上海新金融研究院工作论文系列 No. SFI2013WP04 财政分权、官员晋升压力与财政预算超收 胡军、郭峰 2013年6月20日 说明：上海新金融研究院是为支持上海国际金融中心建设而成立的非营利性金融类专业学术研究机构，由中国金融四十人论坛举办，并与上海市黄浦区人民政府战略合作。 本工作论文是上海新金融研究院研究人员在工作期间形成的、尚未公开发表的研究成果，文中观点仅代表作者本人，不代表本研究院。未经书面同意，谢绝任何形式的转载和复制。 0
财政分权、官员晋升压力与财政预算超收 *胡军、郭峰 摘要：我国财政收入决算数持续多年大规模超过预算数，形成预算超收现象，且各地区超收比例有很大差异，这个问题引起了广泛关注，但是较少有文献进行深入研究。基于1995－2010年间我国30个省的面板数据，我们发现这种预算超收现象是内生于我国财政分权体制以及官员治理体制当中的。财政分权程度的提高扩大了地方追求自由裁量权的动机和能力，从而对预算超收产生正向影响；而地方官员为追求政治晋升而与周边地区竞争所产生的晋升压力对预算超收有负面影响。同时，我们也发现，官员晋升压力增大会削弱财政分权对预算超收的正向影响；而财政分权程度增大则会加强官员晋升压力对预算超收的负向影响，进一步分析发现这一效应在我国中西部地区尤为显著。 关键词：财政分权；晋升锦标赛；官员晋升压力；预算超收 Fiscal Decentralization, Promotion Pressure and Budget Exceed in China Abstract: In the past years, the final accounts of fiscal revenue in China exceed the budget accounts in an impressed amount, known as budget exceed phenomenon. This situation varies across different regions, but few literatures go deeply on this problem. Using the panel data covering 30 provinces between 1995 and 2010, this paper finds that this phenomenon is endogenous to the fiscal decentralization and governance structure of China. The degree of fiscal decentralization improve a positive impact on the budget exceed, while promotion pressure of the local officials in pursuit of political promotion have a negative impact on the budget exceed. We also find that, when the promotion pressure increases, the positive impact of the fiscal decentralization would be undermined, while when the degree of fiscal decentralization increases, the negative impact of the promotion pressure would be strengthen, and this effect is particularly significant in the central and western regions of China. Keywords: Fiscal Decentralization, Promotion Tournament, Promotion Pressure, Budget Exceed JEL classification: H72, H77, P26 *胡军：上海财经大学经济学院，电子邮箱：carpediem_hujun@。郭峰：上海新金融研究院、复旦大学经济学院，电子邮箱：guofeng@。胡军感谢上海财经大学研究生科研创新基金（CXJJ-2011-405）的资助，郭峰感谢上海新金融研究院的科研资助。本文初稿入选第十二届中国制度经济学年会、厦门大学博士生论坛以及复旦大学博士生论坛并宣读论文，感谢与会专家的建议。文责自负。 1
一、研究背景与文献评述 回顾1994年分税制改革以来中国财政收入的变化轨迹，我们可以清晰地看到这样的图景：我国财政收入不仅持续多年快速增长，而且无论是在中央一级，还是在地方层级，财政收入的决算数都持续超过预算数，形成了所谓财政“预算超收”现象。例如，在预算法正式实施后的1995年至2010年这16年间，就全国财政收入而言，决算数均超过预算数，并且超收①比例超过5%的就有11年。换言之，财政预算超收并不是偶然发生的事件，而是已经成为一种常态（见表1）。这与绝少出现这种大规模预算超收现象的西方发达国家形成了鲜明对照（马蔡琛，2008）。 表1：1995-2010年各级政府财政预算超收比例（%） 年份 中央预算超收 地方预算超收 全国预算超收 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 数据来源：历年中国财政年鉴 通过对比中央财政和地方财政的预算超收情况，我们可以发现，财政预算超收现象在地方本级财政层面表现得更为突出，地方财政预算的准确性和完整性比中央本级预算要更为糟糕。在1995年至2010年期间，中央政府的预算超收比例平均为%，而地方政府预算超收比例平均为%。中央财政预算超收比例超过10％的年份有3个，而地方财政预算超收比例超过10%的年份则有6个。此外，地方财政预算超收不仅整体规模很大，而且各省（市、自治区，以下简称省）的预算超收比例差异也非常大（见图2）。例如在1995－2010年期间，黑龙江、宁夏等五省的预算超收比例平均超过了10％，而广东则不足2％。 ① 本文预算超收相关数据均来自历年中国财政年鉴，下同。 2
