
一、引 言
当前,我国就业增长面临多重挑战:从国际层面看,外部环境的不利因素持续发酵,国际经济循环受阻;从国内层面看,有效需求不足,部分企业生产经营困难。2025年政府工作报告强调,要强化宏观政策的民生导向,推动更多资金资源支持扩大就业,明确提出要用足用好稳岗补贴等政策,并设定了“城镇调查失业率5.5%左右、城镇新增就业1 200万人以上”的预期目标。然而,在经济增速放缓、基层财政承压的背景下,要实现上述目标,必须提高财政资金使用的精准性和资金配置效率,以更好发挥财政支持稳就业的功能。
就业补贴是财政支持就业的重要工具,广泛用于职业培训、就业见习和求职补助等支出。在实践中,补贴资金的使用仍存在精准性不足与监管缺失等问题。《2023年度中央预算执行和其他财政收支审计查出问题整改情况报告》指出,多地存在就业补贴发放不精准、违规套取资金等现象,全国24个省份共追回被违规套取的各类补贴资金1.3亿元。《广东省2023年度省级预算执行和其他财政收支审计查出问题的整改情况报告》进一步披露,部分地市存在就业补助资金未及时归垫和拨付问题,涉及企业573户、员工13 309人;另有4个地市补发稳岗补贴,涉及企业16 882家。上述事实反映出地方财政在就业补贴分配中仍存在监督薄弱的问题,亟须通过制度化监督机制提升资金配置精准性。
人大预算监督是我国实现政府预算民主法治化、提高财政资金使用绩效的重要制度安排(樊丽明等,2022)。各级人大依法对本级政府的预算编制、执行与决算情况实施审查监督。改革开放以来,人大预算监督制度不断完善。1994年《中华人民共和国预算法》(以下简称《预算法》)首次从法律层面明确人大在预算管理中的权责配置;2014年新《预算法》进一步完善了人大预算审查监督制度;2018年《关于人大预算审查监督重点向支出预算和政策拓展的指导意见》提出,人大应对支出预算实施全口径审查与全过程监管,强化对财政资金绩效和政策效果的监督。然而,长期以来,各级人大与政府间信息不对称,导致监管不全面、不及时,制约了人大监督效力,进而影响财政资金使用效益的提升(王秀芝,2015)。
人大预算联网监督的推进,为这一问题提供了新的制度化治理路径。信息技术的发展为人大强化预算监督提供了有力支撑。2015年广东省率先开发人大预算联网监督系统,推动人大与同级部门预算信息横向联通;2017年全国人大颁发《关于推进地方人大预算联网监督工作的指导意见》后,各地陆续建立该系统,以实现预算全口径审查与全过程监督。已有研究表明,该项改革通过提高预算执行的合规性和时效性,有效改善了政府支出效率(欧阳洁等,2024;解洪涛和王嘉庆,2024)。考虑到稳就业始终是国家财政支出的重点方向,预算联网监督在缓解各级人大与政府间信息不对称后,能否提升稳岗补贴的使用效率,进而实现促就业目标,尚缺乏系统的实证检验。
本文以企业就业规模为切入点,利用2009—2023年上市公司和地级市数据,考察了人大预算联网监督改革对企业就业的影响。预算联网监督改革采取“先行试点、分步推进”的实施方式,为本文采用双重差分方法识别因果效应提供了良好的“准自然实验”。研究发现,人大预算联网监督显著提升了企业的就业水平,而稳岗补贴精准性提高是人大预算联网监督稳就业的作用机制。具体而言,劳动密集型企业、中小企业、高新技术企业以及第二产业企业在人大预算联网监督改革后更易获得稳岗补贴,且补贴金额更高,进而扩大劳动力雇佣规模。本文进一步考察人大预算联网监督实施的异质性影响,基于事前城市财政压力、财政透明度指标以及省级银行网点密度进行分样本回归,结果表明该改革在财政压力大、财政透明度低、银行网点密度低地区的企业中的就业促进作用更显著。此外,人大预算联网监督的实施还显著提升了城市层面的就业规模与企业劳动收入份额,并改善了企业经营绩效与市场表现。
本文的主要贡献体现在以下三个方面。其一,本文拓展了财政支出对就业影响的研究视角。已有文献主要关注政府财政补贴等特定财政支出工具的就业效果(Cerqua和Pellegrini,2014;蒋银娟,2021;刘贯春等,2024),或分析支出规模与结构对就业的影响(郭新强和胡永刚,2012;邱兆林和马磊,2015;郭长林,2018),而对财政支出效率,尤其是资金配置精准性这一关键绩效维度在稳就业中的作用关注较少。近年来,在宏观经济下行压力加大与财政资源约束趋紧的背景下,提高财政支出配置效率逐渐成为宏观经济治理的重要议题。相关政策文件也多次强调加强财政资源统筹和提高资金使用效益。在此背景下,本文以人大预算联网监督改革为切入点,识别其通过提升稳岗补贴精准性影响企业就业水平的机制,为理解财政支出效率与稳就业之间的关系提供了新的经验证据。
其二,本文证实了提高财政支出精准性是人大预算联网监督促进企业就业的机制。现有研究主要从支出合规性、结构合理性和时效性等维度评估财政信息化建设对支出效率的影响,而对财政资金配置精准性的关注相对有限(杜莉等,2023;上官泽明等,2023;欧阳洁等,2024;解洪涛和王嘉庆,2024)。本文识别了人大预算联网监督通过缓解人大与政府间的信息不对称,提升就业相关财政资金的配置精准性,进而促进企业劳动雇佣增加,为理解预算管理信息化改革如何改善支出绩效提供了新的视角。同时,本文以企业就业为切入点,从微观层面识别预算管理信息化改革对实体经济影响的传导路径,拓展了现有研究主要聚焦于宏观层面财政支出效率的分析范式。
其三,本文的研究具有一定的现实意义。长期以来,财政资源统筹与预算监督在保障基本民生和提升财政支出效率方面发挥着重要作用。本文以企业就业为研究对象,实证识别了“人大预算联网监督—稳岗补贴精准性提升—企业就业水平增加”的微观传导路径,为理解预算管理信息化改革影响财政支出的实施效果提供了经验证据。在当前国内外经济环境复杂多变、税收增长乏力、传统扩张性支出方式难以持续的背景下,本文的研究结论有助于深化对预算监督信息化改革经济后果的认识,也为提升财政支出配置效率与促进就业稳定提供了有益参考。
二、制度背景、理论分析与研究假说
(一)制度背景
