政府审计可以抑制腐败吗？：基于1999--2012年中国省级面板数据的检验

政府审计可以抑制腐败吗?——基于1999-2012年中国省级面板数据的检验

刘泽照1，梁斌2

(1.西安交通大学 公共政策与管理学院，陕西 西安 710049；2.审计署驻西安特派员办事处，陕西 西安 710068)

摘要：文章利用1999-2012年间中国31个省(自治区、直辖市)的面板数据进行计量检验，重点考察政府审计对地区腐败水平的影响，借以探讨政府审计在促进反腐层面的关键着力点。研究结果表明，审计揭发问题绩效与地区腐败水平具有交互的正向影响，随着审计发现违规金额的扩大，腐败水平也相应提高，而腐败水平每提高1%，审计发现违规金额就上升0.116个百分点。审计揭发问题并不会必然降低腐败发生的可能性。同时，审计整改绩效与地区腐败水平负相关，整改绩效每提高1%，将引起滞后期地区腐败水平相应下降0.017个百分点，验证了审计整改在抑制地区腐败发生过程中显示的关键作用，一定程度上能够提升现实反腐的有效性。基于此，中国政府审计在注重发现违规问题的同时，更应着力促进审计的矫正功能发挥，不断强化审计整改在违规治理中的地位，努力消除各种“重审轻改”的体制性限制。反腐败需要一定的刚性支持。

关键词：政府审计； 腐败； 绩效；违规；整改；中国

中图分类号：F235.99文献标识码：A

收稿日期：2014-11-25

基金项目：国家自然科学

作者简介：刘泽照(1981-)，男，江苏徐州人，西安交通大学公共政策与管理学院博士研究生;

梁斌(1983-)，男，山东潍坊人，审计署驻西安特派员办事处。

一、引言

改革开放35年来，中国经济取得举世瞩目的辉煌成就，年均增长速度超过9%，国内生产总值由1978年的3 645亿元跃升至2012年的518 942亿元，成为全球第二大经济体，创造了历史罕见的“增长奇迹”。与此同时，愈演愈烈的腐败问题也日益突出，成为中国经济社会快速发展和国家改革进程中面临的重大挑战之一。据“透明国际”(Transparency International)组织的研究数据，2001-2011年中国的腐败主观指数(Corruption Perceived Index, CPI)一直处于3.5左右，位列腐败较严重的国家行列①透明国际(Transparency International)是一个监察贪污腐败的国际非政府组织。从1995年起，该组织制定和每年公布各国清廉指数，提供了一个可供比较的国际腐败状况列表。具体参见www.transparency.org。。近年来，腐败问题已经引起国家高层和社会各界的高度关注，打击腐败、强化权力监督成为推进国家治理现代化进程中的关键环节之一。

政府审计被视为我国一项法定制度，在制约公权力运行、推进反腐倡廉建设方面扮演着重要角色。按照我国宪法第91条规定，“国务院设立审计机关，对国务院各部门和地方各级政府的财政收支，对国家的财政金融机构和企业事业组织的财务收支，进行审计监督”。近年来，中央政府加大了政府审计的外部支持性保障和法规建设，公布了一系列创新举措，期望通过特有的专业性内部监督，抑制腐败尤其是经济领域腐败的高发态势。在学界，一些理论研究也试图从审计的专业性价值等角度探索政府审计在维护财经秩序、促进公共部门清廉等方面的作用。然而，在现有的公开报告及文献中，鲜有对政府审计绩效与腐败关系的深层机制的说明，尤其缺乏来自发展中国家的经验研究。与西方国家审计体制不同，中国审计部门是政府行政机构序列的组成部分且拥有一定的行政惩戒权，按照既定制度设计，如果说政府审计会对公共部门财政运行及公共资金配置起到监控、监督作用的话，那么这一作用如何体现对腐败的威慑作用？立足审计绩效视角，其影响腐败的深层机理如何？究竟在多大程度上能够影响特定地区的腐败水平？基于此，本文选取1999-2012年中国31个省份作为样本，构建联立方程计量模型实证分析政府审计与地区腐败的关系，借以探讨政府审计的作用方向。本文的主要工作是：实证检验了我国政府审计报告反映的绩效内容对地区腐败的影响效应，发现审计整改绩效与腐败水平之间的负向时滞关系，且这一发现具有较好的稳健性，由此提出“通过政府审计促进反腐倡廉”在中国行政环境下的关键着力点，以期为中国政府审计制度在打击腐败、纠正公共部门行政失范的实践中提供实证依据和政策启示。

