式开始由“行政型”预算监督转向“治理型”预算监督。从制约人大预算监督绩效因素的角度,孙亦军(2012)[16]将其概括为技术和制度两大层面。周振超和刘元贺(2013)[17]指出,预算体系、法律规则、机构设置、人员构成是影响地方人大预算监督能力提升的四个关键要素。金灿灿(2017)[18]通过对1995年以来105个案例的总结,发现法律法规的建立健全、公民参与的深化、人大角色定位和组织体系的改革、监督手段的多样化是影响地方人大预算监督效力的主要因素。许聪(2018)[19]认为,我国预算监督存在理念的行政主导色彩严重、预算信息公开度低、监督来源不透明、预算监督权力和预算监督能力相互混淆的缺陷,影响了地方人大预算监督效果。陈治(2018)[3]认为,我国的预算权力配置缺乏结果导向和存在权责失衡,影响了预算监督效果。王逸帅(2020)[11]指出,地方人大预算监督问责的改革滞后,不利于提升预算监督实效。马蔡琛和赵笛(2020)[10]的研究认为,在全面实施预算绩效管理中,人大绩效监督存在信息劣势和能力不足的问题。由上述文献梳理可见,大多数学者认为法律体系、机构定位、监督方式等因素制约着人大预算监督能力和效果,但尚未触及地方人大的基础制度层面,且上述研究多是理论层面或简单的案例统计分析,没有进行具体的实证检验。

    关于地方人大预算监督绩效的测度研究。长期以来,学界对采取何种指标衡量人大预算监督绩效缺乏统一认识。同时,缺乏合适的衡量指标和数据来源,也制约了相关经验研究的开展。但近些年情况有所变化。借助常态化和丰富的政府预决算数据,学界对政府预算偏离的研究日益增多。预算偏离说明的是政府年初受人大审批通过后的预算与最终的执行结果出现了差异(高培勇,2008[20])。尽管一定的预算偏离是正常和可以接受的,但如果预算偏离太大,就意味着政府的预算收支活动具有较大的不确定性,会极大影响政府公信力以及市场主体的经济决策。因此,人大加强预算审查监督的一个重要目标是减少预算偏离。那么,通过预算偏离指标反映人大预算监督绩效就具有合理性和可行性。从文献考察看,目前对政府预算偏离的研究主要分为预算偏离的成因及其经济社会影响两方面。就前者而言,预算偏离又分为预算收入偏离和支出偏离两种情况。对预算收入偏离的成因研究认为,预测方法技术误差(Reddick,2004[21];
    马蔡琛,2008[22])、留有余地的预算编制原则(王秀芝,2009[23])、预算透明度低(Kyobe和Danninger,2005[24];
    Rose和Smith,2012[25])、外部监督弱化(陈志刚和吕冰洋,2019[26])等预算本身的因素,以及经济发展水平、纵向财政失衡(席毓和孙玉栋,2021[27])、政府间收入分成(吕冰洋和陈志刚,2021[28])等对预算收入偏离均产生重要影响。从预算支出偏离的成因看,财政分权程度、积极财政政策(王志刚和杨白冰,2019[29];
    陈志刚,2020[30])等因素对预算支出偏离存在较大影响。对于预算偏离的影响,赵文举和张曾莲(2020)[31]指出,预算偏离的扩大助推了地方政府债务规模的膨胀,且地方官员晋升激励在其中起了推波助澜的作用。张凯强和陈志刚(2021)[32]发现,地方预算偏离直接影响市场主体的经济活动,进而影响经济增长波动。从上述研究来看,学界对影响预算偏离的多种因素及其后果进行了较多的研究,但就预算偏离的影响因素来看,有关人大监督主体特征的影响还基本处于空白。