预算监督是一项多主体协作的系统性工程,涉及人大、财政及其他预算部门、审计部门等。其中,人大预算监督是具有最高权威性和法定地位的监督形式,依据《中华人民共和国宪法》(以下简称《宪法》)和《预算法》行使对预算编制、执行和决算的审查与批准职权,具体主要由全国和地方各级人大财政经济委员会或常委会预算工作委员会承担。2018年《关于人大预算审查监督重点向支出预算和政策拓展的指导意见》发布后,人大预算审查监督重点由“赤字规模和收支平衡”转向“支出预算和政策执行”,强化了对财政资金使用绩效的关注。人大履行预算监督职责需要多渠道的数据支持,预算编制、执行与决算等核心数据主要来源于政府部门。建立健全人大与财政及其他预算部门的协作机制,有助于打破部门间信息壁垒,提升人大对预算信息的掌握与分析能力。同时,在监督过程中,人大还注重借用审计部门力量。听取和审议政府关于年度预算执行和其他财政收支的审计工作报告、审计查出问题整改情况报告,对审计查出突出问题整改情况开展跟踪监督,是各级人大及其常委会依法开展预算、决算审查监督的重要方式。
人大履行预算监督职责的实际能力受制于信息供给、人员专业性和部门协同等多个因素。人大预算监督能力的发挥主要包括三个方面:第一,监督信息的充分性,即能否及时、全面掌握预算编制、执行及决算相关数据(Wehner,2006;Brambor等,2020;Chen和Neshkova,2020;Niu和Lin,2020);第二,工作人员的专业性,这直接关系到其对财政信息的理解、分析与判断;第三,与财政、审计等部门的协同监督能力,涉及信息传递的主动性和及时性,以及对审计整改结果的运用程度(林慕华和马骏,2012;王秀芝,2015;樊丽明等,2022)。其中,监督信息的充分性既直接影响监督效果,也制约协同监督机制的运行效率,是人大预算监督效能的关键基础。
但在传统监督模式下,各级人大与同级政府间存在明显的信息不对称和信息滞后问题,严重制约了人大预算监督的效率(欧阳洁等,2024)。各级人大对政府预算的监督主要集中于事前的预算审批和事后的决算审查,预算执行环节以静态监督为主,严重依赖财政部门的主动汇报,包括预算执行情况报告、预算调整方案、年度决算和审计工作报告等。由于缺乏动态监督手段,人大难以及时发现问题、提出质询,监督能力受到制约,导致预算执行受到软约束(王秀芝,2015)。同时,随着预算事项日益复杂,信息量不断增加,这对人大代表的专业能力与数据处理能力提出更高要求,因此信息化改革成为提升人大监督效能的关键路径。
人大预算联网监督改革正是在此背景下应运而生。2004年后,广东、四川、黑龙江等地率先开展试点,但受制于技术条件,早期系统的数据实时性有限,信息仍靠财政部门的主动推送,及时性不足,人大预算监督仍然较为被动。随着电子政务与信息安全技术的推广,2015年起,广东省内各市率先建设深层次的预算联网监督系统(即“预算联网监督2.0”),该系统涵盖信息查询、智能预警、动态监控、数据分析等功能模块,实现财政、审计、人社、税务等多部门数据的横向贯通,支持对预算资金从申报、审批到支付和使用的全过程动态监管,有效解决了人大以往依赖事后报告、监督反应滞后的问题。系统还配套开发了智能预警与数据分析功能,可自动识别异常支出,提升了监督的预防性与人大代表履职的专业性。
2017年,全国人大出台《关于推进地方人大预算联网监督工作的指导意见》,标志着预算联网监督改革在全国范围内进入推广阶段。2019年前已有部分城市完成系统建设并投入运行,2019年后改革进程显著加快。根据全国人大常委会公布的建设进度,截至2022年,省级人大系统实现100%覆盖,地市级与县级系统建设也分别达90%与80%。
当前,各地不断推进平台智能化升级与业务深耕。以北京市为例,北京市正在建设“人大财经联网监督平台”,围绕预决算审查、经济运行、国有资产、政府债务等六大领域打造业务子系统,提升数据自动采集、分级授权和全过程管理能力。在民生保障方面,北京市联网监督系统通过“经济工作监督系统”动态跟踪中长期规划和年度计划中的民生指标完成情况,开展常态化监测与智能预警。这为人大进一步监督就业专项资金等民生类财政支出提供了数据支撑。
(二)理论分析与研究假说
1. 人大预算联网监督、稳岗补贴精准性与企业就业
地方政府在稳岗补贴发放过程中拥有较大的配置自主权,补贴对象选择和补贴资金分配很大程度上依赖地方政府的执行行为(余明桂等,2010;张伯伟和沈得芳,2015)。尽管《宪法》和《预算法》赋予各级人大依法审查与监督预算的职权,但在传统预算监督模式下,人大对补贴资金配置的监督主要依赖事后审查和静态报表,信息获取滞后(林慕华和马骏,2012;王秀芝,2015),难以及时识别补贴分配中出现的偏差。在此背景下,人大预算联网监督通过构建跨部门预算管理信息平台,实现财政、审计、人社、税务等部门信息的实时共享,强化了对稳岗补贴发放过程的动态监督,从制度层面加强了对地方政府配置财政补贴的外部约束。
稳岗补贴作为国家促进就业的重要政策工具,其政策目标并非普遍性地向所有企业提供均等的财政支持,而是将有限的财政资源集中配置于有就业扩张潜力和稳岗效果显著的企业。
从国家层面的政策安排看,财政稳岗补贴具有较为清晰的重点支持方向。近年来,围绕稳就业目标出台的多项政策一方面通过提高中小微企业稳岗返还比例、加大对重点行业和重点领域的支持力度,引导财政资源向中小企业和劳动密集型产业倾斜;另一方面,明确稳岗补贴不宜投向技术落后、市场前景黯淡的企业。同时,制造业等实体经济部门因其较强的就业承载能力,也被列为稳就业的重点扶持领域。可见,稳岗补贴政策整体上更倾向于支持劳动密集型企业、中小企业、高新技术企业以及制造业企业等市场主体。
具体可以从以下四个方面来分析:首先,联网监督突破了传统依赖预算执行报告和年度决算等事后数据开展监督的局限,通过实现对预算执行进度和资金流向的全过程可视化跟踪,使监督由事后审查转向事中监控,在一定程度上增强了监督的及时性。其次,借助与人社、税务等数据接口的对接,系统可获取企业纳税申报、用工变化、裁员率等关键信息,辅助识别补助申领企业的经营状况和用工稳定性,为人大判断申请企业是否符合补贴条件及其稳岗能力提供数据支撑,从而监督补贴是否精准流向就业吸纳能力更强的企业。再次,系统内嵌的预算执行进度跟踪和专项资金支出预警功能,可对稳岗补贴预算执行中的异常支出及早发出警示,增强监督的前瞻性和预防性,也在一定程度上缓解了人大监督的人力约束。系统提供的图表分析、数据比对等辅助工具,使人大代表在审查稳岗补贴等民生支出预算时,能够更直观地掌握资金分配情况,从而提高监督的针对性。最后,人大预算联网监督系统强化了不同监督主体之间的协同联动,通过打通人大与财政、人社、审计等部门的数据链路,推动建立以信息共享为基础的协同监督机制,使稳岗补贴从预算编制、执行到决算的各环节更加透明可溯,形成部门联动的监督合力,有助于提升财政资金在稳就业领域的使用绩效。总之,人大预算联网监督改革通过跨部门数据整合、预算执行动态监管、异常支出预警、数据分析等功能,增强了人大监督稳岗补贴发放的能力,强化了对地方政府补贴行为的约束,有助于提高稳岗补贴精准性。