二、政府审计与腐败理论

(一)文献简述

政府审计是现代国家普遍采用的一项监督性制度安排，与民间审计、内部审计共同构成了现代审计的“三大支柱”。中国早在20世纪80年代初就成立了审计署(National Audit Office)，但直到2003年掀起的“审计风暴”后政府审计才真正进入社会视野。就本质而言，政府审计是对国家公共部门受托经济责任履行结果进行审查和监督的监控机制，通过“揭弊查错”的法定环节和审查程序为公共财政管理提供改进措施及建议，维护国家经济安全和财经秩序(蔡春等，2009)。实证研究显示，政府审计能够有效提升公共财政及部门政策透明度，降低无效率支出(Schelker等, 2010; Blume, 2011)，其特有的约束“矫正”(rectification)功能有助于促进政府责任的有效履行，遏制官员不法行为的发生(黄溶冰和王跃堂，2010；Reichborn ， 2013)。Olken (2007)通过对印度尼西亚项目评估的实验性研究，发现当城市公路项目审计率从4%提高到100%时，相应的公共资金违规水平降低了38%。Ferraz和Finan (2011)立足政党活动层面，认为政府审计报告可以揭发公共部门腐败活动，进而影响国会的政治选举结果。近年来，不少学者从审计质量分析政府审计对中国公共部门行为的影响，如韦德洪等(2010)讨论了政府审计报告中的违规移送、违规信息线索在公共财政资金安全监测中的作用，认为对财政资金运行安全起保障作用最大的是审计案件处理率，其次是审计工作报告信息被批示采用率，最后是问题金额处理率；李江涛等(2011)考察了经济责任审计后发现，经济责任审计力量越强，执行力度越大，越能够预防领导干部职务犯罪，而审计人员数量越多，单位国内生产总值耗费的行政管理费越少；聂萍和徐钦英(2012)利用审计署特派办审计结果执行情况的经验数据，得出了审计结果的执行效果会对政府审计质量产生显著正面影响的结论。综合来看，尽管已有研究的着力趋向多元，研究方法各异，但在理念上基本达成了一个隐性共识，即政府审计对公共部门行政起到监督作用，会影响被审计部门及官员个体行为。

一直以来，腐败与反腐是各国学者们研究的重点议题，各国政府普遍将打击腐败、创造清明的行政环境作为政府施政的重要目标。从制度经济学理论视角看，腐败被视为特权和市场机制扭曲的必然产物，政府对经济活动的过度干预和超限裁量权创造了权力“寻租”(rent-seeking)、公权滥用的巨大机会。从20世纪90年代起，更多的实证研究集中在腐败的决定因素上。研究发现，市场竞争(Ades和Di Tella, 1999)、财政分权(Fisman和Gatti, 2002；潘春阳等，2011)、自由度(Bruenett 和 Weder, 2003)以及人力资本(Glaeser和Saks, 2006)会在不同程度上对地区腐败产生影响。腐败将对地区经济发展、社会稳定、政府行政带来严重损害，其中最直接的影响则是经济支出配置的扭曲和公共财政资源的浪费。吴俊培和姚莲芳(2008)以公共财政支出为研究标的进行了一项实证检验，发现腐败在一定程度上影响了国家公共支出结构；杨飞虎(2011)利用中国1980-2008年间的数据，建立了一个包含经济增长、公共投资与腐败关系的联立方程，发现中国公共投资领域腐败与经济增长之间存在着库兹涅茨曲线效应，目前国内腐败度已接近拐点水平，将阻碍经济增长，必须健全相关监管制度和法律法规，减少权力寻租的可能空间。这同时也对政府审计的现代作用提出了更高要求，迫切需要发挥国家审计系统的特有功能。

