胡春蘭，謝小平，伍文中

(廣州大學 經(jīng)濟與統(tǒng)計學院，廣東 廣州 510006)

一、引言

圖1 2007—2019中國政府行政成本的變化趨勢

進入新世紀，中國從戰(zhàn)略高度籌劃國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化建設，高度重視公共部門行政效率問題，歷次全國代表大會報告曾多次提出，提高行政效率，降低行政成本。我國政府行政成本規(guī)模曾多年膨脹速度過快，引起社會各界廣泛關注和詬病。經(jīng)過近二十多年堅持不懈的努力，政府行政成本盲目膨脹的勢頭目前已經(jīng)得到有效遏制，國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)顯示，雖然政府行政成本的絕對規(guī)模①仍在逐年增長，但政府行政成本的相對規(guī)模呈現(xiàn)逐年下降的態(tài)勢，即行政管理支出占財政支出的比重從2007年不斷下降，從24.5%下降為2018年的14.82%，與世界上其他的發(fā)達大國相比較，如美國、英國、法國、德國在2015年的政府行政成本的相對規(guī)模分別為19.2%、13.2%、13.9%和17%②，而最近五年中國的行政成本僅在(13%—15%)的區(qū)間波動。③因此，不管是縱向歷史觀察還是橫向國際比較，我國政府行政成本的相對規(guī)模已管控至較低水平，這說明我國政府對行政成本膨脹的治理已經(jīng)取得了階段性的成功。[1]97-102因此，我國政府行政成本的治理經(jīng)驗值得總結歸納和深度研析，從而為人類社會的進步和發(fā)展提供中國智慧和中國方案。

二、文獻綜述

自改革開放后，我國政府行政成本呈現(xiàn)劇烈膨脹的態(tài)勢，并且長期居高不下，引發(fā)了大量的相關研究?，F(xiàn)有研究認為，引起行政成本變動因素可以歸納為外部因素和內(nèi)部因素，在行政成本的外部影響因素研究方面，經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模、財政分權、城市化水平以及財政透明度等都對政府行政成本規(guī)模具有重要影響。張光[2]、董建新和余鈞[3]研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平和人民生活水平是決定中國行政成本增長的最重要因素；江克忠[4]、陳志廣[5]研究證實，財政分權促成了政府行政成本的擴張；劉生旺和陳鑫[6]發(fā)現(xiàn)，財政透明度對政府行政成本有著顯著的約束作用；短期內(nèi)“鮑莫爾成本病”在政府服務領域確實存在，顯著地促進了政府行政成本的增長。[7]

影響政府行政成本的內(nèi)部因素中，韓銳和李景平[8]從公務員行為角度解釋了政府行政成本偏高的原因，指出公務員行為失范會導致行政成本的升高；葉勇和楊雪津[9]、王家合和伍潁[10]等研究發(fā)現(xiàn)，行政人員工資水平和規(guī)模對行政成本有顯著的正向影響，是助長行政成本的重要因素；除此之外，政府規(guī)模的擴大和公共服務提供水平的不斷提高要求行政管理支出的增加。[11]

總之，雖有不少文獻對政府行政成本問題進行了較為深入的研究，但主要關注于政府行政成本擴張問題和管控的政策建議。然而，關于政府行政成本相對規(guī)模趨向下降的這種新態(tài)勢及其原因的研究，尚未得到足夠的重視，雖有個別學者覺察到新情況[10]，但鮮有文獻對其形成原因進行深入的探究。為此，本文擬引入政治性質變量，考察我國行政成本規(guī)模的決定因素，以期為我國政府優(yōu)化財政資源配置、提升各級政府效率以及更好地提供公共物品和公共服務，提供理論借鑒和決策啟示。

三、理論分析與研究假說

政府腐敗會對政府行政成本的規(guī)模膨脹起著助推作用。按照公共選擇學派的理論，政府官員也是經(jīng)濟人，在政治市場中，他們通過擴大本部門的預算規(guī)模來盡可能達到效用最大化。[12]45在外部環(huán)境約束力不夠的時候，政府官員有最大化那些能夠提高自身福利的預算項目的動機和行為，如追求超標準的在職消費(建造超標準的豪華辦公樓、配置豪華轎車等)以及侵占財政資金作私人用途；在外部環(huán)境約束力變強的時候，違法違紀的成本增大時，他們會收斂自己的行為，不再追求在職消費等，做守法合格的官員。

