数字政府与财政透明度——基于中国地级市的考察_胡凯.pdf

经济与社会文章编号 1002 2031(2023)02 0083 11DOI 10 13239/j bjsshkxy cswt 230208数字政府与财政透明度数字政府与财政透明度 基于中国地级市的考察胡凯孔祥瑞张泽丰摘要 财政透明是现代财政制度的基本特征。兼具技术与治理双重意蕴的数字政府已成为推进国家治理现代化的新引擎。基于 20132019 年 290 个地级市数据，研究数字政府对财政透明度的影响及其作用机制。研究发现，数字政府建设能够显著提升地方财政透明度，数字政府得分每增加 1 个百分点，将使财政透明度提升 0 169 个百分点，这一效应在大城市、东部城市、国家级城市群更为显著。数字政府提升财政透明度主要是通过信息可及性和政府可问责性两个作用机制实现的。数字政府提升财政透明度的因果效应通过了多重稳健性检验。本研究为数字化时代从数字政府视角来加强财政透明度建设提供了新思路。关键词 数字政府;财政透明度;信息可及性;可问责性;技术与治理中图分类号 D035;F812 7文献标识码 A作者简介 胡凯(1975)，男，湖北天门人，中南民族大学经济学院教授，博士，主要研究方向为公共财政;孔祥瑞(2000)，女，湖北十堰人，中南民族大学经济学院硕士研究生，主要研究方向为科技财政;张泽丰(1993)，男，湖北武汉人，中南财经政法大学财政税务学院博士研究生，主要研究方向为数字财政。基金项目 国家社会科学基金项目(19BJL079)“产业关键共性技术研发的财政激励机制优化研究”。收稿日期 2022 12 21修回日期 2023 01 16一引言财政透明是现代财政制度的基本特征，是国家治理体系现代化建设的重要方面。通过财政信息披露增强政府的可问责性，进而评估政府活动的真实成本和收益，理解公共绩效，是实现善治的重要途径。公共财政管理改革的基石是提高财政透明度。提高财政透明度不仅有利于提高财政资金配置效率、使用效率，而且有利于推进法治政府、廉洁政府、责任政府建设。为提高财政透明度，近年来我国不遗余力地推进有关制度建设:2008 年实施 政府信息公开条例，明确行政机关应当主动公开财政预决算信息;2015 年实施 中华人民共和国预算法，要求以法律形式公开财政信息;2020 年修订 中华人民共和国预算法实施条例，进一步细化财政信息公开内容。根据上海财经大学发布的 中国财政透明度评估报告、清华大学发布的 中国市级政府财政透明度研究报告，近年来我国财政透明度不断提高。但不可否认的是，无论是省级还是市级的财政透明度都还处于较低水平，地方财政公开离社会公众期待、现代财政制度要求和法治政府建设目标等都还存在不小差距。在推进国家治理体系和治理能力现代化的新征程中，如何加快推进地方财政透明度建设，是当下我国财政体制改革和建设中不容回避的重大问题。38总第 331 期城市问题2023 年第 2 期经济与社会数字经济时代，大数据、云计算、人工智能等数字技术在政府管理中的广泛应用为财政透明度建设开辟了新天地。数字政府是数字中国建设的关键一环，近年来，数字政府建设受到高度重视。2019 年，党的十九届四中全会首次正式提出数字政府概念。中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和 2035 年远景目标纲要 提出，要将数字技术广泛应用于政府管理服务。党的二十大报告提出要加快建设数字中国的重要部署。2022 年，国务院印发 关于加强数字政府建设的指导意见，要求各地加快数字政府建设进程。数字政府不仅是数字技术在现代公共管理中的全方位运用，更是以公共服务需求为导向的新时代治理模式变革。数字政府建设对财政透明度的影响与日俱增。一方面，数字技术在政务服务生产中的运用有效提升了政府财政信息规范化、标准化水平，使财政信息质量大为提升。另一方面，数字技术在政务服务供给中的广泛应用，如政务微博、政务微信公众号等，使财政信息的可及性大为提高。由此引发的思考是:近年来数字政府建设对地方财政透明度是否产生了积极的提升效应，该效应的作用机制如何，是否具有地区异质性等。对这些问题的回答不仅能够揭示数字化影响财政治理乃至国家治理的新路径，而且能够拓展数字技术影响经济社会发展研究的新领域。本文的边际贡献体现在三个方面。一是研究视角新颖。既有文献对财政透明度影响因素的研究主要集中在政治制度、经济资源和社会环境等方面1，本文从数字政府这一新的技术和治理视角展开了研究。二是研究样本较大。