(二)理论分析

公共财政、公共财产领域腐败和经济类犯罪是腐败的重要表现和主要来源，其形式不仅包括利用公共权力谋取经济私利，贪污、受贿、挪用公款、巨额财产来源不明等刑事犯罪，还包括利用公款消费、奢侈浪费等行业或部门不正之风。伴随国家经济的增长和财税体制改革的推进，政府支出规模和实施领域不断扩大，其间不断滋生出严重的经济类违法违规、个体及集体腐败现象，针对这一严峻形势，需要从党政领导干部经济责任审计入手，寻找有效的腐败治理途径。在中国，审计组织是国家财政资金和经济金融活动监管的重要机构，其主要职能是审查公共财政支出及相关交易过程的合法性、真实性和有效性，并以审计报告的形式依法揭露违法违规行为，促进行政整改或司法介入。“推进反腐倡廉建设”是中国审计机关重要的工作目标之一(刘家义，2013)。换言之，政府审计机构绝不仅仅是一个财经金融监管部门，在很大程度上更是国家法制维护、政府责任履行的“监护人”，对经济社会运行发挥预防、揭示和抵御的“免疫系统”(immune system)功能(刘家义，2012)。较之其他违规纠查责任机制，政府审计制具有突出的专业性和系统科学性。根据国外研究和中国现实观察，腐败的重要表现是对国家公共财物的非法占有、骗取或挪用，其过程和手段越来越呈现出专业的隐蔽特征，故专业化的审查监控机制对于识别、打击腐败行为不可或缺(Busse, 2007)。通过微观层面的审查程序，政府审计以审计事例和具体数据结果为依据，可以鲜明揭示出公共财产被滥用的客观事实和经济意义上的违法违规责任，从而为打击腐败创造有利条件。

根据中国审计制度设计，政府审计监督在影响公共部门行为活动、促进反腐廉政上主要体现在两方面，一是通过规范的审计程序，依法披露揭发公共部门违法违规行为，定期发布审计报告、向政府有关部门提交审计信息及建议；二是推动审计问责、推进纠查整改措施的具体实施，提升审计绩效。然而，政府审计只是提供了减少腐败产生的必要条件而非充分条件，现实表明政府审计并不会“自动”惠及反腐成果，其内部作用机制尚需科学层面的检验。Klitguard(1998)曾利用数学工具提出了著名的腐败动力公式，“corruption=monopoly + discretion power-accountability”(腐败=垄断+自由裁量权-责任)。对于垄断和自由裁量权二者而言，审计责任可以看作是审计后的责、权能否得到合法履行，防止“查证与问责环节相互脱节”(黄溶冰，2012)。换言之，审计责任在对抗腐败过程中充当关键一环，政府审计本质是公共部门履行责任的查验，审计责任查验的结果需要通过责任追究的效果来实现。

