夏海利/中央财经大学

 

    内容提要：《中华人民共和国政府信息公开条例》《预算法》为政府信息公开创建了制度和法律基础，对提高我国财政透明度产生了积极影响。本文利用218个地级市政府的横截面数据实证分析了财政透明度对市本级“三公”经费变化率的影响。普通最小二乘回归结果表明财政透明度与“三公”经费存在显著的负相关性；分位数回归表明“三公”经费变化率越大的城市，受财政透明度的影响程度也越大。本文认为完善政府信息公开制度、强化政府审计的监督职能、畅通公众获取政府信息的渠道、加强政府廉政建设是控制“三公”经费的有效途径。

    关键词：“三公”经费  财政透明度  财政监督  效应分析

 

    一、研究背景

财政信息公开透明是现代预算制度发展的必然要求，是监督和规范财政资金运用、提高预算管理水平和公共资金使用效率的有效途径。在当代中国，建立公开透明的预算制度也是建设节约型政府和推进民主政治的需要。自20世纪90年代以来，财政透明度受到了国际重要组织和机构的高度关注，颁布和制定了相应的财政透明度评价体系。相比发达国家而言，我国分析研究政府信息公开和财政透明度比较晚，我国政府预算、决算公开程度与发达国家相比仍有很大差距。

为保障社会各类群体依法获取政府信息，提高政府信息透明度，我国政府颁布和制定了相应的规章制度，如2008年5月1日实施的《中华人民共和国政府信息公开条例》（以下简称《条例》）对政府信息公开的程序、方式、监督、保障机制做了制度安排，确立了政府信息公开应遵循公正、公平、便民的原则。在此基础上政府信息公开制度不断修订和完善，2010年1月国务院办公厅颁布了《国务院办公厅关于做好政府信息依申请公开工作的意见》，对政府信息的范畴、信息主动公开的力度、改善公开信息的服务等方面进行细化。特别是2014年新修订的《预算法》为“建立健全全面规范、公开透明的预算制度”提供了法律保障。政府信息公开透明对“八项规定”的有效开展和节约型社会的创建发挥了积极影响。在这种背景下，作为保障政府运行基础的“三公”经费尤其受到人们的关注，所谓“三公”经费是指一般预算支出中用于政府部门、事业单位因公出国（境）费、公务车辆购置和运行费、公务接待费的开支，它既是维持政府运行的基础也是政府部门廉洁和高效的反映。

在当前阶段，研究财政透明度对“三公”经费的影响困难重重。首先，财政透明度的评价指标并不能全面、准确地刻画政府信息公开程度，一方面不同的评价机构所采用的衡量标准并不统一；另一方面在评价对象的获取上（如依申请公开）政府主体常常存在投机心理，从而主观地影响其财政透明度水平。其次，“三公”经费公开也存在很多问题。“三公”经费的预算与决算公开并不规范和细化，没有统一、具体的列支项目，只是笼统地给出了三个总数据；没有专门指定的查询途径，而是分散在财政局或者人民政府网站上，不便于社会公众查阅；有的地方政府没有汇总各个部门的“三公”经费，难以考察本级政府总量水平。

    二、文献综述

近年来，国内外学者和研究机构对财政透明度进行了广泛的研究，在财政透明度评价体系、影响因素和传导效应等方面取得了丰硕的成果。

    （一）财政透明度的评价体系

    1.国内外衡量政府财政透明度的指标体系

国际上研究财政透明度指标体系有IMF于2007年推出的《财政透明度良好做法守则》、OECD于2001年出版的《预算透明度最佳做法》、IBP于2006推出的《预算公开指数》。这些评价指标贯穿于预算编制、预算审批、预算执行等整个预算过程，强调政府预算应公开、真实、规范、完整、及时、便利。在国内，上海财经大学公共政策中心发布的《中国财政透明度报告》依据公开和完整两个基本原则，通过搜索和依法申请两种途径来获取财政信息，并赋予搜索和依法申请两种信息获取途径相应的权重来评价省级政府财政透明程度。清华大学公共经济、金融与治理研究中心发布的《中国市级政府财政透明度研究报告》在对市级政府概念与公共财政信息界定的基础上，依据IMF发布的《货币和财政政策透明度良好做法守则》设置了八个指标体系。根据这八个指标体系对搜集到的财政信息分别打分，用汇总后的得分衡量我国市级政府的财政透明度。

