梁城城 張淑娟

內容提要：我國地方財政非稅收入近年來不斷擴張，相應也帶來了一些負面效應，其中有國家發(fā)展方式、現行行政體制等宏觀的深層次原因，但從其社會因素看，這種財政結構在運行中不斷自增強狀況，在很大程度上也與部門、官員腐敗及有利于維系這種腐敗的財政管理互動關聯。本文實證分析了非稅收入規(guī)模、官員腐敗與財政透明度的互動影響，研究發(fā)現：三者之間存在顯著的交互效應;非稅收入規(guī)模擴張會顯著促進官員腐敗行為，而官員腐敗行為會使官員傾向于降低財政透明度，進而導致非稅收入規(guī)模進一步擴張。進一步，本文研究了不同類別非稅收入與官員腐敗、財政透明度的關系，發(fā)現行政性事業(yè)收費收入規(guī)模和專項收入規(guī)模存在上述類似的循環(huán)影響關系，而與罰沒收入規(guī)模不構成完整的邏輯循環(huán)。本文認為，在現行政府體制下，應控制非稅收入規(guī)模的膨脹，并主要從治理腐敗和加強與改革財政管理方面遏制其負面效應。

關鍵詞：非稅收入;官員腐敗;財政透明度

中圖分類號：F812;F124 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1001-148X（2020）04-0085-08

一、引言及文獻綜述

近年來，中央政府出臺多項“減稅降費”的措施，但地方財政收入中的非稅收入①規(guī)模依舊不斷擴大，增速并未減緩。數據表明，我國的非稅收入規(guī)模從2007年0.57萬億元增長至2016年的2.92萬億元，接著降至2018年的2.70萬億元。同期，占國家財政收入的比重從11.11%上升到18.32%，再降至14.70%，年均增速為15.96%，明顯高于GDP增長速度;稅收收入占財政收入的比重則由88.89%下降到81.68%，再升至85.30%，年均增速僅為12.02%②。一方面，在全口徑預算管理、GDP增速放緩以及清理整頓稅費的綜合影響下，非稅收入規(guī)模非降反升，其原因引人深思。另一方面，據中央紀委監(jiān)察部網站，非稅收入易轉化為“小金庫”，成為產生腐敗和作風問題的資金來源③。那么，非稅收入規(guī)模擴大背后的原因有哪些？是否會加劇官員腐敗呢？

既有的文獻從經濟增長、財政分權、“晉升錦標賽”等角度解釋非稅收入規(guī)模膨問題產生的原因[3-6]。然而，關于非稅收入規(guī)模增長導致的社會后果（如對官員腐?。?，則缺乏相關實證探討。賈康（2005）認為對非稅收入加強規(guī)范化管理，是從源頭上和制度上防治腐敗的重要舉措[1]。非稅收入管理不規(guī)范不僅會刺激地方政府“積極開源”，同時也會滋生官員腐敗。而對非稅收入缺乏有效監(jiān)管和監(jiān)管手段不足是滋生官員腐敗的一個重要原因[7]。官員腐敗不僅僅產生一定的經濟后果，也會增強官員進一步腐敗的動機，為了隱藏腐敗行為和降低被監(jiān)管的可能性，官員會減少非稅收入征繳和使用信息的公開程度，從而降低了財政透明度。郭月梅和歐陽潔（2017）通過實證分析財政透明度、軟預算約束與非稅收入間的關系，發(fā)現財政透明度和軟預算約束的交互項對非稅收入有顯著的影響，并且財政透明度越低、軟預算約束越強，非稅收入的規(guī)模也就越大[8]。

非稅收入、官員腐敗和財政透明度三者之間的關系錯綜復雜（如圖1所示），現有文獻僅研究了關系c即財政透明度對非稅收入的影響、關系e即非稅收入對財政透明度的影響以及關系f即財政透明度對官員腐敗的影響[9]。而事實上，除了關系d即官員腐敗對非稅收入的影響不能確定外，關系a即非稅收入對官員腐敗的影響，盡管實證研究目前暫時還沒涉及，但在客觀上是存在的，關系b即官員腐敗對財政透明度的影響也有部分文獻從理論上進行說明[10]。因此，本文試圖通過分析關系a、b和c，將三者之間的關系納入到統一的邏輯框架中。