图1：1995-2010年各省地方财政平均预算超收（％） 数据来源：历年中国财政年鉴 持续多年出现大规模的财政预算超收现象给经济的运行和管理带来诸多不利影响。一些文献对此已经有了详细分析（中央财经大学税收研究所课题组，2007；王金秀和何志浩，2009；王蕴，2009；王银梅，2012）。归纳起来主要有三点：一、使宏观调控处于两难境地。财政出现高额预算超收使得每年最后一两个月财政支出数额巨大，而短期内巨额的财政支出对宏观经济特别是物价造成不可低估的影响，对我国宏观调控造成严重干扰。此外，财政存款临时性大幅度下降，也会导致基础货币大量投放，货币供应过快扩张，扰乱货币政策。二、使预算法的严肃性和权威性受到极大挑战。预算的本意在于通过预算收支计划的合理安排，来确定政府活动的范围和规模，实现政府的宏观调控意图。并通过预算的严格执行，来促进政府各项目标的有效实现。预算的权威性来自于它的法律约束性，而财政收入决算数连年大规模超过预算以及伴随超收的支出追加，极大地影响了预算法的权威性和严肃性，与预算本质背道而行。这种随意践踏预算权威现象的反复出现，对于本就软化的预算约束无疑是雪上加霜。三、加重纳税人负担，不利于企业的运行。这些年财政收入增加的速度超过了GDP增长的速度，这种现象的持续发展很可能会加重纳税人负担，极大地阻碍纳税人自身的发展。特别是中西部地区的企业，它们需要更多资金，进行固定资产更新、自主创新等，但税收负担加重之后，完成这方面的任务就比较困难，不利于企业的发展。 目前，财政预算超收问题越来越严重，已经引起了学者们的极大关注，特别是在我国启动新一轮的《预算法》修订的时刻。学者大都从以下几个角度来对我国的预算超收现象进行分析。首先，预算编制习惯。在预算的编制环节，国务院每年下发的《关于编制中央预算和地方预算的通知》都规定了编制预算的原则，即“财政收入的增幅略高于国内生产总值的增幅”。因此财政收入指标的安排，历来都是本着“留有余地”的原则编制的。习惯性的做法就是在GDP计划增速的基础上加上若干个百分点，构成财政预算数。由于我国GDP计划增幅往往低于实际增幅，因此这事实上为财政预留了很大的预算超收的空间（马蔡琛，2009；王秀芝，2009）。其次，财政政策的超常规调整。我国目前尚未能建立一个全面、一致、量化的宏观经济框架，这使得年度预算指标的制定，难以在财政政策目标与预算安排的可持续性之间实现有机整合，年度预算运行中出台的增收政策构成了各级政府预算超收的重要一次性或非常规性政策性因素（马蔡琛，2009；王蕴，2009）。此外，政府收入征收机关征管效率的提高，也是导致超收的一个重要原因。中国税收的综合征收率，已经由1994年的50%左右, 提升至2003年的70%以上。以目前作为主体税种的增值税为例, 其征收率在1995年至3
①1997年间约为50%，到2004年则提升到%。税收征收率的提升被认为既是财政收入增速高于GDP的重要原因，也是促使预算超收大幅增加的重要推动因素（中央财经大学税收研究所课题组，2007；马蔡琛，2009）。 以上因素虽然确实是预算超收的部分原因，但是连续多年持续出现大规模预算超收现象，并且各省的预算超收情况差异非常大，这显然不是财政政策的非常规调整和税收征管效率的提高等因素所能完全解释的。例如税收征管效率的提高在提高财政收入决算数的同时，也会影响下一年财政收入预算数的制定，从而不应是导致财政预算超收持续存在的原因。并且财政政策的非常规调整以及税收征管效率提升等也基本上是全国性的，仅这些对财政造成预算超收的全国性因素不可能导致各省预算超收出现巨大差异。因此，在这些因素之外，一定存在其它因素，比如制度性和政府官员主观性原因等因素，导致财政预算超收的出现。一些学者已经开始从政府体制和地方官员的主观方面来寻找造成预算超收的原因。例如，马蔡琛（2008，2009）认为收入压力型的政绩评价机制，导致预算执行中各级政府层层加码，进一步诱发了超收现象，同时，超收资金在一定程度上游离于预算监督之外，成为各个部门自身利益的重要部分，地方政府为了扩大超收资金自由裁量权而有意低估预算收入数额，从而人为地造成更大规模的预算超收。王银梅（2012）从官僚预算最大化的角度来对财政超收的主观因素进行了剖析，认为编制预算的官僚机构存在超收的内在动机——追求自由裁量权的最大化。 这些分析深入到了官员治理层次，为研究财政预算超收问题提供了一条很好的研究思路，但是这些文献都只是描述性的分析，缺少严格的研究性分析。同时，这些文献只是强调了政府官员作为经济人的特征，而淡化了他们作为政治人的特征。在我国这个地方官员面临政治晋升强激励的环境中（周黎安，2004，2007），官员这种作为政治人的特征更不容被忽视。本文利用1995-2010年我国30个省的面板数据，对我国地方预算超收问题进行严格分析。我们重点考察我国财政制度最重要的体制安排——财政分权体制对地方财政预算超收的影响，以及地方官员追求政治晋升产生的晋升压力对预算超收的影响。我们发现财政分权程度越高，地方财政预算超收比例就倾向于越高，这是因为地方官员作为经济人有追求自由裁量权最大化的倾向，且财政分权由于让地方官员有了更大的行动空间而强化了这种动机。同时我们也发现作为政治人，地方官员的晋升压力越大，该省的预算超收比例就倾向于越小，这是因为地方官员不仅追求自身的经济利益，而且在意自己的政治晋升前景，如果本省的经济增长、招商引资等工作差于竞争省份，本省官员有通过各种以降低财政收入（从而也就降低了当年预算超收）为代价的手段来促进经济增长、吸引投资的压力。 本文的结构安排如下：在第二节，我们从财政分权和官员晋升竞争的角度对影响预算超收的机理做了理论分析，并提出若干理论假说。第三节建立相应的计量模型，并对指标的构造方法和数据的来源做了具体说明和简要分析。回归结果以及稳健性分析安排在第四节。在第五节，我们做了进一步的分析和探讨。第六节是本文的结论。 二、理论分析和研究假设 如果要理解预算超收的深层原因，就需要将研究视角从政府层面深入到官员层面，因为作为一个组织，政府是由一个个官员组成的，政府行为是官员行为“加总”的结果，政府的决策事实上是官员决策的结果（杨其静和聂辉华，2008；周黎安，2008）。但是如何设定官员的目标函数，历来是经济学争论的焦点。根据新古典经济学的逻辑，地方政府并不是中性的，地方官员也是理性的经济人，也追求自己现实的经济利益（Brennan和Buchanan , 1980； ① 高培勇：《税收何以13年持续高增长? 》，人民网2007年4月30日。 4
