国家审计财务资源投入绩效研究

程乃胜 吴静

【摘 要】 从省级预算执行审计财务资源投入绩效角度，基于2011—2016年间30个省（自治区、直辖市）的数据进行计量检验，采用统计分析方法和非线性方程拟合法，分析审计财务资源投入度与审计效果的关系。研究结果表明，预算执行审计财务资源投入度与预算执行审计效果间不存在严格线性相关关系，仅存在定义域内二维限制性相关关系。预算执行审计财务资源投入度不存在单个最优解，而是存在限制边界轮廓呈矩形的最优解集。这为提升省级预算执行审计效率，助力改革国家审计①管理体制提供了一定的经验证据。

【关键词】 国家审计绩效; 预算执行审计; 财务资源投入度; 二维限制性相关关系; 矩形最优解集

【中图分类号】 F239.44  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2019）08-0006-07

一、引言

党的十九大以来，国家高度重视积极推进改革审计管理体制，提高审计机关运行绩效。因此，寻找提升审计机关绩效的有效途径是现阶段改革审计管理体制工作的核心目标之一。

根据委托代理理论，在审计项目中审计资源特别是财务资源投入过多，将造成有限公共资源的浪费，甚至可能出现委托代理人机会主义行为。这显然与审计监督制约公权力受托责任方（政府）的初衷相违背。如果在同样规模的审计项目下审计财务资源投入过少，将限制审计机关业务开展能力，并可能因为财力缺乏影响审计机关独立性，从而弱化审计监督效果。因此，审计财务资源投入度②是否会对审计机关效果产生影响，是一项亟待研究的问题。从审计财务资源投入角度出发，审计财务资源投入度大小是否将影响国家审计效果③，且这一投入度是否存在最优解？

为探究这一问题，本文对预算执行审计财务资源投入度与预算执行审计效果之间的关系进行了实证检验。本研究的可能贡献有：（1）以审计财务资源投入度研究审计财务资源投入对审计机关审计效果影响，从中国省级审计机关总体层面探究审计机关绩效的影响因素和提升路径;（2）基于系统理论，运用官方网站公布的省级审计机关审计经费投入及查处违规金额数据进行相关性检验、回归检验及建模，以探究在约束条件下省级预算执行审计财务资源投入度是否存在最优解，并尝试对我国审计机关财务资源投入的使用和管理及审计机关绩效评价提供一定的理论性建议。

二、文献综述

基于本文的研究主题，现有文献主要涉及三方面内容：一是审计机关绩效评价理论框架研究;二是审计机关绩效影响因素研究;三是审计财务资源投入与审计成果产出关系研究。

（一）审计机关绩效影响机制理论框架研究概况

关于审计机关绩效影响机制相关理论框架的研究，主要集中于对审计机关绩效影响路径和审计机关绩效评价指标体系研究两方面。罗春华等[1]认为，包含财务层面、审计人员、审计客户、内部管理四个维度的绩效评价指标体系能够更好地发挥对审计机关绩效的正面影响;余海宗等[2]指出，基于平衡计分卡的四个维度，采用层次分析法确定各级权重指标体系有利于优化审计机关绩效水平。

（二）审计机关绩效影响因素研究概况

在影响审计机关绩效的因素研究方面，成果较为丰富。喻采平[3]通过实证分析得出审计处罚力度与审计绩效成正比，且审计信息披露力度对省级审计机关绩效不存在显著影响;郑石桥[4]则认为审计处罚力度应有一个合理限度，在该限度内审计处罚力度与审计绩效成正比。张鼎祖等[5]认为地方竞争越激烈，地方审计机关绩效越低。吴秋生等[6]实证得出省长与厅长任期交错会提高省级审计机关绩效，地区教育水平、审计任务强度以及审计执行力度与审计机关绩效存在正相关关系，地区经济发达程度与审计机关绩效存在负相关关系。王楠楠等[7]认为，审计环境因素（政府行为、法制环境等）、审计机关自身因素（审计体制、审计独立性、组织形式等），以及审计对象因素（审计机关与审计对象的利益关系、审计对象特征等）等都属于政府审计效率影响因素。

（三）审计财务资源投入与审计成果产出研究概况

1.审计财务资源投入与审计成果产出关系研究

宋夏云等[8]认为，在政府官员的腐败监控中，审计经费预算越充分，对政府官员违背受托责任的腐败行为监控效果越好;审计经费预算管理制度完善程度、审计经费预算独立性和充分程度与国家审计腐败监控功能正相关。

2.审计财务资源投入与审计成果产出模型研究

关于该方面的研究较少，具有代表性的研究成果如：吴秋生等[6]通过实证分析得出的关于审计绩效影响因素研究的个体固定效应模型（被解释变量为CRSTE或VRSTE时）和混合效应模型（被解释变量为SE时）;刘爱东等[9]基于数据包络分析方法建立的地方审计机关效率投入产出组合模型等。

梳理已有文献可知，目前学术界对审计机关绩效影响机制理论和影响因素存在众多不同观点，研究结果差异较大。但针对审计机关审计财务资源投入度对审计成果产出的影响的研究较少。因此，本文将对审计财务资源投入度与最主要的审计机关绩效指标，即审计成果产出中的审计效果进行实证研究，验證审计财务资源投入度对审计效果的作用效应，并进一步寻求可能存在的审计财务资源投入度最优解，以期为提高审计机关绩效、改革国家审计管理体制提供一定的理论建议。