國家正風反腐不懈推進尤其是黨的十八大以來，中央出臺“八項規(guī)定”、“反四風”等反腐措施從立規(guī)到執(zhí)行再到漸趨常態(tài)化，政府官員和公職人員面臨著越來越強的約束環(huán)境，不敢利用職權侵占財政資金進行私人活動，從而減少了政府行政成本中公用經(jīng)費被私人侵占、挪用的可能。另一方面，從中央政府到地方各級政府，對反腐倡廉方面的“約法三章”鍥而不舍地貫徹落實，也有力抑制了政府行政成本中人員經(jīng)費的擴張。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設1：政府反腐敗對政府行政成本的擴張起到抑制作用。

假設2：黨的十八大后，政府反腐敗對政府行政成本擴張的抑制作用有所加強。

財政透明度在提高政府治理水平、規(guī)范政府行為方面的作用已被國內(nèi)外的部分學者所證實。[13]131-153更高的財政透明度改善了社會公眾和政府之間的信息不對稱，公眾和媒體可以借助公開的財政信息監(jiān)督政府行政管理經(jīng)費的使用，[14]從而削弱了國家公職人員利用財政資金牟取私利的可能，也遏制了公款消費、鋪張浪費等不正之風，進而起到抑制政府行政成本擴張的作用。[6]

基于以上的分析，反腐敗力度的加強和財政透明度的提高都會減少和遏制國家公職人員利用財政資金牟取私利的腐敗行為，從而起到了抑制了政府行政成本規(guī)模膨脹的作用。那么，在其抑制政府行政成本擴張的過程中，一方面，這兩者可能存在著協(xié)同性，即財政透明度和反腐敗之間是互補性關系，這就意味著財政透明度水平的上升會增強反腐敗的抑制作用；另一方面，二者存在著替代性，財政透明度水平的提高意味著政府不斷加大公布預決算報告等信息，這使得政府部門的公職人員侵占財政資金進行腐敗活動的風險和成本急劇增加了，不得不遵守財政紀律，克勤克儉，而且政府以外的利益相關者，如預期受益者、民間團體、政策分析者等受撥款單位也能執(zhí)行監(jiān)督責任，減少濫用公共資金等腐敗行為，從而讓反腐敗這種事后糾錯機制的作用空間縮小，從而財政透明度替代了反腐敗對政府行政成本的抑制作用。這里，我們提出假設3a和備擇假設3b。

假設3a：在影響政府行政成本方面，反腐敗和財政透明度之間存在互補關系。

假設3b：在影響政府行政成本方面，反腐敗和財政透明度之間存在替代關系。

四、實證模型、方法和數(shù)據(jù)

(一)實證模型

為了檢驗反腐敗是否影響政府行政成本，本文構造如下的靜態(tài)面板計量模型。

admiit=α+β1anticorit+β2Xit+ui+λt+εit

(1)

其中，admiit是被解釋變量，表示地方政府的行政成本，anticorit為本文重點考察的反腐指標，Xit為一組影響行政成本規(guī)模的控制變量，ui和λt分別是省份固定效應和時間固定效應，εit是隨機擾動項。β1是本文最關心的系數(shù)，當假說1成立時，預計β1<0。

為檢驗假說2即反腐敗對政府行政成本規(guī)模膨脹具有抑制的時間異質性，模型(1)拓展如下：

admiit=α+β1anticorit+β2anticorit*post+β3Xit+ui+λt+εit

(2)

post為時間虛擬變量，參考金宇超等的研究，[15]以中共十八大閉幕(2012年11月14日)為分界點，在這之后黨中央加大了反腐整治力度，因此我們對2013年及之后年度，取值為1。我們通過觀察交互項anticorit*post的系數(shù)符號以及顯著性來判斷隨著時間的推移，反腐對于政府行政成本的抑制效應。

為了檢驗假說3，反腐對政府行政成本的抑制效應是否受到地區(qū)財政透明度的調節(jié)影響，本文參考Brambor等人的研究[16]，將模型(1)拓展為如下方程。

admiit=α+β1anticorit+β2anticorit*tran+β3Xit+ui+λt+εit

(3)