学术界对财政透明度的研究主要采用省级数据，甚少选用地级市数据。事实上，地级市之间数字政府、财政透明度等建设进程的差距较为悬殊，采用省级数据可能会掩盖地级市数字政府建设水平不均衡对财政透明度的影响，而选用地级市数据能够较好地解决这一问题。三是理论观点新颖。数字政府建设显著提升了地方财政透明度，这一效应在大城市、东部地区城市、国家级城市群更为突出，该效应主要是通过信息可及性、政府可问责性两个渠道来实现的。二文献回顾和研究假设1 文献回顾(1)财政透明度“财政透明度”概念界定。财政透明度的学理基础可追溯到霍姆斯特罗姆(Holmstrm)对信息不对称下道德风险的成因和防范机制的研究2。财政透明度能够有效缓解社会公众与政府之间的财政信息不对称问题。学术界对“财政透明度”的界定始于库瑞格(Craig)和科皮兹(Kopits)，即最大程度地向社会公开政府结构和功能、财政政策目标、公共部门账目和预测等信息，使社会公众能够获得可靠、全面、及时、易于理解和国际可比的政府活动信息3。维什瓦纳特(Vishwanath)和考夫曼(Kauf-man)进一步指出，有效的财政透明度要求财政信息具有以下特征:可及性、相关性、完整性、公平性、及时性、一致性、可靠性等4。随后，国际货币基金组织(IMF)、经济合作与发展组织(OECD)提出了财政透明度良好做法守则，国际预算促进会建立了国际可比的财政透明度指标体系。财政透明度的经济社会效应。作为国家治理的重要环节，提升财政透明度对提升社会资源配置效率、提高政府治理水平、促进社会公平等具有重要影响。已有研究显示，财政透明度能够提高财政支出效率5、降低地方政府债务风险6、减少腐败7、改善公共管理8 等。财政透明度的影响因素。影响财政透明度的因素颇多，主要包括政治、财政、社会三个方面，政治方面如官员任期长短9，财政方面如政府债务水平10，社会环境方面如人口规模1。(2)数字政府电子政务是数字政府发展的早期阶段。电子政务是新公共管理运动的产物，它强调运用技术手段来提高行政效率，以转变政府职能为出发点，以建设服务型政府为目标。随着信息技术的广泛应用，新公共管理运动趋于衰落，数字时代的治理取而代之。数字时代的治理专注于政府职能的重新整合，基于公众需求的整体主义，重塑政府和推进行政数字化11。数字政府是数字时代治理的产物，它不仅内含技术层面的电子政务，还涉及社会治理层面的公众参与、业务协同和组织变革12。中国的数字政府建设以国家治理现代化为目标，即政府决策科学化、运转和服务高效化、政府职责体系优化13。数字政府的内在逻辑是以信息技术创新驱动政府数字化运行模式变革和治理理念更新，实现更加精准有效的治理，增强政府整体治理效能14。中国地区间数字政府建设水平的差距较为悬殊。究其原因，从省级层面来看，主要包括电子政务基础、领导重视程度等15;从市级层面来看，主要包48城市问题 2023 年第 2 期数字政府与财政透明度经济与社会括当地信息化水平、省级政务服务平台建设、邻里效应等16。作为数字时代政府发展的新形态，数字政府对社会经济发展具有深远影响:数字政府建设对外资企业撤离有显著抑制作用17，双方数字化水平显著提升双边贸易流量18，数字化建设能有效提高政府治理水平19。既有研究表明，学术界关于财政透明度问题研究深入，成果丰富，但对数字政府的研究尚处于起步阶段，尤其缺乏将数字政府作为提升财政透明度关键影响因素的研究。数字政府是数字化时代推进国家治理现代化的首选工具，作为国家治理重要组成部分的财政透明度，理所当然地也应该以数字政府为首要驱动力。本研究拟丰富数字政府与财政透明度有关研究成果。2 研究假设数字政府由电子政务发展而来。电子政务即利用信息通信技术和互联网提供公共服务。技术是透明度改革的重要推动力20。电子政务改变了传统政府行为模式，带来政府管理方式和工作方式的革新，进而提高政府公共服务质量。与传统信息公开方式如报纸、公报等相比，采用互联网方式公开财政信息，既能够快速、低成本地将财政信息提供给社会公众，又有助于增强社会公众对政府预算的认可度。自 2012 年以来，中国逐渐从电子政务过渡到数字政府建设新阶段。数字政府不仅仅是数字技术的运用，更是一种新型治理模式。在中国，这一新型治理模式集中体现为以“三个再造”为核心任务的政府数字化转型:政务平台再造、政务流程再造和政府职能再造。随着“互联网+政务服务”“互联网+监管”等放管服改革的推进，各类信息共享中心、电子政务云平台的搭建，使包括财政信息在内的政府信息开放性、共享性与可及性得到了大幅提升。