审计绩效是审计部门自身履行审计监督职责的探测标尺，同时也很大程度上间接反映出公共财政资源配置被扭曲滥用的客观事实。作为政府审计研究的关键领域，审计绩效集中反映了审计部门在一定环境互动关系下的审计效益和审计质量(Melo等，2009；林斌和刘瑾，2014)。中国国家审计署自2011年起开始发布年度绩效报告，从投入产出的角度分析审计机构的成本收益情况，投入分为人力投入和财力投入(即人员编制和经费支出)，产出则主要包括审计发现的主要问题金额、审计整改金额，向国务院及有关部门、地方政府提供的审计信息、建议、公告及打击经济犯罪推动建章立制情况等。在做出一定限定条件后，国外也有研究将政府审计绩效视为地区腐败程度的直接测量工具(Melo等,2009；Ferraz和Finan,2011)。本文中暂不采纳这一做法，主要原因有二：一方面，中国政府审计属于典型的行政主导模式，在双重领导体制下其独立性不可避免受到限制(公婷，2010)，且腐败调查并非审计部门的主要职能；另一方面，根据中国各级审计机构发布的审计报告内容，审计发现的违规事项通常指向特定政府部门，这与腐败主要针对官员个体的状况有较大出入。鉴于此，参照国内外研究的普遍做法，本文采用司法部门立案查处的腐败案件作为地区腐败程度的测量。政府审计揭露的违规结果是腐败案件查处的重要线索来源，现实中在腐败高发的区域，财政违规的可能性也随之增大。

综上，政府审计与腐败有一定的关联，可能会影响市场化环境下地区腐败发展程度的基本态势。但是，政府审计方向呈现多维性，立足审计绩效的专业视角，其“揭露”和“矫正”的主体功能对腐败的影响或有所不同，因而对抑制腐败的作用具有不确定性，政府审计是否会引起地区腐败水平的变化需要进一步检验。

三、政府审计对地区腐败的影响：计量检验

(一)变量选取及数据来源

为准确考察政府审计与地区腐败程度的科学关系，本研究引入审计揭发问题绩效、审计整改绩效和地区腐败水平三个主要变量，并将审计信息建议、审计人员、市场化程度、政府规模等控制变量嵌入构建计量模型。相关指标解释说明如下：(1)审计揭发问题绩效。政府审计的首要职能是发现国家公共财产运行中的违规问题，这也是审计部门工作绩效的重要依据。近年来，学者们普遍使用审计发现违规金额数量作为审计揭露问题绩效的测量指标，且经检验显示出较好稳健性(李江涛等，2011；林斌和刘瑾，2014)，本文亦采纳这一做法。同时，研究表明，审计揭发问题绩效受到多种因素影响，包括审计人员、审计规模、市场化程度和财政状况等，本文将此作为控制变量纳入研究中。(2)审计整改绩效。审计发现问题后的“矫正”结果是政府审计的重要组成部分，主要表现为查出的违规资金及个体行为的处置(如个人违法线索移交司法部门等)，研究发现审计整改受到地区市场化程度、财政状况、审计处理建议提交等因素影响(黄溶冰和王跃堂，2010；李江涛等，2011)。借鉴以上成果并参考审计署绩效报告(2010-2013)，本研究采用官方审计报告中反映出的“审计后通过上缴财政、减少财政拨款或补贴，及归还原渠道资金等”整改货币金额来代替测量。(3)地区腐败水平。相当一段时间里，度量腐败程度和广度的主要方法是采用一些标准化指数，其中比较有影响力的国际指数包括世界银行的国际商业指数(Business international Index,BI)、透明国际组织的CPI指数等，但同时这类指数在衡量差异化的国别及地区中存在较大变异。近年来不少研究利用一国国内实际发生的腐败犯罪率来替代(吴一平和芮萌，2010；倪星和陈珊珊，2013),相对主观认知数据，实际数据可减弱计量分析的偏差。借鉴以上做法，本文使用1999-2011年中国各省(区、直辖市)检察机关立案的政府部门工作人员腐败案件数(经地区公职人员数量调整)作为地区腐败水平的测量指标。同时，根据国外已有的研究成果和对中国现实的考察，将影响政府腐败程度的可能性因素纳入计量模型，包括政府规模(Fisman, 2002;吴一平和芮萌，2010)、市场化程度(Sun 等,2005)、开放度(Gatti,2004; 周黎安和陶婧，2009)、教育人力资本(Glaeser和Saks,2006)等。(4)其他指标。在现有的探讨经济体市场化发展的实证研究中，大多数学者以市场化指数(Mar-index)来衡量地区市场化水平，本文引入樊纲等(2011)开发的市场化指数。对于地区财政状况，采用地方财政支出与财政收入之比，即财政赤字率(Deficit ratio)来衡量(唐雪松等，2012)。审计人员力量则采用省、市两级审计机关人员编制数来衡量，并经地方人口数调整。考虑到“审计揭发问题绩效”和“审计整改绩效”均在货币数量基础上以人口数做了调整，审计金额(Amount)也做统一调整。地区开放度(Open)借鉴Ades和Di Tella(1999)的经验，采用地区进出口总额占GDP比重来替代。教育人力资本采用地区受教育年限法*限于数据可得性，各省区的教育人力资本数据来自国家第六次人口普查(2010年)和2005年全国1%人口抽样调查。该数据分别给出了各省份小学、初中、高中、大专以上学历占人口比重(H1、H2、H3、H4)，按照完成各学历的基本年限(分别为6年、9年、12年、16年)乘以比重得到该省份平均受教育年限，其中大专以上包括大专、本科和研究生学历，本文统一采用完成本科学历的4年表示，计算公式为：H=H1×6+H2×9+H3×12+H4×16。。