Buchanan，1995；杨其静和聂辉华，2008），如在职消费、挪用公款等，形成“攫取之手”（陈抗等，2002）。而一定财政收入则是地方官员实现自身利益的前提，根据Niskanen（1971）的理论，地方官员为了实现自身效用最大化目标，他们会追求总预算的最大化。但是Migue和Belanger（1974）对这个模型进行了修改，他们认为，地方官员最关心的是自己的自由裁量权，所以地方官员真正想最大化的是自由裁量的预算。这一观点也得到Niskanen（1975，1991）的认同。 不同于一般意义上的增收，对于地方官员而言，“预算超收”是突破了人民代表大会预算授权的控制而形成的“意外”之财，因而是一笔可灵活调动的机动财力，这与预算法治健全国家的处理方法是有很大差异的（马蔡琛，2008）。因此在中国，这种预算超收就是具有自由裁量权的预算，这就为地方官员追求预算超收提供了很强的动力（马蔡琛，2008，2009；王秀芝，2009）。 自由裁量权固然是地方政府和官员追求的重要目标，但为达到此目标仍要满足一定的条件，那就是地方政府和官员必须拥有一定的行动空间，即拥有一定的经济决策权力，能够支配一定的经济资源。而颇具中国特色的财政分权体制正好为此提供了支撑。从1985年起，中国开始实行“分权让利”的财政管理体制，拉开了财政分权改革的序幕。从1994年开始①实行的分税制改革进一步强化了财政分权体制。Qian和Xu（1993）证实中国财政分权使得地方政府和官员成为“剩余所有者”，因而有了追求地方税收最大化的积极性。此外，财政分权虽然缩短了地方政府与社会的信息距离，但是却拉大了政府间的信息距离，从而加大了中央政府对地方政府和官员的监督难度（Rodden，2002；杨其静和聂辉华，2008）。如果中央不够强大，无法有效地协调地方政府之间的关系并执行财政纪律，那么地方政府和官员也就拥有更大的自主权来为追求自身的利益服务，从而地方政府和官员很可能发生搭便车和过度“放牧”行为，造成预算超收。因此，基于以上分析，我们提出下面待检验的理论假说： 假说1：一个地区财政分权程度越高，地方官员越有能力和动机追求更大的自由裁量权，财政预算超收问题越严重。 但是，我们也要注意到，我国地方政府官员不仅仅追求自己的经济利益，同时也追求自己的政治利益。地方官员既是理性的经济人，更是理性的政治人。地方官员作为政治参与者，有很强的动力去追求政治晋升，特别是在中国，地方官员一旦离开政治市场，很难找到其他政治机会，因此面临着锁定效应（lock-in），不得不以最大的努力寻求晋升机会（周黎安，2004，2007）。而改革开放以来，中央开始致力于经济建设，强调“发展是硬道理”。中央对地方官员的晋升标准由过去的以政治表现为主转变为以经济绩效为主，形成了至今流行的政绩观。在这种政绩观下，地方官员为了得到了政治晋升的利益，致力于辖区的经济增长（Li和Zhou，2005）。关于这种政治晋升激励，周黎安（2004，2007）称之为“晋升锦标赛”；张军（2005，2007）称之为“为增长而竞争”；王贤彬和徐现祥（2008）则称之为“经济增长市场论”，但其实这三种表述具有内在一致的逻辑（王贤彬等，2009）。 地方官员从最低的行政职位开始，为经济增长而竞争，一步一步提拔，进入一个典型的逐级淘汰的锦标赛模式，并且优胜者凭借的不是绝对表现，而是相对表现。（Lazear和Rosen，1981；Rosen，1986；周黎安，2004，2007）。这种锦标赛模式的特征是，进入下一轮的选手必须是上一轮的优胜者，每一轮被淘汰出局的选手就自动失去下一轮参赛的资格。为了进入下一轮，官员必须在这一轮获胜才有资格。这样就给地方官员施加了很大的压力，形成了一种强激励。地方官员为了在政治晋升锦标赛中处于有利地位，至少不被淘汰，会采取各种手段同其它地区之间展开竞争，而税收竞争就是其中重要一环。税收竞争的存在已经在国内外的一些文献中得到证实（Oates，1972；Brennan和Buchanan，1980；李永友和沈坤荣，2008；郭杰和李涛，2009）。各地区在可能的权限范围之内展开的横向税收竞争，倾向于压低实际 ① 对我国财政分权的历史性考察见陈抗等（2002）、张军（2007）。 5
均衡税率（汤玉刚和苑程浩，2010），这会降低预算超收比例。因此，我们提出本文第二个待检验的理论假说： 假说2：地方政府官员晋升压力越大，预算超收越小。 地方政府官员在追求自由裁量权最大化的经济利益和晋升最大化的政治利益之间，必然需要权衡取舍。首先，财政分权不仅仅让地方官员更有动力去追求自身经济利益，也让其更有能力去追求自身政治利益。特别是在我国地方官员面临政治晋升强激励的背景下，财政分权产生的行动空间可能更多地被用来追求官员的政治利益，而不仅仅是经济利益。这种被称为市场维护型财政联邦制（Weingast，1995）的财政分权，被认为是中国经济增长的重要体制根源（Qian和Xu，1993；Qian和Weingast , 1997）。尽管财政分权是否一定会导致地方政府追求更高的经济利益等符合民众利益的结果，存在很大争议（张军，2007；王永钦等，2007；杨其静和聂辉华，2008），但是实证考察财政分权的经济绩效超出了本文的研究范围（Lin和Liu，2000；张晏和龚六堂，2005；贾俊雪和郭庆旺，2008）。