集政务公开、行政审批、便民服务等功能于一身的数字政府一体化平台，为财政政务数据同源开放共享、财政信息公开提供了物理平台21。同时，依托数字政府一体化平台，互动式治理模式广泛应用，公众参与治理的社会意识不断增强，网络问政日益普及，政务服务“好差评”制度逐渐成型，构成了高质量财政信息公开的外在压力。信息质量是财政透明度的核心，数字化对于提高财政信息质量至关重要22。在数字政府建设驱动下，中国的财政透明化制度建设稳步推进:2014年 国务院关于深化预算管理制度改革的决定 强调指出，要将公开透明贯穿预算改革和管理全过程，充分发挥预算公开透明对政府部门的监督和约束作用，建设阳光政府、责任政府、服务政府;2015 年开始实施的中华人民共和国预算法 秉持公共财政理念，突出财政资金的公共性，将“建立健全全面规范、公开透明的预算制度”作为立法宗旨;2019 年修订施行的政府信息公开条例 对财政预决算信息公开作出明确规定。在实践中，中国的预算公开改革也卓有成效:着力推进全口径财政信息公开;采用一站式信息发布，全面、完整地公开本级政府及预算部门预决算信息;加大预算绩效信息公开力度，不断提高财政信息公开质量。如果以信息技术策略和政府基础设施的整体发展水平来反映数字政府建设水平，就能够发现数字政府与财政透明度显著正相关23。据此，本文提出以下假说:H1:数字政府建设能显著提升地区财政透明度。基于数字政府蕴含的信息技术特征和公共治理导向，数字政府提升财政透明度主要是通过信息可及性和政府可问责性两个作用机制来实现的。一是信息可及性，即数字政府提高了财政信息的社会公众可及性。斯蒂格利茨(Stiglitz)指出，逃避问责、腐败行为、“寻租”行为、阻碍公众监督等，都是政府倾向于隐匿信息的动机，实现信息公开化的重点在于建设一种以“公众应了解并参与所有集体决定”的公开文化24。新技术的出现，为政府和民众之间有效共享信息提供了手段。财政透明是政府与纳税人之间的公开沟通，以满足纳税人的财政信息需求。数字政府隐含的基本价值观是数据开放25，为政府与纳税人之间的信息沟通建立桥梁。数字政府治理的核心价值在于以公众为中心提供高效便捷的公共服务，切实提高公众的获得感和满意度26。财政信息可及性是基于数据开放程度，公众是否能够轻易获取财政信息，从而影响纳税人满意度的一种信息分布状态，也是衡量公共服务是否高效便民的重要指标。信息技术进步和政府数据公开为用户在最方便的时间以最少的成本访问信息，进而为提高财政透明度提供了可能27。互联网、强大而灵活的财政管理和财政报告软件成为当代信息通信技术的大众传播者。政府会计、预算软件和数据库技术有助于灵活地报告政府组织的财务计划及其运营结果。交互式搜索方法允许公民提取所需的特定财务信息，而无需浏览复杂的财务报告。可下载且易于应用的数据允许研究人员和媒体在质疑纳税人的钱如何花的58城市问题 2023 年第 2 期数字政府与财政透明度经济与社会问题上发挥更积极的作用。可扩展商业报告语言(XBL)等开放数据标准，作为改进政府财务数据自动处理、提高透明度和性能可比性的工具，为财政信息的标准化制定奠定了技术基础28。具有更高数字能力的地方政府通过其网站披露财务信息更容易 5。互联网的使用不仅降低政府传播信息的成本，而且降低用户的使用成本，从而提高了信息可及性。二是政府可问责性。奥尔森(Olson)提出，除非一个集团中人数很少，或者除非存在强制或者其他特殊手段以使个人按照他们的共同利益行事，有理性的、寻求自我利益的个人通常不会采取行动以实现他们共同的或集团的利益，此即“集体行动的困境”29。公众愿意为实现共同利益所投入的精力与时间是有限的。以对政府的监督为例，当对政府监督的时间、精力成本很高时，除非有特别的利益驱动，否则公众几乎不会为了共同利益对政府进行监督。通过现代信息技术和政务新平台，如移动政务App、领导留言板等，数字政府建设极大地丰富了公众的信息来源与监督渠道。公众可以评估预算决策过程透明度、预算执行所蕴含的政策内容透明度和预算结果透明度。对政府部门的不满意、质疑以及建议都可以通过网络提出，这使得公众行使监督权利的成本大幅降低。针对公众在网络上提出的公开质疑，出于考核压力，政府部门往往会及时回应，公众质疑政府回应的即时治理机制将会显著提升政府的可问责性。同时，相较于传统的财政信息公开手段，利用网络信息数据库，公众全天24 小时都能便捷查询各类财政信息数据或文档，这进一步降低了社会监督成本。在发展中国家，以数字革命提升政府可问责性的案例比比皆是，如班纳吉(Banerjee)等在印度的试验发现，使用电子方式来分配财政资金，增加了项目实施的可问责性，降低了资金分配腐败 30。