    关于地方官员行为的经济影响研究。在国内近些年的经济研究中,将官员行为纳入研究框架成为一个热点。但已有研究主要以地方党政一把手为对象,以官员“晋升激励”为动力机制,考察官员特征对地区经济增长、环境治理和政府债务等方面的影响(周黎安,2007[33];
    郭峰和石庆玲,2017[34])。地方人大常委会作为地方人大监督的常设机构,在预算监督中发挥着关键作用。与兼职化、非专业化的人大代表参与预算监督的具体活动不同,人大常委会主任作为人大常设机关的领导,对预算监督的顶层把控有重要影响。何俊志和罗彬(2019)[35]对1979—2017年省级人大常委会主任的身份资料和任职信息的研究,发现中国省级人大常委会主任的任职模式已经从终止型模式过渡为跳板型模式,因此,人大常委会主任同样面临任期激励的问题。在实践中党委书记兼任同级人大常委会主任的现象是一种非常重要的政治安排,这种任职模式不但对人大常委会的运行产生影响(何俊志和罗彬,2019[35]),也会对地方经济财政产生不同的效果。例如,兼任制度统筹了地方财政的决策权和监督权,刺激了地方隐性债务的增长(吕冰洋等,2021[36])。

    (一)制度背景

    审查批准预算和监督预算执行是宪法、预算法等法律赋予各级人大的重要职权。地方人大设立常委会40多年来,在发挥地方国家权力机关监督职能中取得良好进展。习近平总书记在2021年中央人大工作会议的讲话强调,各级人大及其常委会要“成为自觉坚持中国共产党领导的政治机关、保证人民当家作主的国家权力机关、全面担负宪法法律赋予的各项职责的工作机关、始终同人民群众保持密切联系的代表机关”。“四个机关”的论断鲜明地阐述了人大及其常委会的政治属性、法定职责、工作特点。

    人大机关工作队伍是各级人大及其常委会依法行使国家权力的参谋助手,而人大常委会主任作为人大预算监督的重要主体,其任职生涯模式对预算监督的实际效果具有重要影响。从省级层面来看,1992年中央在有关省(市、自治区)选举的文件中首次明确提出“如果没有合适的人选,可以提名当地省委书记作为人大主任的候选人”。党的“十五大”之后,基于依法治国和提升人大地位的需要,地方党委书记兼任人大主任的探索在实践中加速推开。在2002年开始的各省(市、自治区)换届选举中,中央作出统一要求:“各省委书记除非兼任政治局委员,一般应被推荐为本省人大主任的候选人。”党的“十六大”之后的地方人大换届,地方党委书记兼任人大主任的比例大幅度提升,且这一制度安排在得到各地肯定和认同之后逐渐从省一级向市县一级延伸。2004年9月,党的十六届四中全会明确提出“适当扩大党政领导成员交叉任职,减少领导职数”的领导机构改革新要求,为地方党委书记兼任人大常委会主任提供了进一步的政策支持(张书林,2013[37])。对于县、乡两级,中共中央在2015年6月转发的《中共全国人大常委会党组关于加强县乡人大工作和建设的若干意见》中明确了县、乡采取“两分开”的方式,即县乡人大常委会主任实行专职配备。由此,地方党委书记任职人大常委会主任的格局就形成了“省级兼任化”“县乡专职化”“市级弹性化”三种模式。从数据上看,省一级党委书记兼任人大主任的比例较高,自2003年以来一直维持在70%以上(张书林,2013[37]);
    实行兼任制度的地级市占所有地级市的比例在30%~45%(吕冰洋等,2021[36])。图1是根据本文的测算,在2010—2018年272个地级市中兼任制度的占比情况,根据主要纵坐标轴可以看出,市级兼任制度呈现V形变化,平均值在1/3以上。可见,人大常委会主任由党委书记兼任的现象正趋于成为我国常态化的政治模式。

    从地方预算偏离来看,图1描绘了2010—2018年地级市预算偏离情况,由次要纵坐标轴看,收入预算偏离大大低于支出预算偏离;
    从发展趋势看,2010年后收入预算偏离呈现大幅下降趋势,2017年后又有小幅上升;
    从支出预算偏离看,呈现高位运行态势,但总体趋势不断下降,尤其是经过2014年短暂上升后,2015年后出现明显下降,此后趋于平稳。从图1来看,市级人大兼任制度与预算偏离(尤其是支出预算偏离)之间似乎存在比较密切的关联关系,需要进一步实证检验。

    图1 市级人大兼任比例与各市预算偏离情况(平均值)

    (二)理论分析

    地方人大是地方财政的监督者,而地方党委书记作为地方的“一把手”拥有地方财政决策权,兼任制度兼顾了地方人大和党委两大政治权力,但同时也要受两种职权的相互制约,故理论上讲,兼任制度对人大预算监督绩效的影响具有两面性。