但是我们有理由相信，当地方官员在追求政治晋升的时候，财政分权所产生的“攫取之手”至少会得到一定程度的约束和削弱。具体而言，我们认为官员晋升压力的增大，会削弱财政分权对预算超收的正面影响。另一方面，财政分权程度越大，地方政府就拥有更多实际可支配的财政能力，进而去开展政治竞争，同时也反映了地方政府拥有更多实际的自主收支权力, 进而有更好的条件去采取直接或间接的税收减免以及扩大本地市场和投资规模等方式吸引各类资源流入（王文剑等，2007）。因而在财政分权程度更高时，官员晋升压力对预算超收的削弱作用得到进一步增强。此即我们的第三个理论假说： 假说3：官员晋升压力的增大，会削弱财政分权对预算超收的正面影响；而财政分权程度的提高，则会放大官员晋升压力对预算超收的削弱作用。 我们可以用图2来直观地概述我们上面的理论分析和研究假说。 地方政府官员财政预算超收 经济利益 自由裁量权 官员治理体制与财政分权体制结合 财政分权 税收竞争 政治利益 政治晋升 图2：地方政府官员影响预算超收的路径 三、计量模型、指标度量与描述性分析 （一）计量模型 为了验证本文之前的理论分析和研究假设，我们设立以预算超收为被解释变量，以财政分权和官员晋升压力为最主要解释变量的计量模型。并且根据上文的分析，我们还加入了财政分权与官员晋升压力的交互项。因此本文的基本模型如下： budexc=α+αfd+αps+αfd×ps+αX+η+year+ε 01234nt.其中，budexc为预算超收，fd为财政分权指标，ps为官员晋升压力指标，X为控制变量，η是省份固定效应，year是年度时间效应。 tn6
（二）指标度量 （1）被解释变量：预算超收（budexc） 对于被解释变量预算超收，我们根据地方财政收入决算数超过预算数的百分比来表示。但为了减少模型估计中可能存在的异方差问题，我们对数据做了对数处理，具体计算方法为：预算超收=log（地方本级财政收入决算数/地方本级财政收入预算数）*100%。这一指标也被称作“预决算偏离度”（高培勇，2008）或“收入偏差率”（王秀芝，2009）等。相关数据来自历年中国财政年鉴。 （2）核心解释变量：财政分权和晋升压力 财政分权（fd）。尽管对财政分权的研究已经持续了数十年（Oates，1985；Lin和Liu，2000；张晏和龚六堂，2005），但关于财政分权的衡量标准仍充满争议，各种方法都各有千秋（陈硕和高琳，2012）。针对本文的研究目的，我们参考张晏和龚六堂（2005）、贾俊雪和郭庆旺（2008）等人的做法，采用人均化的财政收入指标作为财政分权的度量，但在下文也用财政支出指标进行稳健性分析。具体而言，财政分权＝(地方政府本级人均预算财政收入)/( 地方政府本级人均预算财政收入十中央政府本级人均预算财政收入)。相关数据来自历年中国财政年鉴。 官员晋升压力（ps）。钱先航等（2011）在研究城市官员对城市商业银行贷款行为的影响时，根据GDP增速、财政盈余、失业率构造了官员晋升压力指标。考虑到我国失业率数据较为粗糙，我们没有选用它，而选用了外商直接投资，这是考虑到招商引资在政府竞争中的重要角色（周黎安，2004；王文剑等，2007；李永友和沈坤荣，2008）。具体而言，我们从人均GDP增长率、人均财政收入增长率及人均吸引外商投资增长率三方面来构造官员晋升压力，这也是地方政府主要关心的几个方面（周黎安，2008）。考虑到上级对地方官员的考核通常会采用相对绩效评价，同时会遵循“可比原则”，因此我们将以上变量与距离该省份最①近5个省份的均值进行比较构造官员晋升压力指数。同时，由于距离远近可能影响到地方官员的关注程度，因此我们用最近的5省与该省省会之间距离平方的倒数作为权数，做加权平均。具体而言，我们对这三个指标与周边省份的该指标的加权均值进行比较，小于周边省份当年均值则设为1，否则为0，然后再将得分相加就得到地方官员的晋升压力指数ps。显然该变量的取值范围为[0,3]，且数值越大晋升压力越大。相关数据来自《新中国六十年统计资料汇编》及各省历年统计年鉴。 （3）控制变量 在财政分权和晋升压力之外，影响预算超收的因素还有很多。因此，我们在这两个最主要的解释变量之外，引入其它两类控制变量——官员特征与宏观经济状况。 目前，官员的个性特征已经被广泛用于研究与经济增长（张军和高远，2007；王贤彬和徐现祥，2008）、银行贷款（钱先航等，2011）、反腐败（陈刚和李树，2012）等关系的研究中。对于官员特征，我们选取了以下变量：在任年数（ten）、在任年数的平方（tensq）；官员年龄（age）、教育程度（edu）、中央背景（cen）、本省籍贯（birth）、企业背景（firm）。 参照张军和高远（2007）的做法，我们收集逐年观察数据，逐年观察值的计算是从1995年开始，到2010年为止，这样我们的样本共包含了30个省和16年的时间，每个省分别有②书记和省长两位。逐年观察值把书记和省长在某省的工作时间进行年度展开，即：假如某官员在该省工作N年，就有N个观察值。对于每个省，每年都有书记和省长的各自观察值（书记兼省长，分别计算）。对于每个官员而言，在任年数就是表示该官员从上任至观察值当年在同一省该职务上的工作年数。举例来说，假如一官员1996年初开始任职，那么在1996 ① 事实上，我们也构造了根据全部省份计算的各省官员晋升压力指标，但估计结果差异不大。 ② 本文数据为除西藏之外的其他30个内地省份。其中，重庆虽然1997年才成为直辖市，但是本文需要的1995、1996年的重庆数据都可获得。 7