    2.国内学者对财政透明度评价指标的研究

邓淑莲（2007）认为财政透明度的衡量应贯穿整个预算过程，按照确立预算目标的信息沟通程度，预算编制的统一、完整、具体程度，预算的审批程序、公众参与程度以及审计结果的公开程度等方面确立财政透明度的评价指标。申亮（2012）基于财政信息可得性和便利性的原则，依据信息披露的范围、内容、细化程度三个维度对一般公共性预算、政府基金预算、社会保障基金预算分别给出了具体的量化指标，并构建了相应的财政透明度评级标准和指数。翟司霞（2013）在借鉴国际透明度指标的基础上设计了七个一级指标和七十项二级指标。通过对二级指标逐一做“0或1”判断，根据二级指标所获“1”与“0”的个数比来计算相应一级指标的得分，以此来计算2011年中央政府财政透明度（得分51%），并进行了纵向对比（2008年得分为0）和横向对比（美国得分94%，英国得分97%）。

    （二）财政透明度的影响因素

    曾军平（2011）依据调查“政府信息公开申请”回复的数量和详细程度来评价省级政府财政透明度，研究《条例》的实施对推动政府财政透明度的影响以及这种影响的作用机制，表明制度建设能够强化政府主体履行信息公开的责任，但这种影响效果非常有限。辛兵海（2014）基于资源租金会降低政府对税收的依赖程度、进而弱化政府履行受托责任的思路，实证分析资源依赖度与财政透明度具有显著的负相关性。王永莉（2015）研究表明经济增长、网络普及率对财政透明度具有正影响，而财政分权、城乡收入差距对财政透明度具有负影响。

    （三）财政透明度的传导效应

黄寿峰（2015）使用面板数据研究了财政透明度对腐败的影响，研究表明财政透明度对腐败具有负相关并且财政透明度对腐败的影响程度是逐年提高的。肖鹏（2015）认为财政信息不透明会导致政府与商业银行存在投资收益率上的信息不对称，政府过度投资的倾向会更大；实证分析表明省级财政透明度对政府债务规模具有显著负相关性。李燕（2016）在数据包络法（EDA)测算地方财政支出效率的基础上，实证研究表明财政透明度对地方财政支出效率具有正相关性。

    目前，研究财政透明度对“三公”经费影响的文献较少，实证分析文献更是匮乏。但自《条例》实施以来，中央部门“三公”经费从2011年的94.28亿下降到2016年的63.10亿，呈现出连续六年下降的趋势。因此，在理论上有必要考察“三公”经费的影响因素，探究财政透明度与“三公”经费之间的关系，以便有效控制“三公”经费，提高财政资金的使用效率。

    三、模型构建与样本选择

    （一）模型设定与变量解释

    本文以地级市市本级“三公”经费为被解释变量，以地级市的财政透明度为核心解释变量，控制变量为地级市审计机关审计监督能力、地级市网络普及率、地级市财政分权度、地级市政府规模。由此，建立如下计量模型：

    Y_i=α+β₁X₁+β₂X₂+β₃X₃+β₄X₄+β₅X₅+ε_i                                                                 （1）

其中，ε_i为随机扰动误差项。被解释变量、核心解释变量和控制变量具体说明如下：

1.地级市市本级“三公”经费变化率（Y_i）：“三公”经费是国家行政机关、事业单位的运行经费，是政府正常运行所必需的一种开支。由于“三公”经费管控困难，造成了虚报开支、公款私用，将财政外收入用于“三公”消费，会议、招待和因公出国成本超额超标等问题，不仅造成公共财政资金损失，也败坏了社会风气。由于各地级市政府在经济发展水平、行政体制以及法制意识程度等方面存在差异，在模型中引入各个地级市“三公”经费的绝对量会使数据波动非常大。为了使变量在合理的区间随机变动，本文采用“三公”经费变化率作为被解释变量。若Y_i>0,表明相比上年，今年“三公”经费增加；Y_i<0，则相反；Y_i=0，表明当年与上年“三公”经费相等。