为了减少异方差和偏误，在实证分析之前对相关变量进行自然对数处理。具体变量定义及说明参见表1。本文所用工具软件是 EViews7.0和Stata12.0，受版面限制样本变量描述性统计此处略去。

表1　变量设置及定义

本文数据均来自中国官方部门正式统计数据及国家主要财经媒体发布数据。其中，审计揭发问题绩效、审计整改绩效、审计金额、审计机关人员编制等数据来自《中国审计年鉴》(1999-2012)及审计署绩效报告(2010-2013)。检察机关腐败案件立案数据来自各省级检察院院长每年向省级人民代表大会所提交的报告内容及《中国检察年鉴》。地方财政状况、经济增长来自各省份年度《国民经济和社会发展统计公报》，其他数据来源于《中国统计年鉴》、中经网统计数据库(Http://db.cei.gov.cn)及部分互联网检索。选择1999-2012年为样本期的主要原因是：20世纪90年代末以来，中国政府对原审计法规进行了重大修订完善，强化了审计监督职能和在反腐领域的作用，并且自1999年起正式对外发布审计成果详细数据。

(二)模型设定及计量检验

1.模型设定。依据采集数据利用Stata绘制散点图(见图1和图2)，根据理论分析并结合图示，初步探测审计揭发问题绩效、审计整改绩效与地区腐败水平存在的作用关系趋向。基于综合判断，本研究利用面板数据构建联立方程模型进行验证*相对于纯时间序列数据或纯横截面数据，面板数据计量模型通过对不同横截面单位不同时间观测值的结合，可以增加自由度，减少解释变量间的共线性影响，改进估计结果的有效性。面板数据模型分为：混合回归模型、固定效应模型和随机效应模型。在对本文模型的F统计量检验后，最终选择固定效应模型。固定效应模型旨在解决主体异质性问题，并消除遗漏变量带来的有偏估计。同时，为有效消除模型变量之间的联立性和误设问题，本文采用了联立方程形式。，公式如下：

Au_irri,t=α0+α1Corrupi,t+α2Amounti,t+α3Au_reporti,t+α4Auditori,t

+α5Marketi,t+α6Openi,t+∑year+λi,t

(Ⅰa)

Corrupi,t=β0+β1Au_irri,t-1+β2Ave_GDPi,t+β3Gov_Sizei,t+β4Marketi,t

+β5Openi,t+β6Edui,t+∑year+ζi,t

(Ⅰb)

Au_reci,t=λ0+λ1Corrupi,t+λ2Deficiti,t+λ3Au_reporti,t+λ4Auditori,t

+λ5Marketi,t+λ6Openi,t+∑year+φi,t

(Ⅱa)