Anticor*tran 為反腐敗與財政透明度的交互項，衡量反腐敗對地方政府行政成本規(guī)模的抑制作用受到該省區(qū)財政透明度的調節(jié)。

(二)變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量：政府行政成本(admi)。政府行政成本的度量方式一般包括三種：行政機構的數(shù)量、官民比和行政管理支出，國內(nèi)大多數(shù)此類研究采用行政管理支出來度量政府行政成本的高低。[9][10]因此，本文參照前人研究經(jīng)驗，采用各省行政管理支出表示地方政府的行政成本。行政管理支出是政府的一項經(jīng)常性支出，包括各級權力機關、行政管理機關、司法檢察機關和外事機構等政府部門為行使最基本的職能所必須花費的一項支出。廣義的行政管理支出涉及現(xiàn)行《政府收支分類科目》中的一般公共服務、公共安全和外交這三類科目，并以一般公共服務為主。[17]81-88因此，本文用一般公共服務支出、公共安全支出和外交支出這三類支出的加總求和數(shù)來度量政府行政成本的規(guī)模。數(shù)據(jù)來源于各年度的《中國財政年鑒》(2008—2017)。由于該項數(shù)據(jù)數(shù)量級較大(以億元為單位)，為緩解異方差的影響以及獲得平滑數(shù)據(jù)便于實證分析，本文對其進行對數(shù)化處理。

2.核心解釋變量：反腐敗(anticor)。本文借鑒張軍[18]、傅勇[19]、和黨力[20]等的研究，采用“每百萬公職人員的貪污賄賂、瀆職案件數(shù)”(即人均職務犯罪立案數(shù))來度量反腐敗力度。人均立案數(shù)可以部分地表征地方政府對官員腐敗的治理力度，較高水平的人均立案數(shù)代表著反腐敗力度越大。[18]其中，“貪污賄賂、瀆職立案數(shù)”數(shù)據(jù)來源于各年度的《中國檢察年鑒》、各省區(qū)檢察院網(wǎng)站以及各省份各年度統(tǒng)計年鑒等④，“公職人員數(shù)(萬人)”來自于《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.控制變量。根據(jù)瓦格納和馬斯格雷夫的財政支出理論，我們控制了經(jīng)濟發(fā)展水平(argdp)和工業(yè)化程度(indr)和城市化水平(urbr)，以人均實際GDP衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(萬元)，以工業(yè)增加值與GDP的比值衡量工業(yè)化程度，以每個地區(qū)的城鎮(zhèn)人口數(shù)與常住人口數(shù)的比值來衡量城市化水平；并參照以往文獻[9][10][21]，控制了地區(qū)財政信息公開程度和財政分權程度，采用財政透明度指數(shù)(tran)來衡量地區(qū)財政信息公開程度，參照相關學者的做法[21][22]，采用財政支出分權度(fid)來衡量財政分權程度，財政支出分權度=各地區(qū)人均財政支出/全國人均財政支出。其中，財政透明度指數(shù)的數(shù)據(jù)來源于上海財經(jīng)大學公共政策研究中心編寫的《中國財政透明度報告》[23](2010—2018)⑤，其他控制變量的數(shù)據(jù)根據(jù)中國國家統(tǒng)計局和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)計算所得。

(三)描述性統(tǒng)計

本文的樣本包括了中國大陸31個省、自治區(qū)、直轄市2007—2016年的省級面板數(shù)據(jù)。由于2007年我國全面實施了政府收支分類改革，這項改革使得財政收支科目發(fā)生較大變化，其中財政支出按照支出功能和支出經(jīng)濟進行分類，分項支出的內(nèi)涵發(fā)生較大變化，從而使得某一具體支出科目的2007年前后數(shù)據(jù)不具有直接可比性，因此本文的樣本時間從2007年開始。表1報告了主要變量的統(tǒng)計特征。

所有數(shù)據(jù)采用SigmaPlot 12.0（SPSS Corp.，Chicago，IL）軟件進行統(tǒng)計分析；VAS評分、ODI指數(shù)以±s表示差表示；不同時間點間比較采用單因素方差分析；以P＜0.05為差異具有統(tǒng)計學意義。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