2.地级市财政透明度（X₁）：财政公开透明对“三公”经费支出具有明显的约束作用。财政透明度对地方财政支出效率具有正相关性（李燕，2016），而财政支出效率的提高有助于杜绝财政资金的浪费，优化财政支出的规模，本文假设财政透明度对“三公”经费变化率具有负影响。在财政透明度的衡量指标上，本文采用清华大学发布的《中国市级政府财政透明度研究报告》中地级市财政透明度的数据，并将该数据百分化使其与“三公”经费变化率相一致。

3.地方审计机关的审计监督能力（X₂）：地方政府的预决算支出受到审计机关的审计监督，这种监督对政府具有外在的约束力-不符合国家规章制度、审计规则、超额超标的支出将作为“有问题资金”被追回甚至有关部门可能面临处罚。近年来，各级审计机关加大了“三公”经费的审核力度，对规范公共资金的使用、提高公共资金的安全、控制“三公”经费的超额开支和创建节约型政府产生了积极影响。田冠军(2014)认为政府审计对规范“三公”经费具有显著和独特的作用。黄溶冰和赵谦(2015)使用审计处罚金额与财政支出总额之比来衡量审计监督能力，本文沿用这一衡量标准。本文假定政府审计对“三公”经费具有负相关性。

4.地级市网络普及率（X₃）：《条列》、《预算法》为政府预决算公开做了强制性的制度安排，这在一定程度上保证了财政信息的供给。但财政信息公开的目的在于通过社会监督来提高公共资金的使用效率和保障纳税人对财政资金使用的知情权。因此，公众获取信息的途径制约着财政信息在供给者与需求者之间的有效传递，反映政府部门接受社会监督的程度。基于范良聪和鲁建坤（2016）利用“退出、呼吁”理论分析网络普及率对腐败的研究，本文认为呼吁（向政府表达意愿或不满）对“三公”经费同样具有约束作用，而社会公众的意愿表达有赖于其与政府传递信息的途径。因此，本文沿用网络普及率来刻画社会公众监督对“三公”经费变化率的影响。网络普及率等于地级市互联网宽带接入户数*2与地级市人口总数之比（假定每户家庭有2人使用互联网）。本文假定网络普及率与“三公”经费变化率具有负相关性。

5.地方政府的财政分权程度（X₄）：“分税制”改革规范了中央政府与地方政府的财权与事权关系，地方政府在地方事务财政支出方面具有更大的裁量权。因此，本文假定财政分权程度对“三公”经费具有正影响。郭光珍和张平（2014）的实证研究表明财政分权是政府消费性支出最为直接的影响因素之一，两者存在显著的正相关性。张芬和赵晓军(2016)认为人均财政支出度量的财政分权更好地度量了地方政府“事权”的自主程度。本文采用地级市预算内人均财政支出与中央本级预算内人均支出之比来刻画地级市政府的财政分权程度。

6.地方政府规模（X₅）：如果理想的、有效率的“三公”经费水平是政府部门运转所必须的、最低支出的话，那么任何超额开支必将意味着腐败；另一方面，腐败来源于公共资金使用的非法化和无效率。因此，本文认为腐败是影响“三公”经费变化率的一个因素。周黎安和陶婧（2009）认为政府规模扩张会带来腐败问题，而腐败会扩大公共财政支出（刘穷志、何奇，2011），鉴于地级市腐败指标数据难于获得，本文利用政府规模作为腐败指标的替代变量来间接反映腐败对“三公”经费的影响，使用各地级市行政人员数量与总人口的比例来衡量政府规模(罗也骁，段龙龙，胡春，2015)。本文假设地方政府规模与“三公”经费变化率具有正相关性。