年底，他的“在任年数”为1，1997年底为2年，假如他工作到2000年底离职，那么在2000年底，他的“在任年数”就计算为5年。对于在同一省份先任省长（市长）后任书记的官员，我们将他视为在同级别的职位，合并计算了他的任职时间。这么做的考虑是，对于担任省长几年后再升任省委书记的官员，其施政理念和政策导向相对于不同的人来说应该具有较大的延续性。 其他一些需要控制的官员特征变量为：教育程度（edu），学历为中学及以下=1，大专=2，本科=3，硕士=4，博士=5；中央背景（cen）：如果该官员曾经在中央党政机关和国家部委工作（超过两年）则取值为1，否则为0；本省籍贯（birth）：如果官员籍贯在任职省份就取值为1，否则为0；企业背景（firm）：如果官员曾在企业工作（超过两年）则取值为1，否则为0。以上官员特征数据均根据人民网、新华网等权威网站公布的官员资料整理而得。 除官员特征之外，我们还选取了其它一些可能影响预算超收的宏观经济指标作为控制变量： GDP增长率（gdpg）。如果按照我国的预算编制习惯，只有超预期的GDP增长率才会影响到预算超收。但由于无法获得各年度预期经济增长率的数字，无法计算预期经济增长率与①实际经济增长率之差，因此本文仅使用当年GDP增长率进行回归。 通货膨胀率（cpi）。因为通货膨胀的存在，在累进税制下政府将获得一笔额外的收入，政府在上一年编制下一年度预算时，这些因素可能仅得到部分考虑。而且通货膨胀率的高低可以反映出经济的周期性波动，一般情况下，当通货膨胀率越高时，税源比较充沛，预算超收也会越高。GDP和CPI相关数据来自《新中国六十年统计资料汇编》及各省历年统计年鉴。 （三）描述性分析 表2是对模型中变量的描述性统计表。可以看出，地方政府预算超收幅度较大，平均达到了%，且样本的差异较大，标准差约为%，最小为%，即决算数小于预算数约个百分点，此为青海省2002年的预算超收情况，而最大达到%，此为山西省2006年的预算超收情况，这种差异有助于我们研究的展开。从财政分权的指标来看，均值为，说明从收入分权讲，我国的财政分权程度并不是非常高。晋升压力指标最小值为0，最大值为3，这只是一个相对的指标，为0说明该省份晋升压力很小，为3说明该省份具有很大的晋升压力，平均来讲晋升压力指数为，接近该指标范围的中值，从理论上讲也应该如此。从表2也可以看出无论是官员的个人特征指标还是宏观经济指标都存在较大的差异，这对于我们的研究分析是必要的。 表2： 变量的描述性统计 变量 样本量 均值 标准差 最小值 最大值 budexc 480 fd 480 ps 480 0 3 ten 960 1 16 age 960 43 68 edu 960 1 5 birth 960 0 1 cen 960 0 1 firm 960 0 1 ①参考孙玉栋和谭云（2008），我们也用GDP当年增长率与上年增长率之差作为GDP超预期增长率，结果发现对我们的基本结果并无影响，但所谓的超预期增长率回归变得不显著。 8
gdpg 480 cpi 480 四、 实证分析 本部分将我们对上文的理论分析和研究假说进行实证检验。考虑到财政分权和官员晋升压力与交互项的相关性较大，我们对财政分权和官员晋升压力进行了中心化处理，然后再相乘。经过处理后的各个变量的方差膨胀因子（Variance Inflation Factor，VIF）不超过2，说明各个变量之间不再存在严重的共线性问题。 （一）计量结果分析 本文使用普通最小二乘法，回归结果见表3。我们在回归中控制了各省的固定效应。大量利用中国省级面板数据从事中国经济研究的文献基本上都只是控制地区固定效应，但是我们这里加入了省份虚拟变量来控制更为细微的固定效应（Pande, 2003；Basley等，2005；张军和高远，2007）。这样的处理使得结果更稳健，缺点是虚拟变量增加太多会影响核心变量的显著性，不过我们的样本观察值数据多达960个。我们同时也加入了年度虚拟变量，以控①制宏观经济周期波动的影响。为了克服各省之间可能存在的异方差，本文所有回归均对估计参数的标准误进行了White异方差修正。 表3第（1）列为不包含官员特征以及宏观经济状况等控制变量，也不包含财政分权和官员晋升压力交互项时的回归结果。我们可以发现，财政分权对预算超收有正向关系，且在1%的水平上显著，这证实了我们的理论假说1，即财政分权程度越高，地方官员越有能力和动力去追求更大比例的预算超收。官员晋升压力的系数为负，也在1%的水平上显著，说明官员晋升压力越大，地方预算超收比例越小，这证实了我们的理论假说2。考虑到还有其它因素可能会对预算超收造成影响，为了排除这些因素对回归结果的干扰，我们加入官员特征以及宏观经济状况等控制变量之后进行回归，回归结果见表3第（2）列，我们可以发现财政分权和官员晋升压力系数依然在1％的水平上显著，且方向和大小变化均不大。 对于控制变量而言，预算超收随着官员任期的增加呈现出一个先下降后上升的U型曲线。张军和高远（2007），王贤彬和徐现祥（2008）等从官员晋升激励的角度论述了官员任期对经济增长的影响，任期过短，官员容易采取急功近利的做法；任期过长，官员则会降低自己被晋升的预期，从而降低工作积极性。而我们发现任期对预算超收呈现正U型影响，这与张军等（2007）、王贤彬和徐现祥（2008）内在逻辑是一致的。这是可以直观理解的，在上任初期，官员努力做出政绩，以便得到上级的认可，获得政治晋升的机会，这时官员更关②注的是自身的政治利益；随着任期进一步增加，官员获得政治晋升的机会下降，这时官员关注点从政治利益转向经济利益，这样就表现为预算超收随着官员任期呈现U型。对于其他官员特征控制变量，年龄、教育背景、中央工作经历等均对预算超收有负向影响，但不显著，而企业经历背景则对预算超收有正向影响。 而对于宏观经济状态变量而言，GDP增速和CPI增速的提高均可以显著扩大预算超收。这与前文的分析是相吻合的。 ①由于年度和省别虚拟变量较多，我们没有将所有回归结果一一报告出来。 ② 一方面，官员在上任的前几年里如果不能做出政绩，很难指望在接下来的几年里政绩有很大的提升。另一方面，官员的强制退休制度的引入也会使在同一层次岗位上工作多年的政府官员晋升机会下降，中央更倾向于提拔有同样政绩但更年轻的官员。 9