首先，腐敗與非稅收入之間關系。理論與實踐表明，非稅收入的不規(guī)范管理是助長腐敗的溫床。預算外資金全部納入預算后，政府非稅收入代替預算外資金而存在。但政府非稅收入規(guī)范管理方面存在諸多問題，具體表現為收繳管理主體不統一，收繳行為不規(guī)范，收繳依據不透明;非稅立法層級較低且不配套;非稅項目未被全部納入預算，收支兩條線管理不到位;非稅票據繁多，監(jiān)管體系不健全;賬戶管理使用混亂，資金運行不透明等問題[11-12]。非稅收入制度不完善主要通過非稅收入的收繳環(huán)節(jié)、預算環(huán)節(jié)和監(jiān)督環(huán)節(jié)等產生種種腐敗問題[13]。

其次，官員腐敗與財政透明度之間相互影響。財政透明度最早由Kopits & Craig（1998）提出，主張政府部門要及時、準確地公開政府相關信息?，F有文獻多集中在財政透明度對官員腐敗的影響，主要研究觀點為財政透明度提高，腐敗程度會降低。國內外理論文獻表明腐敗與財政透明度之間存在一定的關聯，大多數觀點認為財政透明度與腐敗之間存在著顯著的負相關，基本結論是透明度的提高或信息公開越多，對官員腐敗的抑制作用越強[14-15]。這主要是因為財政信息公開能夠增強官員問責[16]，同時提高了官員腐敗的成本。只有當財政透明度提高到一定程度時，才會對抑制腐敗的滋生產生積極作用[17]，具體的作用機制：財政部門通過信息公開、接受社會公眾監(jiān)督的方式增強了對官員的約束[18]，彌補了因委托代理關系所帶來的信息不對稱的制度缺陷[19];長期來看，透明度的提高的確會促使政府廉潔自律、秉公執(zhí)法，有助于提高財政資金的資源配置效率和政府的運行管理水平。因此，財政透明度的貢獻小是導致目前中國的腐敗高發(fā)的原因之一，但其開放程度呈現逐漸上升的趨勢[9]。還有部分文獻認為官員腐敗行為的存在，在一定程度上會阻礙財政透明度的提高[10]，政府提高財政透明度的結果就會導致腐敗行為“東窗事發(fā)”的概率加大。

再次，非稅收入與財政透明度的相互關系。一是財政透明度的提高會降低非稅收入規(guī)模的擴大。郭月梅和歐陽潔（2017）[8]研究認為，導致中國非稅收入規(guī)模膨脹的主要原因是財政信息的不公開，并且其與預算軟約束的交互作用又進一步影響了非稅收入規(guī)模。換言之，財政透明度直接影響以及通過預算軟約束間接作用于非稅收入，且影響是單向的。二是非稅收入規(guī)模擴大會影響信息公開，降低財政透明度。王永莉和梁城城（2015）[20]根據 2007至2012 年中國31個省份的面板數據研究了非稅收入與財政透明度的關系，發(fā)現非稅收入比重對財政透明度有顯著的負向影響，但是并沒有給出相關的解釋。總的來看，財政透明度與非稅收入之間相互影響，二者是互為因果關系。

基于以上分析，本文使用2006年至2017年中國31個省份的省級面板數據，綜合考慮腐敗、財政透明度與非稅收入規(guī)模三者之間的交互關系，分析非稅收入規(guī)模膨脹的內在原因和具體后果，以期為實現非稅收入合理增長和財政收入結構的優(yōu)化提供相關對策。