    首先,兼任制度有利于提升人大预算监督效力,即存在“强化作用”。原因有以下两方面:一是兼任制度有助于协调地方国家权力机关(人大)与党的权力机关(党委)的关系,从而实现人大法定程序与党的决策的衔接。兼任制度有利于发挥地方党委总揽全局、协调各方的优势,支持人大依法履行其预算监督职能,更好发挥人大常委会的作用。同时,兼任制度也有助于地方人大常委会按照党中央关于人大工作的要求,结合地方实际,创造性地做好监督工作,更好助力经济社会发展和改革攻坚任务。二是兼任制度有利于加强人大对预算的监督力度和权威。当前政治体制中,由于政府领导相较于专任的人大主任在同级党委中占有较大优势和较强影响力,导致地方人大在履行监督职责时处于软化和被动地位。而兼任制度提高了人大的影响力和政治权威,使得人大通过监督检查、审计查出问题以及整改等有效手段,强化实质性监督,约束预算偏离,提升监督效力。

    其次,兼任制度可能不利于提升人大预算监督绩效,即存在“弱化作用”。原因在以下两方面:一是人大预算监督出现角色错位或虚位。兼任制度下的决策权和监督权的合二为一,意味着“自己监督自己”,影响了人大预算监督的独立性,会使预算监督的成效大打折扣;
    与此同时,决策权与监督权集于一身使得地方党委书记的权力过大,事务过多兼顾不暇,容易出现党委书记对人大工作“顾而不问、顾虚名而不务实务、顾此失彼”的情况,从而弱化人大预算监督绩效。二是兼任制度搭建了人大与党委之间的桥梁,将党委书记面临的压力传导到人大身上,从而弱化预算监督,强化发展冲动。具体而言,地方党委书记面临地区竞争和自身晋升等多重压力,通过地方财政决策权干预本地财政收支活动,为发展、为晋升开绿灯的需求强烈,可能会弱化监督,扩大预算偏离。

    由上述分析可知,兼任制度对人大预算监督绩效的影响存在两面性,如果“强化作用”大于“弱化作用”,则兼任制度会促进人大预算监督职能的发挥,减少预算偏离;
    反之则反。由此提出假设1:

    假设1a:相比人大常委会主任的专任,兼任制度有助于提升预算监督绩效,降低预算偏离。

    假设1b:相比人大常委会主任的专任,兼任制度不利于提升预算监督绩效,可能增大预算偏离。

    兼任制度下,人大预算监督的权威和影响力来源于监督手段的强化。现实中地方人大及其常委会利用多种预算监督方式,如制定法律法规、规范性文件、预算集中审查,视察、询问等。随着预算监督方式的不断创新,预算联网监督、质询、专题询问等信息化手段和刚性手段也开始发挥出更大的作用。当然,值得强调的是,人大预算监督与审计部门的协同对提升预算监督绩效至关重要。2015年8月,《关于改进审计查出突出问题整改情况向全国人大常委会报告机制的意见》(以下简称《意见》)明确规定,在全国人大常委会听取和审议审计工作报告后的6个月内,国务院要向全国人大常委会作审计查出突出问题整改情况的报告,并对落实整改责任、改进报告方式、增强监督实效等提出了具体要求。2021年,《关于建立健全审计查出问题整改长效机制的意见的通知》发布。在上述文件指导和要求下,地方人大对预算监督与审计监督的有机结合作了进一步深化和细化,如对审计查出问题配合询问、质询、特定问题调查等刚性监督方式进行跟踪调研,对审计查出问题整改情况报告进行满意度测评和加大对审计整改公开力度等。因此,随着审计监督的强化,借助专业的审计监督提升人大预算监督的质量和效果成为重要抓手。可以预期,在兼任制度下,审计监督力度越强,越有利于缩小预算偏离。由此提出假设2:

    假设2:兼任制度下,审计监督力度越大,预算偏离越小。

    进一步考虑兼任制度下,各地面临的发展压力和晋升压力的环境差异,可能对预算监督效果形成不同影响。在守土有责和政府事权层层下放的体制下,地方党委书记作为本级党政的“一把手”,承担着地区发展压力和个人晋升压力等多重压力。具体来看,在我国行政下管一级和压力型体制下,上级政府向下级政府下达的经济增长指标及各项任务就演变成了地区“发展压力”(孙玉栋和席毓,2021[38])。而以GDP增长为核心的“晋升锦标赛”,使得地方政府官员的相对绩效越靠前就越容易实现向上晋升,越靠后则越容易被末位淘汰(周黎安,2007[33])。同时,在中央注重领导干部年轻化的制度安排下,越年长的官员,越希望在任期内通过增长绩效等信号显示个人政绩。兼任制度通过统筹地方财政决策权和监督权,为地方党委书记提高地方资源动员能力,实现多重目标提供了制度基础。可以预期,兼任制度下,地区发展压力越大、个人晋升压力越大,越倾向于通过增收增支扩大资源调配,缓解地区财政约束,由此可能增大预算收支的偏离程度,削弱人大预算监督效果;
    反之则反。

    从各地财政状况以及公众参与能力来看,兼任制度对人大预算监督绩效的影响也可能存在地区差异。一方面,地方自主财力(财政自主度)越高,意味着地方政府对上级政府的依赖越小,越愿意付出更大的财政努力,提高自身财政收入水平;
    同时,由于地方政府支出将更多依靠自有财政收入融资,故可促进地方政府支出成本内部化,遏制地方政府的道德风险和成本转嫁行为,促使地方政府支出行为更为理性审慎(刘勇政等,2019[39]),从而通过预算偏离扩大收支规模的动力大大下降。吕冰洋和陈志刚(2021)[28]的研究也表明,财政收入分成的上升缓解了地方政府的财政压力,有利于减少预算收入偏离,且相比省级财政,财政收入分成比例提高抑制市县预算收入偏离的作用更显著。因此,可以预期,兼任制度下,地方财政自主度越高,预算偏离度越低,尤其通过扩大预算支出偏离,向上级转嫁成本的激励大大减轻。另一方面,从公众对预算监督的参与来看,由于不同地区的公众参与公共事务的意识和能力不同,可能导致地区间预算监督绩效的差异。相比公众受教育水平低的地区,受教育水平高的地区的社会参与意识和监督能力更强,由此抑制预算偏离的社会力量更大。

    除了以上环境和地区异质性外,不同时期的预算监督绩效可能也存在差异。相关研究表明,2015年之前,由于人大预算监督法律效力弱化,橡皮图章的色彩较为浓厚,影响了预算监督效果的发挥;
    2015年实施的新《预算法》,对加强人大预算监督和硬化预算约束进行了全面规定和提供了法律保障,人大的预算约束力得到加强。因此,可以预期,2015年新《预算法》实施前后,预算监督绩效存在差异。由此提出假设3:

    假设3:兼任制度下,地方人大预算监督绩效在不同压力环境、不同地区和时期存在异质性。

    (一)模型设定

    为验证兼任制度对人大预算监督绩效的影响,本文建立面板模型进行研究。考虑到预算监督(预算偏离)可能受到之前年度的影响,模型形式设定为动态面板模型,如式(1)所示:

    budgetit=β0+Фbudgeti,t-1+β1zrjrit+β2zrjr_violationit

    +Xβ+μi+δt+εit

    (1)

    模型(1)中,budgetit代表城市i在年度t的人大预算监督绩效,通过一般公共预算收入偏离、一般公共预算支出偏离指标度量;
    zrjrit表示城市i在t年的兼任制度变量,即当年该市市委书记同时任职该市人大常委会主任取值1,否则取值0;
    为了测度兼任制度下审计监督的作用,模型还引入了兼任制度和审计监督的交互项(zrjr_violationit);
    budgeti,t-1表示城市i在t-1年的预算监督绩效(预算偏离)。β1为兼任制度的系数,反映兼任与专任相比,对人大预算监督绩效(预算偏离)的影响差异,如果β1<0,表示兼任制度促进了人大预算监督实效的提升,降低了预算偏离;
    如果β1>0,表示兼任制度削弱了人大预算监督实效,增加了预算偏离。β2为交互项的系数,如果β2<0,表示兼任制度下,审计监督力度越大,预算偏离越小。Ф是人大预算监督绩效(预算偏离)一期滞后项的系数,β0为常数项,μi为个体效应,δt为年份效应,εit为误差项。X为一组缓解遗漏变量偏误的特征变量。