当财政透明度被视为一种标准的善治实践时，公众参与被认为是改善财政决策和监督的有效方式31。根据前述两个作用机制的分析，本文提出以下假说:H2:数字政府通过信息可及性、政府可问责性来提升财政透明度。三研究设计1 模型与变量根据理论分析，构建如下回归模型:fti，t+1=1+2egovi，t+jjxi，t+i+t+k，t+i，t(1)式(1)中，ft 为财政透明度，egov 为数字政府水平，x 为控制变量，i 为城市，t 为年份。参考相关文献并结合中国地方政府实际，影响地区财政透明度的控制变量包括三个方面。一是制度建设，包括反腐力度(anticor)、国家审计力度(audit)32。二是经济因素，包括地区人均 GDP(pgdp)、外商投资占比(fdi)、财政赤字率(deficit)、资源依赖程度(re-source)33。三是社会环境，包括媒体监督力度(media)、教育水平(edu)34。为城市固定效应，为年份固定效应。由于在省级层面可能存在不可观测且随时间变化的因素，对市级财政透明度产生影响，因此以省份与年份交乘的固定效应 来控制这些因素的影响。为随机扰动项，并将标准误聚类到市级层面。考虑到解释变量、控制变量对因变量的影响存在时滞，本文将解释变量与控制变量均取滞后一期。2 数据来源因变量。财政透明度源自清华大学发布的中国市级政府财政透明度研究报告，该报告从机构设置、预算及执行、其他重要财政信息、三大原则运用(全口径、一站式、用户友好)等方面对地级市财政透明度进行了测度。该测算具有评价指标体系完整、切合实际、年份跨度长以及城市覆盖面广等优势。本文选取该报告提供的 20132019 年 290 个地级市样本进行研究。解释变量。数字政府脱胎于电子政务，而电子政务又以政府网站为载体，因此对数字政府的测度势必要以政府网站绩效为基础。当然，对数字政府的测度仅局限于政府网站绩效是片面的，还必须包括治理层面的因素，以体现数字化驱动的决策优化、业务流程再造、政府职能转型等目标。本文选用国脉电子政务网发布的地市级政府门户网站绩效得分作为数字政府的代理变量。该指标不仅反映了电子政务建设进展，而且体现了用户需求导向，契合数字化时代“互联网+政务服务”的深层治理变革方向。控制变量。反腐力度数据源自中国检察年鉴，审计力度数据源自中国审计年鉴。关于媒体监督力度，本文在中国知网中国重要报纸全文数据库 中以各地级市名和“审计”作为关键词，按照城市、年份检索并汇总得到。除此以外的其他变量数据来源于 EPS 数据网、中国城市统计年鉴 及中国区域经济统计年鉴。需要说明的是，由于地级市的反腐力度、审计力度数据缺乏，本文用地级市68城市问题 2023 年第 2 期数字政府与财政透明度经济与社会所在的省级数据来替代。3 描述性统计表 1 报告了各变量的描述性统计结果。其中，财政透明度均值为 40 842，低于及格水平，标准差为 19 784，表明我国地市级政府财政透明度水平总体偏低，并且不同区域间存在较大差距。数字政府评分均值为 58 213，接近及格水平，各地区间存在较大的区域差距。控制变量的变异系数也普遍较高，说明地区间影响财政透明度的其他因素也存在较大差异，采用地级市数据来分析具有合理性，并且有必要进行分组检验。考虑到异方差可能使估计结果有偏，本文将绝对值变量均取对数以减少异方差影响，同时，将连续型变量按照上下 1%比例进行缩尾处理，以剔除极端值的影响。表 1变量描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值ft200840 84219784100086032egov205658 213154431230089500anticor23040 243006400270463audit23160 540038600482363pgdp250247265 973334190455304 000322837998fdi21110 018001700000132deficit22390 120013100672230resource21060 034006200000535media23200 5211614000025000edu25091822 5062415080592013112407四实证结果与分析1 基准回归表 2 报告了基准回归结果。第(1)列仅包括解释变量，结果表明，数字政府水平显著提升地区财政透明度。