二、研究假設提出

根據我國非稅收入管理、立法和監(jiān)管等存在的問題，本文認為非稅收入影響腐敗可能存在如下幾條路徑。（1）從部門管理來看，目前我國非稅收入的征收和管理從屬于多個政府部門，并且每個部門或多或少都有一定的非稅收入項目，導致收繳權限分散、不明確及依據不透明，從而極容易滋生腐敗。（2）從立法層次來看，我國非稅收入的立法層級較低，財政部和國家發(fā)改委發(fā)布的文件多是通知、暫行辦法和指導意見的形式，目前沒有相關的法律規(guī)范、行政法規(guī)或部門規(guī)章。盡管各地政府出臺了非稅收入的管理條例，但是管理水平參差不齊、效率低下，并且非稅收入資金使用監(jiān)管缺位和制度約束力不足，導致了征收管理過程中存在違規(guī)違法的行為，使得腐敗現象得不到有效的控制，促進了官員腐敗行為的發(fā)生。（3）從預算管理體制來看，我國非稅收入長期實行“兩套標準”，僅有一小部分的非稅收入納入預算，大部分仍在預算外管理。預算外非稅收入在實行“收支兩條線”管理之后，被納入到財政專戶，但是在多數情況下只是在財政專戶上轉了一圈，最后仍然是“誰收誰用、多收多用”。財政部盡管在2011年要求將非稅收入全面納入預算管理，但是這種做法只是形式上的，實質仍然是預算內和預算外非稅收入“兩張皮”。另一方面，非稅收入資金的收繳管理較為松散，“體外循環(huán)”現象較為普遍，其使用也較為隨意，經常被挪用或截留。因此，在這種管理體制之下，非稅資金很容易出現使用管理不規(guī)范，比如用作管理部門自身福利的發(fā)放，導致腐敗現象發(fā)生。（4）從監(jiān)管體系來看，我國的非稅收入繳納實行票據管理，然而我國的各類收費票據多達百種，其在使用和管理方面經常存在串開、混用和外借的現象，甚至還存在單位自制票據的現象，以供本單位使用，這種情況下很容易被官員利用，將收繳的資金轉移到自己手中。除此之外，多主體的非稅監(jiān)督體系尚未建立，致使非稅資金收支管理有較大的隨意性，缺乏一定的制度約束，為腐敗行為的發(fā)生制造了一定的空間?？傊嵌愂杖氩块T管理、立法規(guī)范、預算管理和監(jiān)管體系的不完備，共同導致非稅收入在征繳的過程中容易產生腐敗，因此伴隨著非稅收入規(guī)模的擴張，官員腐敗有可能越多?；谏鲜龇治?，本文提出如下的研究假設：

H1：隨著非稅收入規(guī)模擴大，會導致官員腐敗行為增加。

根據上述的文獻分析，可以概括出官員腐敗影響財政透明度可能的機制為：（1）官員為了掩蓋自己的腐敗行為以降低“敗露”的可能性，通常會隱藏部分財政信息，從而降低了財政透明度;（2）腐敗官員共謀形成利益集團，也會采取措施阻止或拖延信息公開，降低財政透明度。因此本文提出如下的研究假設：

H2：官員腐敗現象越嚴重，會增強官員隱藏財政信息的動機，從而降低財政透明度。

財政透明度影響非稅收入規(guī)模的機制主要包括[8]：財政透明度的提高降低了非稅收入信息的隨意性，降低了被“動手腳”的可能性，使得防水收繳管理更加規(guī)范，抑制非稅收入規(guī)模增長過快;財政透明度的提高，增強了非稅收入管理透明度，抑制了多收、亂收、挪用和截留等現象，從而抑制非稅收入規(guī)模。因此，提出如下的研究假設：

H3：財政透明度越高，非稅收入規(guī)模越低。

綜合上述關于非稅收入、官員腐敗與財政透明度兩兩之間的關系，并從H1、H2和H3三個研究假設出發(fā)，可以得出官員腐敗、非稅收入與財政透明度之間存在互動效應。在此基礎上，本文進一步提出如下研究假設：

H4：非稅收入、官員腐敗與財政透明度之間存在互動效應：即降低非稅收入規(guī)模，會抑制官員腐敗，從而促進財政透明度，使得非稅收入規(guī)模進一步降低。

三、數據來源與描述性分析

（一）數據來源及變量設置

本文使用2006-2017年中國31個省份的省級面板數據，分析中所有變量值均采用對數形式;研究區(qū)間起始于2006年，因為省級政府財政透明度的是數據最早只能追溯到2006年，止于2017年同樣是受到財政透明度數據的限制。

