政府審計(jì)功能協(xié)同與財(cái)政支出效率：理論與實(shí)證

彭 沖，湯二子，黃溶冰

(1.南京審計(jì)大學(xué)審計(jì)科學(xué)研究院，江蘇 南京 211815；2.浙江工商大學(xué)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

政府審計(jì)功能協(xié)同與財(cái)政支出效率：理論與實(shí)證

彭 沖1，湯二子1，黃溶冰2

(1.南京審計(jì)大學(xué)審計(jì)科學(xué)研究院，江蘇 南京 211815；2.浙江工商大學(xué)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

本文在構(gòu)建審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展影響財(cái)政支出效率的理論模型基礎(chǔ)上，采用動(dòng)態(tài)空間面板模型考察了“免疫系統(tǒng)”觀下審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的影響效應(yīng)。研究表明：中國(guó)省域財(cái)政支出效率呈現(xiàn)出明顯的空間溢出效應(yīng)和俱樂(lè)部集聚特征；財(cái)政支出效率在時(shí)間單維度、空間單維度分別表現(xiàn)為慣性效應(yīng)和標(biāo)尺效應(yīng)。審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的影響呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型特征，充分發(fā)揮審計(jì)功能協(xié)同對(duì)財(cái)政支出效率的提升效應(yīng)具有較大潛力。

政府審計(jì)；審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展；財(cái)政支出效率；動(dòng)態(tài)空間面板模型

一、引 言

政府審計(jì)作為公共受托責(zé)任履行的有效制度安排，在推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展扮演著重要的角色。隨著國(guó)家治理的實(shí)踐發(fā)展，政府審計(jì)已成為維護(hù)民生權(quán)益、推進(jìn)民主法治的重要工具，其審計(jì)內(nèi)容也從簡(jiǎn)單的財(cái)政財(cái)務(wù)收支逐步拓展到與財(cái)政收支相關(guān)的民生、資源環(huán)境、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)等各項(xiàng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)管理活動(dòng)中[1]。然而，在政府審計(jì)的對(duì)象、范圍和內(nèi)容不斷深入和拓展，審計(jì)監(jiān)督成效顯著的同時(shí)，我國(guó)“屢審屢犯”現(xiàn)象依然屢見(jiàn)報(bào)端[2]。統(tǒng)計(jì)顯示，2007～2012年平均每單位查出的違規(guī)問(wèn)題金額從2007年的196.3545萬(wàn)元躍升至2012年的328.3026萬(wàn)元，6年增長(zhǎng)了1.67倍，“屢審屢犯”現(xiàn)象嚴(yán)重影響到我國(guó)財(cái)政資金支出績(jī)效。有鑒于此，2012年國(guó)家治理“免疫系統(tǒng)”論的提出為我國(guó)政府審計(jì)發(fā)展指明了方向[1]。協(xié)同審計(jì)作為政府審計(jì)服務(wù)國(guó)家治理的新方式[3]，我們關(guān)注的是，在當(dāng)前審計(jì)全覆蓋背景下，協(xié)同審計(jì)是否對(duì)財(cái)政資金配置效率產(chǎn)生了影響？其影響呈現(xiàn)何種特征，程度如何？以上問(wèn)題的回答無(wú)疑對(duì)于揭示我國(guó)財(cái)政資金使用的效率和效果相當(dāng)重要。

近年來(lái)，理論和實(shí)務(wù)界對(duì)協(xié)同審計(jì)給予了高度關(guān)注，針對(duì)如何發(fā)揮政府審計(jì)“免疫系統(tǒng)”功能有效服務(wù)國(guó)家治理，展開(kāi)了一系列有益探索[2][4][5][6][7]。以往研究聚焦于討論協(xié)同審計(jì)的功能和作用，鮮有文獻(xiàn)將協(xié)同審計(jì)與財(cái)政資金使用效率和效果聯(lián)系起來(lái)，這為本文研究提供了一個(gè)新的視角。研究表明，對(duì)政府財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)性、效率性和效果性的審計(jì)監(jiān)督，可以有效減少財(cái)政資金的違規(guī)行為[8]。黃溶冰和烏天玥(2016)強(qiáng)調(diào)要實(shí)現(xiàn)審計(jì)效力和效果的協(xié)同形成一種審計(jì)免疫的長(zhǎng)效機(jī)制，才能提高對(duì)財(cái)政收支違規(guī)問(wèn)題的“糾偏”能力，進(jìn)而提高財(cái)政資金的使用績(jī)效[2]。因此，從國(guó)家審計(jì)功能協(xié)同視角探求財(cái)政支出效率的優(yōu)化路徑，對(duì)于實(shí)現(xiàn)政府審計(jì)服務(wù)國(guó)家財(cái)政治理績(jī)效提升具有較強(qiáng)的理論和現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：首先，結(jié)合審計(jì)“免疫系統(tǒng)”論這一戰(zhàn)略背景，構(gòu)建簡(jiǎn)單的數(shù)理模型闡釋審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的作用機(jī)理和傳導(dǎo)路徑；其次，采用耦合協(xié)調(diào)測(cè)度模型對(duì)國(guó)家審計(jì)功能的協(xié)同發(fā)展水平進(jìn)行量化測(cè)度，是對(duì)以往理論研究文獻(xiàn)的拓展和補(bǔ)充；第三，采用最新發(fā)展的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型，在同時(shí)考慮財(cái)政支出效率的時(shí)間滯后效應(yīng)、空間滯后效應(yīng)和時(shí)空滯后效應(yīng)條件下并控制內(nèi)生性基礎(chǔ)上，對(duì)政府審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的影響進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)識(shí)別。