在人大预算联网监督提升稳岗补贴精准性的基础上,稳岗补贴能够更加精准地分配至就业吸纳能力较强的企业,从而有助于增强财政资金的就业激励效应,提升企业劳动雇佣水平。一方面,补贴作为直接财政支持,能够减轻企业用工成本压力,激励其扩大雇佣规模;另一方面,补助所具备的政策背书和信号传递效应有助于企业在资本市场和信贷市场中获得更多外部融资,进一步增强其扩大就业的能力(张伯伟和沈得芳,2015;刘贯春等,2024)。因此,在人大预算联网监督的推动下,地方政府能够将稳岗补贴更精准地投向政策重点支持的企业,充分释放此类企业的就业扩张潜力,成为“稳就业”的核心力量,进而提升企业就业水平。
综上所述,人大预算联网监督改革通过提升稳岗补贴配置的精准性,强化财政资金的就业激励作用,从而促进了企业就业水平的提高。基于这一理论机制,本文实证检验了“人大预算联网监督—稳岗补贴精准性提升—企业就业水平增加”这一作用路径,探讨该制度改革对财政资金使用效益和就业政策目标实现的影响。由此,本文提出以下研究假设:
假设1:人大预算联网监督能够提高企业就业水平。
假设2:人大预算联网监督主要通过提高稳岗补贴精准性来提升企业就业水平。
2. 城市特征差异下人大预算联网监督对企业就业的影响
在财政压力较大的地区,地方政府用于稳岗补贴等民生支出的财力空间受到挤压,财政资金配置更容易偏离政策目标。预算联网监督通过强化补贴配置过程的信息透明度与问责机制,约束地方政府在财政紧张情形下的配置偏差,从而提升稳岗补贴的配置效率。已有研究基于人大预算监督与审计监督协同的经验证据发现,在财政压力较大的地区,强化人大预算监督能够更有效地纠正政府预算执行偏差(樊丽明等,2026)。同时,围绕人大预算联网监督的相关研究也表明,在财政压力较大、财政管理复杂性更强的地区,推进人大预算联网监督能够更有效提升财政支出效率(龚小芸等,2025)。因此,在财政压力越大的地区,人大预算联网监督越可能通过改善补贴配置促进企业就业扩张。由此,本文提出以下研究假设:
假设3:在财政压力更大的地区,人大预算联网监督对企业就业的促进作用更强。
财政透明度反映了地方政府在财政信息披露方面的规范性与公开程度(李丹和裴育,2016)。在财政信息公开程度较低、预算管理不规范的地区,人大与政府之间的信息不对称问题更为突出,财政资金配置更易出现低效等问题。人大预算联网监督作为预算管理的信息化举措,能够通过缓解信息不对称强化对地方财政支出的监督与约束(欧阳洁等,2024)。因此,在财政透明度更低的地区,预算联网监督改革更能发挥治理作用,进而提升企业就业水平。由此,本文提出以下研究假设:
假设4:在财政透明度更低的地区,人大预算联网监督对企业就业的促进作用更强。
已有研究指出,银行网点密度不仅影响金融服务的地理可及性,还构成银行竞争的重要基础,而银行竞争能够显著提高地区信贷资金的可得性、降低企业融资成本(章元和甘徐沁,2024)。从稳岗政策的制度设计看,国家在推进稳岗补贴的同时,强调通过稳岗扩岗专项贷款等方式,加强财政政策与金融政策的协同支持,引导金融资源更好服务于稳就业目标(国办发〔2025〕25号;国就劳发〔2025〕2号)。在此背景下,地区金融服务供给条件可能影响稳岗政策的整体实施效果。由于银行网点密度较低地区的金融服务覆盖不足,企业对稳岗补贴等财政性支持的依赖程度相对更高,因此,人大预算联网监督通过提升稳岗补贴配置效率,在此类地区可能体现出更强的就业促进效应。综上所述,该项改革的就业促进效应在银行网点密度更低的地区更明显。由此,本文提出以下研究假设:
假设5:在银行网点密度更低的地区,人大预算联网监督对企业就业的促进作用更强。
三、研究设计
(一)样本筛选
本文选取2009—2023年我国沪深A股上市公司为样本。数据来源包括CSMAR数据库中的企业层级和城市信息。为减少异常样本的干扰,本文对原始样本进行了以下处理:(1)剔除金融行业公司;(2)剔除ST、*ST类企业;(3)保留正常上市的企业(删除暂停上市、终止上市和退市整理期的公司);(4)剔除上市时间不足一年的企业;(5)剔除资产负债率大于1或小于0的异常值;(6)剔除核心变量缺失的样本。同时,为减少异常数据的影响,本文对连续变量进行了缩尾处理。
(二)模型设定与数据说明
由于人大预算联网监督是分批分城市试点的,本文采用双重差分的方法识别人大预算联网监督对就业的影响。具体的实证模型构建如下:
| $ {\text{Ln}Employ}_{it}=\alpha +\beta {Reform}_{jt}+\gamma {X}_{it}+\theta {Z}_{jt}+{\delta }_{i}+{\tau }_{j}+{\lambda }_{t}+{\varepsilon }_{ijt} $ | (1) |
其中,i、j和t分别代表企业、城市和年份。模型控制了企业固定效应(
本文控制了可能影响企业就业规模的企业级控制变量(
观察样本可知,企业就业规模(LnEmploy)的均值为7.688,标准差为1.256,这表明不同企业间劳动力雇佣规模存在显著差异。政策变量(Reform)的均值为0.450,这表明在样本期间约45.0%的“公司—年度”样本实施了人大预算联网监督;其标准差为0.498,较大的离散程度为识别政策效应提供了充分的样本变异基础。其余控制变量分布特征与既有文献类似(李增福等,2024;李逸飞等,2024)。关键变量的定义如表1所示,描述性统计如表2所示。
| 变量名 | 变量含义 | 定义 |
| LnEmploy | 劳动力雇佣人数 | 上市公司当年劳动力雇佣人数年末数,取对数 |
| Reform | 政策冲击变量 | 若该城市当年实施了人大预算联网监督,则当年及以后年度均取值为1,否则为0 |
| LnSize | 公司规模 | 资产年末数,取对数 |
| Leverage | 资产负债率 | 负债年末数/资产年末数 |
| ROE | 净资产收益率 | 净利润/净资产 |
| Listage | 上市年份 | 当前年度减去上市年度加1,取对数 |