主要變量：非稅收入、官員腐敗和財政透明度。其中，非稅收入規(guī)模數據，主要使用非稅收入總和（nontax）;三類非稅收入分別為行政性事業(yè)收費收入（admin）、罰沒收入（pulish）和專項收入（special），這三類非稅收入的統計口徑相對穩(wěn)定。官員腐敗使用職務犯罪立案數，數據來源于歷年《中國檢察年鑒》。財政透明度數據來源于上海財經大學《中國財政透明度報告》中歷年各省份財政透明度得分，報告第一版在2009年出版，每年對財政透明度評估一次，目前已經出版到2019年。由于該報告問卷的覆蓋面和提綱保持了較強的延續(xù)性，因此每年各省財政透明度評估標準基本一致，從而可以使用該數據表征各省不同年份財政透明度的變化。需要說明的是，2009-2012年出版的《中國財政透明度報告》對應評估的是2006-2009年各省的財政透明度，而2013-2019年出版的《中國財政透明度報告》對應評估的是2011-2017年各省的財政透明度。為了保證數據的連續(xù)性，本文取2009年和2011年各省財政透明的平均值，近似替代各省2010年的財政透明度，這樣便形成了2006-2017年各省連續(xù)的財政透明度數據。

其他變量：（1）經濟開放度（open）。使用進出口總額占GDP的比重來衡量，由于進出口使用的是以美元為單位，因此本文使用歷年的平均匯率進行調整，計算出以人民幣為單位的進出口占GDP的比重。（2）互聯網普及率（Internet）?；ヂ摼W普及率使用的是各省份網民占總人口的比例計算得到，其中各省網民規(guī)模數據來源歷年的中國互聯網絡信息中心《中國互聯網絡發(fā)展狀況統計報告》④，總人口數據來源于《中國人口與就業(yè)統計年鑒》。（3）市場化水平（market）。主要使用民間固定投資占全社會固定投資的比重來衡量市場化水平，借鑒吳俊培和張斌（2013）的做法，使用“全社會固定資產投資減去國有資產投資、港澳臺及外商投資”衡量民間投資水平。（4）政府規(guī)模（zfscale）。參考現有文獻，本文使用各省政府消費占GDP比例來衡量政府規(guī)模。（5）人口密度（density）。使用的是各省的城市人口密度數據，該數據來源于wind數據。（6）人均GDP（Inpgdp）。以1978年為基期，并利用各地GDP指數進行平減計算得到，為了降低異方差的影響，本文將人均GDP取對數處理。（7）官員換屆（change）。使用各省市委書記換屆衡量官員換屆，發(fā)生換屆時取值為1，否則取值為0，省委書記換屆數據根據互聯網搜索獲得。

（二）描述性分析

表1呈現的是各個變量的描述性統計結果。其中：2006-2017年間全國各省職務犯罪立案數對數平均水平為3.263，50%分位數與平均值較為接近。財政透明度對數平均值為3.361，同樣與50%分位數比較接近。非稅收入總規(guī)模、行政性事業(yè)收費收入、罰沒收入和專項收入對數值平均值分別為14.58、13.32、12.50和13.38，可以看到對數化的非稅收入的均值與50%也十分接近，說明觀察值的分布比較均勻。經濟開放度的平均水平為0.3314，明顯高于50%分位數的0.137，說明經濟開放度的絕大多數觀察值低于平均值?；ヂ摼W普及率方面，全國各省平均水平為34.25%，略低于50%分位數水平。市場化水平的平均值為62.36%，說明民間投資水平在全社會固定投資中所占的比例較大，平均值略高于中位數62.23%的水平。政府規(guī)模、人口密度以及人均GDP對數平均值與50%分位數相差不大，說明它們的分布比較均勻。官員換屆的平均值為0.243，說明在研究區(qū)間內平均有24.3%的省委書記發(fā)生換屆，根據官員換屆50%的分位數可知，絕大多數省委書記在樣本區(qū)間內并沒有發(fā)生換屆。