五、實證結果與分析

(一)基本回歸結果

表2報告了基于實證方程(1)的基本回歸結果。與假說1預期一致，反腐敗對政府行政成本表現(xiàn)出負向抑制作用。表2第(1)列報告了僅控制地區(qū)固定效應和時間固定效應的回歸結果，反腐的回歸系數(shù)約為-0.272，但不能通過顯著性為10%的統(tǒng)計檢驗，可能由于遺漏了其他重要變量導致了估計偏誤。為此，第(2)—(6)列的回歸依次引入了財政分權度、財政透明度、工業(yè)化程度、經(jīng)濟發(fā)展水平、城市化水平。從第(2)—(6)列的回歸結果可知，在引入上述這些控制變量后，行政管理支出變量的回歸系數(shù)始終為負，系數(shù)值略微變大，并且都至少在5%置信水平上顯著。表明在2007—2016年間，反腐對地方政府行政成本具有顯著且可觀的抑制作用，估計結果相當穩(wěn)健。

表2 基本回歸結果

本文把第(6)列的回歸結果視為基準回歸結果，根據(jù)此列的回歸結果，在2007—2016年期間，各地區(qū)平均每百萬人職務犯罪立案數(shù)增加0.1件，政府行政成本的絕對規(guī)模將下降約5.71%。第(6)列的回歸結果也顯示，財政分權、工業(yè)化程度對行政成本有著顯著的正向影響，而信息公開程度等有著負向影響，該結論驗證了瓦格納財政支出擴張論的合理性[4]，也為其他研究所證實。[6]

(二)穩(wěn)健性檢驗

我們基于表2第(6)列的模型，從以下幾個方面展開穩(wěn)健性檢驗：

第一，替換核心解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。變更各地區(qū)反腐敗力度的測度方法，利用各省每年立案偵查采用偵察貪污賄賂、瀆職案件數(shù)作為替代變量(ndrc)進行回歸，結果見表3第(3)列。

第二，替換被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。為避免單一絕對指標對實證結果穩(wěn)健性的影響，本文采用兩類不同的政府行政成本相對規(guī)模指標進行回歸，鑒于行政管理支出有廣義和狹義的測量方式區(qū)分，廣義的行政管理支出涉及到一般公共服務、公共安全和外交三項類級科目，狹義的行政管理支出即指一般公共服務支出。因此，我們采用各地區(qū)行政管理支出/各地區(qū)財政支出(admi2)和一般公共服務支出/財政支出(jps)作為替代變量進行回歸，檢驗結果如表3第(1)和(2)列所示。

除此之外，我們還針對樣本進行敏感性分析，具體結果見表3第(4)列。我們剔除了山東、重慶、黑龍江的樣本，這三個省份是反腐敗變量數(shù)據(jù)缺失最多的省份，利用剔除后的樣本重新回歸，發(fā)現(xiàn)主要解釋變量的回歸系數(shù)和顯著性變化不大，和基準回歸結果基本一致。

表3 穩(wěn)健性檢驗

(三)對內(nèi)生性問題的討論

一般而言，反腐敗縮減了地方政府行政管理經(jīng)費自由裁量權的運用空間，從而促使行政成本規(guī)模趨向于下降。但也不能排除反向因果的可能，即地方政府年度可支配的行政管理經(jīng)費規(guī)模越大，那么腐敗機會越多，從而可能導致該省份的貪污、瀆職立案數(shù)增加。因此，本文采取兩種方式來解決可能存在的內(nèi)生性問題：一是采用動態(tài)面板回歸。我們在模型中加入了被解釋變量的兩期滯后值，并利用內(nèi)生變量、前定變量的滯后項作為工具變量，能夠在一定程度上克服回歸模型中遺漏重要解釋變量而導致的內(nèi)生性問題。系統(tǒng)GMM估計結果顯示，反腐和政府行政成本在1%顯著性水平上負相關。⑥二是采用工具變量法。對于時間序列或面板數(shù)據(jù)，常使用內(nèi)生變量的滯后變量作為工具變量。[24]因此，本文使用反腐力度的滯后值作為當期反腐力度的工具變量，二者是相關的，另一方面，當期的政府行政管理支出不可能影響過去的反腐力度，故反腐力度的滯后值具有外生性。表4第(1)—(3)列分別報告了IV-2SLS、GMM和有限信息極大似然估計(LIML)的估計結果，不可識別檢驗的P值均近似于0，即工具變量可識別；Crag-Donald統(tǒng)計量的F值大于Stock-Yogo臨界值(15%)，即不存在弱工具變量問題，說明工具變量合理有效。結果顯示，無論采用兩階段最小二乘法、廣義矩估計還是有限信息極大似然法，反腐敗的回歸系數(shù)顯著為負。