    (二)指标选取

    1.被解释变量。

    人大预算监督绩效选取一般公共预算收入偏离(dv_rev1)、一般公共预算支出偏离(dv_exp1)两个指标进行衡量。预算偏离反映了人大对政府预算收支执行情况的监督,偏离越小说明人大对政府资金使用的约束力越强。关于预算偏离的衡量,借鉴大多数学者的做法,分预算收入偏离和支出偏离两方面,前者用决算收入减去预算收入的差额与预算收入之比来衡量,后者用决算支出与预算支出相减的差额与预算支出之比来衡量(王华春和刘清杰,2015[40])。此外,关于预算和决算的测算口径,采用年初预算数而非预算调整数代表财政预算,最终决算数代表财政决算。

    2.核心解释变量。

    选取市级人大常委会主任由市委书记兼任衡量人大预算监督的制度特征,对兼任制度这一虚拟变量的设定,以当年本市市委书记同时任职本市人大常委会主任取值1,否则取值0。为了测度兼任制度下审计监督的作用,本文还引入了兼任制度和审计监督的交互项。其中,审计监督采用审计查出的违规金额占地方财政支出的比例进行衡量(徐超等,2020[41]),通常而言,审计披露的违规金额越多,表明审计机关的审计质量越高、审计范围越广,对强化预算监督效力形成更大的威慑力,有利于抑制预算偏离。

    3.控制变量。

    影响地方预算偏离的因素有很多,本文参考相关文献的做法,采用经济发展水平、城市化水平、人口密度、对外开放程度、产业结构、财政自主度、政府规模以及审计监督作为控制变量。第一,经济发展水平、城市化水平、人口密度、对外开放程度、产业结构这一组变量是从经济社会发展角度考察对预算偏离的影响。其中,经济发展水平用人均GDP进行衡量;
    城市化水平用城镇人口占地区总人口的比重来衡量;
    人口密度用地区总人口与行政面积的比值表示;
    对外开放程度用各地区进出口总额占地区GDP比重来衡量;
    产业结构用第二产业总值占GDP的比重进行衡量。第二,财政自主度和政府规模是考察政府财政因素对预算偏离的影响。财政自主度用地区财政收入与本地区财政支出之比衡量;
    政府规模使用地区财政支出占地区GDP的比重表示。

    为降低异常值、消除异方差影响,本文对所有非虚拟变量且非负数据均采用对数化处理方式,含有负数的数据进行标准化处理;
    同时对数据进行1%的缩尾处理消除极端值对回归结果的影响。

    (三)数据来源和变量的描述性统计

    本文选取2010—2018年272个城市(不包括直辖市以及直辖市下辖区县)的面板数据进行实证研究。其中,不包括样本期内“新设市”和“区改市”,剔除预算偏离数据缺失严重的民族自治州。预算偏离的数据由历年地方两会报告和《中国城市统计年鉴》整理而得。地方人大常委会主任的特征数据来自各地公开的市政府官网、市人大网等,由笔者手动收集整理而得。其他控制变量来自《中国区域经济统计年鉴》《中国城市统计年鉴》、国泰安数据库(CSMAR)和各市统计年鉴等。各变量的描述性统计结果如表1所示。