第(2)列至第(6)列依次增加控制变量、控制年份、城市、省份年份固定效应，结果表明，数字政府水平对地区财政透明度的影响均显著为正(除第(4)列外)。选取控制因素最多、估计结果最稳健的第(6)列来分析，研究显示，数字政府对财政透明度的影响在 5%水平上显著为正。具体而言，在控制其他因素后，数字政府水平每提升 1 个百分点，将会使财政透明度提升 0 169 个百分点，假说 1 初步得到了证实。数字政府与财政透明度的取值均介于 0100之间，都不能无限提高，为考察二者之间是否存在库兹涅茨曲线式非线性关系，本文进一步将解释变量的平方项加入到式(1)中。回归结果如表 3 所示。从包括全部控制变量的表 3 第(6)列来看，数字政府与财政透明度之间呈 U 型关系:在拐点之前数字政府对财政透明度有抑制效应，拐点之后则为提升效应。数字政府的一次项和二次项对财政透明度的影响系数分别为 2 553、0 356，经计算得到拐点处数值为 36 078 分，即样本得分低于和高于该值时，数字政府对财政透明度分别具有抑制和提升作用。这主要是因为拐点之前的数字政府建设成本高、社会接受度低，在新旧机制转轨期难以取得显著成效。统计发现，城市样本中数字政府得分均值为58 213 分，远超过拐点值，并且在全部 1994 个样本中仅有 173 个样本低于拐点值，占比仅为 9%。尽管数字政府与财政透明度之间呈 U 型关系，但由于大部分样本分布在拐点右侧，因而可以认为，加强数字政府建设在总体上能够提升地区财政透明度水平，这进一步加强了表 2 的研究结论。2 异质性分析描述性统计表明，城市之间的经济社会发展水平的差距较为悬殊，基准回归结果是否具有地区异质性需要厘清。研究显示，人口规模、自然禀赋以及社会经济发展水平对财政透明度有显著影响35。因此，本文从人口规模、城市区位以及国家级城市群三个维度进行分组考察。(1)城市人口规模根据2014 年 国务院关于调整城市规模划分标准的通知，本文将城市规模按照人口数量进行分组。考虑到特大城市和超大城市数量较少，借鉴王业强、魏后凯36 的方法，本文将年末人口数 300 万作为临界值:低于临界值的城市为小规模组，高于临界值的城市为大规模组。表 4 中的第(1)、(2)列为分组回归结果。结果显示，小规模组城市的数字政78城市问题 2023 年第 2 期数字政府与财政透明度经济与社会表 2基准回归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)egov0 404(8160)0 204(3001)0384(6696)0 073(0 923)0151*(1831)0169(1 998)anticor0404(1308)0445*(1881)0784(2 298)1051(2607)3 503(1 052)audit0 309(8740)0021(0671)0 084*(1 854)0029(0578)0 029(0 065)pgdp0 612(10 900)0024(0570)2045(21940)0041(0069)3046(3 066)fdi1692(1411)0406(0506)2700(1980)0972(0706)0 500(0 282)deficit2 249(5476)0633(2388)0 730(1 270)0129(0219)0 366(0 548)resource2 644(5267)0875(2607)1 134(1 230)0510(0638)0 043(0 042)media0 205(5595)0073(2722)0071(2219)0037(1210)0054*(1 856)edu0006(0211)0043(2395)0 060(0 905)0038(0622)0 002(0 027)Constant1 935(9616)4 161(6566)1373(2644)19080(18070)2595(0426)28730(2 772)年份NONOYESNOYESYES城市NONONOYESYESYES省份年份NONONONONOYES观测值1，9881，6491，6491，6491，6491，649Adj 20007028804500 38704570 577注:*、和分别表示系数估计值在 10%、5%和 1%水平下显著;系数下方括号内为 t 值。下同。