四、模型構建與實證結果分析

（一）模型構建

根據上文分析，為了控制變量之間的內生影響，本文構建聯立方程模型（SEM），并使用三階段最小二乘法（3SLS）進行估計。為了檢驗非稅收入、官員腐敗和財政透明度三者之間的關系，本文構建如下的聯立方程模型：

lncorrit=γ1+γ2nontaxit+γ3lnpgdpit+γ4changeit+h1i+λ1t+ζit（1）

lnftit=α1+α2lncorrit+α3openit+α4internetit+α5marketit+α6zfscaleit+h2i+λ2t+ξit（2）

lnnontaxit=β1+β2lnftit+β3internetit+β4marketit+β5densityit+h3i+λ3t+ψit（3）

以上的三個計量模型構成聯立方程模型，其中方程（1）主要用于驗證非稅收入對于官員腐敗的影響，方程（2）主要用于驗證官員腐敗對財政透明度的影響，而方程（3）主要用于驗證財政透明度對于非稅收入的影響，三個方程構成一個完整的循環(huán)。lnnontax表示非稅收入規(guī)模（包括非稅收入總規(guī)模、行政性事業(yè)收費收入、罰沒收入和專項收入等）對數，lnft表示財政透明度對數，lncorr表示官員腐敗對數。在方程（1）中，本文加入了人均GDP對數（lnpgdp）和官員換屆（change）作為外生變量。在方程（2）中，本文加入了經濟開放度（open）、互聯網普及率（internet）、市場化水平（market）、政府規(guī)模（zfscale）等變量作為外生變量。在方程（3）中，本文加入了互聯網普及率（internet）、市場化水平（market）和人口密度（density）等變量作為外生變量。

對于方程（1），本文預期γ2的系數為正，表示非稅收入規(guī)模越大，官員腐敗程度將會越嚴重。h1i代表個體效應（即不隨著個體的變化而變化），λ1t代表時間效應（其控制了每一年的整體的外部沖擊），ζit代表隨機誤差項。

對于方程（2），本文預期α2的系數為正，表示官員腐敗程度越重，財政透明度水平將會越低。h2i代表個體效應，λ2t代表時間效應，ξit代表隨機誤差項（服從獨立同分布）。

對于方程（3），本文預期β2的系數為負，表示財政透明度越高，非稅收入規(guī)模將會越低。h3i代表個體效應，λ3t代表時間效應，ψit代表隨機誤差項。

（二）實證結果分析

1.腐敗、透明度對非稅收入影響分析

表2使用了三階段最小二乘法對聯立方程模型進行了估計。根據第（1）列官員腐敗方程的回歸結果可知，非稅收入顯著促進了官員腐敗，并且通過了1%的顯著性水平。說明非稅收入的規(guī)模越大，官員腐敗的現象也就越嚴重，本文提出的研究假設H1得到支持。根據回歸系數大小可知，在保持其他變量不變的情況下，非稅收入規(guī)模每提高一個百分點，將會使得官員的腐敗程度提高0.1825%?？刂谱兞糠矫?，人均GDP對數在1%的顯著性水平上抑制了官員腐敗，這表明經濟發(fā)展有利于減少官員腐敗行為的發(fā)生;官員換屆對于官員腐敗的影響并不顯著。