    表1 变量的描述性统计

    (一)基准回归结果

    为克服动态面板模型的内生性,采用GMM方法进行实证估计。GMM方法包括差分GMM和系统GMM,其中后者具有更好的估计效率和有限样本性质。为了便于对照,表2同时报告了采取两种方法的回归结果。表2列(1)至列(4)中,Arellano-Bond差分后的AR(1)检验P值均小于0.05,AR(2)检验结果P值均大于0.1,表明扰动项的一阶差分存在自相关,但二阶差分不存在自相关,满足GMM要求“扰动项无自相关”的条件;
    Hansen检验P值均大于0.1,无法拒绝所有工具变量均有效的原假设,表明GMM对模型的估计是有效的。从回归结果的系数来看,兼任制度和一般公共预算收入偏离、一般公共预算支出偏离均显著负相关,且差分GMM和系统GMM的结果保持了较好的一致性,实证结果表明兼任制度对预算偏离产生较大约束作用,增强了预算监督实效,验证了假设1a。以系统GMM的回归结果为例可以发现,兼任制度对预算收入偏离的影响大于预算支出偏离,意味着兼任制度对规范预算收入的效果更强。基准回归结果验证了兼任制度有利于提升人大预算监督的权威和效力的结论。兼任制度和审计监督的交互项显著为负,表明在兼任制度下,审计监督力度越强,越有利于缩小预算偏离。Ф显著为正,表明被解释变量的变化受自身上一期变动的同向影响,即预算偏离呈现出惯性特征。就控制变量而言,经济发展水平的系数符号显著为负,说明经济发达地区的预算监督水平更高;
    其他控制变量的系数在不同的模型下显著程度不同。

    表2 基准回归结果

    (二)稳健性检验

    1.替换被解释变量指标。

    基准回归中被解释变量预算偏离均采用(决算数-预算数)/预算数来衡量,采用这种衡量方式可能会导致结果出现负值,为此,对预算偏离采用其他几种方式进行调整:一是对收支预算偏离取绝对值(dv_rev2和dv_exp2),数据越大表明年初预算与最终决算之间的差异越大,即人大预算监督效果越弱,反之越强;
    二是用决算数/预算数(dv_rev3和dv_exp3)进行衡量,也可以消除负值的影响。表3的列(1)、列(2)和列(3)、列(4)分别给出了用这两种方式衡量预算偏离的实证结果,结果基本没有变化。

    表3 稳健性检验回归结果

    2.删除副省级城市。

    基准回归中的城市政府里包含15个副省级城市,副省级城市的市委书记、市人大常委会主任属于中央管理的干部范围,其职务任免由省委报中共中央审批;
    加之副省级城市经济发展水平与一般地级市存在明显差异。为避免城市政治经济特征的差异对人大预算监督效果产生影响,表3列(5)、列(6)报告了剔除15个副省级城市的回归结果,可以发现兼任制度的系数符号仍显著为负,回归结果基本没有变化。

    3.排除同时期的改革影响。

    在本文的样本期内,存在“省直管县”改革、“营改增”改革、教育支出事权改革等政策变化,可能会从财政收支两端提高地方财政压力,因此需要排除这些改革对本文实证结果的影响。

    (1)“省直管县”改革。样本期内一些省份实施了省直管县财政改革,可能对市级政府财力产生影响,从而进一步影响到市级政府的预算偏离度(刘勇政等,2019[39])。为去除“省直管县”改革的影响,本文在基准回归中加入“省直管县”改革的虚拟变量,若地级市有直管县试点改革,则自改革当年及之后年份取值为1,否则为0。回归结果如表4的列(1)和列(2)所示,实证结果与基准回归结果保持一致。说明“省直管县”改革没有改变兼任制度对预算偏离的影响。

    (2)“营改增”改革。2012年启动的“营改增”改革是实施积极财政政策的重要内容,“营改增”的减税效应会给地方政府带来较大财力冲击(孙晓华等,2020[42]),由此导致对预算偏离产生较大影响。为识别这一影响,本文在基准回归中加入“营改增”改革的虚拟变量。具体处理方法是某市“营改增”试点前取0,之后则取1。由于除上海以外其他各地“1+6”行业改革的时间均在2012年下半年,部分地区改革时间接近年底,这可能导致改革效果在改革当年无法显现,故8个省份的改革时间为2013年,其余省份的改革时间为2014年。回归结果如表4列(3)和列(4)所示,可以发现“营改增”改革没有改变基准回归结果。

    (3)教育支出事权改革。2010年7月,《国家中长期教育改革和发展规划纲要(2010—2020年)》明确提出“提高国家财政性教育经费支出占国内生产总值比例,2012年达到4%”。由于这一约束力的“法定支出”目标的实现给地方政府带来较大的财政压力,可能对市级政府的预算偏离产生冲击。为排除教育支出事权改革的影响,借鉴席鹏辉和黄晓虹(2020)[43]的做法,对2010—2012年教育支出占地区生产总值比重不足4%的地市,“教育支出事权”虚拟变量设为1,其余地区为0,在基准回归中加入“教育支出事权”虚拟变量重新回归。回归结果如表4列(5)和列(6)所示,可以发现估计结果与基准回归结果基本一致。