表4 內(nèi)生性問題的討論：工具變量回歸

因此，上述結果說明，本文的基準回歸結果在考慮內(nèi)生性后依然成立，進一步佐證了假說1。

六、拓展性分析

(一)反腐敗效應的時間異質性

至此，本文已證實假說1，即在2007—2016年間，政府反腐對政府行政成本擴張呈顯著的抑制作用。接下來，本文將繼續(xù)采用固定效應模型進一步檢驗假說2和假說3。

表5是基于實證模型(2)的回歸結果，與理論預期假說2預期一致，2012年后，反腐對地方政府行政成本的抑制效應有所增強。具體來說，2012年以后的虛擬變量與反腐敗交互項的回歸系數(shù)約為-0.518，通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗，表明2012年以后，隨著政府反腐力度的加大，反腐對地方政府行政成本增長的抑制作用顯著增強了。

除此之外，根據(jù)我國政府財政預算編制的方法和技術，我們知道上一期的財政支出數(shù)會對下一期的財政支出數(shù)有影響，因此，上一年的反腐敗情況可能會影響到當年的政府財政開支，即反腐的抑制效應可能具有時間的滯后性和連續(xù)性。因此，為了檢驗這種時間特征是否顯著存在，我們參照黃亮雄等的相關文獻[25]，在基準回歸模型的基礎上，增加了上一年的反腐敗變量(L.anticor)作為解釋變量，回歸結果見表5第(2)列。結果顯示，當年反腐變量的回歸系數(shù)為-0.444，上一年反腐變量的回歸系數(shù)為-0.388，均通過了顯著性為5%的顯著性水平檢驗。因此，除了當年反腐情況會對當年的行政成本有顯著抑制作用外，上一年的反腐情況對當年行政成本規(guī)模也有顯著的抑制效應。

表5 異質性回歸結果

(二)反腐敗—財政透明度互補性證明：調節(jié)效應視角

為了準確考察財政透明度變量的調節(jié)效應，本文通過構建反腐敗和財政透明度的交互項進行檢驗，參考Alfaro等的研究[26]，對交互項中反腐敗和財政透明度進行了中心化處理。

根據(jù)表5第(3)列的回歸結果，兩者交叉項的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，這說明了反腐敗對政府行政成本的負向影響受到財政透明度的調節(jié)作用，反腐敗變量對政府行政成本的邊際效應大小依賴于財政透明度變量。根據(jù)表5的回歸系數(shù)值，可以計算得到反腐敗的邊際效應在區(qū)間(-0.178～-1.257)波動，并且，根據(jù)財政透明度的調節(jié)效應圖，可以清晰地觀察到，隨著財政透明度指數(shù)的不斷增大，反腐敗對政府行政成本抑制作用的邊際效應絕對值越來越大(見圖2)，這意味著對于財政透明度更高的地區(qū)，反腐敗對于政府行政成本的抑制效果越強，這也證明了反腐敗和財政透明度之間的互補性，從而驗證了假說3a。

圖2 財政透明度對反腐敗抑制作用的調節(jié)效應

七、研究結論與政策啟示

本文基于中國特色社會主義進入新時代和國家治理現(xiàn)代化不斷推進的現(xiàn)實背景，探討了反腐敗與政府行政成本之間的關系，并嘗試從國家治理的角度對中國政府行政成本收縮的原因進行理論分析和實證檢驗。

本文在充分借鑒既有文獻關于政府行政成本影響因素的研究基礎上，分析了反腐敗抑制政府行政成本擴張的機理，并結合中國的政府行政成本和國家反腐敗的演變事實及邏輯提出研究假說，利用中國31個省份2007—2016年的靜態(tài)面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應模型對反腐敗、財政透明度和政府行政成本之間的關系進行了實證研究。綜合理論分析和實證結果，我們主要的發(fā)現(xiàn)如下：(1)政府反腐敗抑制了行政成本規(guī)模的擴張。(2)政府反腐敗的抑制作用具有時間異質性。十八屆三中全會后，反腐對地方政府行政成本擴張的抑制作用顯著增強了。(3)財政透明度和反腐敗之間存在互補性，財政透明度水平的上升增強了反腐敗的抑制作用。

根據(jù)本文的研究結論，近年來政府行政成本趨向于收縮的主要原因在于國家治理水平的提高，這不僅得益于在政府持續(xù)地開展反腐斗爭，使得遏制行政成本上升的機制和力量不斷增強，而且，不能忽略的是我國政府財政透明度不斷提升的互補效應為中國政府行政成本規(guī)模的收縮增添助力。

