一、我国地方财政支出预决算偏离度的现状
自1998年国家实施积极财政政策以来，我国历年财政收入保持良好的增长势头，并且每年的决算额均大幅高于年初预算额。从全国层面来看，财政收入决算超过预算的偏差额从1994年税改开始的458.15亿元攀升至2010年的9171.51亿元。这种跨越式的收入偏差增长支撑了中央财政支出的超预算扩张，而作为扩张性财政政策的产物，长期的大幅度财政超支对国家经济的稳定发展起到了一定的推动作用。因此，从中央政府层面来看，正向的预决算支出偏离可以认为是合理的。从图1中可以看出，从1994年分税制改革以来到2008年为止，国家财政在所有年份里都有3%以上的正偏差，均值在5.5%左右。而近三年来支出的偏离率呈现快速下降再次上升的趋势，2008年和2009年全国财政支出决算额超预算额分别为1206.66亿元和64.93亿元，支出偏离率降到1994年以来的最低值，分别为2%和0.1%，而2010年支出偏离率又升至6.3%。如果仅从这个层面来看，近几年我国财政支出水平和预算规范化程度似乎有些提高。然而，近几年较低的支出偏离度并不能正确反映地方预算编制的真实水平和财政监督工作的效率。例如，地方财政在收入保持超预算增长的同时，支出的决算额长期大幅度低于预算额。图2反映了2010年地方政府财政支出总额的偏离情况，多地政府高达20%以上的负偏差显然与全国正5.2%的均值水平相去甚远。可见，总体上沿海地区的偏离度优于内陆地区，作为经济特区和计划单列市的深圳和厦门，总的负向偏离程度很低，反映出较高的预算编制和实施水平。但是，仍有一些经济发达且财源稳定的沿海地区（如青岛、广东等），这一指标显著落后于部分内陆省份（如安徽，河南）。具体到分类支出来看，所有的支出项目决算数额都在预算数额之下，这与总体负偏离的情况是一致的，符合我国地方财政工作预算编制超收和节支并存的特点，承接了我国长期以来财政支出的变动脉络。对年鉴中的分类稍加取舍（如外交一项只有少数几个与外国接壤的边境省份有支出额度，而且其绝对数额相当小，可以忽略，类似的还有预备费和地震灾后重建支出；而国债还本付息额和金融监管支出由于部分省市的统计缺失亦予以排除）之后，本文统计了年鉴中剩下可以横向比较的18个支出科目（如表1所示）。由于篇幅所限，本文不附各地区的分类支出偏离情况。但是，从表1还是可以看出，各类目的支出偏离情况会更加复杂。如国防支出作为总体偏离度中等的科目，存在最大的异动观测：大连的实际支出仅为预算额度的6.01%；而环境保护作为日益重要的财政开支，其地区间的偏离差距却不符合地区经济发展的规律。针对这种现象的一个合理的解释是，如果以支出分权作为财政分权的标志，我国的财政格局已是高度分权。但是，包括《预算法》在内的各项法规并未对地方政府的收支权限作出明确的划分，这使我国地方政府的财政工作有高度的自主权。因此，分类偏离度的差异是地方政府发展理念差异的反映，且这种差异对财政监督约束的着力点和方法提出了新的要求。为了回答这种差异是否能接受，支出偏离度是否过度这一问题，本文尝试建立起一种有实际操作价值的分析体系来进行针对性的研究。
二、地方财政支出偏离度的监督因子
现有实证分析文献对分项目财政支出的考察来源于Barro（1990）最早提出的将财政开支分为“生产性支出”和“消费性支出”的做法，通过在内生增长模型中引入生产性的政府投资的方法进行研究，得到生产性投资的增加与长期经济增长率呈正相关的互相影响，而消费性财政投资与经济发展水平有负相关关系的普遍性结论。[6]由于实际支出的变动将影响偏离度公式的分子，根据两种支出的划分法，地方财政的预决算偏离度应该呈现出经济发达省份的生产性支出项目偏离度低，落后地区的偏离度高的局面。李明和李慧中（2011）从政治经济学的分析视点出发，考虑了诸如城市化、财政分权度等变量对分类财政支出可能造成的影响，定性研究了决策者的行为对支出扩张的作用。他们研究发现，过滤掉政治动机和领导者个人偏好这些因素，省级政府的财政支出与地方经济规模、人口规模、城市化水平等呈现正相关关系；而地方政府的行为明显地偏重于基础设施等建设性支出，忽视了科教文卫等民生性支出。他们的实证结果还发现，人均GDP对社会保障分类支出的弹性系数为-0.712，而对基本建设类支出仅为-0.204。这意味着分类财政支出项目间的严重不均衡，而随着经济总量的提升，不同经济类型的财政实际支出和预算额度差异也将越来越大。[7]本文认为，2007年之后，我国的财政统计类目开始按照支出功能的定义划分。