二、理論模型

對(duì)于財(cái)政支出效率E來(lái)說(shuō)，它決定于財(cái)政資金的實(shí)際支出與中央政策規(guī)劃的吻合度X。變量X也意味著地方政府或者執(zhí)行部門的財(cái)政支出與中央政策規(guī)劃的背離程度，嚴(yán)重的背離必然會(huì)損害中央的權(quán)威。變量X的取值范圍為[0,1]，當(dāng)X=0時(shí)，意味著財(cái)政支出完全背離中央政策規(guī)劃；當(dāng)X=1時(shí)，財(cái)政支出完全符合中央政策規(guī)劃。在維護(hù)中央政策規(guī)劃這一最高標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，執(zhí)行部門還需要根據(jù)自身的狀況合理運(yùn)用財(cái)政支出資金。比如中央可能規(guī)定地方政府在教育方面的投入需要占GDP固定比率的經(jīng)費(fèi)，地方政府按照政策規(guī)劃投入了合理的經(jīng)費(fèi)(X=1)，這并不意味著財(cái)政支出效率已經(jīng)最大化了，它還依賴于執(zhí)行部門如何使用這筆經(jīng)費(fèi)。對(duì)此，引入量化指標(biāo)執(zhí)行部門的努力程度Y，更高的Y意味著更高的財(cái)政支出效率。根據(jù)以上分析，財(cái)政支出效率應(yīng)該滿足：

E=f(X,Y)

(1)

越高的審計(jì)功能A會(huì)讓地方政府或者執(zhí)行部門更加依從中央政策規(guī)劃來(lái)制定財(cái)政支出決策，亦即X是A的函數(shù)：X=X(A)。審計(jì)功能A對(duì)變量X發(fā)揮的作用，在某種程度上可看成合規(guī)審計(jì)。其次，更強(qiáng)的審計(jì)監(jiān)督會(huì)讓執(zhí)行人員更加努力地參與工作，即Y也是A的函數(shù)：Y=Y(A)。同樣，審計(jì)功能A對(duì)變量Y發(fā)揮的作用，在某種程度上可看成為績(jī)效審計(jì)。

E=f(X(A),Y(A))=g(A)

(2)

審計(jì)功能的三個(gè)子系統(tǒng)：揭示、抵御與預(yù)防，它們的量化指標(biāo)分別設(shè)置為：A1、A2、A3。三個(gè)審計(jì)功能子系統(tǒng)對(duì)整體審計(jì)功能所產(chǎn)生的貢獻(xiàn)也會(huì)隨著地區(qū)間的異質(zhì)性而變化。因此，

A=β1A1+β2A2+β3A3

(3)

其中，β1、β2與β3是參數(shù)并且都大于0，取決于不同地區(qū)的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)、制度建設(shè)等狀況。舉例說(shuō)明：如果某一地區(qū)腐敗極其嚴(yán)重，財(cái)政違規(guī)違紀(jì)事件頻發(fā)，對(duì)于這一地區(qū)，審計(jì)揭示與抵御子系統(tǒng)相對(duì)于審計(jì)預(yù)防來(lái)說(shuō)，應(yīng)該會(huì)發(fā)揮更大的作用，即β1與β2相對(duì)較高；如果某一地區(qū)非常廉潔，財(cái)政資金使用的環(huán)境健康，那么該地區(qū)的審計(jì)預(yù)防功能發(fā)揮的作用應(yīng)該更大，即β3相對(duì)較高。

審計(jì)對(duì)財(cái)政資金的監(jiān)督除了這三個(gè)子系統(tǒng)外，它們之間的相互配合(協(xié)同)也會(huì)產(chǎn)生一定的作用。假設(shè)審計(jì)揭示、抵御與預(yù)防三者之間的協(xié)同程度為χ(A1,A2,A3)。不同的χ對(duì)財(cái)政支出效率具有不同的影響。擴(kuò)展式(2)得到：

E=χ(A1,A2,A3)g(β1A1+β2A2+β3A3)

(4)

根據(jù)式(4)，很可能片面地認(rèn)為審計(jì)功能三大子系統(tǒng)之間的協(xié)同度χ(A1,A2,A3)越高，財(cái)政支出效率越高。產(chǎn)生偏誤的原因是χ(A1,A2,A3)取決于三大子系統(tǒng)A1、A2、A3之間的收斂性，而系數(shù)β1、β2與β3之間的不同意味著固定的A1+A2+A3可能對(duì)應(yīng)著不同的審計(jì)功能總體A=β1A1+β2A2+β3A3，進(jìn)而對(duì)應(yīng)著不同的財(cái)政支出效率。

如果β1=β2=β3的話，即審計(jì)功能三大子系統(tǒng)發(fā)揮的作用一致時(shí)，那么越高的審計(jì)功能協(xié)同度χ(A1,A2,A3)對(duì)應(yīng)著更有效率的財(cái)政支出。

只要β1、β2、β3之間存在差異，審計(jì)功能的三大子系統(tǒng)將發(fā)揮不同的作用，從而貢獻(xiàn)最大的審計(jì)功能理應(yīng)得到更多的重視。當(dāng)協(xié)同度χ(A1,A2,A3)逐漸增加時(shí)，意味著三大子系統(tǒng)之間的差異逐漸變小，從而貢獻(xiàn)最大的審計(jì)功能子系統(tǒng)的重視程度越來(lái)越被弱化，致使財(cái)政支出效率很有可能會(huì)隨著審計(jì)功能三大子系統(tǒng)之間的協(xié)同度提高而降低。