本文從政府行政成本的視角為反腐敗的政治經(jīng)濟后果增添了新的證據(jù)，也為行政成本的影響因素探究以及管控實踐提供了理論借鑒。我國行政成本的治理已然取得了斐然的成績，那么，未來時期如何能夠繼續(xù)保持政府低成本運轉的良好態(tài)勢或者實現(xiàn)行政成本規(guī)模進一步下降？為此本文有以下幾點思考：(1)不能認為行政成本越少越好。由于我國是個發(fā)展中大國，人口眾多、城市化進程需要進一步推進，政府仍將承擔著公共產(chǎn)品和公共服務的重任，而且我國政府承擔著領導國家實現(xiàn)中華民族偉大復興、建設現(xiàn)代化強國等歷史重任，這些因素仍會繼續(xù)推動政府行政成本上升，因此，未來時期政府行政開支的相對規(guī)模不一定會連續(xù)下降，也有可能在15%左右波動，甚至反彈至新高。(2)繼續(xù)保持反腐斗爭應有的力度。近年來，政府行政成本在反腐的作用下趨向于收縮，盡管國家反腐敗斗爭已取得了“壓倒性勝利”，但利用財政職權牟取私利的腐敗行為不會銷聲匿跡，難以畢其功于一役，因此，未來時期行政成本的規(guī)模管控仍需借助于政府反腐斗爭的力量。(3)進一步推進政府行政成本信息公開水平。根據(jù)我們的研究，財政透明度指數(shù)更高的地區(qū)可以更有效地利用國家反腐運動，以控制政府行政成本規(guī)模的膨脹。盡管我國已經(jīng)在政府財政信息公開方面相比以前有了很大的進步，但是仍然不能滿足社會公眾和媒體監(jiān)督的需要，如當前公布的政府預決算基本上僅是公開了一級預算單位支出總量和基本的支出結構，但是沒有公開二級預算單位的預決算情況；而且關于按經(jīng)濟分類科目的支出信息至今尚未完整公布。(4)完善政府行政成本的外部約束與監(jiān)督機制。除了加強和完善人大監(jiān)督、審計監(jiān)督和司法監(jiān)督以外，應在行政成本信息進一步公開的基礎上，構建社會監(jiān)督的機制和渠道，有利于社會公眾和媒體參與國家治理，實施有效監(jiān)督。

注釋：

① 本文中政府行政成本的絕對規(guī)模即指政府行政成本的絕對額，相對規(guī)模即指政府行政成本的絕對額/當年財政支出的總額。由于中國政府在2007年實施了政府收支分類改革，因此，在2007年之前政府行政成本絕對額用財政支出科目中“行政管理費”的年度支出數(shù)進行度量，2006年以后用 “行政管理支出”的年度支出數(shù)進行度量，該項支出數(shù)由財政支出科目中“一般公共服務、公共安全和外交”這三個類級科目每一年度的支出數(shù)加總得到。

② 數(shù)據(jù)來源： Government Finance Statistics Yearbook，2016—2017，International Monetary Fund。

③ 數(shù)據(jù)根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)計算而得。

④ 鑒于某些省份在有些年份未提供當年查辦職務犯罪的立案數(shù)，僅提供了該年份職務犯罪的人數(shù)，這時假設該省份的反腐力度是和全國平均的反腐力度是一致的，可以用該省份職務犯罪人數(shù)乘以全國職務犯罪立案數(shù)占全國職務犯罪人數(shù)的比重推算出當年該省份的職務犯罪案件數(shù)。在總觀測值中，按此方法推算出的觀測值不超過20%。

⑤ 已出版的2010—2018年《中國財政透明度報告》中分別評估了2007年、2008年、2009年、2011年、2012年、2013年、2014、2015和2016年的中國省級財政透明度情況，但上海財經(jīng)大學公共政策研究中心未對2010年中國省級財政透明度進行評估，使得該年數(shù)據(jù)缺失；為了觀察各省份財政透明度的變化趨勢，本文使用簡單線性插值法取2009和2011年中國各省財政透明度平均值作為2010年中國各省財政透明度水平的近似替代。

⑥ 限于篇幅，正文中沒有報告GMM的回歸結果，如需要可向作者索取。