相对于早年的统计口径，尽管这种科目调整在规范性和科学性上有了较大提高，但是却弱化了统计的经济性质。因此，在实证研究中，本文参照Barro等人建立起的按经济性质划分的分类科目对统计类目进行重新调整。本文的研究在因子分析的框架下进行，因子分析的方法已经被广泛应用。如考燕鸣等（2009）应用因子分析的方法建立指标体系评价地方政府债务的绩效，汪春和杨晓优（2011）则应用因子分析的方法评估了利用FDI的质量。[8-9]因子分析思想是用几个潜在但不能观察的随机量（因子）去刻画较多变量之间的相关程度，不同的因子用以区分变量之间的不同特性。按照一定的方法找出影响财政支出偏离度的公共因子后，就可以通过对关联因子的表现情况的监督来拟合对财政分类支出偏离度的监督。
（一）数据的来源和分析
本文使用2010年度我国31个省、自治区、直辖市以及5个计划单列市的财政支出科目的统计数据进行分析，所有数据摘自《2011中国财政年鉴》。首先，进行样本的KMO值和Bartlett球形度检验。KMO值通过比较各变量间的简单相关系数和偏相关系数的大小，以判断各变量之间的相关性。一般认为，所有变量间的简单相关系数的平方和远大于偏相关系数平方和时，KMO值接近于1；而KMO值越接近于1，意味着变量间的相关程度越强，越适合做因子分析。球形度检验的零假设是变量间相关系数矩阵是一个单位矩阵，如果接受零假设，则各变量是独立的，就不可能从各个变量中提取出公共因子，样本不适合做因子分析。这两个准则已经成为因子分析的标准检验手段。其次，进行因子分析需要对观测变量作进一步处理。考虑国防支出，其KMO值较低，仅有0.4872，并没有达到适合做因子分析的要求（KMO值大于0.6）。而国防支出的经济定位模糊，更多来自于中央的强制性安排而并非经济发展的需要，缺少可评价空间，删掉该项不影响本文的分析。此外，财政预决算制度中的其他支出的本身定义语焉不详，包括众多“不适宜公开内容”。根据《预算法》的规定，财政支出的额度在各科目间的流转不需要通过人大审批，因而无法审议其项目是否用于服务公众和公共利益，也不属于监督内容。因此，在下文分析中删除这两项数据，余下指标的整体KMO的均值为0.816，同时球形度检验的卡方值为496.517，p值为0，从而拒绝各变量不相关的零假设，整体属于非常适合做因子分析的区间。
（二）考察因子的建立
采用因子分析法进行公共因子的提取，通过观察碎石图可见前两个特征值分别为λ1=8.95，λ2=1.42，它们占全部特征值之和的比例非常大，而其之后的特征值则快速缩减到0值附近。文献和软件普遍建议选取大于1的特征值，并已经成为一种常规判断标准。按共性方差的计算公式计算，前两个主因子共计解释了样本总相关的82%，全体变量的相关系数能很好地用两个因子来拟合。再通过最大方差法旋转，以区分不同因子载荷的偏向结构，经过迭代后收敛，得到了两个因子模型下的共性和特性方差情况（如表3所示）。从表3可以看出，虽然部分变量的共性方差较小，则可归结为特殊方差的影响，典型的如国土资源气象支出和资源勘探电力信息支出。但总体来说，两因子的模型解释能力比较强。比较因子载荷量可以发现，因子1在一般公共事务、教育、科学技术、医疗卫生、城乡社区事务上的载荷比较高，这些类目作为非基础设施建设投入，是地方“软实力”的体现，可解释为可持续发展的投资因子；因子2在其他项目上的载荷比较高，这偏重于短期经济发展效益而比较符合传统的生产性活动，可解释为短期投资因子。所以，因子载荷的偏向将取决于地方政府发展思路的两类因子，这种划分符合Barro和Martion（1992）、Shantayanan等（1996）为研究支出结构与经济增长关系而做的生产性和非生产性两分法，亦是支持国外研究的证据。
三、财政支出偏离度的实证分析
双因子系统将原本多维的按功能分类的支出项目偏离情况转化为二维的按经济性质分类的财政支出的偏离水平，在新的分类标准下，各地方的偏离规模需要使用因子得分的估计量来考察。本文采用加权最小二乘法进行因子得分的估计并分别进行排序，其排序情况如表4所示。得分越高的地区，其相应因子的负向偏离度越低。从表4可以看出，无论在哪种因子的排序上，各省市的偏离度排名都与按财政总支出额偏离度的排序不同。显然，这种明确经济性质的排名具有更现实的指导意义。在两类因子中，深圳和厦门两个城市都具有靠前的得分，说明两地政府具有较高的财政支出预算水平，执行和监督过程较为科学。但是，与其他三个计划单列市相比，可以看出在同一财政层级，类似经济发展水平和财源水平的地方政府的表现反差巨大。宁波、青岛和大连在持续发展因子上的重视度尚能排到中等偏上水平，但在短期投资的开支上则为全国倒数之列。此外，很多省份也表现出两个因子得分的差异较大，而真正在两项得分上匹配均衡的地区并不多。这反映了地方政府在指导和参与经济建设工作上的较大理念差异：除了北京、上海、深圳这些中心城市以及新疆、河南等个别地区外，全国大部分地方政府都存在片面地对待财政预算完成水平的心态。