財政透明度方程的回歸結果見第（2）列所示，根據回歸結果可知在1%顯著性水平下，官員腐敗抑制了財政透明度。這表明官員腐敗可能會促使官員故意隱藏財政信息，或者減少財政相關信息的公開頻率，降低官員被監(jiān)督的風險和發(fā)現的概率，方便官員謀求個人經濟利益的最大化。因此，官員腐敗行為會降低財政信息的透明度，本文提出的研究假設H2得到支持。從系數大小來看，平均而言，在保持其他變量不變的情況下，官員腐敗程度每提高一個百分點，將會使得財政透明度降低1.8507%。外生變量方面，經濟開放度顯著抑制了財政透明度，并在1%的顯著性水平上顯著，這可能是因為經濟開放增加了外商對官員的尋租行為，官員為了掩蓋其非法所得，從而故意降低財政信息公開的程度?；ヂ摼W普及率對財政透明度有顯著的促進作用，并且通過1%的顯著性水平，這主要是因為互聯網普及率越高，使得有較多的網民在網絡上監(jiān)督地方政府財政行為，部分網民可以通過申請信息公開，獲得地方政府財政資金收支數據，從而提高了地方政府的財政透明度。市場化水平顯著促進了財政透明度，并通過了1%的顯著性水平，這可能是因為市場水平越高代表市場經濟越發(fā)達，從而政府對市場行政性的干預也就越少，經濟主體都處于公平的競爭環(huán)境中，不用通過使用尋租手段，從而地方政府財政信息公開的力度就越大。政府規(guī)模對財政透明度有促進作用，并通過了1%的顯著性檢驗，表明隨著政府規(guī)模的提高，政府有動力提高內部信息透明度水平。

通過第（3）列非稅收入規(guī)模方程的回歸結果可知，在5%的顯著性水平下，財政透明度對非稅收入規(guī)模影響顯著為負。即財政透明度越高，即財政信息公布的力度越大，非稅收入的規(guī)模會變得越小。這主要是因為，財政信息公開力度的加大會使得地方政府的預算安排、財政資金的使用去向以及使用績效受到居民、媒體及社會各界的監(jiān)督，同時會使非稅收入越來越多的接受到監(jiān)管，因此會抑制非稅收入規(guī)模的擴大。本文提出的研究假設H3得到支持。根據回歸系數大小可知，在保持其他變量不變的情況下，財政透明度每提高一個百分點，將會使得非稅收入規(guī)模降低1.0146%。外生變量方面，互聯網普及率顯著促進了非稅收入規(guī)模，回歸結果在1%的顯著性水平上顯著。市場化水平對非稅收入規(guī)模有顯著的促進作用，回歸結果在1%的顯著性水平上顯著。城市人口密度對非稅收入規(guī)模的影響不顯著。

通過以上的分析結果可以看出，非稅收入、官員腐敗和財政透明度三者間存在交互效應。三者之間的關系構成了一個循環(huán)：非稅收入規(guī)模降低→官員腐敗得到抑制→促進財政透明度→非稅收入規(guī)模進一步降低，此為良性循環(huán)。反之，非稅收入規(guī)模提升→官員腐敗得到加強→降低財政透明度→非稅收入規(guī)模進一步提升，就構成了惡性循環(huán)。這支持了本文的研究假設H4。

2.腐敗、透明度與不同類別非稅收入互動影響分析

表3主要分析官員腐敗、財政透明度與不同類別非稅收入的互動影響。第（1）—（3）列主要分析了官員腐敗、財政透明度與行政性事業(yè)收費收入的互動影響。根據表3第（1）列的回歸結果可知，行政性事業(yè)收費收入規(guī)模對官員腐敗有顯著的促進作用，并在1%的顯著性水平上顯著。說明假設H1不僅適用于非稅收入總規(guī)模，對行政性事業(yè)收費收入同樣適用。根據第（2）列的回歸結果可知，官員腐敗顯著抑制了財政透明度，并通過1%的顯著性水平檢驗，進一步支持了假設H2。根據第（3）列的回歸結果可知，財政透明度顯著抑制了行政性事業(yè)收費收入規(guī)模，并在1%的顯著性水平上顯著，說明假設H3同樣適用于行政性事業(yè)收費收入。這里財政透明度抑制行政性事業(yè)收費收入是因為，財政信息公開社會公眾更容易監(jiān)督政府收費行為，使亂收費得到有效抑制，從而降低行政性事業(yè)收費規(guī)模。將以上變量間的互動影響連接起來，發(fā)現三者之間存在循環(huán)影響關系，具體邏輯如下：降低行政性事業(yè)收費收入規(guī)?！賳T腐敗得到抑制→促進財政透明度→行政性事業(yè)收費規(guī)模進一步降低，此為良性循環(huán)。反之，提高行政性事業(yè)收費收入規(guī)?！賳T腐敗得到加強→進一步降低財政透明度→行政性事業(yè)收費收入規(guī)模進一步擴張，就構成了惡性循環(huán)。實證結果同樣支持了本文的研究假設H4。