    （二）变量衡量指标与数据来源

    218个地级市市本级2014年与2015年的“三公”经费数据来源于各地级市政府门户网站和地级市财政局网站中公布的“三公”经费决算报告或政府决算报告。地级市财政透明度数据来源于清华大学2016年发布的《中国市级政府财政透明度研究报告》，审计查出“有问题资金”来源于2016年版《中国审计年鉴》，地级市公共财政支出、人口数、互联网宽带接入数量均来源于2016年版《中国城市统计年鉴》，地区行政人员数量来自万德数据库。中央本级公共财政支出来源于2016年版《中国财政统计年鉴》，人口来源于2016年《中国统计年鉴》。

表1  各变量的衡量指标与数据来源

变量	衡量指标	数据来源
Yi	（当年“三公”经费决算数-上年“三公”经费决算数）/上年“三公”经费决算数	地级市政府门户网站，地级市财政局网站
X1	透明度数据/100	《中国市级政府财政透明度研究报告》
X2	审计查出“问题资金数额”/当年公共财政支出决算数	《中国审计年鉴》《中国城市统计年鉴》
X3	地级市互联网接入户数*2/本地区人口数	《中国城市统计年鉴》
X4	地级市预算内人均财政支出/中央本级预算内人均财政支出	《中国城市统计年鉴》《中国财政统计年鉴》《中国统计年鉴》
X5	行政人员的数量/地区总人口	《中国统计年鉴》

 

    四、实证分析

    （一）模型初步分析

    1.各变量统计性描述

    表2给出了计量模型各变量的统计性描述以及解释变量对“三公”经费变化率预计的影响方向（“+”表示正影响，“-”表示负影响，）。2015年地级市“三公”经费变化率均值为-0.1720，就全国总体平均而言，我国地级市“三公”经费较上年大幅下降，标准差0.1257说明我国地级市之间“三公”经费变化率波动较大。财政透明度的均值为0.4660，说明地级市政府的财政透明度较低，考虑到其它变量数据的可获得性，财政透明度非常低的地级市相关数据并没有包括在样本中，因此，就全国而言该均值略微被高估。财政审计能力均值0.2363，标准差0.2772，说明就全国总体而言财政审计能力较低、审计机关之间审计能力差异较大。互联网普及率均值为0.3580、标准差为0.2600，地级市之间差异非常明显。财政分权度与政府规模均值分别为4.225和0.0356，由于这两个指标都涉及地级市的具体特征，因此其标准差也较大。

表2  各变量统计性描述

变量名称	Y	X1	X2	X3	X4	X5
	“三公”经费 变化率	财政透明度	审计监督 能力	网络 普及率	财政 分权度	政府规模
均值	-0.1720	0.4660	0.2363	0.3580	4.2252	0.0356
中位数	-0.1628	0.4862	0.1571	0.3027	3.9473	0.0343
最大值	0.1773	0.7923	2.1535	2.9765	13.2378	0.0758
最小值	-0.5144	0.0815	0.0002	0.0914	1.4473	0.0119
标准差	0.1257	0.1674	0.2772	0.2600	1.6136	0.0097
离差平方和	3.4282	6.0780	16.6767	14.6707	564.9889	0.0204
样本数	218	218	218	218	218	218
影响方向		-	-	-	+	+

 

    2.模型诊断

模型中变量之间的相关系数均在0.6以下，解释变量的方差膨胀因子都在1.6以内，由此可以得出变量之间不存在共线性问题。自相关检验显示du（218，5，5%）=1.820<DW=1.9081,表明模型不存在自相关问题。为消除截面数据模型常见的异方差问题，本文采用怀特异方差性一致标准误对模型进行估计。

    （二）普通最小二乘回归

本文的研究任务是分析财政透明度对“三公”经费变化率的影响。为了全面考察这种影响，本文通过依次添加控制变量的方式来分析财政透明度对“三公”经费的影响性质以及显著性。对以下五个方程分别进行估计，回归结果见表3。

