論公眾參與對提升政府審計腐敗治理的影響研究

朱文偉

(中共青海省委黨校 青海 810000)

一、引言與文獻綜述

十九大報告指出，新時代中國特色社會主義思想必須堅持以人民為中心的發展思想，其中，公眾參與就是人民當家作主的重要體現。政府審計長期以來都是國家治理體系中不可或缺的組成元素。政府審計的本質是國家治理系統中具有預防、揭示和抵御功能的“免疫系統”。在這樣的大背景下，將公眾治理與政府審計相結合，充分發揮公眾參與與政府審計的協同效應將有助于實現政府審計“免疫系統”功能[3-4]。

公眾參與一方面對司法行政機關依法行使職權進行有效監督，另一方面對于培育公民社會意識具有重要作用[5-6]。作為社會治理的重要元素，公眾參與應在政府審計參與腐敗治理的過程中承擔重要的作用。目前，學者多以政府審計為著手點，研究政府審計對腐敗治理的影響。部分文獻從國家審計的揭示功能和抵御功能入手，實證研究國家審計對腐敗治理的作用，總結了政府審計與腐敗治理之間的辯證關系，并通過定量分析，揭示了政府審計與腐敗治理錯綜復雜的影響機制。進一步通過實證研究證實了政府審計功能對于腐敗治理影響，分析了政府審計在腐敗治理的作用以及政府審計腐敗治理機制這兩個方面的內容，主要探討政府審計在腐敗治理中的反腐路徑。

然而，此類研究多從內部因素考慮了政府審計對腐敗治理的作用，鮮有考慮公眾參與這一外部因素對于腐敗治理的影響，對我國公眾參與腐敗治理的形勢進行全面分析，采用Logit回歸對公眾參與腐敗治理的影響因素進行了定量分析。以政府審計對腐敗治理為框架，將公眾參與與政府審計相結合，研究兩者對于腐敗治理的影響。本文在此基礎上，基于面板數據的門檻回歸模型，實證研究了公眾參與對腐敗治理復雜的非線性影響[7]。

二、指標選取與模型構建

被解釋變量：腐敗治理（COC）。以各省腐敗程度的倒數來度量腐敗治理效果。一般而言，地區腐敗程度與地區腐敗治理功能呈負相關。由于腐敗的隱蔽性特征，直接衡量腐敗程度較為困難。因而，此處采用職務犯罪立案數與公職人員之比來衡量腐敗程度。

解釋變量：政府審計功能（gov）。政府審計功能涉及預防、揭示和抵御三方面功能。因此，本文采用三指標組合來反映政府審計功能。其中，政府審計的預防作用以當年審計單位數與審計人員總人數的比值為代理變量；以審理查處的違規金額與地區生產總值的比值來度量政府審計的揭示功能；以已上繳財政金額與地區GDP的比值來度量政府審計抵御功能。

公眾參與（pop）：公眾參與反腐敗必然受到所在地區的社會環境、區域政策、人口結構、政府信息公開制度政策等因素的影響。鑒于此，從經濟集聚度（PR）、地域(GR)、教育(SR)、信息(PPR)四個方面聚集度來衡量。經濟聚集度以規模以上工業總產值與地區GDP的比值來度量；地域集聚度以區域人口數來衡量，此處將區域人口數做對數化處理；教育集聚度以萬人大專以上學歷人口數來度量，此處對數據進行對數化處理；信息集聚度采用移動電話用戶數占地區總人數比重來度量。此處，分別將經濟聚集度（PR）、地域集聚度(GR)、教育集聚度(SR)、信息集聚度(PPR)四個指標標準化后通過加和的方式合并為一個指標，以此指標來度量公眾參與度（POP）。

其他控制變量：借鑒已有文獻，采用地區人均教育年限來度量人力資本（HC）；用地區外貿依存度來衡量對外開放水平（OPEN），并將各變量納入模型。

三、實證分析

（一）數據來源

本文選取2012～2017年30個省市自治區的數據進行分析，由于西藏數據缺失，故未將西藏數據納入樣本，數據來源于《中國審計年鑒》《中國統計年鑒》《中國檢察統計年鑒》數據。

（二）單位根檢驗

為避免回歸分析中出現偽回歸的情況，本節將對面板數據進行單位根檢驗。本節采用LLC檢驗，結果如下表1：

表1 單位根檢驗結果

由表1的結果可知，各變量均在1%或5%水平下拒絕原假設，即各變量是平穩的。因此，可對各變量進行進一步分析。

（三）門檻效應檢驗

為判斷門檻模型是否適用，首先需要進行門檻效應檢驗[8]。對于門檻效應的檢驗，為了提高檢驗的有效性，使用自適應抽樣法（Bootstrap）重復抽樣300次來模擬F統計量的漸進分布和臨界值，將區域的經濟發展水平作為門檻變量，以公眾參與度（pop）作為區制解釋變量（即受到門檻變量影響的變量），檢驗一個、兩個門檻的假設，得到如表2的檢驗結果：