| ProfitIncrease | 净利润增长率 | (净利润本年金额-净利润上年金额)/净利润上年金额 |
| ShareHold1 | 第一大股东持股比例 | 公司最大股东的持股份额 |
| LnSalary | 公司员工工资水平 | 应付职工薪酬年末数/员工人数年末数,取对数 |
| LnGDP | 城市GDP | 该城市地区生产总值,取对数 |
| Eduex | 财政支出中教育支出占比 | 地方财政教育事业费支出/地方财政预算内支出 |
| LnLRev | 财政收入规模 | 该城市一般公共预算收入,取对数 |
| LnLExp | 财政支出规模 | 该城市一般公共预算支出,取对数 |
| LnTelecom | 信息化水平 | 该城市电信业务总量,取对数 |
| 变量 | 样本量 | 均值 | 标准差 | 最小值 | 中位数 | 最大值 |
| LnEmploy | 7.688 | 1.256 | 4.682 | 7.609 | 11.163 | |
| Reform | 0.450 | 0.498 | 0.000 | 0.000 | 1.000 | |
| LnSize | 22.275 | 1.298 | 19.960 | 22.081 | 26.309 | |
| Leverage | 0.422 | 0.200 | 0.055 | 0.416 | 0.864 | |
| ROE | 0.066 | 0.106 | −0.492 | 0.071 | 0.310 | |
| Listage | 2.179 | 0.780 | 0.693 | 2.303 | 3.367 | |
| ProfitIncrease | −0.338 | 3.551 | −23.830 | 0.059 | 10.197 | |
| ShareHold1 | 34.381 | 14.904 | 8.477 | 32.221 | 74.658 | |
| LnSalary | 9.571 | 1.090 | 5.732 | 9.682 | 11.993 | |
| LnGDP | 8.987 | 1.100 | 6.233 | 9.072 | 10.707 | |
| Eduex | 0.168 | 0.034 | 0.098 | 0.163 | 0.261 | |
| LnLRev | 15.885 | 1.374 | 12.666 | 15.871 | 18.169 | |
| LnLExp | 16.251 | 1.161 | 13.810 | 16.119 | 18.358 | |
| LnTelecom | 13.709 | 1.622 | 8.351 | 13.874 | 16.183 |
四、实证结果分析
(一)基准回归结果
表3呈现了人大预算联网监督改革影响企业就业水平的回归结果。本文采用了逐步回归的方法。列(1)的模型中仅控制政策变量和各类固定效应,结果显示政策变量(Reform)的系数显著为正,这说明人大预算联网监督提高了企业就业水平。列(2)和列(3)在此基础上依次纳入企业与城市层面控制变量后,Reform的估计系数始终在1%的水平上显著为正,并且估计系数的数值相对稳定,这表明人大预算联网监督改革具有较强的外生性。列(3)的结果表明人大预算联网监督改革使企业就业规模显著增加了4.1%。综合表3的结果可知,人大预算联网监督显著促进了企业劳动雇佣量的增加。
| (1) | (2) | (3) | |
| LnEmploy | LnEmploy | LnEmploy | |
| Reform | 0.048*** | 0.037*** | 0.041*** |
| (3.491) | (3.589) | (3.847) | |
| 企业控制变量 | 未控制 | 控制 | 控制 |
| 城市控制变量 | 未控制 | 未控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 城市固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 34 044 | 34 044 | 34 044 |
| Adj.R2 | 0.870 | 0.927 | 0.927 |
| 注: ***、 **和 *分别表示在1%、5%和10%水平上显著;括号内是聚类到企业层面的稳健标准误对应的t值;省略了控制变量的回归结果。下同。 | |||
(二)稳健性检验
本文从识别假设、样本选择与估计方法等方面对基准结论进行稳健性检验。事件研究结果支持平行趋势假定;采用PSM-DID与Heckman两阶段模型以缓解试点城市选择的非随机性偏误后,基准结论不变。为排除同期政策冲击的干扰,本文进一步控制包括“营改增”“减税降费”“预算绩效改革”“新《预算法》”“审计体制改革”“反腐败行动”“设立国家级大数据综合试验区”“宽带中国”“地方债治理”在内的多项相关改革与政策因素,发现基准结论依然不变;使用CSDID及插值法等替代估计方法,并结合安慰剂检验进行验证,结果同样支持基准回归结论。此外,替换被解释变量、剔除特殊时期影响、调整固定效应设定与聚类方式、采用不同缩尾处理等一系列稳健性检验均得到了一致结论。
(三)机制检验
以上实证结果表明,人大预算联网监督显著提升了企业就业水平。在前文理论分析的基础上,本文将对稳岗补贴精准性这一作用机制展开实证检验。本文从政策目标匹配的角度刻画稳岗补贴精准性,重点考察补贴是否更多流向政策所指向的重点支持企业。根据前文政策梳理可知,稳岗补贴政策在制度设计上更倾向于支持劳动密集型企业、中小企业、高新技术企业以及制造业企业。基于上述政策目标导向,本文进一步考察在人大预算联网监督改革后,稳岗补贴资金是否更集中地配置于上述政策目标主体,以及是否带来相应的就业提升。
首先,本文考察人大预算联网监督改革是否提升了企业获得稳岗补贴的概率(是否获得稳岗补贴)及其补贴金额(稳岗补贴规模,采用“稳岗补贴金额+1”的自然对数形式)。上市公司获得政府补助的信息披露于公司年报财务报表附注中,主要列示于“营业外收入”“其他收益”科目下的“政府补助明细”。CSMAR数据库对上述披露信息进行了系统整理,提供了政府补助项目及其对应金额等基础数据。基于此,本文参照王海军等(2025)的做法,依据“稳岗”“就业”“用工”等关键词对政府补助明细进行识别与整合,以获取与稳定就业直接相关的财政补贴信息。