    Y_i=α+β₁X₁+ε_i                                                                                               （2）

    Y_i=α+β₁X₁+β₂X₂+ε_i                                                                                       （3）

    Y_i=α+β₁X₁+β₂X₂+β₃X₃+ε_i                                                                                （4）

    Y_i=α+β₁X₁+β₂X₂+β₃X₃+β₄X₄+ε_i                                                                         （5）

    Y_i=α+β₁X₁+β₂X₂+β₃X₃+β₄X₄+β₅X₅+ε_i                                                                  （6）

表3  各方程OLS回归结果

方程	方程（2）	方程（3）	方程（4）	方程（5）	方程（6）
X1	-0.1180** (0.0331)	-0.1172** (0.0294)	-0.1141** (0.0395)	-0.1071** (0.0535)	-0.1364** (0.0215)
X2		-0.0572** (0.0455)	-0.0576** (0.0449)	-0.0666** (0.0193)	-0.0639** (0.0264)
X3			-0.0202* （0.0951）	-0.0695* (0.0728)	-0.0762* (0.0676)
X4				0.0148** (0.0048)	0.0195** (0.0019)
X5					2.1926* (0.0508)
常数项	-0.1170** (0.0000)	-0.130856** (0.0000)	-0.125142** (0.0000)	-0.1753** (0.0000)	-0.1006** (0.0461)
R2	0.2747	0.3406	0.3943	0.4677	0.5417
R2-Adjust	0.2576	0.3250	0.3800	0.4551	0.5309
F	5.4657** (0.0203)	4.5463** （0.0116）	3.1516** (0.0259)	3.8664** (0.0047)	4.2789** (0.0010)
N	218	218	218	218	218

注：**、*分别表示在5%与10%临界水平上显著，（）内数值为各变量的p值。

 

方程（2）回归结果表明，财政透明度对“三公”经费变化率具有负相关性，即提高财政透明度会降低“三公”经费变化率，且这种影响在5%的临界水平上显著。方程（3）表明审计机关的审计监督能力能降低“三公”经费变化率、对“三公”经费扩张具有抑制作用。方程（4）显示地级市网络普及率同样能抑制“三公”经费变化率的增长，但这种负影响只在10%临界水平上显著。方程（5）和方程（6）分别表明市级政府的财政分权程度和政府规模与“三公”经费变化率均具有正相关，即提高财政分权度和扩大政府规模能增加“三公”经费的开支。

在方程中依次添加控制变量、通过考察相关解释变量前系数符号和显著性的变化可检验该解释变量的稳健性。方程（2）至方程（6）显示随着控制变量数目的增加，财政透明度的系数符号没有变化，并均在5%临界水平上显著。由此可以得出财政透明度对“三公”经费变化率的负影响具有稳健性。同理，可以判断地方审计机关的审计监督能力、地级市网络普及率和市级政府的财政分权程度对“三公”经费变化率的影响也具有稳健性。

    （三）分位数回归

    分位数回归利用被解释变量的条件分位数来建模，在被解释变量呈对称分布情况下，基于被解释变量条件均值的普通最小二乘法是分位数回归的一种特例。最小二乘法只能给出财政透明度对“三公”经费影响的平均水平，要考察“三公”经费变化率高低区间受财政透明度的影响程度，则需借助分位数回归。本节利用分位数回归考察在“三公”经费变化率的不同分位点处，财政透明度变动对“三公”经费影响程度的变化，以及这种变化的显著性。

    对方程（1）进行分位数回归，结果表明在不同分位数点处，财政透明度对“三公”经费的斜率不同。斜率检验进一步显示斜率的变化具有显著性，结果见表4。具体来说，财政透明度对“三公”经费变化率具有负影响，但在不同分位数上，这种负影响是不同的，即在分位数0.25、0.50、0.75处财政透明度对“三公”经费变化率的影响程度是下降的。因此，可以得出处于“三公”经费变化率较大的城市，其“三公”经费受财政透明度的负影响较大，而处于“三公”经费变化率较小的城市，其“三公”经费受财政透明度的负影响也较小。