審計(jì)功能的三大子系統(tǒng)揭示、抵御和預(yù)防缺一不可，它們之間共同組成國(guó)家審計(jì)整體，不存在只需其中一個(gè)子系統(tǒng)而完全放棄另外兩者的情形。因此，在審計(jì)功能協(xié)同度χ(A1,A2,A3)上升的初始階段，財(cái)政支出效率一般是提高的。當(dāng)協(xié)同度增加到一定程度后，基于地方政府或者執(zhí)行部門特點(diǎn)所決定的審計(jì)功能側(cè)重點(diǎn)(子系統(tǒng))逐漸被弱化，財(cái)政支出效率很可能會(huì)隨著協(xié)同度的提高而下降。換句話說(shuō)，既要在總體上重視審計(jì)揭示、抵御和預(yù)防三者之間的相互配合，也要考究因地制宜的策略選擇，尤其是審計(jì)業(yè)務(wù)內(nèi)容的轉(zhuǎn)向從傳統(tǒng)的合規(guī)性審計(jì)到績(jī)效審計(jì)轉(zhuǎn)變?；谝陨详U釋，提出本文的研究假說(shuō)：

假說(shuō)1：?jiǎn)我坏膶徲?jì)功能對(duì)財(cái)政支出效率的影響有限，統(tǒng)計(jì)上可能不顯著。

假說(shuō)2：政府審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的影響呈現(xiàn)出倒“U”型非線性關(guān)系。

三、計(jì)量模型構(gòu)建、變量測(cè)度及數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)模型設(shè)定

國(guó)內(nèi)多數(shù)研究證實(shí)，一地區(qū)的財(cái)政支出效率不僅與地區(qū)本身的經(jīng)濟(jì)特征和政府政策密切相關(guān)，還會(huì)通過(guò)學(xué)習(xí)、模仿相鄰地區(qū)的政策、制度制定等途徑形成空間策略互動(dòng)或溢出效應(yīng)[9]。從審計(jì)實(shí)踐來(lái)看，各地區(qū)審計(jì)部門在審計(jì)理念(如自然資源資產(chǎn)離任審計(jì))、審計(jì)技術(shù)方法(如大數(shù)據(jù)審計(jì)運(yùn)用)、審計(jì)對(duì)象選擇(如對(duì)自主項(xiàng)目的對(duì)象選擇)等方面存在著政策模仿和學(xué)習(xí)的正外部性，可能會(huì)影響到審計(jì)揭示、抵御和預(yù)防功能進(jìn)而“免疫系統(tǒng)”的效用發(fā)揮。因此，如何準(zhǔn)確刻畫出這一效應(yīng)顯得較為關(guān)鍵，空間計(jì)量模型則為其提供了一個(gè)很好的工具。本文借鑒Elhorst(2012)、Elhorst et al.(2015)的研究思路[10][11]，通過(guò)取財(cái)政支出效率水平的滯后一期項(xiàng)緩解由聯(lián)立性導(dǎo)致的內(nèi)生性偏誤，同時(shí)考慮審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展的動(dòng)態(tài)空間依賴關(guān)系和時(shí)空依賴關(guān)系，采用動(dòng)態(tài)空間模型的方法驗(yàn)證審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的影響效應(yīng)。設(shè)定如下動(dòng)態(tài)空間廣義嵌套模型：

(5)

其中，F(xiàn)EEit表示財(cái)政支出效率，DPREit表示審計(jì)功能協(xié)同指數(shù)，Xit表示控制變量，αi、νt、εit分別表示地區(qū)效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。Wij表示空間權(quán)重矩陣。α表示時(shí)間滯后系數(shù)；ρ表示空間滯后系數(shù)；κ表示時(shí)空滯后系數(shù)，β1反映空間關(guān)聯(lián)省份審計(jì)協(xié)同發(fā)展水平通過(guò)影響本地區(qū)審計(jì)協(xié)同發(fā)展水平進(jìn)而影響本地區(qū)財(cái)政支出效率；λ表示空間誤差系數(shù)，代表空間關(guān)聯(lián)地區(qū)關(guān)于區(qū)域財(cái)政支出效率因變量的誤差沖擊對(duì)本地區(qū)財(cái)政支出效率的影響。顯然，從上式的動(dòng)態(tài)空間模型能夠從時(shí)間單維度、空間單維度、時(shí)空雙維度分別對(duì)財(cái)政支出效率的時(shí)間滯后效應(yīng)、空間滯后效應(yīng)和時(shí)空滯后效應(yīng)予以全面反映，可以確保結(jié)果的穩(wěn)健性，同時(shí)借鑒Elhorst(2013)提出的糾偏的QML方法展開(kāi)動(dòng)態(tài)空間面板模型估計(jì)[12]。

針對(duì)空間權(quán)重矩陣的設(shè)置國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)多采用二階相鄰距離矩陣來(lái)表示，但這種事先給定的空間關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)僅適用于局部分析，大大降低了模型估計(jì)精確度[13]。為克服這一問(wèn)題，本文基于全局視角采用地理距離兩個(gè)矩陣Wij來(lái)度量*基于地理距離考察范圍內(nèi)任何兩地區(qū)間的相關(guān)性，相關(guān)強(qiáng)度隨距離增大而加速減弱，服從地理學(xué)第一定律。，設(shè)定方式為：

(6)

