我国政府会计改革对地方政府债务管理的影响

吴迎新 衡斌

【摘 要】 强化地方債务管理和防范地方债务风险一直是政府会计改革的目标之一。为了检验政府会计改革对于地方政府债务管理的作用效果，基于政府会计改革于2017年将部分省份作为试点地区构建出“天然实验室”的背景，采用双重差分模型（DID）对两者之间的关系进行探索，通过面板数据的固定效应回归模型分析，发现政府会计改革会抑制地方政府债务规模的上升，并且该结论具有一定的稳健性，由此为进一步大范围开展政府会计改革提供理论支持。

【关键词】 政府会计改革; 地方政府债务; 双重差分模型DID

【中图分类号】 F235  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2019）12-0041-05

一、引言

近年来，我国地方政府债务规模不断攀升，截至2017年12月末，各级地方政府债务达到了29.95万亿元（审计署，2017），地方政府债务规模增速远高于同期GDP增速，且呈现出政府隐性担保、缺乏自我约束和举债形式不透明等特征，隐含着较大的道德风险和信用风险。

为了加强对地方政府债务的管理，防范由此产生的债务风险，有必要高质量地确认、计量和披露地方政府债务信息。我国政府会计制度的不完善是带来地方政府债务规模恶性增长的原因之一，因此引入权责发生制的政府会计改革是提供高质量地方债务管理信息的最佳选择[1-3]。同样，自2013年吹响政府会计改革号角以来，建立规范合理的中央和地方政府债务管理以及风险预警机制也成为政府会计改革的重要目标之一。关于政府会计改革与地方债务管理二者之间的关系，许多学者进行了探究，如大部分研究形式为分析我国地方政府债务的最初成因、运行模式、管理方法、现存弊端、社会风险等，由此从政府会计改革的视角提出针对性建议[4-6]。但是这些研究缺乏一个共同前提，政府会计改革是否对地方政府债务管理具有实际影响，二者之间的关系研究是目前研究所匮乏的，需要检验政府会计改革的政策效果。此外，现存关于政府会计改革和地方政府债务管理关系的研究大多从理论分析入手，缺乏实证数据和模型分析结果的支持。鉴于此，本文从省级层面实证数据分析角度入手，为了评估政府会计改革对地方债务管理的政策效果，采用双重差分模型（DID）的方法进行探索，以期为我国进一步推进政府会计改革提供理论支持，并为深化推进债务管理提供建议。

二、制度背景、文献回顾与研究假设

（一）政府会计改革背景

20世纪80年代以来，新公共管理运动的兴起，强化了政府的公众受托责任，要求在政府会计中逐步引入权责发生制基础。为了顺应政府会计改革的国际趋势，我国自2006年“十一五”规划期间首次提出推进政府会计改革，并在2014年提出建立权责发生制的政府综合财务报告制度。之后于2015年陆续提出了《政府财务报告编制办法》《政府综合财务报告编制操作指南》。在2016年进行了配套的全国行政事业范围的国有资产清查工作，最终确定了试点单位编制2017年政府财务报告，并在全国确定了18个省份和2个城市作为试点地区。

这一实验环境对于研究政府会计改革对地方政府债务管理的影响非常有利：一是我国从未明确将权责发生制引入到政府会计实操工作中，因此政府会计改革具有创新性，从而更方便观测政府会计改革对地方政府债务管理的作用影响;二是我国采用逐步推进的办法，首先选定了部分地区作为政府会计改革的试点，从而为模型检验构建了天然的“实验组”和“控制组”。

（二）文献回顾

我国地方政府债务的持续增长给社会正常运行带来重大负担，特别是地方政府通过地方融资平台举借的隐性负债，其中蕴含的潜在风险成为社会关注的焦点。为了约束隐性负债规模的不良增长，2014年国务院明确要求融资平台要剥离政府融资职能，不得新增政府性债务。此后2015年颁布了修订后的《预算法》，明确规定允许地方政府发行债券，在2016年制定了相应的发行额度规范说明。但实际情况是地方建设资金需求巨大，仅靠地方政府发行政府债券难以满足需要，地方政府融资平台仍然是解决资金缺口的主要途径。因此可以将我国地方政府债务分为以下两部分，一部分是显性负债，即地方政府受中央严格限制发行额度的债券，另一部分为隐性负债，主要由政府融资平台等作为融资主体举借的政府负有偿还或者担保责任的债务构成。