表3： 财政分权与官员晋升压力对预算超收的影响 被解释变量：budexc （1） （2） （3） （4） fd *** *** *** *** （） （） （） （） ps *** *** ** * （） （） （） （） fd*ps * （） （） ten * （） （） tensq ** （） （） age （） （） edu （） （） birth （） （） cen （） （） firm * * （） （） gdpg *** *** （） （） cpi *** ** （） （） 地区效应 含 含 含 含 时间效应 含 含 含 含 观察值 960 960 960 960 2Adj- R注：括号内为系数估计值的稳健标准误差。***、**、*分别表示在1%、5％、10％的水平上显著。 接下来，为了考察财政分权和官员晋升压力在影响预算超收上的相互关系，验证理论假说3是否成立，我们引入财政分权和官员晋升压力交互项，表3第（3）列和第（4）列分别列出了不含控制变量和含控制变量时的回归结果。从中可以看出财政分权与官员晋升压力指标的交互项的系数为负，在不含控制变量时，交互项系数在10％的水平上显著，但在包含控制变量时，交互项系数变得不再显著。财政分权和官员晋升压力对预算超收的边际效应如下： ∂E(budexc)=α+αps, (2)13∂fd ∂E(budexc)=α+αfd, (3)23∂ps由于财政分权对预算超收的单独影响为正(α>0)，官员晋升压力对预算超收的单独影1响为负(α<0)，因此，根据（2）式－（3）式，交互项为负(α<0)说明官员晋升压力提23高时，财政分权对预算超收的放大作用被削弱，财政分权程度提高时，官员晋升压力对预算①超收的减弱作用可以得到增强。不含控制变量时，交互项的系数在10％的水平上显著，初步证实了上文的理论假说3，但是由于在包含控制变量时，交互项并不显著，因此我们不能对这一结论太过乐观，仍有待下文的深入分析。 （二）稳健性分析 为了保证我们估计结果的可靠性，本小节我们从以下几个方面对上文的实证结果进行稳 ① 关于如何解释交互项，可以参考Jaccard和Turrisi（2003）、Brambor等（2006）、洪占卿和郭峰（2012）。 10
健性分析。如非特别说明，余下的分析均对财政分权、官员晋升压力指标做了中心化处理，且均进行了White异方差修正。 （1）财政分权指标的稳健性 上文我们使用了财政收入指标作为财政分权的度量来进行分析。张晏和龚六堂（2005）、贾俊雪和郭庆旺（2008）等人也采用人均化的财政支出指标作为财政分权的度量。这里我们构造财政支出分权指标（fd_exp）来做稳健性分析。为简化表格起见，我们仍用fd*ps表示财政分权指标与官员晋升指标的交互项，比如财政分权指标为fd_exp，晋升指标为ps时，那么fd*ps就等价于fd_exp*ps。使用支出分权指标得到的回归结果见表4第（1）和（2）列，从第（1）列可以看出，不含交互项时，以财政支出指标构造的财政分权对预算超收有正向影响，官员晋升压力对预算超收有负向影响，且均在1%的水平下显著；加入交互项后，财政分权和官员晋升压力对预算超收影响的方向和显著性不变，交互项的系数为负，但是不显著。这与上文的基准模型的分析结果是一致的。控制变量的估计结果也类似，这说明本文的估计结果并没有受到财政分权指标选取的影响，回归结果是稳健的。 （2）官员晋升压力指标的稳健性 正如上文所述，官员晋升的考核机制为相对绩效考核机制，上级对地方官员的考核通常会遵循“可比原则”。在上文分析中，我们将地方政府官员与周边地区的官员进行比较，利用周边省份的数据构造了晋升压力指标。如此设置晋升压力指标，可以剔除那些在局部范围内发生的共同冲击（周黎安等，2005）。但是如果拿经济发展条件好的地区与经济发展条件比较差的地区之间进行比较，那么条件差的地区不管如何努力也无法赶超，其结果只能是条件好的地区不努力，条件差的地区也不努力，自暴自弃（周黎安，2007）。我们知道地方政府官员不仅要与周边地区进行竞争，也要与经济发展水平相近的地区进行竞争，为此我们采用另一种方式选择地方官员的晋升竞争对手。具体而言，我们将人均GDP增长率、人均财政收入增长率及人均吸引外商投资增长率与该省“经济距离”最近的5个省份的均值进行比较构造指数。这里的“经济距离”采用实际GDP的差距来衡量。同理，由于经济差距的大小影响到地方官员的关注程度，因此我们用经济距离最小的5省与该省实际GDP差距平方的倒数作为权数，做加权平均。如此计算的官员晋升压力指数命名为ps_eco。 使用该指标回归得到的结果见表4第（3）和（4）列。第（3）列不含交互项的回归结果显示我们关注的两个核心解释变量依然在1%的水平下显著，并且方向与上文的基本回归结果完全相同。第（4）列包含交互项时的回归结果也与本文前面的结果一样，交互项系数为负，但是仍不显著，财政分权和官员晋升压力单独来看依然显著。对于其他控制变量估计系数以及显著性都没有很大差异。 这说明在官员为经济绩效而竞争的框架下，无论是与周边地区相比较产生的晋升压力，还是与经济发展水平相近的地区比较产生的晋升压力，都会对预算超收产生一定的抑制作用。但是我们也注意到，与经济发展水平相近的地区比较得到的晋升压力的系数的绝对者要小于与周边地区比较时得到的估计值。这可能是因为官员为争夺资源而竞争时，优先考虑的是吸引周边地区的资源，因此与周边地区竞争产生的压力对本省预算超收的影响要相对更大一些。 （3）考虑滞后的晋升压力指数 我们使用官员晋升压力指数的一阶滞后值（ps_lag）重新做回归，这样做主要是基于两点考虑：首先，使用滞后值可以避免可能的内生性问题。其次，正如周黎安等（2005）所述，中央对地方官员的考核机制也包含了相对前任的考评，且从晋升的角度来看，新上任的官员也会期望在新职位上做出新的成绩，特别是比前任跟突出的成绩（王贤彬等，2009），使用晋升压力指数的滞后一阶，对新任官员来讲，其晋升压力指数是相对于前任官员的。回归的结果见表4第（5）和（6）列，从晋升压力的系数看出，晋升压力对预算超收的负向影响相11