式中，Gij為第i行和第j列的矩陣元素，dij為地區(qū)i和地區(qū)j之間的地理距離。地理距離根據(jù)各省省會(huì)城市的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)*地理距離中省份經(jīng)緯度來(lái)自國(guó)家測(cè)繪局公布的國(guó)家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)http://nfgis.nsdi.gov.cn/。計(jì)算而成?？臻g權(quán)重矩陣被標(biāo)準(zhǔn)化為每行元素之和為1，記標(biāo)準(zhǔn)化后權(quán)重為W。基于穩(wěn)健性考慮，本文將同時(shí)列出鄰接距離和經(jīng)濟(jì)距離*(6)式中的地理距離d采用兩省份人均實(shí)際GDP的差值表示。的估計(jì)結(jié)果。

(二)變量測(cè)度及指標(biāo)選擇

1.被解釋變量為財(cái)政支出效率(FEE)?？v觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，財(cái)政效率作為評(píng)價(jià)公共財(cái)政體制框架成敗的核心要素，國(guó)內(nèi)外有關(guān)財(cái)政支出效率估算的研究頗豐[14][15][16]。本文借鑒Tone(2002)和Wang et al.(2011)的方法[17][18]，采用基于產(chǎn)出導(dǎo)向*采用產(chǎn)出導(dǎo)向的理由在于：本文立意在投入不變的前提下，應(yīng)該是最大化其地方政府財(cái)政支出效率。筆者比較Input-orientated與Output-orientated測(cè)算方法的結(jié)果，其差異不大，兩者顯著正相關(guān)。和非徑向且考慮松弛變量的超效率SBM-DEA窗口模型來(lái)構(gòu)建生產(chǎn)前沿并核算效率水平*限于篇幅，本文未列出計(jì)算公式，作者備索。。核算效率得分時(shí)，采用2006～2012年中國(guó)31個(gè)省級(jí)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)作為樣本。其中，投入指標(biāo)采用人均預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出(單位：元/人)并經(jīng)CPI指數(shù)定基平減處理*有學(xué)者采用人均預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出與預(yù)算外財(cái)政支出之和作為投入變量，本文也采用該指標(biāo)進(jìn)行回歸，其結(jié)果與采用預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出作為投入變量的回歸結(jié)果基本一致。。產(chǎn)出指標(biāo)則借鑒楊騫和張義鳳(2015)的方法，采用中國(guó)統(tǒng)計(jì)學(xué)會(huì)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)科學(xué)研究所發(fā)布的“地區(qū)發(fā)展與民生指數(shù)(DLI)”(單位：%)表示[16]。經(jīng)人均實(shí)際財(cái)政支出與地區(qū)發(fā)展和民生指數(shù)的皮爾遜相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，其指達(dá)到了0.4921且在1%的水平下高度顯著，滿足DEA模型所要求的投入產(chǎn)出指標(biāo)“同向性”假設(shè)。

圖1顯示了2006～2012年分省及三大地區(qū)財(cái)政支出效率的平均值。從各省份效率平均值來(lái)看，除北京、山西和河南平均支出效率大于1外，其他省份均低于1，說(shuō)明我國(guó)當(dāng)前各地區(qū)的財(cái)政支出效率尚未達(dá)到前沿面，財(cái)政支出效率還有較大的潛力有待進(jìn)一步挖掘。從東、中、西部地區(qū)省份效率平均值來(lái)看，中部地區(qū)的效率平均值(0.9022)>東部地區(qū)的效率平均值(0.7966)>西部地區(qū)的效率平均值(0.7338)，這與唐齊鳴和王彪(2012)基于隨機(jī)前沿方法的研究結(jié)論是一致的[14]。究其原因，我們從投入產(chǎn)出的角度繪制了圖2進(jìn)行對(duì)比分析。從圖2可以看出，盡管東部地區(qū)的產(chǎn)出指數(shù)均值達(dá)到了60.13%，但其投入亦高于其他地區(qū)。對(duì)比投入產(chǎn)出比*采用地區(qū)發(fā)展與民生指數(shù)與人均實(shí)際財(cái)政支出的比值表示，單位為：%/元。發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)的投入產(chǎn)出比僅為0.0097，低于中部地區(qū)的投入產(chǎn)出比則0.0145，但高于西部地區(qū)投入產(chǎn)出比0.0086。這正好驗(yàn)證了楊騫和張義鳳(2015)的論證，也即“財(cái)政投入的規(guī)模與財(cái)政支出效率不存在同向變動(dòng)關(guān)系”的結(jié)論[16]。

圖1 2006～2012年全國(guó)各省財(cái)政支出效率均值

圖2 2006～2012年?yáng)|、中、西部地區(qū)人均實(shí)際財(cái)政支出、地方發(fā)展與民生指數(shù)均值

2.解釋變量：審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展指數(shù)(DPRE)。正如理論模型闡述的那樣，內(nèi)生于審計(jì)“免疫系統(tǒng)”的揭示、抵御和預(yù)防功能三個(gè)監(jiān)督控制子系統(tǒng)之間存在著相互關(guān)聯(lián)、相互約束和相互影響的關(guān)系，僅就某一單項(xiàng)功能的作用是有限的，只有實(shí)現(xiàn)耦合協(xié)調(diào)形成合力才能創(chuàng)造和演繹出局部或個(gè)體所不具備的新功能[6]，才能切實(shí)增強(qiáng)治理系統(tǒng)的“免疫力”。近年來(lái)我國(guó)“屢審屢犯”和“屢禁不止”的現(xiàn)象也進(jìn)一步折射出了促進(jìn)審計(jì)功能協(xié)同提升審計(jì)質(zhì)量的必要性。有鑒于此，定量辨識(shí)揭示、抵御和預(yù)防三個(gè)子系統(tǒng)之間相互作用關(guān)聯(lián)強(qiáng)弱，揭示審計(jì)揭示、審計(jì)抵御和審計(jì)預(yù)防三者之間的協(xié)調(diào)程度是關(guān)鍵。