Corrupi,t=γ0+γ1Au_reci,t-1+γ2Ave_GDPi,t+γ3Gov_sizei,t+γ4Marketi,t

+γ5Openi,t+γ6Edui,t+∑year+ξi,t

(Ⅱb)

其中，各变量定义参见表1。此外，i代表省份，t代表年份，α0、β0、γ0、λ0为各省份固定截面效应，αv、βv、γv、λv(v=1,2,…,6)分别代表各解释变量系数，λi,t、ζi,t、φi,t、ξi,t代表随机误差项。

图1　审计发现问题金额与地区腐败水平散点图

图2　审计整改处理金额与滞后期地区腐败水平散点图

2.平稳性检验。为了避免产生伪回归问题，本文采用LLC检验和Fisher-ADF检验对各变量数据进行平稳性检验，结果如表2所示。除了Au_rec、Au_report、Open指标平稳外，其他变量都接受“存在单位根”的原假设，即为非平稳序列。对该序列进行一阶差分检验后，检验值均拒绝了原假设，表明这些变量体现了一定的平稳性。尽管如此，还需要对变量间的关系进行协整检验，令原假设为“无协整关系”。本文分别采用Pedroni检验和Kao检验进行面板数据的协整检验，其中Pedroni检验选取Panel-ADF统计量和Group-PP统计量。由表3可知，各方程模型中的变量关系存在协整关系，因此，可以对原值方程进行回归分析*对解释变量与控制变量间回归方差膨胀因子(VIF)检验后，结果显示VIF值未超过10，均值未超过4，都在可容忍范围内，不存在严重的多重共线性问题。。

表2　各变量面板单位根检验

注:括号内为相应的P值，***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平下拒绝 “存在单位根”的原假设。

表3　多变量协整检验

3.结果分析。基于构建模型特征，本文采用三阶段最小二乘法进行估计，检验结果如表4所示。在控制相关变量后，审计揭发问题绩效的估计系数在1%的水平上通过显著性检验，且符号为正，表明由审计机关发现的违规项对地方腐败水平产生了正向的外部效应，地区腐败程度与审计发现问题状况同向变化。观察影响系数可知，腐败水平每提高1%，审计发现违规金额上升0.116个百分点；当年审计发现的违规金额每上升1%，次年地区腐败水平则提高0.033个百分点。这可解释为，本文是以检察机关立案审查的腐败案件量作为地区腐败水平的测量，而审计机关发现违规信息提交和移送是司法机关腐败案件立案审查的重要线索来源，故二者存在紧密的交互关联。另一方面，该结果也从侧面反映出一个重要信息，即政府审计发现违规数量的增长、揭发问题绩效的提高，并不天然构成对腐败的威慑，也没有因此降低地区的腐败程度。

进一步观察，审计报告(信息、建议)提交量及审计金额均在1%的水平上通过检验，其符号为正，表明二者与审计揭发问题绩效呈显著正相关，意味着审计信息结果报送和参与审计金额量是审计部门工作成果表现的重要标度，一定程度上会影响审计揭发问题绩效。市场化程度、开放度与审计问题发现及地区腐败水平均显著负相关，表明市场化和开放度越高的地区，政府责任和行政透明度或有更好的表现，从而有利于促进违规事件和腐败现象的减少。然而，方程(Ⅰb)、(Ⅱb)的检验结果中，教育人力资本(Edu)变量与腐败水平关系正相关，通过显著性检验，与此前理论预期不符。经计算，本文中适龄人口对象的平均教育年限仅为8.04年，样本时间段内未有大的变化，这或许弱化了教育因子作用于腐败水平的边际影响。此外，表4结果显示审计人员变量(Auditor)的系数显著为正(=2.631)，表明审计人员规模较大的地区，审计机关揭发问题绩效也较好，林斌和刘瑾(2014)等的研究也有同样的发现。