表 3非线性关系估计结果变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)egov1364(1346)1077(1098)3505(4136)2871(2620)2662(2525)2 553(2 286)egov20 122(0 940)0112(0900)0502(4620)0381(2 728)0368(2685)0356(2 441)Constant0 0574(0029)5 832(3024)8979(5156)14140(6842)7678(1197)23400(2 177)控制变量NOYESYESYESYESYES年份NONOYESNOYESYES城市NONONOYESYESYES省份年份NONONONONOYES观测值1，9881，6491，6491，6491，6491，649Adj 20004028804530 38904590 578注:控制变量包括反腐力度、审计力度、地区人均 GDP、外商投资占比、财政赤字率、资源依赖度、媒体监督、教育水平等，为节省篇幅没有报告。下同。府对财政透明度影响不显著，而大规模组城市的影响显著为正。其原因主要是大规模城市提供公共服务具有规模经济优势和网络价值优势。统计分析结果也显示，大规模组和小规模组的数字政府均分分别为 61 21 分、55.30 分，前者的数字政府建设水平在整体上高于后者。(2)城市区位参考赵涛等37 的城市区位分类做法，本文将样本分为东部与中西部进行分组回归。表 4 的第(3)、(4)列表明，仅东部城市的数字政府对于财政透明度具有促进作用。其原因在于，东部城市经济发展水平普遍较高，其社会治理水平和公众认知水平也较高，二者均有利于推进地区财政透明度建设。在社会治理上，东部城市电子政务建设起步早，数字化基础设施较为完善，为财政信息公开奠定了技术基础;东部城市政府的服务意识、法治意识较强，推88城市问题 2023 年第 2 期数字政府与财政透明度经济与社会进数字政府建设具有主动性和内生性。在公众认知上，东部城市居民开放意识强，对电子政务(数字政府)等新型服务供给模式接受程度高;东部城市居民权利意识较强，会通过网络来表达对财政透明度的诉求，从而促进了财政透明度的提升。(3)国家级城市群参照丁任重等的研究38，本文以样本城市是否位于国家级城市群进行分组。表 4 的第(5)、(6)列表明，只有城市群组的数字政府对财政透明度具有显著的积极影响。其原因在于两方面。一是城市群产生的“虹吸效应”加速了城市群经济发展，为数字政府建设打下了良好的经济基础。二是城市群享有政策试点红利，促进了社会治理水平提升，为财政信息公开奠定了制度基础;城市群的善治实践使社会公众对财政信息更加敏感，对政府财政信息公开形成了社会压力。财政信息的供给方和需求方同时发力，使在该城市群的城市的财政透明度处于更高水平。表 4分组回归结果变量小规模组大规模组中西部组东部组非城市群组城市群组(1)(2)(3)(4)(5)(6)egov0 049(0 384)0339(2340)0113(1110)0303(2 192)0028(0206)0256(2 177)Constant29 210(2 598)35110(1544)35070(5315)20680(2 616)47640(6053)17540(2 767)控制变量YESYESYESYESYESYES年份YESYESYESYESYESYES城市YESYESYESYESYESYES省份年份YESYESYESYESYESYES观测值5801，0691，0645854721，177Adj 20682058205520 63706480 5523 作用机制分析基于相关理论，数字政府通过信息可及性和政府可问责性两个中间变量来影响财政透明度，因此本文运用中介效应模型进行检验，估计结果见表 5。表 5中介效应模型估计结果变量Baiduindex(1)accountability(2)20 169(1998)0 169(1 998)20 349(4974)0 621(11753)20 319(5808)0 181(3280)30 150(7782)0 284(11433)控制变量YESYES观测值1，6341，649Sobel 检验系数0 0520 176Sobel 检验 P 值0 0000 000中介效应占比总效应14 10%49 29%针对信息可及性机制，考虑到“三公经费”是近年来公众最关心的财政公开信息，而基于数字技术的互联网搜索量可以反映该信息的可及性，因此，本文选取以“三公经费”为关键词，以检索、统计得到的百度指数(baiduindex)来度量该变量。在表 5 第(1)列中，数字政府对中介变量百度指数的影响系数(2)显著为正，即数字政府水平越高，信息可及性越高。