根據(jù)物理學(xué)中的耦合協(xié)調(diào)概念[19]，審計(jì)揭示、抵御和預(yù)防功能三個(gè)子系統(tǒng)的耦合作用和協(xié)調(diào)程度決定了“免疫系統(tǒng)”的發(fā)展?fàn)顩r，三者的耦合協(xié)調(diào)一致才是構(gòu)筑國(guó)家治理“免疫系統(tǒng)”的前提基礎(chǔ)。因此，本文借鑒物理學(xué)中的容量耦合概念和“耦合度評(píng)價(jià)模型”思想，首先計(jì)算出審計(jì)揭示、抵御和預(yù)防功能三個(gè)子系統(tǒng)相互作用的耦合協(xié)調(diào)度，公式表達(dá)為：

(7)

式中，L(x)、S(y)、T(z)分別代表國(guó)家揭示功能指數(shù)、抵御功能指數(shù)和預(yù)防功能指數(shù)。k為區(qū)別系數(shù)，取值區(qū)間為[2，5]，為加強(qiáng)區(qū)分度，取2。耦合協(xié)調(diào)度可以有效評(píng)價(jià)審計(jì)揭示、抵御和預(yù)防三者的交互耦合強(qiáng)度。接下來(lái)，有必要進(jìn)一步準(zhǔn)確探明三者之間的協(xié)調(diào)發(fā)展水平。因此，本文在計(jì)算耦合協(xié)調(diào)度的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步計(jì)算耦合協(xié)調(diào)度發(fā)展指數(shù)：

(8)

基于協(xié)同理論和可持續(xù)發(fā)展思想，取α=β=π=1/3。具體的指標(biāo)選取上，本文參考劉雷等(2014)的研究，采用比率形式的政府審計(jì)功能衡量指標(biāo)。具體而言，將平均每個(gè)被審計(jì)單位查出的問(wèn)題金額(Audit)、以審計(jì)處理結(jié)果落實(shí)金額比例(Decis)、以司法機(jī)關(guān)、紀(jì)檢監(jiān)察部門和有關(guān)部門處理的人員比例(Trans)分別表示審計(jì)揭示功能、抵御功能以及預(yù)防功能的衡量指標(biāo)[20]。然后，我們從國(guó)家審計(jì)發(fā)揮揭示功能、抵御功能、預(yù)防功能三個(gè)維度構(gòu)建基于“免疫系統(tǒng)”觀下的審計(jì)協(xié)同發(fā)展指數(shù)(DPRE)。由于指標(biāo)數(shù)據(jù)具有不同單位量綱，本文采用去均值法進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。針對(duì)結(jié)果出現(xiàn)0的情況，采用坐標(biāo)平移法加以處理。

3.控制變量。為盡量緩解因遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，參考以往文獻(xiàn)，選取以下控制變量：一是人口密度(人/平方公里，RKMD)；二是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，采用人均GDP(元/人，RGDP)；三是人均預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入(元/人，CZSR)；四是人均受教育年限(年/人，MZJD)，借鑒樊綱等(2011)的做法[21]。

(三)樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2006～2012年中國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市作為研究樣本，研究對(duì)象不包括港、澳以及臺(tái)灣地區(qū)。數(shù)據(jù)基礎(chǔ)來(lái)源于2006～2012年《中國(guó)審計(jì)年鑒》。其他數(shù)據(jù)來(lái)自EPS中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，所有貨幣單位數(shù)據(jù)均以2006年作為基期的CPI指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。為減弱數(shù)據(jù)的異方差性，所有變量數(shù)據(jù)全部取自然對(duì)數(shù)。

四、結(jié)果與討論

(一)空間相關(guān)性分析

在進(jìn)行實(shí)證分析之前首要工作是判別財(cái)政支出效率的空間相關(guān)性。為此，本文采用取值范圍為[-1，1]的全局Moran’s I值和截面Moran’s I值展開(kāi)檢驗(yàn)。在控制系列相關(guān)解釋變量的基礎(chǔ)上，基于面板數(shù)據(jù)計(jì)算得到的財(cái)政支出效率全局Moran’s I指數(shù)為0.0349，且在5%的水平下高度顯著為正，表明區(qū)域財(cái)政支出效率存在顯著的空間自相關(guān)性，反映出財(cái)政支出效率存在著“俱樂(lè)部”集聚特征。為反映出財(cái)政支出效率空間相關(guān)性在時(shí)間上的演變趨勢(shì)，我們依據(jù)地理距離矩陣重新計(jì)算了財(cái)政支出效率的截面Moran’s I指數(shù)值，從圖3中可以看出，2006～2012年財(cái)政支出效率的Moran’s I值除2007年有小幅回落外，其他年份均呈現(xiàn)逐年遞增的態(tài)勢(shì)且所有年份截面Moran’s I指數(shù)的P值均在1%極顯著性水平下顯著，說(shuō)明了區(qū)域一體化水平的深入，空間關(guān)聯(lián)作用日益凸顯，在財(cái)政支出及經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的存在著日益強(qiáng)烈的空間效應(yīng)，這種效應(yīng)如何有待于后續(xù)采用空間計(jì)量模型進(jìn)行嚴(yán)格的經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證。

圖3 財(cái)政支出效率的截面Moran’s I值

(二)空間計(jì)量估計(jì)方法識(shí)別及檢驗(yàn)