为了对地方债务进行更好的管理，遏制债务规模的恶性增长，防范债务风险，需要了解债务规模增长的原因。主要分为以下两个方面，第一，委托代理关系下地方政府被动负债，分税制改革造成事权与财权的不对等，增加了地方举债的合理性[7]。同时，传统银行贷款的融资渠道无法弥补城市化进程中基础设施投资资金缺口，导致债务规模上涨。第二，委托代理关系下地方政府主动负债，我国特殊的GDP考核“晋升锦标赛”制度带来地方政府举债投资的内部激励，形成了强烈的投资冲动[8]，特别是在“预算软约束”的情况下，地方政府在不用付出很大成本的情况下，就可以继续扩大债务的规模[4]。

根据地方政府债务规模增长的原因可得，解决地方政府债务规模恶性增长的可行途径主要应从主动负债入手，采用“堵疏结合”的方法，比如目前正在逐步完善的限制地方政府发债额度政策。同时部分学者认为实行科学的政府会计改革也是实现地方政府债务管理的有效途径，认为政府会计可以追踪债务信息和支出信息，对于债务风险控制具有重要作用[9-10]。有观点提出需要引入权责发生制加强对于政府隐性负债的披露，加强财政的调控能力和长期偿付能力，从而提供更具动态性的信息[11]。因此，财政部于2015年10月发布《政府会计准则——基本准则》，对政府负债的定义、确认标准、计量属性和列示要求进行了原则性规定。

但是在中国的特殊国情下，引入权责发生制的政府会计改革对于地方政府债务管理的实际影响并不是很确定。目前大部分研究都是主观意识认为存在有利影响，缺乏实证数据研究的支持，实际上这种有利影响是否存在，作用大小都尚未可知。因此，本文使用双重差分模型（DID）对于省级层面的地方政府债务进行研究，以实证模型检验政府会计改革对于地方政府债务管理的实际影响，从而为下一步全国推进政府会计改革提供支持。

（三）研究假设提出

根据国际货币基金组织（IMF）颁布的《财政透明度手册》可知，债务风险主要体现在确认、评估、披露和监测等方面，因此研究政府会计改革对于地方债务管理的影响，实际上就是研究政府会计改革对于地方债务规模上升的影响，可以据此从以下路径进行分析。

从确认方面来看，改革前各监管部门对政府负债的界定并不一致。收付实现制下的债务报表对于负债确认的范围过窄[12]。在改革后，《政府会计准则》明确界定了政府债务的范围，延伸了现行的确认范围，预计负债科目的出现，确认了或有负债和隐性负债。同时预计负债和长短期借款、应付账款的准确划分，以及附注针对不同种类债务的计量和披露可以让使用者区分债务风险大小和偿还可能性。但是负债范围的拓宽，会导致最终确认的地方负债规模的上升，就此而言，政府会计改革会促进地方政府债务规模的上升。

从评估方面来看，资产是偿还地方债务的直接保障，政府会计改革实现了对于政府资产的清查和核算，摸清了地方政府的家底，特别是使用追溯调整法来计提折旧，形成对地方政府净资产的准确评估，进一步评估其偿债能力的强弱，从而会产生两方面影响，对净资产富足的地方政府诱发更高的投资冲动，导致地方政府负债规模的上升;而对净资产贫乏的地方政府产生投资冲动的约束，特别是在政府财务报告公开的限制下，地方政府官员会抑制投资冲动，甚至尝试缩减负债规模，使地方政府负债规模下降。

从披露方面来看，政府会计改革带来的影响分为两类。一方面，政府会计改革带来地方政府信息披露有助于加强地方政府债务的管理与预警[13]。相对于之前流于形式的进行地方政府财政收支、经济发展、支持承诺和投资项目的简单披露，改革后需要进行平台公示，在上下级和公众监督下，可使用财务指标充分评估地方政府长短期偿债能力，实现政府债务的风险预警。同时可通过对投资项目回报率的甄别，及时剔除不良投资项目，对地方政府官员的投资冲动进行适当约束。因此，可以降低地方政府债务规模的上升。另一方面，政府会计改革带来的充分信息披露，又会在一定程度上暴露分税制改革的固有弊端，为地方政府举债规模的上升带来合理理由[13]。此外，充分的信息披露也为地方政府加速城市化进程发展，提高地方政府债务规模提供了合理借口。因此，基于被动债务增长的角度，充分信息披露不但不会缓解债务规模的恶性增长，甚至会为其恶性增长提供更加合理的借口。