影响财政透明度的百度指数系数(3)也显著为正。2与 3都显著，表明存在中介效应。而数字政府对财政透明度的影响系数(2)也显著为正，说明存在部分中介效应，Sobel 检验 P 值也证实了这一点。经计算，得到中介效应在总效应中的占比为1410%。信息可及性这一作用机制得到了证实。针对政府可问责性机制，以法治程度作为替代变量，参照王小鲁等的研究39，以“市场中介组织发育和法律制度环境”指数来量化。由于该指数缺乏地市级数据，故以省级指数来代替。在表 5 第(2)列中，数字政府对中介变量政府可问责性的影响系数(2)显著为正，说明数字政府可以显著提升政府可问责性。可问责性对财政透明度的影响系数(3)也显著为正。因此，数字政府、可问责性与财政透明度之间存在中介效应。由于可问责性对财政透明度的影响系数(2)也显著为正，说明存在部分中介效应。经计算，该中介效应占总效应的比重为 49 29%，政府可问责性这一中间作用机制也得到了证实。综上所述，假说 2 得到了证实。4 稳健性检验(1)替换解释变量衡量数字政府的指标，除了国脉电子政务网编制98城市问题 2023 年第 2 期数字政府与财政透明度经济与社会的政府门户网站绩效得分外，还有中国软件评测中心发布的 中国政府网站绩效评估报告，该报告也能较好地反映数字政府建设水平。但该报告从 2014 年开始仅公布得分前100 名的城市，这使得估计样本大幅减少(仅为基准回归样本量的 1/3)。研究显示，尽管样本量大幅减少，但估计结果(表 6)与基准回归一致。从表6 第(6)列来看，数字政府在 1%水平上显著提升地区财政透明度，初步验证了基准回归结果。表 6替换解释变量变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)egov0 519(10 930)0 403(6674)0281(2779)0460(2 193)0505(2200)0651(2 673)Constant1 725(9055)1855(2491)2727(2905)0417(0119)8534(0620)17870(0 973)控制变量NOYESYESYESYESYES年份NONOYESNOYESYES城市NONONOYESYESYES省份年份NONONONONOYES观测值723619619619619619Adj 20098008600920 09601040 344(2)剔除省会城市样本省会城市是一个省的行政中心，经济地位和政治地位突出，往往具有很强的资源虹吸效应，省内其他城市难以与之比肩。省会城市人口规模大、经济发展水平高，在数字政府建设方面具有资源优势，在财政透明度建设方面面临更大的压力，剔除这些城市进行回归能够更客观地反映样本平均处理效应。表 7报告了剔除省会城市后对 263 个非省会城市样本的回归结果。从表 7 第(6)列来看，在控制了年份、城市以及省份年份固定效应后，非省会城市数字政府对财政透明度的影响仍然在 10%水平上显著为正，说明数字政府提升财政透明度的效应具有一般性，受省会城市样本的影响较小，基准回归结论是稳健的。表 7剔除省会城市回归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)egov0 387(7660)0 212(2853)0368(5980)0 067(0 800)0135(1553)0179*(1 938)Constant1 982(9647)4 002(6029)1628(3019)19460(17470)2565(0393)30750(3 053)控制变量NOYESYESYESYESYES年份NONOYESNOYESYES城市NONONOYESYESYES省份年份NONONONONOYES观测值1，7991，4781，4781，4781，4781，478Adj 20005027904420 38304490 574(3)排除竞争性解释考虑到自 2013 年始的制度化反腐以及 2015 年新预算法实施的影响，本文分别构造了两个虚拟变量来刻画其影响:以 ianticor 来刻画反腐影响，2013 年以前赋值为 0，2013 年及以后赋值为 1;以 ibudget 来刻画新预算法影响，2015 年以前赋值为 0，2015 年及以后赋值为 1。由于两个变量均为时间虚拟变量，2015年以后两个变量的影响合二为一。加入了年份虚拟变量后，回归中将不再控制年份、省份年份固定效应。