第（4）—（6）列的回歸結果顯示，官員腐敗、財政透明度與罰沒收入規(guī)模之間同樣存在類似的邏輯關系。第（4）列回歸結果顯示，罰沒收入規(guī)模顯著促進了官員腐敗，并且通過了1%的顯著性檢驗。說明假設H1對行罰沒收入同樣適用。第（5）列顯示，官員腐敗對財政透明度影響為正，但是并不顯著，不能支持假設H2。第（6）列回歸結果顯示，財政透明度顯著抑制了罰沒收入規(guī)模，并且回歸系數通過了1%的顯著性檢驗，說明假設H3對行罰沒收入同樣適用。這里財政透明度抑制罰沒收入是因為，財政信息公開社會公眾更容易監(jiān)督政府罰沒標準，使亂收亂罰、隨意截留挪用得到有效抑制，從而降低罰沒收入規(guī)模。由于官員腐敗對罰沒收入規(guī)模的影響并不顯著，因此將以上變量間的互動影響連接起來，發(fā)現三者之間存在如下關系：財政透明度提高→罰沒收入規(guī)模降低→官員腐敗得到抑制;反之，財政透明度降低→罰沒收入規(guī)模降低→官員腐敗得到加強，不能完整地支持假設H4。這說明，財政透明度可以通過影響罰沒收入規(guī)模，從而影響官員腐敗。

第（7）—（9）列的回歸結果顯示，官員腐敗、財政透明度與專項收入規(guī)模之間同樣存在類似的邏輯關系。第（7）列回歸結果顯示，專項收入規(guī)模顯著促進了官員腐敗，并且通過了1%的顯著性檢驗，說明假設H1對專項收入同樣適用。。第（8）列顯示，官員腐敗對財政透明度影響為負，并通過了1%的顯著性檢驗，進一步驗證了假設H2。第（9）列回歸結果顯示，財政透明度顯著抑制了專項收入規(guī)模，并且回歸系數通過了5%的顯著性檢驗，說明假設H3對行專項收入同樣適用。這里財政透明度抑制專項收入規(guī)模是因為，財政信息公開社會公眾更容易監(jiān)督政府各類專項收費，使專項收費的隨意性得到有效抑制，從而降低專項收入規(guī)模。將以上變量間的互動影響連接起來，發(fā)現三者之間存在循環(huán)影響關系，具體邏輯如下：降低專項收入規(guī)?！賳T腐敗得到抑制→財政透明度得到促進→專項收入規(guī)模進一步降低，此為良性循環(huán)。反之，提高專項收入規(guī)模→官員腐敗得到加強→財政透明度得到抑制→專項收入規(guī)模進一步提高，就構成了惡性循環(huán)。這說明假設H4同樣適用于專項收入。