从监测方面来看，政府会计改革通过权责发生制的引入，采用双分录平行记账的方式，记录每笔业务发生的来龙去脉，实现债务管理与资产增加和费用耗费的双接轨，据实监测每笔业务发生的合理性，对于地方政府官员的投资冲动和不良行为进行约束，从而避免部分不当举债，实现地方政府负债的规模管理，促进地方政府负债规模的下降。

因此，提出假设1。

H1a：政府会计改革有助于抑制地方政府债务规模的增长。

H1b：政府会计改革有助于促进地方政府债务规模的增长。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

根据财政部印发的试点规定可得，2017年作为政府会计改革的试点地区主要包括北京市、天津市、河北省、山西省、内蒙古自治区、吉林省、黑龙江省、上海市、浙江省、安徽省、厦门市、江西省、青岛市、河南省、湖北省、广东省、广西壮族自治区、海南省、重庆市、陕西省。除了厦门市和青岛市外，其他18个省份直接成为实验组样本。其他尚未进行政府会计改革的省份作为控制组处理，剔除西藏自治区（数据缺失）。本文涵盖的样本区间为2016年尚未进行政府会计改革和2017年部分地区进行会计改革这两年，由此可得样本数据为93个。进一步拓展样本列入数据为180个。本文所需的数据来自于Wind数据库、中经网以及各省（市、区）财政厅官网。试点单位数据、发债规模限额数据来自于财务部官网。

（二）关键变量度量

1.地方政府债务规模的增长

遵循“实质重于形式”的原则，本文计量的地方政府债务包含两种类型，一是实质的地方政府债券，二是通过政府融资平台发放的对其负有担保义务的城投债。本文以二者之和作为地方政府债务实际规模，用Scalei，t表示i省市在t年的地方政府债务规模。地方政府债务规模的正常增长比率应该与国家制定的地方发债规模限额增长比率相同，考虑到直接使用增长比率差会导致部分数据失真。因此，本文以相对增长额来度量地方政府债务规模的增长。相对增长额=地方政府债务本年余额-地方政府债务前年余额×国家制定的发债规模限额增长率。即ΔScalei，t表示i省市在t年的地方政府债务规模的相对增长额，ΔScalei，t=Scalei，t-Scalei，t-1×γi，t，其中γi，t表示i省市在t年时国家制定的发债规模限额增长率。

2.政府会计改革

设置两个变量Treat和Post。Treat是该省是否采用政府会计改革的虚拟变量，已经使用新政府会计准则的取1，未使用新政府会计准则的取0。Post是该省采用政府會计改革的时点虚拟变量，已经使用新政府会计准则的年度取1，未使用新政府会计准则的年度取0，各省根据实际采用新政府会计准则的使用情况来确定。

3.地方政府债务规模的影响因素

（1）一般预算收入可以为地方政府债务的偿付提供直接的资金支持。一些观点认为一般预算收入越多，其可负担的地方政府债务规模越大，会促进地方政府主管者提高发债规模的欲望[15]。

（2）GDP会影响到地方政府债务规模。由于发展需要，GDP不同的地区需要发债带来的资金支持也存在较大的差异（欧阳华生2006，杨玲2004）。

（3）已有的债务余额会影响到地方政府即将增加的债务额度。在中央债务统一预算的管理下，不同地区的债务规模都有限额，因此地方政府债务规模的增长会受到已有债务规模的制约（王雷，2010;杨琼，2002;Chris Mier，2010）。

（4）固定资产投资在城镇化进程中发挥着重要作用，会对地方政府债务需求造成一定的影响[16]。

（5）财政赤字是财政支出总额大于财政收入总额而形成的差额，它综合反映着政府的收支状况，会直接造成债务的发行。地方财政赤字采用名义赤字来度量，计算公式如下：地方财政赤字=地方政府预算支出-地方政府预算收入。

（三）计量模型

双重差分模型（DID）多用于计量经济学中对于公共政策实施效果的评估，可以通过二次差分有效控制研究对象间的事前差异，从而将政策效果有效分离出来。因此，本文采用双重差分模型进行政府会计改革政策效果检验，其基本形式如下。

模型1为双重差分模型的基本设定。其中，Ti为分组虚拟变量（处理组=1，控制组=0）;Pt为分期虚拟变量（政策实施后=1，政策实施前=0）;交互项Ti×Pt表示处理组在政策实施后的效应，其系数即为双重差分模型重点考察的处理效应。