比基准模型变小了，但是在1%的水平下依然显著。财政分权的系数同样非常显著，包含交互项时，交互项不显著，这些均与前面的基本分析相一致。因此，即使考虑到可能的内生性问题以及地方官员与前任官员比较的问题，我们的结论依然具有较好的稳健性。 （4）剔除异常样本的稳健性。 各个省份预算超收的程度有很大的差别（见上文图1）。例如，宁夏和黑龙江在1995-2010年间平均预算超收比例超过15%，而广东、福建、湖北和海南平均预算超收比例不超过5%。为了剔除这种极端值的影响，我们使用除这6个省份之外的24个省份的数据来进行估计。估计结果见表4第（7）和（8）列，在不含交互项的回归结果中，核心解释变量财政分权与官员晋升压力的系数在1%的水平下显著。包含交互项时，交互项不显著，核心解释变量依然非常显著，控制变量的显著性稍微有些变化，官员企业背景变量变得不显著，其它变量都没有显著变化。因此，在剔除掉异常样本点之后，我们的结论仍然是稳健的。这说明我们对①预算超收的解释并不受极端情况的影响。 表4： 稳健性分析 被解释变量：budexc （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8） fd_exp *** *** （） （） fd *** *** *** *** *** *** （） （） () () () () ps *** *** *** *** （） （） () () ps_eco *** *** () () ps_lag *** *** () () fd*ps （） () () () ten （） （） () () () () () () tensq （） （） （） （） （） （） () () age （） （） （） （） （） （） () () edu （） （） () () () () () () birth （） （） () () () () () () cel （） （） () () () () () () firm * * * * * * （） （） () () () （） () () gdpg *** *** *** *** *** *** *** *** （） （） () () () () () () cpi * * *** ** ** ** ** ** （） （） () () () () () () 地区效应 含 含 含 含 含 含 含 含 时间效应 含 含 含 含 含 含 含 含 观察值 960 960 960 960 960 960 768 768 2Adj- R注：括号内数值为回归系数的异方差稳健标准误，***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。 五、进一步分析 ①此外，本文不仅考虑了以省份为单位剔除样本异常点，我们还考虑了单个样本的异常点情况，我们把预算超收比例小于0%和大于20%的样本点都剔除掉，然后再做回归，得到的回归结果与按省份剔除得到的结果基本一致，由于篇幅的限制，我们没有单独报告这一结果。 12
（一）分地区考察 我国经济发展极不平衡，东部沿海地区与内陆地区发展差别很大，不同地区经济运行机理可能有很大的差别。本小节考察不同地区的财政分权以及官员晋升压力对预算超收的影响是否有所不同。我们考察了东部地区和中西部地区可能存在的差异。表5报告了相关结果，第（1）和（2）列为使用东部省份的数据得到的回归结果，第（3）和（4）列为使用中西部①省份的数据得到的回归结果。 表5： 分地区考察 被解释变量：budexc 东部 中西部 （1） （2） （3） （4） fd *** *** () () () () ps *** *** *** *** () () () () fd*ps *** () () ten * * () () () () tensq ** ** () () () () age () () () () edu () () () () birth *** *** () () () () cen ** * () ( () () firm () () () () gdpg *** *** () () () () cpi ** * () () () () 地区效应 含 含 含 含 时间效应 含 含 含 含 观察值 416 416 544 544 2Adj- R 注：括号内数值为回归系数的异方差稳健标准误，***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。 从回归结果中我们可以看出，东部地区和中西部地区在影响预算超收方面存在很大的差异。在东部省份，财政分权对预算超收影响不显著，而官员晋升压力对预算超收有显著的负向影响，两者的交互项的系数不显著。在中西部省份，财政分权对预算超收有显著正向影响，而官员晋升压力对预算超收有显著负向影响，这与上文的全国数据得到的结果是相同的。更为值得一提的是，在中西部地区财政分权和官员晋升压力两者的交互项系数在1%的水平下显著为负。根据上文的分析，这说明在中西部地区，官员晋升压力的增大，会显著减缓财政分权对预算超收的正向影响；而财政分权程度的提高，也会显著增加官员晋升压力对预算超收的负向影响。 我们可以这样直观地理解这一结果：发达地区有更多的晋升机会，发达地区的政府官员会更加努力地发展地区经济，采取税收竞争等手段，为自己在晋升锦标赛中争取到更靠前的名次。而他们对经济利益或者自由裁量权的追求意愿并不强烈，在模型中表现为财政分权对预算超收影响不显著，这可能说明市场维护型财政联邦主义可能至少是部分成立的。 在中西部省份，相对于发达地区，这些地区由于资源、地理位置等因素，地方政府官员获得的晋升机会比较少，因此官员会在追求经济利益与追求政治晋升之间进行权衡，地方官 ①东部省份包括：北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、辽宁、吉林和黑龙江。 13