| 是否获得稳岗补贴 | 稳岗补贴规模 | |
| (1) | (2) | |
| Reform | 0.035*** | 0.403** |
| (2.746) | (2.552) | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 |
| 城市固定效应 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 |
| N | 33 108 | 33 108 |
| Adj.R2 | 0.330 | 0.344 |
其次,本文从企业劳动密集度、企业规模、高新技术属性和行业归属四个维度来考察人大预算联网监督改革实施后稳岗补贴是否更倾向于配置在上述政策目标企业,以检验人大预算联网监督是否提高了稳岗补贴精准性。第一,劳动密集型企业作为稳就业政策的重要支持对象,通常具有较强的就业吸纳能力。本文以人均固定资产净额衡量企业资本密集度,并按事前中位数将样本划分为劳动密集型企业与资本密集型企业。表5Panel A结果显示,人大预算联网监督改革显著提高了劳动密集型企业获得稳岗补贴的概率和规模,而在资本密集型企业中该效应不显著。第二,相较于规模较大的企业,小企业通常面临更强的融资约束,财政补贴对其就业促进效应更大(Criscuolo等,2019)。参照董浩和闫晴(2025)的做法,本文按事前企业总资产规模的中位数将样本划分为中小企业与大企业。表5Panel B结果显示,人大预算联网监督改革显著提高了中小企业获得稳岗补贴的概率和规模,而在大企业中不显著。第三,高新技术企业是稳就业政策重点支持对象,本文基于CSMAR数据库提供的高新技术企业认定统计信息,将样本划分为高新技术企业与非高新技术企业。表5Panel C结果显示,人大预算联网监督改革显著提升了高新技术企业获得稳岗补贴的概率和规模,而在非高新技术企业中不显著。第四,第二产业,尤其是制造业,凭借对中低技能劳动力的广泛吸纳能力以及岗位相对稳定的特性,成为稳就业政策的核心支持对象。本文依据国家统计局《三次产业划分规定》(2022年11月),将企业划分为第一产业、第二产业和第三产业。表5Panel D结果显示,人大预算联网监督改革显著提高了第二产业企业获得稳岗补贴的概率和规模。上述结果表明,人大预算联网监督改革提升了稳岗补贴精准性,即改革实施后,补贴资源更集中流向政策重点支持的劳动密集型企业、中小企业、高新技术企业和第二产业企业。
| Panel A:劳动密集度 | ||||||||||||
| 因变量:是否获得稳岗补贴 | 因变量:稳岗补贴规模 | |||||||||||
| 劳动密集型 | 资本密集型 | 劳动密集型 | 资本密集型 | |||||||||
| (1) | (2) | (3) | (4) | |||||||||
| Reform | 0.056** | 0.022 | 0.668** | 0.247 | ||||||||
| (2.501) | (0.982) | (2.349) | (0.861) | |||||||||
| 控制变量和固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||||||
| N | 11 217 | 11 289 | 11 217 | 11 289 | ||||||||
| Adj.R2 | 0.305 | 0.305 | 0.328 | 0.321 | ||||||||
| Panel B:企业规模 | ||||||||||||
| 因变量:是否获得稳岗补贴 | 因变量:稳岗补贴规模 | |||||||||||
| 中小企业 | 大企业 | 中小企业 | 大企业 | |||||||||
| (1) | (2) | (3) | (4) | |||||||||
| Reform | 0.055** | 0.021 | 0.658** | 0.246 | ||||||||
| (2.499) | (0.922) | (2.451) | (0.817) | |||||||||
| 控制变量和固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||||||
| N | 11 273 | 11 233 | 11 273 | 11 233 | ||||||||
| Adj.R2 | 0.301 | 0.311 | 0.320 | 0.331 | ||||||||
| Panel C:高新技术属性 | ||||||||||||
| 因变量:是否获得稳岗补贴 | 因变量:稳岗补贴规模 | |||||||||||
| 高新技术企业 | 非高新技术企业 | 高新技术企业 | 非高新技术企业 | |||||||||
| (1) | (2) | (3) | (4) | |||||||||
| Reform | 0.038*** | 0.027 | 0.465*** | 0.229 | ||||||||
| (2.633) | (0.968) | (2.614) | (0.651) | |||||||||
| 控制变量和固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||||||
| N | 24 075 | 8 200 | 24 075 | 8 200 | ||||||||
| Adj.R2 | 0.330 | 0.360 | 0.345 | 0.377 | ||||||||
| Panel D:行业归属 | ||||||||||||
| 因变量:是否获得稳岗补贴 | 因变量:稳岗补贴规模 | |||||||||||
| 第一产业 | 第二产业 | 第三产业 | 第一产业 | 第二产业 | 第三产业 | |||||||
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |||||||
| Reform | −0.213 | 0.046*** | −0.010 | −3.212* | 0.558*** | −0.156 | ||||||
| (−1.492) | (3.111) | (−0.399) | (−1.776) | (3.041) | (−0.477) | |||||||