鉴于本文数据符合短期面板数据的特点，无法保证个体自身因素与分组变量完全无关，因此需要将这些因素从ε中分离出来，引入ω作为固定效应，因此模型变为如下。

据此可以得出本文使用的DID模型如下：

四、实证结果

表2是省级层面的政府会计改革对地方债务管理影响的回归结果，可以看到，Treat×Post交乘项系数为负，并且该系数为显著的，表示政府会计改革实施后，相对于未实施的地区，地方政府债务规模显著下降，也就是说政府会计改革会抑制地方政府债务规模的上涨，有利于地方政府债务管理，即支持H1a。出現上述结果的原因，可以从债务评估、披露和监测两方面来考虑，一方面政府会计改革后双分录平行记账的引入，使得每笔业务都有迹可循，一定程度上约束了不当负债，同时通过对投资项目回报效率的准确评估，及时遏制了部分不良投资，控制负债规模的盲目增长。另一方面，在要求充分披露政府财务报告的压力下，政府官员为了GDP竞赛，恶性负债的投资冲动得到抑制，从而对政府债务规模的上升产生良性影响。

在其他变量方面，除了地区生产总值GDP系数并不是特别显著外，其他变量的系数都是显著的。其中全社会投资额、财政收入和财政赤字的系数为正，说明随着社会投资额和财政收入的增加，会促进地方政府债务规模的上升。因为社会投资额增加意味着该地城市建设需要更多的资金投入，而财政收入的上升为这些资金投入提供了保障。同理财政赤字越大，意味着政府负担的支出越多，为了弥补财政资金缺口，当地政府往往需要透过发行债券或者其他借贷方式获得资金，维持政府的运营，因此，地方政府负债规模会逐渐增大。而已有的债务规模的系数显著为负，说明随着已有债务规模的增加会抑制地方政府债务规模的上升，因为在已有债务规模较大的情况下，意味着当地政府需要定期偿还的利息和到期偿还的负债压力较大，在一定的财政收入约束前提下，当地政府官员往往会抑制投资冲动，从而抑制地方债务规模的上升。

五、稳健性检验

本文的稳健性检验主要通过以下三种方式，一是通过变更因变量地方政府债务增长相对额为地方政府债务增长绝对额进行回归度量;二是将省会城市和计划单列市列入样本，拓宽样本容量，再次进行模型回归，检验模型的稳健性;三是将随机效应替代固定效应引入模型，并进行豪斯曼检验，验证模型的稳健性。

表3显示了三种方式下的不同结果，其中（1）列展示了变更变量的方法，其中ΔScale*i，t表示地方政府债务增长绝对额，（2）列展示了扩展样本后的回归结果，从地区来看从31增加到57，（3）列展示了随机效应下该模型的回归结果，相对于前两列的固定效应（Fixed），本列为随机效应（Random）回归。

从表3可以看出，变更因变量后Treat×Post的系数依然显著为负，即可以得出政府会计改革会抑制地方债务规模的上升。但是系数从-6.635变为-0.773，以及模型拟合度由0.591变为0.218可以得出，相对于以地方政府债务增长绝对额作为因变量，以地方政府债务增长相对额是更好的选择。通过扩展样本可得Treat×Post的系数依然显著为负，依然支持原假设，即政府会计改革会抑制地方债务规模的上升，但明显这种效应被弱化，仅有-0.663，同样模型拟合度也下降为0.323。通过使用随机效应模型可得，Treat×Post的系数依然显著为负，仍然支持政府会计改革会抑制地方债务规模的上升。但是从模型拟合优度来看，在本研究中，随机效应模型0.647比固定效应模型0.591更为适合，且交乘项系数在随机效应模型中，负向影响作用更大。为了验证结果，本文进行了豪斯曼检验，得到显著性P值（prob>chi2=0.0812）高于5%，无法拒绝原假设，由此可得随机效应模型更为合理。但是三种方式进行的检验都表现出本文得出的结论：政府会计改革会抑制地方债务规模的上升具有较强的稳健性。

六、结语

在地方政府债务规模逐渐攀升的背景下，我国主要借鉴“堵疏结合”的指导思想开展治理，政府会计改革在其中发挥了重要作用。为了检验这种作用效果，本文采用DID模型从省级层面数据实证分析的角度入手，对政府会计改革与地方债务管理二者之间的关系进行了探究，得到政府会计改革会抑制地方债务规模上升的结论，并通过了稳健性检验，从而为进一步大范围推进政府会计改革提供了理论支持。

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