    4.安慰剂检验。

    需要说明的是,本文的实证中基本不会存在内生性影响,即地方预算偏离很难反向影响地方兼任制度。这是因为,一方面,市委书记兼任市人大主任是由省委决定;
    二是地方实行兼任制度的主要目的是保证人事任免的顺利通过,而非着眼于经济因素甚至财政因素的考量。因此,兼任制度对预算偏离的影响可以视为外生的。当然,考虑到实证结果可能受其他不可观测变量的影响,为了缓解这一问题,本文采用500次随机抽样的方式,在保持每年实施兼任制度的地级市数量不变情况下,重新选择实行兼任制度的地级市和未实行兼任制度的地级市,最终得到一个虚构的兼任制度变量进行安慰剂检验。结果发现,虚构的兼任制度变量对预算偏离没有显著影响,且500次随机过程中的系数估计值都分布在0附近。这表明,未观测到的因素对本文的估计结果影响较小,同时还可以在一定程度上排除其他政策的影响,支持了基准回归结果的稳健性。

    表4 稳健性检验回归结果

    (三)异质性分析

    1.压力异质性。

    由于各地面临的发展压力和晋升压力的环境差异,可能对预算监督效果形成不同影响。按照地区受到的压力分为高低两组进行异质性分析,地区发展压力采用各地级市年初政府工作报告中公布的经济增长速度目标与上一年实际经济增长速度的比率度量(王贤彬等,2021[44]),该数值越大,说明发展压力越大,对预算资金的需求越大。从官员晋升压力来看,一般认为,年龄介于55—58岁的官员面临的晋升压力较为突出(曹婧等,2019[45]),官员晋升压力采用人大常委会主任的年龄进行衡量,在55~58岁之间记为1,否则记为0。回归结果如表5所示,与地区发展压力及个人晋升压力较高地区相比,面临压力较低时兼任制度对人大预算监督效力更为显著。

    表5 压力异质性回归结果

    2.地区异质性。

    我国区域发展很不平衡,地区间面临经济发展水平和公众参与公共事务等方面的差异,可能导致兼任制度的效果在地区间存在差异,为此,本文按照地区财政自主度与公众受教育年限的均值分为高低两组进行异质性分析,回归结果如表6所示。相比地方财政自主度较低的地区,地方财政自主度高的地区,预算偏离度更小,且对支出预算偏离影响更明显;
    从公众受教育水平看,相比公众受教育水平较低的地区,受教育水平较高的地区预算偏离度更小。由此可以看出,兼任制度强化人大预算监督效力的作用在较高财政自主度与公众受教育水平的地区更为明显。

    表6 地区异质性回归结果

    3.时期异质性。

    已有研究表明新《预算法》对强化人大预算监督具有重要作用。本文对此进行实证检验。以2015年为时间节点,2015年之后取1,之前取0。时期异质性回归结果见表7,结果显示,新《预算法》实施后,兼任制度对预算收支偏离均有显著抑制,尤其是对预算收入偏离的约束程度和显著性更强。在新《预算法》实施前,兼任制度对收入预算偏离的影响为正,表明法制约束弱化会导致预算超收明显。从预算支出偏离看,新《预算法》的实施使得预算支出偏离受约束作用更显著。

    表7 时期异质性回归结果

    (四)进一步讨论

    1.兼任制度对预算收支结构的影响。

    在上述兼任制度对预算偏离分析基础上,本文进一步检验兼任制度对预算收支结构的影响。采用非税收入占比、教育支出占比、科技支出占比作为被解释变量。其中,非税收入占比采用非税收入占一般公共预算收入的比重来衡量。非税收入存在规模过大、征收标准不合理、多头管理等不规范问题(范子英和赵仁杰,2020[46]),降低非税收入规模是优化财政收入结构、增强财政收入来源稳定性的重要方面。教育支出占比、科技支出占比分别用地方财政教育事业支出、科学事业支出占一般公共预算支出的比例来衡量。教育和科技支出在地方经济社会发展和保障民生中占有重要地位,增强教育和科技支出占比,是发挥人大对财政支出结构监督的重要体现。