| 控制变量和固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||||
| N | 368 | 24 366 | 8 282 | 368 | 24 366 | 8 282 | ||||||
| Adj.R2 | 0.228 | 0.321 | 0.368 | 0.258 | 0.333 | 0.384 | ||||||
最后,本文检验相关企业在补贴配置发生上述变化的情况下是否相应地扩大了用工规模,对应回归结果呈现在表6中。回归结果显示,与补贴配置结构相一致,人大预算联网监督改革对企业就业的促进效应主要集中于上述政策目标企业,而在其他类型企业中并未观察到显著的就业扩张效应。这表明人大预算联网监督改革促使补贴资源更加精准地流向政策目标企业,进而增强了稳岗补贴的就业激励作用,推动了企业就业水平提升。
| 劳动密集度 | 企业规模 | 高新技术属性 | 行业归属 | ||||||
| 劳动密集型 | 资本密集型 | 中小企业 | 大企业 | 高新技术企业 | 非高新技术企业 | 第一产业 | 第二产业 | 第三产业 | |
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | (9) | |
| Reform | 0.041** | 0.032 | 0.044** | 0.027 | 0.043*** | 0.028 | 0.021 | 0.047*** | 0.025 |
| (2.249) | (1.547) | (2.181) | (1.477) | (3.824) | (1.117) | (0.238) | (4.378) | (1.068) | |
| 控制变量和固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 11 648 | 11 627 | 11 637 | 11 638 | 24 292 | 8 929 | 370 | 24 713 | 8 865 |
| Adj.R2 | 0.913 | 0.931 | 0.867 | 0.920 | 0.936 | 0.930 | 0.950 | 0.942 | 0.920 |
五、进一步检验
(一)异质性分析
1. 财政压力
在财政压力较大的地区,地方政府稳岗补贴配置面临更强的支出约束,更容易出现偏离政策目标的情形,人大预算联网监督改革在此类区域可能发挥更为重要的治理作用。本文参照张海峰等(2025)的做法,采用城市预算支出与预算收入的差额占预算收入的比重构建财政压力指标。该值越大,代表地方财政压力越大。本文依据事前中位数将样本划分为财政压力较大组与较小组。表7列(1)和列(2)的结果显示,人大预算联网监督改革对企业就业的促进作用主要体现在财政压力较大的地区,而在财政压力较小的地区不显著。这表明人大预算联网监督改革在财政压力较大的地区对企业就业的促进作用更明显。
| 财政压力 | 财政透明度 | 银行网点密度 | ||||
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
| 小 | 大 | 低 | 高 | 低 | 高 | |
| Reform | 0.019 | 0.046*** | 0.050* | 0.019 | 0.059*** | 0.010 |
| (1.234) | (2.714) | (1.864) | (0.546) | (4.049) | (0.615) | |
| 控制变量和固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 16 838 | 16 441 | 6 680 | 3 847 | 18 596 | 14 684 |
| Adj.R2 | 0.929 | 0.925 | 0.936 | 0.959 | 0.926 | 0.927 |
2. 财政透明度
在财政透明度较低的地区,地方政府的财政信息披露往往不充分,人大预算联网监督通过提升监督的实时性,可能在纠正补贴配置偏差、提升配置效率方面发挥更强的作用。本文利用清华大学发布的《中国市级政府财政透明度研究报告》数据构建地级市层面的财政透明度指标。考虑到财政透明度变量的总体分布较为集中,本文依据事前指标采用五分位分组法(20%分组),重点比较财政透明度处于最低水平和最高水平地区的政策效应差异。表7列(3)和列(4)的结果显示,人大预算联网监督改革对企业就业的促进作用主要体现在财政透明度较低的地区,而在财政透明度较高的地区不显著。这表明在财政透明度较低的地区,人大预算联网监督改革对企业就业的促进效应更明显。
3. 银行网点密度
在银行网点密度较低、金融服务供给相对不足的地区,企业对稳岗补贴等财政支持的依赖程度更高,因而人大预算联网监督改革通过改善补贴配置效率可能发挥更强的就业促进效果。本文以各省每万平方公里银行网点数量的自然对数衡量企业所在地的银行网点密度。该指标值越大,表明该地区金融服务供给越充分。本文依据事前中位数标准,将样本划分为银行网点密度较高组与较低组。表7列(5)和列(6)的结果显示,人大预算联网监督改革对企业就业的促进作用主要体现在银行网点密度较低的地区,而在银行网点密度较高的地区不显著。这表明在银行网点密度较低的地区,人大预算联网监督改革对企业就业的促进作用更明显。
(二)拓展性分析
本文将从地区就业、劳动收入份额、企业经营绩效与市场表现四个方面考察人大预算联网监督改革的经济影响。首先,参照沈坤荣等(2024)的做法,将分析视角拓展到城市劳动力市场,城市从业人员数量来源于CSMAR中国区域经济研究数据库,并取自然对数以衡量城市就业规模。其次,考察人大预算联网监督对企业劳动收入份额的影响,并进一步检验其在第二产业中的作用,参照黄逵友等(2023)的做法,将劳动收入份额定义为“(支付给职工以及为职工支付的现金+期末应付职工薪酬−期初应付职工薪酬)/期末总资产”。最后,检验人大预算联网监督改革对企业经营绩效和市场表现两方面的影响,分别用营业收入和托宾Q衡量。表8的结果显示,人大预算联网监督改革显著促进了城市层面的就业规模扩张,提高了企业的劳动收入份额(在第二产业样本中该结论同样成立),并显著提升了企业营业收入和资本市场定价水平。