表4  不同分位数处斜率检验

注：y_τ表示在不同分位数点处对应的“三公”经费变化率，有如下关系：分位数=P（Y≤y_τ），P(.)表示概率分布。

 

    五、结论与政策建议

    本文在国内外有关财政透明度、公共财政支出研究的基础上，构建了包含财政透明度、政府审计监督能力、互联网普及率、政府财政分权度和政府规模等变量对“三公”经费影响效应的模型，结合218个地级市的横截面数据，对模型进行了实证分析。研究表明提高财政透明度、政府审计能力和互联网普及率能降低“三公”经费开支，而提高政府财政分权度和扩大政府规模会增加政府“三公”经费开支。结合上述结论，本文认为通过加强以下几个方面的建设，可以控制和优化“三公”经费的开支。

    （一）完善政府信息公开制度建设，提高财政透明度

    强制性政府信息公开能强化政府行为约束、节约“三公”经费开支、提高财政资金的使用效率，而这种传导机制的实质在于财政透明度能有效降低政府与公众之间信息不对称，减少“委托-代理”问题。从《条列》到《预算法》体现着政府信息公开制度的不断完善，各级政府历年《政府工作报告》也体现了政府履行受托责任意识的提高。在公共财政框架下，政府预算报告是政府履行受托责任的成绩单，纳税人拥有财政资金筹集、使用等方面的知情权，按此逻辑政府信息公开理应纳入到国家法律和规章制度之中。进一步完善信息公开的法律法规建设，细化政府信息公开程序、公开内容、公开范围、公开形式、公开时限，明确信息公开的责任主体和问责机制，统一财政资金统计口径、强化财政信息横向与纵向的反映功能。完善政府信息公开与权利制衡机制，加强财政资金使用的多方监督，提高公开信息的事后监查，增强政府信息公开的责任意识，确保政府信息的质量。“三公”经费预决算应明确与细化到具体事项和相应金额，要建立车辆维护运行的登记与监管机制，将公务车保有量与配置标准、当年购置数量、型号向社会公布，接受社会监督；规范会议、培训、接待和因公出国的审核审批机制，将支出事由、参与人数、规格标准、费用金额等信息向社会公开。

    （二）扩大政府审计范围，提高审计监督能力

    政府审计通过审核和监督政府预决算和财政资金的使用，来保障财政资金合法、有效地使用，对规范和节省“三公”经费开支、审查问题资金并挽回财政损失、严格政府纪律具有重要作用，是国家治理的重要手段。目前，政府审计的范围不断扩大，财政资金和“三公”经费成为政府审计的重点领域；要强化政府审计的功能，还需要提高审计机关的审计监督能力。除加强审计人员业务素质、提高信息化建设外，更重要是确保审计的独立性。审计独立能保证审计项目的公正、审计结果的公开，这将有效地规范政府行为，有助于合理确定“三公”经费开支、杜绝虚报和变相增加。政府审计应贯穿于“三公”经费预算编制、执行、决算的整个过程，加强“三公”经费绩效审计与事后信息审查，公正及时地公布审计结果，以发挥政府审计对“三公”经费的约束作用。

    （三）畅通公众获取政府信息的渠道

    Charles Tiebout的“用脚投票”理论和Albert Hirschman的“退出－呼吁”理论是公众与政府互动反应的经典理论，表明公众的反应能改善政府行为。但理论隐含的假设是公众与政府之间能有效地信息互动。本文分析表明，网络普及率与“三公”经费变化率存在负相关性，网络普及便于社会公众监督“三公”经费开支，同时网络传播的信息放大功能对政府行为也具有警示作用。现实中，社会公众不能有效监督政府行为，“委托－代理”问题的产生源于两者存在信息不对称。信息不对称不仅体现政府供给信息不足，也表现在信息需求者缺乏获取政府信息的有效途径。积极利用网络、电视、报纸等多种形式广泛地传递政府信息，政府也应加强民意调查，做到双方信息有效沟通，建设一个受公众监督和信任的政府应是信息公开的本意，这有利于“三公”经费的有效控制。