    回归结果见表8的列(1)至列(3),可以看出,非税收入占比的回归系数显著为负,教育支出占比和科技支出占比的系数显著为正,且科技支出的回归系数大大超过教育支出的系数,表明兼任制度有利于控制非税收入,同时促进了教育和科技支出增加,尤其是对增强科技投入的效果更大。实证结果表明兼任制度对优化财政收支结构发挥了积极影响。

    表8 兼任制度影响预算收支结构的实证结果

    2.兼任制度对预算外举债的影响。

    预算外债务(隐性债务)是地方政府超越《预算法》的规定,直接或者承诺以财政资金偿还以及违法提供担保等方式的举债。兼任制度对预算外债务可能产生两种不同影响:一方面,预算外债务不纳入预算管理,人大预算监督对其缺乏约束力,而兼任制度借助市委书记的政治权威,对预算外资金监督约束更强,有利于增强监督绩效;
    另一方面,市委书记面临多重压力,倾向于借助融资平台发行债务为地方筹集资金,加之预算外举债比较隐蔽、不透明,因此,兼任制度可能使地方政府更倾向于举借预算外债务,故其对预算外债务的监督绩效较弱。究竟何种影响占优需要通过实证检验。

    借鉴现有文献,本文采用地级市融资平台公司的城投债余额占GDP的比重和非标债务余额占GDP的比重来度量地方政府隐性债务规模(毛捷等,2019[47]),同时,考虑到当期债务规模可能受前期债务水平的影响,即地方政府隐性债务规模具有动态连续性,引入被解释变量的滞后项建立动态面板模型。实证结果见表8的列(4)和列(5),可以发现,兼任制度对城投债具有显著负向影响,但对非标债务具有显著正向影响,表明兼任制度对于城投债这类透明度较高的债务可以起到较好的约束作用,而非标债务由于不透明、不规范,同时考虑到市委书记面临多重压力,地方政府利用自身优势统筹资源、满足自身发展的愿望迫切,由此导致对非标债务疏于监督。因此,在实践中尤其要关注非标债务带来的风险。

    本文以地方人大常委会主任由同级党委书记兼任这一政治实践为切入点,采用2010—2018年272个地级市的数据和系统GMM方法,深入研究了兼任制度对人大预算监督绩效的影响,从而拓展了地方人大官员对预算监督绩效的研究。本文主要结论如下:第一,相比人大常委会主任的专任,兼任制度统筹了财政决策权和预算监督权,对减少预算偏离发挥了积极影响,强化了人大预算监督效力。在替换被解释变量、删除副省级城市、考虑“省直管县”改革、“营改增”、教育支出事权改革等因素后结论保持不变。进一步对压力环境、地区和时期的研究发现,在发展压力与官员晋升压力小、财政自主度强与公众受教育水平高的地区,以及新《预算法》实施后尤其明显。第二,进一步对地方预算收支结构和预算外债务的拓展研究表明,兼任制度对优化财政收支结构和防范城投债风险发挥了积极作用,但对非标债务的监督趋于弱化。

    根据以上研究结论,本文认为,兼任制度在地方党委和人大之间建立较为制度化的桥梁,强化了党对人大的领导,也加强了人大的权威和预算治理效能的发挥。为适应新时代要求,有效提升人大预算监督治理绩效,提出以下政策建议:首先,进一步完善市级人大常委会主任兼任制度;
    积极探索人大监督与审计监督有效结合的方式,强化审计监督和信息技术的应用,充分运用审计结果提高人大预算监督质量,最大限度地发挥审计监督的专业优势和人大监督的制度优势。其次,顺应新发展阶段要求,进一步完善官员政绩考核机制,更加注重经济增长质量和优化财政收支结构,尽快实现发展型政府向服务型政府的转变。最后,应进一步完善政府间事权和财权划分,适度加强中央和省级财政事权,逐步减少并规范共同事权,不断提高地方财政自主度,减轻地方财政压力。在地方举债权方面,赋予市级政府适度举债权,开前门、堵后门,严控预算外债务膨胀,强化地方政府债务监督和问责,切实提高市县政府公共服务保障能力。

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