在進(jìn)行空間計(jì)量估計(jì)之前，選擇適宜的空間計(jì)量模型是關(guān)鍵。參考Elhorst et al.(2015)、侯新?tīng)q等(2013)、Elhorst(2014)、等學(xué)者的研究思路[11][22][23]，經(jīng)OLS、SAR模型與SEM模型檢驗(yàn)以及Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)表明，支持SDM模型以及動(dòng)態(tài)NSDM模型。為捕捉不可觀測(cè)的地區(qū)異質(zhì)性和時(shí)間沖擊，經(jīng)個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)檢驗(yàn)顯示存在空間和時(shí)間固定效應(yīng)，故后續(xù)的實(shí)證結(jié)果是在控制了個(gè)體和時(shí)間雙固定效應(yīng)框架下展開(kāi)計(jì)量估計(jì)。

首先，從模型1至3、模型5以及模型7控制變量的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，無(wú)論是考慮某一單項(xiàng)審計(jì)功能的計(jì)量結(jié)果還是綜合考慮三項(xiàng)審計(jì)功能的協(xié)同發(fā)展指標(biāo)估計(jì)得到的計(jì)量結(jié)果，模型中控制變量的符號(hào)、大小及其顯著性水平表現(xiàn)出高度一致性。結(jié)論如下：(1)反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的人均GDP(lnRGDP)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這與Lokkanen和Susiluoto(2005)的研究結(jié)論較為吻合[24]。人口密度(lnRKMD)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，驗(yàn)證了唐齊鳴和王鳴(2012)的結(jié)論[14]。代表地方稅收收入水平的人均預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入(lnCZSR)其估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明地方稅收收入越高的地區(qū)其財(cái)政支出效率越高，其原因類似于Davis和Hayes(1993)的解釋，即政府預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入往往面臨較強(qiáng)的監(jiān)督約束，較高的預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入會(huì)增強(qiáng)納稅人監(jiān)督政府財(cái)政支出的意識(shí)，從而促進(jìn)支出效率的提升[25]。人均受教育年限(lnMZJD)的回歸系數(shù)顯著為正，驗(yàn)證了提高民眾教育水平有助于改善財(cái)政支出效率的論斷[9]。

其次，本文重點(diǎn)在于考察國(guó)家審計(jì)協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的影響。從表3中的模型1至模型3，我們可以看出，審計(jì)揭示、審計(jì)抵御和審計(jì)預(yù)防對(duì)財(cái)政支出效率的影響均不顯著，說(shuō)明了僅考慮某一項(xiàng)審計(jì)功能，不足以促進(jìn)財(cái)政支出效率的提升，驗(yàn)證了本文提出的理論假說(shuō)1。該結(jié)論為我們下一步從系統(tǒng)功能協(xié)同角度展開(kāi)計(jì)量檢驗(yàn)奠定了基礎(chǔ)[4]。接下來(lái)，我們考察審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的影響。為進(jìn)行對(duì)比分析，我們分別列出了地理距離的靜態(tài)空間杜賓模型SDM和動(dòng)態(tài)空間杜賓模型DSDM，并以二元鄰接權(quán)重的DSDM模型、經(jīng)濟(jì)距離的DSDM模型的估計(jì)結(jié)果作為穩(wěn)健性結(jié)果檢驗(yàn)。從模型4可以看出，基于地理距離的靜態(tài)空間杜賓模型SDM，盡管控制變量均顯著且與單項(xiàng)審計(jì)功能的估計(jì)結(jié)果保持一致，但審計(jì)協(xié)同發(fā)展指數(shù)系數(shù)一次項(xiàng)、二次項(xiàng)均不顯著，其可能的原因在于內(nèi)生性問(wèn)題導(dǎo)致的結(jié)果偏誤。鑒此，我們?cè)诘乩砭嚯x框架下，使用動(dòng)態(tài)空間杜賓模型展開(kāi)估計(jì)，其估計(jì)結(jié)果呈現(xiàn)在表3模型5中。

表3 國(guó)家審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展影響財(cái)政支出效率的空間計(jì)量估計(jì)結(jié)果(N=217)

說(shuō)明：(1)*、**、***和分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。(2)括號(hào)中表示t值。(3)限于篇幅，表中模型1至模型3是控制了時(shí)間和個(gè)體固定效應(yīng)的DSDM模型估計(jì)結(jié)果，各審計(jì)功能的二次項(xiàng)也不顯著，故表中未列出。(4)模型4為靜態(tài)空間杜賓模型SDM、其他為動(dòng)態(tài)空間杜賓模型DSDM的估計(jì)結(jié)果。限于篇幅，本文的相關(guān)檢驗(yàn)未列出，歡迎作者索取。

表3中模型5至模型7的結(jié)果顯示，考慮財(cái)政支出效率的時(shí)間滯后、空間滯后和時(shí)空滯后效應(yīng)后，審計(jì)協(xié)同發(fā)展指數(shù)的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的符號(hào)、顯著性水平與理論預(yù)期一致，控制變量的符號(hào)、大小及其顯著性水平與考慮單一審計(jì)功能估計(jì)的結(jié)果高度一致，R2比靜態(tài)模型有了大幅度的提高，這佐證了使用動(dòng)態(tài)空間杜賓模型來(lái)緩解內(nèi)生性的必要性和合理性。同時(shí)，基于最簡(jiǎn)單的0-1鄰接矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示審計(jì)協(xié)同發(fā)展指數(shù)的符號(hào)、大小和顯著保持一致，說(shuō)明本文結(jié)果的穩(wěn)健性。根據(jù)對(duì)數(shù)似然值和擬合系數(shù)的大小，模型5的估計(jì)結(jié)果為最佳分析模型。因此，接下來(lái)的分析，我們將圍繞地理距離框架下的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型DSDM模型估計(jì)結(jié)果展開(kāi)分析。