| 城市就业水平 | 劳动收入份额 | 劳动收入份额(第二产业) | 营业收入 | 托宾Q | |
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
| Reform | 0.046*** | 0.001* | 0.002** | 0.023** | 0.051** |
| (9.351) | (1.704) | (2.573) | (2.180) | (2.217) | |
| 控制变量和固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 30 933 | 33 322 | 24 164 | 34 041 | 33 541 |
| Adj.R2 | 0.966 | 0.844 | 0.827 | 0.954 | 0.644 |
六、研究结论与启示
党的二十届三中全会从战略高度提出完善预算公开和监督制度、强化人大预算决算审查监督,对深化财税体制改革作出了相关部署。2025年中央经济工作会议进一步提出实施更加积极的财政政策,并强调提高财政支出使用效益与稳就业政策力度。然而,长期以来,我国扩张性财政支出政策往往被简化为“大水漫灌”式操作,缺乏精准化的资源配置机制。在此背景下,新增预算资金难以传导至资金使用效率较高的主体,在一定程度上影响了财政政策的调控效果和资源配置效率。
人大预算联网监督作为预算管理信息化的重要举措,通过跨部门预算信息整合、预算执行动态监测与智能预警,有效缓解了各级人大与政府部门间的信息不对称,其对财政支出精准性和企业就业的影响具有重要研究价值。本文以人大预算联网监督改革作为“准自然实验”,利用2009—2023年上市公司和地级市数据,考察了人大预算联网监督改革对企业就业水平的影响。研究发现,人大预算联网监督改革显著提升了企业就业规模,并且这一结论得到了一系列稳健性检验的支持。机制分析结果表明,该改革主要通过提高稳岗补贴精准性促进企业增加劳动雇佣量。具体而言,人大预算联网监督改革实施后,补贴资源更多流向劳动密集型企业、中小企业、高新技术企业和第二产业企业,并促进了其就业增长。异质性分析结果显示,在财政压力大、财政透明度低、银行网点密度低的地区,人大预算联网监督改革对企业就业的促进效应更明显。拓展分析发现,人大预算联网监督改革还提高了地区层面的就业与企业劳动收入份额,并改善了企业经营绩效与市场表现。
在理论层面,本文一方面从财政支出效率的角度拓展了财政支出影响就业的研究路径,另一方面从支出精准度的角度拓展了财政信息化影响支出效率的研究视角。在实践层面,本文的研究结论有助于加深对预算监督信息化与财政统筹如何影响稳就业政策实施效果的理解。
首先,应以问题为导向推动预算监督应用场景的拓展,深入调研各类财政业务的监管需求,完善人大预算联网监督体系,推动平台功能深化与覆盖范围扩大。同时,应加大对财政业务信息基础设施的投入,提升系统的技术承载力与运行效率;应依托大数据、云计算、人工智能等现代信息技术,进一步强化对财政资金配置过程的实时监控与提升预警响应能力,健全绩效监测评价体系,全面提升稳岗补贴等重点就业支出的精准性与有效性;应加强对各级人大代表及相关部门预算监督人员的培训,确保预算联网监督制度的规范运行与功能持续发挥。
其次,人大预算联网监督改革在银行网点密度较低地区对企业就业的促进效应更显著,原因在于预算联网监督对政府支出效率的促进作用缓解了企业的流动性约束,弥补了金融服务实体经济的不足。因此,建议进一步提升财政与金融政策的协同效能。在信贷实践中,鼓励金融机构面向稳岗效果好的企业开展专项服务与贷款业务,协同发挥财政政策的精准资金投放作用与金融政策的信用支持作用,从而在稳岗促就业过程中提升政策工具组合的有效性。在评估层面,应健全财政与金融政策协同效应的评估和反馈机制,提升宏观政策组合的系统性与一致性。
再次,研究表明,在财政压力较大的地区,人大预算联网监督改革的就业促进效应更为明显,这为优化转移支付安排、提升稳就业支出保障能力提供了经验启示。例如,可探索建立与就业绩效挂钩的转移支付分配机制,引导地方政府将新增财政资源优先用于就业导向较强的支出项目。同时,应加强对资金使用过程的监督与评估,确保财政支持在稳岗增收方面有实质性成效。
最后,考虑到人大预算联网监督改革有助于提升企业劳动收入份额,因此应进一步发挥预算监督在引导收入分配结构优化方面的制度价值。各级财政部门可在完善预算监督机制的基础上,加强与劳动监察等部门的信息协同与监管联动,探索建立以财税激励引导企业提高劳动收入份额的政策工具体系,从而在一定程度上改善收入分配结构,并促进就业质量的提升。这有助于深化对人大预算联网监督改革在收入分配与民生改善方面经济后果的认识。
| [1] | 董浩, 闫晴. 供应链稳定性能否实现稳就业?[J]. 财经研究, 2025(2): 123–137. DOI:10.16538/j.cnki.jfe.20240118.103 |
| [2] | 杜莉, 马昀, 王路, 等. 信息联通何以促进基层政府财政合规——基于“金财工程”县级应用支撑平台联通的证据[J]. 财贸经济, 2023(5): 22–37. |
| [3] | 樊丽明, 曲静雅, 史晓琴. 地方政府预算协同监督的财政管理效应研究——基于人大预算监督与审计监督协同的视角[J]. 当代财经, 2026(1): 57–71. |
| [4] | 樊丽明, 史晓琴, 石绍宾. 我国地方人大预算监督评价: 理论、指标及应用[J]. 管理世界, 2022(2): 100–115. |
| [5] | 龚小芸, 刘蓉, 杨进. 人大监督数字化与财政支出效率提升——基于县级预算联网监督的证据[J]. 财经研究, 2025(8): 66–80. DOI:10.16538/j.cnki.jfe.20250417.401 |
| [6] | 郭长林. 财政政策扩张、异质性企业与中国城镇就业[J]. 经济研究, 2018(5): 88–102. |
| [7] | 郭新强, 胡永刚. 中国财政支出与财政支出结构偏向的就业效应[J]. 经济研究, 2012(S2): 5–17. |
| [8] | 黄逵友, 李增福, 潘南佩, 等. 企业数字化转型与劳动收入份额[J]. 经济评论, 2023(2): 15–30. |