方程(Ⅱb)中，审计整改绩效(Au_reci,t-1)变量回归系数在1%水平上显著为负(-0.017)，表明在控制了其他因素后，整改绩效每提高1%(以审计机关做出处罚后整改金额测量，见表1定义)，滞后期(研究中以1年为间隔期计)的腐败水平相应下降0.017个百分点，验证了政府审计整改绩效作用于腐败的影响价值，也透射出审计整改在抑制地区腐败中的现实作用。同时，方程(Ⅱa)中，腐败变量(Corrup)回归系数在10%水平上通过显著性检验，其符号为负，表明腐败水平也会负向影响审计整改绩效，即随着地区腐败程度的加深，政府审计整改提升的难度加大。变量Deficit的系数显著为负(-0.061)，可能的解释是，财政赤字反映一个地区财政状况，赤字越严重意味着财政支出超出财政收入范围越大，即使审计发现了较多的违法违纪问题也由此做出了处罚决定，但受经费限制，被审计部门很难及时做出整改，故财政赤字越高的地区，审计整改绩效往往也越不理想。

控制变量中，Auditor和Au_report的系数显著为正，说明审计人员队伍的增强和审计信息建议等提交的加强，将有助于整改绩效的实现和提升，这与李江涛等(2011)的研究结果相吻合。此外，模型检验还显示，政府规模(Gov_size)、市场化程度(Market)、开放度(Open)等变量与腐败水平关系的估计结果通过了显著性检验，与此前国内外的一些研究成果一致，这里不再赘述。

4.稳健性检验。为了验证上述实证结果的稳健性，我们采用动态面板数据模型中的两步系统广义矩估计法( two-step sys-GMM)进行稳健性检验。同时为了更加充分和精细地考察政府审计对地区腐败的影响，计量模型中加入Au_irri,t-1和Au_reci,t-1指标的平方项，如表 5 所示。模型(1) 没有加入任何控制变量，仅保留审计绩效与腐败水平变量，模型(2) 加入了影响腐败水平的政府规模、开放度等因素的影响变量，模型(3) 则在模型(2)的基础上加入了审计绩效变量平方项。由表5中残差自相关检验AR(1)和AR(2)的P值以及Sargan统计量的P值可知，本文采用两步系统 GMM 估计法的稳健性检验结果整体较好。

表4　计量模型检验结果

注：Au_irri,t-1和Au_reci,t-1采用(t-1)年的样本数据，其他变量均采用当年t的观测值为估计z值。*、**、***分别代表参数估计值在10%、5%、1%水平上显著。

表5　广义矩估计结果:稳健性考察

注：表中括号内数字为相应的z值，***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。括号AR(1)和AR(2)检验给出的是统计量对应的P值。Sargan test和Wald chi2值是模型系数是否均为0的统计量值。

由模型(3) 可知，Au_reci,t-1的估计系数和其平方项的估计系数均在5% 水平上显著为负，进一步说明审计整改绩效的提高有助于降低腐败发生的可能性，Au_irri,t-1的估计系数依旧显著为正，与前文验证一致，但显著性有所降低。控制变量中，市场化(Market)与开放度(Open)的估计系数显著为负，表明市场化程度的提高和对外开放程度的加深有利于减少腐败；政府规模(Gov_size)的估计系数仍显著为正，与以往诸多研究结论吻合，说明政府规模的扩大可能导致腐败更加严重(Shleiffer和Vishny,1993)。教育人力资本(Edu)变量则由正向显著转为不显著，不符合理论预期，导致这一问题产生的一个可能原因是：本文在度量教育人力资本时采用了国民教育序列内受教育年限这一指标，却没有将其他教育形式及内容计入进来，而已有的研究表明，在人力资本形成过程中，诸如社会教育、培训、公民素养等发挥着至关重要的作用。