首先，單從空間維度上看，空間滯后系數(shù)ρ的值為0.7204，且在5%的水平上顯著為正，再次證明了中國(guó)省域財(cái)政支出效率存在空間外溢效應(yīng)。事實(shí)上，科學(xué)發(fā)展觀理念的提出所引致的中國(guó)財(cái)政政策導(dǎo)向中開(kāi)始引入“民生財(cái)政”元素，2009年財(cái)政支出績(jī)效狀況被納入地方政府政績(jī)考核體系。因此，本地區(qū)政府在制定財(cái)政支出政策時(shí)會(huì)學(xué)習(xí)和模仿相鄰地區(qū)財(cái)政支出政策進(jìn)而因地制宜地實(shí)施有利于本地區(qū)地方財(cái)政支出效率改善的政策，從而表現(xiàn)出“標(biāo)尺效應(yīng)”，這也反映出財(cái)政支出績(jī)效納入政績(jī)考核評(píng)價(jià)可以一定程度上糾正財(cái)政支出結(jié)構(gòu)扭曲帶來(lái)的效用損失。單從時(shí)間維度上看，財(cái)政支出效率的時(shí)間滯后系數(shù)α顯著為正，表明財(cái)政支出效率變化具有明顯的路徑依賴特征，呈現(xiàn)出財(cái)政支出效率的“慣性效應(yīng)”。這意味著提升財(cái)政支出效率是一個(gè)長(zhǎng)期漸變和累積的過(guò)程，必須常抓不懈。最后，從時(shí)空雙維度視角來(lái)看，財(cái)政支出效率的時(shí)空滯后系數(shù)κ為負(fù)但不顯著，也即尚無(wú)經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持財(cái)政支出效率的動(dòng)態(tài)空間依賴關(guān)系。

進(jìn)一步，本文重點(diǎn)討論審計(jì)效能影響財(cái)政支出效率的影響效應(yīng)。表3中模型5的結(jié)果顯示，審計(jì)協(xié)同發(fā)展指數(shù)的一次項(xiàng)顯著為正，二次項(xiàng)顯著為負(fù)，說(shuō)明審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的作用呈現(xiàn)出先增加后減少的倒“U”型變動(dòng)趨勢(shì)。這意味著地方政府通過(guò)促進(jìn)審計(jì)揭示、審計(jì)抵御和審計(jì)預(yù)防功能的協(xié)同聯(lián)動(dòng)可以有效地提升地方政府財(cái)政支出效率，但當(dāng)協(xié)同發(fā)展指數(shù)達(dá)到某一最優(yōu)閥值后，更高的審計(jì)協(xié)同發(fā)展將會(huì)對(duì)財(cái)政支出效率產(chǎn)生“擠出”的負(fù)面效應(yīng)。其可能的解釋是，正如戚振東和王會(huì)金(2011)所言，國(guó)家審計(jì)免疫系統(tǒng)功能發(fā)揮程度受到諸如國(guó)家審計(jì)管理體制、審計(jì)準(zhǔn)則規(guī)則、審計(jì)技術(shù)手段、審計(jì)職業(yè)判斷等多種因素影響，存在大量的非線性作用[4]。

要指出的是，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文所采用的審計(jì)揭示功能、抵御功能指標(biāo)偏重于審計(jì)查出的違規(guī)資金和資金落實(shí)情況，其對(duì)維護(hù)財(cái)政資金的安全具有顯著的作用[20]。因此，按照上述指標(biāo)計(jì)算的協(xié)同度，當(dāng)協(xié)同度增加到一定程度后，如果僅僅針對(duì)財(cái)政收支資金的審計(jì)揭示和抵御以及在績(jī)效審計(jì)未有效得到發(fā)揮的條件下，財(cái)政支出效率很可能會(huì)隨著協(xié)同度的提高而下降。從全國(guó)范圍內(nèi)審計(jì)實(shí)踐和審計(jì)業(yè)務(wù)內(nèi)容來(lái)看，當(dāng)前階段各地區(qū)著眼于財(cái)政財(cái)務(wù)審計(jì)即合規(guī)性審計(jì)，而針對(duì)財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)性、效率性和效果性的依然重視不足。2008年自審計(jì)署啟動(dòng)績(jī)效審計(jì)以來(lái)，因缺乏實(shí)踐檢驗(yàn)和試點(diǎn)基礎(chǔ)，績(jī)效審計(jì)評(píng)價(jià)體系依然處于探索中，對(duì)并未對(duì)體制完善、機(jī)制規(guī)范、制度健全等起到實(shí)質(zhì)性效果。因此，從長(zhǎng)期來(lái)看，我們?cè)谧⒅匕l(fā)揮政府審計(jì)功能協(xié)同的同時(shí)，要加強(qiáng)頂層設(shè)計(jì)，厘清績(jī)效審計(jì)的邊界，深化和拓展現(xiàn)有績(jī)效審計(jì)成果，破解績(jī)效審計(jì)困局。