| [9] | 蒋银娟. 政府补贴对企业就业波动的影响研究[J]. 财经研究, 2021(4): 108–123. DOI:10.16538/j.cnki.jfe.20210119.302 |
| [10] | 李丹, 裴育. 财政透明度对财政资金配置效率的影响研究[J]. 财经研究, 2016(2): 40–49. DOI:10.16538/j.cnki.jfe.2016.02.004 |
| [11] | 李逸飞, 王子路, 李茂林. 金融技术进步的稳就业效应: 基于异质性信贷扩张视角[J]. 世界经济, 2024(11): 92–115. |
| [12] | 李增福, 徐晓珠, 甘月. 地方政府债务治理的就业效应[J]. 财经研究, 2024(7): 50–64. DOI:10.16538/j.cnki.jfe.20240620.201 |
| [13] | 林慕华, 马骏. 中国地方人民代表大会预算监督研究[J]. 中国社会科学, 2012(6): 73–90. |
| [14] | 刘贯春, 吴佳其, 叶永卫, 等. 稳岗补贴、流动性约束与企业劳动力雇佣[J]. 数量经济技术经济研究, 2024(8): 71–92. DOI:10.13653/j.cnki.jqte.20240619.001 |
| [15] | 欧阳洁, 彭鹭, 陆毅. 数字化转型下的人大预算监督与政府支出效率——基于信息不对称视角的分析[J]. 管理世界, 2024(11): 137–157. DOI:10.3969/j.issn.1002-5502.2024.11.009 |
| [16] | 庞凤喜, 李欣, 董怡君. 企业所得税创新激励政策的精准性: 理论内涵、现实约束与提升路径[J]. 税务研究, 2025(1): 45–52. |
| [17] | 邱兆林, 马磊. 经济新常态下政府财政支出的就业效应——基于中国省级面板数据的系统GMM分析[J]. 中央财经大学学报, 2015(12): 22–30. |
| [18] | 上官泽明, 李璐璐, 白玮东. 财政数字化转型与公共支出结构优化[J]. 财政研究, 2023(6): 96–112. |
| [19] | 沈坤荣, 乔刚, 谭睿鹏. 国家级大数据综合试验区设立与就业增长[J]. 中国工业经济, 2024(12): 5–23. |
| [20] | 王海军, 伍骏骞, 谢凯, 等. 政府就业增长目标、民生保障性财政支出偏好与稳就业效应[J]. 经济研究, 2025(3): 87–105. |
| [21] | 王秀芝. 从预算管理流程看我国政府预算管理改革[J]. 财贸经济, 2015(12): 22–34. |
| [22] | 解洪涛, 王嘉庆. 数字化赋能全过程人民民主: 人大预算联网监督改革实践与成效分析[J]. 财政研究, 2024(1): 45–60. |
| [23] | 余明桂, 回雅甫, 潘红波. 政治联系、寻租与地方政府财政补贴有效性[J]. 经济研究, 2010(3): 65–77. |
| [24] | 张伯伟, 沈得芳. 政府补贴与企业员工就业——基于配对倍差法的实证分析[J]. 经济学动态, 2015(10): 31–38. |
| [25] | 张海峰, 王丽, 刘春雪. 省以下财政压力与环境污染的“虹吸效应”: 区域一体化均衡治理视角[J]. 经济评论, 2025(1): 152–164. |
| [26] | 章元, 甘徐沁. 银行竞争与创业选址: 新经济地理学视角[J]. 世界经济, 2024(8): 168–198. |
| [27] | Brambor T, Goenaga A, Lindvall J, et al. The lay of the land: Information capacity and the modern state[J]. Comparative Political Studies, 2020, 53(2): 175–213. DOI:10.1177/0010414019843432 |
| [28] | Cerqua A, Pellegrini G. Do subsidies to private capital boost firms’ growth? A multiple regression discontinuity design approach[J]. Journal of Public Economics, 2014, 109: 114–126. DOI:10.1016/j.jpubeco.2013.11.005 |
| [29] | Chen C, Neshkova M I. The effect of fiscal transparency on corruption: A panel cross-country analysis[J]. Public Administration, 2020, 98(1): 226–243. DOI:10.1111/padm.12620 |
| [30] | Criscuolo C, Martin R, Overman H G, et al. Some causal effects of an industrial policy[J]. American Economic Review, 2019, 109(1): 48–85. DOI:10.1257/aer.20160034 |
| [31] | Niu M L, Lin M H. When the power of the purse meets the power of technology: A case study of Guangzhou People’s Congress in China[J]. Asia Pacific Journal of Public Administration, 2020, 42(4): 274–289. DOI:10.1080/23276665.2020.1821727 |
| [32] | Wehner J. Assessing the power of the purse: An index of legislative budget institutions[J]. Political Studies, 2006, 54(4): 767–785. DOI:10.1111/j.1467-9248.2006.00628.x |