（一）双因子模型的适度性检验
因子得分可以从统计学的概念上检验地方政府预决算偏离度的合理性区间，这解决了本文试图回答的地方财政偏离是否过度的问题。一个地方政府的财政行为是否有效，除了笼统地以经济发展指标来考核外，更重要的是通过与同一财政层级政府的比较来界定。在同一个分权体系下，只要偏离度不超过其他省市地方的加权水平，那么该地方开展的财政工作就是有一定效率的，亦即其支出偏离没有过度。根据多元统计的原理，多元观测值的离群值监控可通过卡方临界值的置信值域来实现。设定一个置信域1-α之后，一定p维样本观测值的合理区间应满足(x-x軃)S-1(x-x軃)≤χ2p(α)。由于提取的主因子之间互不相关，而且第i个主因子的样本方差由特征值λi给出，那么在两个主因子的情况下，针对各省的财政支出的监控图呈椭圆形态，因此，按经济性质划分的双因子支出体系使各地区预决算偏离度水平能够在平面区域展示，通过观察椭圆形态的置信域临界值与因子分值的位置关系，可以判断离群的样本及观测值的失控水平。
（二）横向比较———财政偏离度的聚类
对于财政监督工作而言，给既定的地区找到与其匹配的省份进行比较，以衡量财政工作开展的效果尤为重要，而对因子的聚类分析可以迅速得到这种匹配关联。本文使用平均连接法进行地方财政偏离度的聚类分析。平均连接法的思路是将两个聚类之间的差异定义为两类之间的各项目之间的平均距离，从每个观测自成一类开始，搜索距离阵中最邻近的两个观测类i和j组合成一个新的聚类（i）j，之后将（i）j作为个体，与其他聚类按照对应变量的均值距离最小的原则组合成新的聚类。将两类经济性因子的得分作为观测向量矩阵进行聚类，便于综合检验聚类的相似度。更重要的是，平均距离的应用对每个因子的表现都赋予了相同的权重，可以避免大特征值的对应因子被赋予大权重的问题。用纵轴表示聚类之间的平均距离，用树形图可以得到相似省份的聚类情况，如图4所示。连接横线对应的纵轴表示相似的距离。若以距离1作为聚类分层标准，那么各省市财政支出偏差的因子得分可以分为3类。最远的是西藏，反映在监控图中是持续发展因子得分最低的那个点。浙江、重庆和青岛三个地区与其他地区的距离亦较远，这可以归结为其短期投资性因子得分较低，但对可持续发展的开支比较重视的事实。图4也反映了聚类的结果与经济水平、地域文化差异水平关系不大的现实情况。如厦门和甘肃的距离靠近，说明两者有相似的支出偏离度结构，这迥异于两地发展程度的巨大差别，是不符合财政支出的绩效原则的。基于因子的聚类分析对地方财政工作具有现实意义，在对地方政府产生动力去转变发展观念，实施新的发展战略，在同一财政层级间的竞争中脱颖而出的激励上亦具有参考价值。
四、结论与建议
（一）研究结论
财政支出的预决算偏离度反映了政府基于特定理念的财政行为，而目前对这种地方政府的行为理念是否超过可以接受的正常范围还没有文献进行相关的研究。因此，本文尝试使用统计样本的因子来考察。本文的研究检验了地方财政支出偏离度的适度性，用因子得分解释了受地方财政工作理念影响的地方政府的财政支出偏向。在现阶段，尽管地方财政支出水平与预算差额较大，但因子模型发现这种偏离水平仍然是可接受的，各地财政支出力度并没有过度偏离经济主线。此外，因子得分的聚类也能够比较地方政府行为的效率，并为各地区的发展提供参照对象。
（二）政策建议
支出偏离度问题是预算编制、预算执行、临时调整等过程的综合反映，这需要监督、审计各方面的力量进行综合管理。因此，我国财政监督改革的工作重点，应注重建立起“全员参与、全程控制、全面覆盖、全部关联”的日常监管与专项监管相融合机制，使地方政府的财政支出偏离问题得到高度重视。相应地，地方政府不仅要关注预算与决算总额的匹配，更要在分类项目的经济作用上作出针对性的调整，以进一步规范公共财政工作，提高财政支出效率。此外，因子分析法作为一种统计方法，完全从数据出发，可以从统计指标上把握财政支出偏离度的实医学论文撰写际水平。同时，对不适度的财政支出偏离度进行定位，并作为一种量化的财政监管方法。这既丰富了财政监督的手段，又有助于监管资源的合理配置。
作者：张铭洪 侯笛 张福进 单位：厦门大学