    （四）加强政府廉政建设

    实证表明财政分权和政府规模对“三公”经费变化率均具有正相关性，这符合本文事先假设。财政分权赋予地方政府对事务支出更多的裁量权，这往往会扩大财政支出，但也有学者认为财政分权能约束政府自身消耗（孙琳、潘春阳，2009）；政府规模的扩大意味权利增大，提高了腐败的可能性，但政府规模对“三公”经费支出也具有规模效应。因此，采用不同的衡量指标和数据可能得出相反的结论。本文将财政分权度和政府规模作为控制变量引入模型，目的在于分析财政透明度对“三公”经费的影响具有稳健性，但要得出这两个指标对“三公”经费具有确定的正效应就过于武断。一方面，财政分权度和政府规模对政府消费性支出与腐败行为的影响研究，显然忽略了政府制度的影响；另一方面，自从“八项规定”实施以来，大部分政府部门公布的“三公”经费预决算金额大幅下降，而财政分权度和政府规模受此影响显然更小。因此，在政府层面，制度建设远比财政分权度和政府规模对“三公”经费影响更大、更直接。对本文来说，将财政分权度和政府规模归结为政府制度建设对政府行为的影响会更有意义。加强政府廉政建设，厉行节约与建设节约型政府，是控制“三公”经费的有效途径。

 

参考文献：

〔1〕 邓淑莲.预算透明评价标准研究[J].行政学研究,2007（11）.

〔2〕 范良聪,鲁建坤.退出、呼吁与地方公共事务治理：一个分析性框架的建构[J].浙江大学学报（人文社会科学版）,2016(3).

〔3〕 郭广珍,张平.政治晋升、财政分权与地方政府消费性支出:理论与实证分析[J].世界经济文汇,2014(4).

〔4〕 黄溶冰,赵谦.财政分权、审计监督与反腐败成效[J].中南财经政法大学学报,2015(6）.

〔5〕 黄寿峰,郑国梁.财政透明度对腐败的影响研究[J].财贸经济,2015（3）.

〔6〕 李燕,王晓.国家治理视角下我国地方财政透明对财政支出效率的影响研究[J].中央财经大学学报,2016（11）.

〔7〕 刘穷志,何奇.腐败侵蚀与财政支出扭曲[J].财贸研究,2011(2).

〔8〕 申亮.财政透明度评价指标体系的构建及测度[J].财政金融研究,2012（2）.

〔9〕 孙琳,潘春阳.社会建设、财政分权和公共财政体制变革[J].学术交流,2009.

〔10〕 辛兵海,张志超.资源依赖降低了财政透明度吗-基于我国288个城市样本的分析[J].财贸经济,2014（8）.

〔11〕 田冠军.“三公”经费的控制与审计探讨[J],审计研究,2013.4

〔12〕张芬,赵晓军,中国财政分权度量指标的比较研究[J].经济研究参考,2016（34）.

〔13〕曾军平.政府信息公开制度对财政透明度的影响及原因[J].财贸经济,2011（3）.

〔14〕 翟司霞.中央财政预算透明度评价研究[J].经济金融,2013(2).

〔15〕周黎安,陶婧.政府规模、市场化与地区腐败问题研究[J].经济研究,2009(5).

〔16〕郑小荣,何瑞铧.中国省级政府审计结果公告意愿影响因素实证研究[J].审计研究,2014（5）.

〔17〕 IMF. Manual on Fiscal Transparency[OL]. http://www.imf.org.

〔18〕 IBP. Open Budget Survey 2015[OL]. http://www. Internationalbudget.org.

〔19〕 OECD.OECD best practices for budget transparency[OL]. http://ww.oecd.org.