整体分析后，采用不同方法进行的稳健性检验并未显著改变表4 的实证结果，说明本文的研究结论基本稳健。

四、主要结论及政策含义

近年来，中央加强了政府审计的查漏揭弊，促进了公共部门的责任履行，强化了反腐倡廉领域的工作职能。然而，政府审计对于腐败影响究竟有多大，其内在作用机理如何体现，一直缺乏科学的验证。本文利用1999-2012年间31个省份的面板数据进行计量检验，重点考察了审计揭发问题绩效与审计整改绩效对地方腐败水平的影响。研究结果发现：政府审计揭发问题绩效与地区腐败水平具有交互的正向影响，审计发现问题多的地区，腐败水平相对也较高；反之，腐败水平高的地区，审计发现违规数量也较大。审计揭发问题并不会天然降低腐败发生的可能性。同时，审计整改绩效与地区腐败水平负相关，按照既有定义并控制相关因素后，整改绩效每提高1%，滞后期内地区腐败水平(研究中以1年为间隔期计)相应下降0.017个百分点，验证了审计整改在抑制地区腐败发生过程中显示的重要作用，一定程度上能够提升现实反腐的有效性。研究还发现，教育人力资本对地区腐败的影响不够稳健。

本文的结论对于研究中国腐败问题和审计反腐举措具有典型的启示意义。在中国现实的行政环境下，政府发现问题对反腐的内在影响有限，推动全方位的审计整改，发挥审计机关促进违规问题“矫正”的直接作用或许更为重要。尽管公共财政收支领域的腐败发生伴有一定的制度根源和缺陷，阻击腐败还须从健全和完善制度“治本”上着力，但政府审计自身的惩戒、纠错功能在“治标”层面的影响不可低估。在国家大力加强审计监督的背景下，当前应更加着重挖掘政府审计整改、促改的制度潜力，强化与纪检、监察、司法等部门的协同合作，适时建立审计问责结果联席公告制度，推动政府审计处罚权限改革，不断消除“审用两张皮”、“重审轻改”的体制性障碍，加快形成政府审计对腐败的特有专业化威慑。此外，要进一步改革完善审计机关及审计人员绩效评估模式，将促进违规资金整改、审计信息建议采纳吸收摆到更加突出的位置。

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Can Government Auditing Curb Corruption? Test Based

on Chinese Provincial Panel Data from 1999 to 2012

Liu Zezhao1,Liang Bin2

(1.SchoolofPublicPolicyandAdministration,Xi’anJiaotongUniversity,ShaanxiXi’an710049,China;

2.ShaanxiProvincialAuditOffice,ShaanxiXi’an710068,China)

Abstract:This paper uses the panel data of 31 provinces in China from 1999 to 2012 to conduct an econometric test and investigates the effect of government auditing on regional corruption level to discuss the key focus of government auditing at anti-corruption level. Results show that the performance of problem disclosure through auditing has an interaction positive impact on regional corruption level and with the expansion of irregular amount audited, corruption level increases correspondingly, namely an increase in corruption level by 1% leads to the expansion of irregular amount audited by 0.116 percent. The revelation of irregularities by auditing does not necessarily result in the reduction in the possibility of corruption. Meanwhile, the performance of audit rectification is negatively correlated with regional corruption level, namely the increase in the performance of audit rectification by 1% gives rise to the corresponding decrease in regional corruption level by 0.017 percent in the lag period, confirming the key role of audit rectification in the suppression of regional corruption and raising the effectiveness of real corruption to some extent. Therefore, besides focusing on the revelation of irregularities, Chinese government auditing should pay more attention to the advancement of the exertion of correction role of auditing, continue to strengthen the status of audit rectification in irregularity governance and make efforts to eliminate institutional limitations of paying more attention to auditing and little to reform. Anti-corruption needs some certain rigidity support.

Key words:government auditing; corruption; performance; irregularity; rectification; China

(责任编辑：喜雯)