3.穩(wěn)健性檢驗

經典文獻中穩(wěn)健性檢驗常用的方法有三種：第一種是從變量出發(fā)，采用不同的測算方法替換指標，如果替換后變量仍顯著，說明回歸結果具有較強的顯著性。第二種方法是從計量方法入手，在更換計量方法后看回歸結果是否穩(wěn)健性。第三種方法是從數據著手，可以通過更換數據或者將數據分類調整，觀察更換后或者調整后回歸結果的顯著性。由于本文數據樣本量較小不便于進一步分類，同時僅有省級層面的官員腐敗數據，也不能更換為縣級或省級數據檢驗，因此本文選擇前兩種方法做穩(wěn)健性檢驗，以下僅以非稅收入規(guī)模為例做穩(wěn)健性檢驗：（1）官員腐敗的衡量方式主要有三種，分別是職務犯罪立案數、每萬人公務員職務犯罪數和每百萬人職務犯罪立案數[21]。表2和表3的分析中使用的是使用職務犯罪立案數作為官員腐敗的衡量指標，穩(wěn)健性檢驗使用每萬人公務員職務犯罪數（fanz）作為官員腐敗指標的衡量指標進一步分析。根據回歸結果，主要解釋變量回歸系數符號均沒有發(fā)生變化，顯著性方面僅官員腐敗對財政透明的抑制作用變得不顯著，其他變量的顯著性均沒有發(fā)生明顯變化，研究結論基本保持不變。這表明回歸具有較強的穩(wěn)健性。（2）進一步本文使用GMM回歸方法，發(fā)現主要變量的顯著性和符號均沒有明顯變化，表明GMM回歸對聯立方程的估計結果是穩(wěn)健的。限于篇幅，以上穩(wěn)健性檢驗不再報告。

五、結論與對策建議

本文利用2006-2017年間中國省級面板數據，實證研究了非稅收入規(guī)模、官員腐敗與財政透明度的互動影響。三階段最小二乘法（3SLS）回歸結果表明：（1）非稅收入規(guī)模對官員腐敗有顯著的促進作用，并且分類回歸后發(fā)現行政性事業(yè)收費收入、罰沒收入和專項收入均有正向影響。（2）官員腐敗對財政透明度存在“逆向調節(jié)”的作用，即官員腐敗抑制了財政透明度，說明官員腐敗程度越高越傾向于不公開或少公開財政信息。（3）財政透明度不僅抑制了非稅收入總規(guī)模，并且對三類非稅收入規(guī)模也有顯著的抑制作用。（4）除了罰沒收入外，官員腐敗、財政透明度與非稅收入總規(guī)模及另兩類非稅收入之間存在交互效應。最后，使用每萬人公務員職務犯罪數作為官員腐敗指標以及GMM估計方法進行穩(wěn)健性檢驗的結果表明，回歸結果具有較強的穩(wěn)健性。本文的貢獻在于實證驗證了非稅收入規(guī)模對官員腐敗的影響和官員腐敗對財政透明度的影響，同時建立了三者之間的互動關系。根據研究結論，提出如下對策建議：

第一，完善非稅收入的收繳管理。首先，應將非稅收入納入到各級財政部門，實行財政集中管理，實行收繳、管理和使用統一處理。為了確保非稅收入的財政集中管理，應實行統一的收繳權、管理權和執(zhí)法權，各級財政部門應設置和完善非稅管理機構，對非稅收入實行全面的征收、管理和審計職能，建立起一套“統一領導、分級管理”的管理體系。其次，建立統一規(guī)范的非稅收入票據平臺，將所有非稅收入信息錄入信息管理系統，加強非稅收入票據的稽查工作。

第二，繼續(xù)加大反腐敗力度，降低官員腐敗對財政透明度的抑制作用。

第三，加大非稅收入信息公開力度，提高非稅收入征繳透明度，保障公民知情權利。應建立起一套非稅收入公開制度，中央和地方政府分別編制各自的非稅收支科目，并定期向監(jiān)督機構和社會公眾公布。首先，應完善相關的信息披露制度，對各類非稅收入的收費范圍和收費標準等信息及時向社會公布，收費單位應進行掛牌管理。其次，建立非稅收入舉報、違規(guī)處罰及責任追究制度。

注釋：

① 非稅收收入的概念界定有廣義和狹義之分。廣義指除稅收收入外的一切政府收入[1]，狹義的非稅收入被視為一種特別的稅收，實質上是政府收取服務費的一種價格[2]。本文采用狹義的非稅收入的概念。

② 數據來源于《中國統計年鑒》，所占比重和年均增速由筆者計算而得。

③ 2014年中央紀委監(jiān)察部網站：警惕非稅收入成為腐敗的溫床.http：//news.163.com/14/1211/16/AD6RMKV600014SEH.html.

④ 數據來源網址為：http：//www.cnnic.net.cn/hlwfzyj/hlwxzbg/hlwtjbg/。

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