著眼于表3模型5結(jié)果計(jì)算審計(jì)協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率影響的臨界值。假設(shè)b、a分別表示審計(jì)協(xié)同發(fā)展指數(shù)(DPRE)的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)，則其臨界值為DPRE=-b/2a，那么審計(jì)協(xié)同發(fā)展阻礙財(cái)政支出效率改善的臨界點(diǎn)為1.0026。根據(jù)表2審計(jì)協(xié)同發(fā)展指數(shù)(DPRE)均值為0.5895，落在了臨界點(diǎn)的左側(cè)，所有年份的最大值均未超過(guò)最優(yōu)閥值。由此可見(jiàn)，各地區(qū)促進(jìn)審計(jì)揭示、抵御和預(yù)防功能的協(xié)同發(fā)展改善財(cái)政支出效率的積極作用有待未來(lái)的進(jìn)一步挖掘?？紤]到考察其間樣本中審計(jì)協(xié)同發(fā)展指標(biāo)均值(0.5895)，審計(jì)協(xié)同發(fā)展促進(jìn)財(cái)政支出效率提高的平均彈性為14.4870-2×7.2244×0.5895=5.9694，即地區(qū)審計(jì)協(xié)同發(fā)展指數(shù)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，財(cái)政支出效率將提升約5.969個(gè)百分點(diǎn)，可見(jiàn)，政府審計(jì)在推動(dòng)國(guó)家財(cái)政治理中具有很大的發(fā)揮空間。

五、結(jié)論和啟示

本文在構(gòu)建審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展影響財(cái)政支出效率的理論模型基礎(chǔ)上，測(cè)度了我國(guó)31個(gè)省份的審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展指數(shù)和財(cái)政支出效率，然后運(yùn)用空間計(jì)量模型實(shí)證考察了審計(jì)功能協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的影響效應(yīng)。主要結(jié)論如下：財(cái)政投入的規(guī)模與財(cái)政支出效率不存在同向變動(dòng)關(guān)系；地方政府財(cái)政支出效率具有顯著的空間溢出效應(yīng)和俱樂(lè)部集聚特征，其時(shí)間單維度、空間單維度分別體現(xiàn)為慣性效應(yīng)和標(biāo)尺效應(yīng)的演變特征。審計(jì)協(xié)同發(fā)展對(duì)財(cái)政支出效率的影響呈現(xiàn)出先上升后減少的倒“U”型關(guān)系。

針對(duì)當(dāng)前我國(guó)財(cái)政支出效率持續(xù)低下的問(wèn)題，本文提出以下政策建議：第一，全面推行預(yù)算績(jī)效管理制度。著力于優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，尤其向教育、醫(yī)療、社會(huì)保障和人民健康等民生領(lǐng)域支出傾斜。結(jié)合新一輪財(cái)稅體制改革，注重發(fā)揮好績(jī)效審計(jì)在提升教育、醫(yī)療、科技創(chuàng)新等財(cái)政預(yù)算執(zhí)行效率中的積極作用。第二，充分發(fā)揮國(guó)家審計(jì)“免疫系統(tǒng)”功能的協(xié)同效應(yīng)對(duì)于促進(jìn)財(cái)政支出效率提升的積極作用。著力加強(qiáng)審計(jì)揭示、抵御和預(yù)防三者之間的耦合協(xié)同。要因地、因時(shí)制宜針對(duì)審計(jì)不同功能和環(huán)節(jié)對(duì)于財(cái)政支出效率的積極作用。第三，建立健全財(cái)政績(jī)效審計(jì)與地方政府財(cái)政支出績(jī)效考評(píng)體系相結(jié)合的監(jiān)督機(jī)制。建立提升財(cái)政支出績(jī)效的長(zhǎng)效機(jī)制，常抓不懈，積極發(fā)揮審計(jì)的作用。建立健全地方政府財(cái)政支出績(jī)效考核評(píng)價(jià)體系，通過(guò)“標(biāo)尺效應(yīng)”有效激勵(lì)地方政府加強(qiáng)對(duì)財(cái)政支出效率的重視。

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GovernmentAuditSynergisticDevelopmentandEfficiencyofFinancialExpenditure：TheoryandEvidence

PENG Chong1， TANG Erzi1， HUANG Rongbing2

(1.Institute of Auditing Science, Nanjing Audit University, Nanjing 211815, China；2.School of Accounting, Zhejiang Gongshang University, Hangzhou 310018, China)

Based on constructing the theory model of the audit synergistic development on efficiency of financial expenditure，this paper adopts dynamic spatial panel model to empirically study the synergistic development of the audit revelation，the audit resistanceand audit prevention influence on the efficiency of fiscal expenditure under the concept of “immune system”. The results indicate that China’s financial expenditure efficiency presents an obvious spatial spillover effect and “club” agglomeration.China’s financial expenditure efficiency presents the characteristics of the inertial effect anddemonstration effect. There is a significant “inverse U-shape”curve relationship between audit function synergistic development and financial expenditure efficiency； and there has the full potential to promote the efficiency of financial expenditure if enough attention is paidto the audit function synergistic development.

Government Audit; Audit Function Synergistic Development; Efficiency of Financial Expenditure; Dynamic Spatial Panel Model

2017-03-20

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(15FYJ011)；南京審計(jì)大學(xué)政府審計(jì)基金資助項(xiàng)目(GAS161043)

彭沖(1986-)，男，湖南雙峰人，南京審計(jì)大學(xué)審計(jì)科學(xué)研究院講師，博士；湯二子(1988-)，男，安徽巢湖人，南京審計(jì)大學(xué)審計(jì)科學(xué)研究院講師；黃溶冰(1972-)，男，黑龍江佳木斯人，浙江工商大學(xué)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)學(xué)院教授。

F239.44

A

1004-4892(2017)11-0063-11

(責(zé)任編輯:趙婧)