员在追求自身经济利益的同时，也追求政治晋升，这从表5第（3）列财政分权以及晋升压力指标系数的显著性上可以看出。财政分权程度的扩大对官员追求政治晋升也是有促进作用的，分权程度扩大，地方政府官员可以支配的资源以及决策权会相应增加，这会更好地为追求政治晋升服务，相应地，财政分权与政治晋升交互项的系数显著且为负值。使用中西部的数据得到的回归结果，更好地证实了我们前文的假说3。 （二）晋升考核机制的改变 目前我国实行的是以经济绩效为主的考核机制，这种考核机制在创造中国“增长奇迹”的同时也带来了一些问题，比如重复建设、区域合作困难以及重视增长忽视民生等问题。周黎安（2004，2007）强调需要将单一的经济考核转变为更具综合性的指标，王永钦等（2007）也指出需要改进以GDP为基础的绩效评估体系，更多地引入其它目标的权重，如社会发展、环境保护等。在更关注民生、环境的考核评价体系下，政府官员的行为会发生什么样的变化呢？对预算超收会有什么样的影响呢？ 为此，我们在以环境、民生等指标来构造一个新的“科学发展压力”指标。与钱先航等（2011）的做法类似，环境包括人均绿地面积及工业二氧化硫排放量占GDP比重两个指标，民生包括职工工资增长率、人均医院床位数及人均公共汽车拥有量。以上指标均取自中经网①统计数据库及历年《中国统计年鉴》。与前文构造方法相同，按照最近5省距离平方的倒数加权，按此加权值定义1和0，其中除了工业二氧化硫占GDP的比重外，其它变量都是小于均值赋值为1，大于均值赋值为0。将以上5个指标相加就得到了官员的“科学发展压力”指数（ps_sd）。显然该指标取值范围为[0,5]，指数越大，该省科学发展的压力就越大。 表6：晋升考核机制改变：科学发展观 被解释变量：budexc （1） （2） fd *** *** （） () ps_sd () () fd*ps_sd *** () ten () () tensq () () age () () edu () () birth * ** () () cen () () firm ** ** () () gdpg *** *** () () cpi ** ** () () 地区效应 含 含 时间效应 含 含 观察值 840 840 2Adj- R注：括号内数值为回归系数的异方差稳健标准误，***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。 从表6第（1）列来看，当考虑科学发展压力指标时，财政分权对预算超收的影响仍在 ① 由于重庆1997年才成为直辖市，很多指标在1997年之前没有统计，因此我们只使用了1997-2010年的数据。 14
1%的水平下显著为正。但是科学发展压力指标的系数变得不显著。并且在包含交互项的表6第（2）列中，财政分权和科学发展压力交互项的系数显著为正。这说明虽然科学发展压力增大时，单独来看，对预算超收并无显著影响，但是却会放大财政分权对预算超收的正向影响。 科学发展压力的增大对预算超收没有显著的减弱作用，一方面这说明地方政府和官员对这些科学发展指标并不是非常关注和在意，这也说明政绩考核标准的绿色化、民生化仍有待落实；另一方面这些所谓科学发展指标都是需要政府扩大财政支出的事务，地方政府必须有相应的财力，才能完成这样的任务，在面临压力时，有增加财政收入的倾向，因此无法显著减弱预算超收。科学发展压力的提高，可以放大财政分权对预算超收的正向影响，则更说明科学发展并不是免费午餐。财政分权程度越高，说明地方财政支出责任越重，因此当科学发展压力增大时，地方财政上的压力更大，因此财政分权导致的预算超收放大的效应，得到更加强化。 六、结论 在关于预算法修订的讨论如火如荼进行之际，财政收入决算数持续多年大规模超出预算数的“预算超收”现象也相应进入我们的研究视野。通过对预算法正式实施后的1995年－2010年我国30个省（市、自治区）的严格实证计量分析，我们发现这种预算超收现象是内生于我国财政体制和官员治理体制当中的。我们考察了我国最重要的财政体制——财政分权体制，以及官员在政治晋升锦标赛中所产生的晋升压力对预算超收的影响。 我们发现财政分权程度越高，地方政府越有更大的意愿和能力追求具有自由裁量权性质的预算超收，因此预算超收就越高。而地方官员为追求政治晋升，通过竞相减免税收，来吸引资源和资本的流入，促进本地经济增长，因而官员晋升压力越大，预算超收就越小。 此外，财政分权不仅仅让地方官员更有动力去追求自身经济利益，也让其更有能力去追求自身政治利益。特别是在我国地方官员面临政治晋升强激励的背景下，财政分权产生的行动空间可能更多地被用来追求官员的政治利益，而不仅仅是经济利益。因此官员晋升压力的增大，削弱了财政分权对预算超收的正面影响。而财政分权程度越大，地方政府就拥有更多实际可支配的财政能力，进而去开展政治竞争，同时也反映了地方政府拥有更多实际的自主收支权力，进而有更好的条件去采取直接或间接的税收减免以及扩大本地市场和投资规模等方式吸引各类资源流入。因而在财政分权程度更高时，官员晋升压力对预算超收的削弱作用得到进一步增强。并且我们发现财政分权和官员晋升压力在影响预算超收中的这一相互关系，在我国中西部地区尤为明显。 本文的分析和结论对于理解和应对我国大规模预算超收问题有着重要的意义。在我国预算外资金管理监督体制不健全的阶段，财政预算超收资金等同于地方官员可自由裁量的资金，地方政府和官员出于自身经济利益的考虑，会导致了预算超收的加剧，只有将预算超收与官员的经济利益脱钩，这种主观追求预算超收的动机才会得到缓解，为此，我们必须尝试建立超收资金的专门附属预算和专项审计监督体系，约束预算超收资金管理的自由裁量权。 地方政府和官员在以GDP增长为核心的政绩观下为追求政治晋升而产生的竞争能够削弱预算超收，但我们也应该注意到，这种削弱是以地方官员对环境保护、民生等科学发展问题的漠视为代价的。一个两全其美的办法就是，首先加强地方政府官员科学发展的意识，把科学发展纳入官员晋升考核体系，其次，为调和好预算超收与科学发展之间的问题，必须认清科学发展与预算超收之间的关系，在财政预算的制定过程中将这一因素纳入考虑范围之内。 15
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