在表 8 中，前后 4 列分别为未控制和控制城市固定效应、逐步加入两个虚拟变量后的回归结果。比较表 8 第(1)列与第(4)列可以发现，在添加虚拟变量后，数字政府对财政透明度的影响显著性没有发生改变，且系数增大。比较表 8 第(5)列与第(8)列可以发现，在加入两个虚拟变量后，数字政府对财政透明度的影响显著性从不显著变为 10%水平上显著，且为正向影响。总体来看，数字政府对财政透明度的影响均显著为正。从控制变量最多的表 8 第(8)列来看，数字政府对财政透明度的影响并没有因为反腐和新预算法实施而发生根本改变，数字政府建设仍然显著提升了财政透明度，即外生事件冲击不改变基准回归结论。09城市问题 2023 年第 2 期数字政府与财政透明度经济与社会表 8竞争性解释排除回归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)egov0 204(3 001)0 411(7351)0 298(4 770)0433(7771)0073(0923)0183(2 392)0028(0356)0130*(1683)ianticor0 627(18985)0570(16472)0296(6 416)0 232(4831)ibudget0 323(10 321)0168(5499)0233(4910)0149(3 021)Constant4 161(6 566)0 541(1 007)1 786(3 086)0251(0479)19085(18 072)12310(9185)24899(16206)17482(8 868)控制变量YESYESYESYESYESYESYESYES城市NONONONOYESYESYESYES观测值1，6491，6491，6491，6491，6491，6491，6491，649Adj 20 2880 365027103720387040404000409(4)工具变量法估计数字政府与财政透明度之间可能存在内生性问题，如反向因果，难以度量的因素如地方主政官员的个人偏好同时影响数字政府和财政透明度建设。为缓解这一内生性问题，本文进一步采用工具变量法来进行估计。具体来说，以基于经纬度计算的样本城市到杭州的地理距离作为工具变量，理由如下:首先，发源于杭州阿里巴巴集团的支付宝软件功能已从日常生活交易拓展到政务服务，支付宝已成为地区数字政府建设的重要平台。因此，可以预期，样本城市离杭州的地理距离越近，其数字政府的建设水平越高，从而满足工具变量的相关性要求。其次，财政透明度由政府主导，是一个多因素综合影响的变量，而各地区到杭州的地理距离是自然形成的，从而满足工具变量的外生性要求。但地理距离不随时间变化，这会导致在运用工具变量回归时无法对城市的个体效应进行控制。同时，由于数字政府得分随时间而变，仅以地理距离作为工具变量会导致二阶段估计失效。为此，本文将样本城市到杭州的距离(distance)与当年除本市外的数字政府得分均值(aveegov)进行交乘后取对数(dis-tance*aveegov)，作为具有时间变化效应的工具变量。表 9 的第(1)、(2)列为仅加入解释变量的一阶段工具变量回归结果，第(5)、(6)列为添加控制变量后的一阶段工具变量回归结果。由表 9 可知，工具变量交互项的系数均显著为负，说明离杭州距离越远，数字政府得分越低。同时，一阶段弱工具变量检验 F 统计量显著大于 10，说明工具变量满足相关性需求。第(3)、(4)列为仅考虑解释变量的二阶段工具变量回归结果，第(7)、(8)列为添加控制变量后的二阶段工具变量回归结果，由此可知，在排除内生性后，数字政府建设显著提升了财政透明度水平，二者之间的因果关系得到证实。进一步与基准回归结果相比较，可以发现，表 9第(7)列中的数字政府的影响系数比表 2 第(5)列中的系数更显著、更大，表 9 第(8)列中的系数比表2 第(6)列中的系数更大，表明基准回归低估了数字政府的财政透明度效应，采用工具变量法进行估计表 9工具变量回归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)egovftegovftdistance*aveegov328613(161621)327839(146592)325862(150568)323914(135081)egov0146*(1 890)0 169(1995)0 182(2085)0 204(2155)Constant3571 889(161 804)3563 516(1