表2 門檻效應檢驗結果

由表2可知，在5%的顯著性水平下，雙門檻假設不顯著，而單重門檻的假設是顯著的，因此，采用單門檻回歸模型進行進一步的研究。

表3 門檻值估計結果

表3 給出了單一門檻模型的門檻值和置信區間。門檻值的估計原理是尋找使模型RSS最小的門檻估計值。由表可知，單一門檻模型的門檻估計值為79586，由此可根據各區域經濟發展水平將變量系數估計范圍劃分為兩個區間：經濟欠發達地區(0＜MI≤79586)、經濟較發達地區(＜MI＞79586)。

（四）模型構建

在通過門檻效應檢驗之后，本節將進一步探討公眾參與對腐敗治理的影響，鑒于stata14中尚未有門檻回歸的官方命令，本節將使用王群勇教授編寫的程序包，運用stata.14運行。結果如表4。

表4 單一門檻模型估計結果

由表4中Hausman檢驗結果可知，chi2在1%水平下拒絕原假設，認為使用固定效應更為合理。這進一步說明了使用Hansen固定效應門檻回歸模型的正確性。由單門檻回歸模型可知，人力資本（HC）在5%的水平下顯著為正，表明人力資本水平對腐敗治理有一定的促進作用，區域的人力資本水平每提高一個水平，相應的腐敗治理功能平均提高0.387個水平。各地區對外開放水平（OPEN）在10%的水平下顯著，表明各地區對外開放水平對腐敗治理具有一定的促進作用，對外開放水平每提升一個單位，腐敗治理功能平均提升0.146個單位。政府審計的預防功能（Ln）的系數通過了10%的檢驗，表明政府審計的預防功能水平每提升一個單位，對應的腐敗治理水將平均提升0.516個單位；政府審計的揭示功能Ln的系數在10%水平下顯著，表明政府審計的揭示功能每提升一個單位，對應的腐敗治理水平平均提升0.112個單位；政府審計的抵御功能（Ln）變量的系數估計量通過了5%的檢驗，表明政府審計的抵御功能每提升一個單位，對應的腐敗治理功能平均提升0.402個單位。綜上，政府審計對于腐敗治理具有顯著的促進作用。

對于公眾參與變量，在地區GDP≤79586時，公眾參與度每提升一個單位，腐敗治理水平平均僅提高0.036個水平；而在地區GDP＞79586時，公眾參與度每提升一個單位，腐敗治理水平平均提高0.179個單位。表明，公眾參與對腐敗治理的影響效應隨地區經濟發展水平的不同而波動，即對地區腐敗治理產生非線性的影響。相對來說，經濟欠發達地區公眾參與對腐敗治理的影響較小，而經濟較為發達的地區公眾參與對腐敗治理的影響較大。

四、結論與政策建議

本文利用2012-2017年省域面板數據，基于門檻回歸分析以地區GDP為門檻變量，實證研究了公眾參與對政府審計腐敗治理的非線性關系。結果表明，人力資本、政府審計的三大功能這些因素均對腐敗治理有一定的促進作用。而公眾參與與腐敗治理的關系受到各地區經濟發展水平的影響，呈現非線性。一般來說，經濟欠發展水平地區公眾參與對腐敗治理的影響相對較小，而經濟較為發達的地區公眾參與對腐敗治理的影響相對較大，即經濟較為發達地區公眾參與因素對腐敗治理的影響大于經濟欠發達地區公眾參與因素對腐敗治理的影響。這啟示我們，為更好地發揮公眾參與對腐敗治理的促進效應。（1）要深化審計體制改革，確保審計獨立，不斷加強審計從業人員的專業能力，逐步完善審計相關的政策制度。要更加注重事前審計的重要性，充分發揮政府審計的預防作用，通過政府審計這一“免疫系統”切實維護國家穩定、社會安定、人民幸福。（2）積極引導公眾合理有序地參與政府審計工作，提升公民的法律意識，激發社會公眾參與政府審計的積極性，通過相關政策支持積極為公眾參與政府審計創造有利條件和社會氛圍，形成社會監督與政府監督相結合的腐敗治理機制。（3）各地區政府要結合自身發展狀況，大力提升本地區人力資本水平和對外開放水平，加大教育經費投入，不斷加強與其他地區的聯系與溝通，通過公眾參與這一重要中介，更好地服務于腐敗治理工作。（4）將公眾參與腐敗治理落到實處，各地區審計部門應向社會公眾公開有關反腐敗信息，使社會公眾能夠及時、全面地了解腐敗行為及腐敗治理案件，探索公眾參與與政府審計的協同合作的新模式，發揮公眾參與與政府審計的協同效應，服務于地區腐敗治理。