三、理论分析与假设提出

审计资源是指为实现审计目标所需要的基础性可用条件的总称。广义的审计资源，是指为审计机关拥有或能够支配的，服务于审计执法的人、财、物、方法技术、信息情报等资源的总和，狭义的审计资源仅指人力资源;审计效果是指审计最终目标的达成程度，就国家审计来说，审计效果主要体现为对代理人违规行为的抑制程度[10]。根据委托代理理论，审计的产生源于委托人与代理人之间的受托责任履行关系中的利益冲突。为了保证审计能够充分解决代理问题，在不同审计环境下消耗的审计资源数量与质量将产生差异，而这些差异会导致产生不同的审计效果[11]。因此，审计资源数量与质量在外部因素影响下产生差异，并由于外部因素的控制作用进而导致审计效果差异这一影响路径客观存在。

在实务中，引起审计效果差异的因素很多，如审计人员专业水平、被审计单位合作态度、审计目标等。在以上因素中，被审计单位的组织治理状况和审计路径对审计效率效果具有显著的联合影响。审计单位的组织治理状况越好且审计路径越精准，审计效果越佳[10]。但由于衡量审计机关审计效率效果的要素可以分为两部分：一是审计资源投入情况，主要包括审计财务资源投入和人力资源投入两部分;二是审计效益产出情况，主要包括可用货币计量的审计成果（如促进财政增收节支、挽回（避免）损失）和不可用货币计量的审计成果（如移送案件线索、推动被审计单位整改、提出深化改革的审计建议等）。而在审计资源投入部分中，审计财务资源投入是其他资源得以投入的基础。两者与审计机关绩效的直接相关性、可比性和可控性较为显著[6]。因此良好的审计单位组织治理以及寻求精准的审计路径，离不开充足的审计财务资源投入支持。但是，由于具体审计项目中实际存在的和能够查处的审计问题数量必然有限，同时审计监督对被审计单位具有实时整改激励作用，导致审计财务资源投入边际效用递减;当抑制政府代理机会主义行为达到审计机关的能力极限时，将使得审计财务资源投入与审计效率效果之间存在不相关或负相关悖论[7]。因此，只有把握审计财务资源投入度，才可能显著影响审计效果。

由上述理论分析，可归纳审计财务资源投入度对审计效果的作用路径：审计财务资源投入度的变化能够影响审计效果，并且审计财务资源投入度自身及对审计效果的影响会在外部因素作用下产生变化（如图1所示）。该路径构成本文的基本研究框架。

（一）审计财务资源投入度与审计效果

依据上述理论路径，鉴于审计财务资源投入度对国家审计机关审计资源投入程度具有显著的代表意义，考虑货币时间价值、被审计单位与审计机关财政财务收支年度变动以及《中华人民共和国预算法》（2014年修正）对预决算统计口径的显著影响，本文采用相应年度审计项目规模（以接受审计的资金总额计）的审计经费投入量（即审计财务资源投入度）研究其与审计效果的关系。由于审计财务资源投入度与审计效果的具体相关性尚不明确，基于以上分析，本文提出一组对立假设。

H1a：在审计项目规模一定的情况下，审计财务资源投入度与审计效果之间呈现正相关关系。

H1b：在审计项目规模一定的情况下，审计财务资源投入度与审计效果之间呈现负相关关系。

（二）省级审计机关所处区位的控制变量作用

我国幅员辽阔，各地社会经济、政治、文化发展水平和重点不一，各地区审计机关审计路径、审计专长、审计风格和审计重点差异明显。已有研究表明，横向比较地域差异，我国审计机关绩效水平呈现“东南高、西北低”的特征。纵向比较层级差异，与地市级审计机关相比，我国省级审计机关审计质量和审计效率水平（包括抵御和预防效率水平）都高于地市级审计机关[12]。

上述研究结果显示，处于经济、政治、文化发达地区的省级审计机关审计财务资源投入度与审计效果之间的负相关关系强于欠发达地区。基于本文的研究背景，在面临基本相同规模的审计项目时，省级审计机关所处区位对审计财务资源投入度及审计效果的影响可能会有所差异。综上所述，本文认为省级审计机关所处区位可能对其审计财务资源投入度与审计效果两者间关系存在显著影响作用。由此，本文提出假设2。

H2：在审计项目规模一定的情况下，省级审计机关所处区位对审计财务资源投入度与审计效果之间的关系存在影响。

（三）审计年度变化的控制变量作用

审计工作实质上属于社会劳动，因此审计投入可分为劳动投入和资金投入两个部分。考虑固定资金投入情形，审计产出应为一定范围内劳动投入的增函数[3]。同理，如果考虑固定劳动投入情形，审计产出也应是一定范围内资金投入的增函数。而在一段时间内，特别是针对同一审计项目的审计期间内，审计劳动投入通常较恒定。而在某一审计期间内，接受审计的资金总额受该年度宏观局势及政策導向影响较大。

因此，如果以审计财务资源投入度与审计效果间关系来度量审计效率，审计财务资源投入度与审计效果之间的关系在审计年度维度上也可能具有一定的变化趋势。但是由文献分析可知，审计年度变化是否对审计财务资源投入度与审计效果两者之间的关系存在影响，目前并无定论。由此，本文提出假设3。

H3：在审计项目规模一定的情况下，审计年度变化对审计财务资源投入度与审计效果之间的关系存在影响。

四、研究设计

（一）数据来源与样本选取

本文以我国30个省（自治区、直辖市）（未包括新疆维吾尔自治区、台湾省、香港特别行政区及澳门特别行政区）2011—2016年省级审计机关所处区位、审计年度、该年度接受审计的省级预算执行资金总额、该年度省级预算执行投入审计经费总额、该年度省级预算执行审计查出违规金额总额为样本。数据来源于样本涉及的30个省（自治区、直辖市）审计厅（局）、财政厅（局）及人民政府等官方网站。

本文对金额相关数据进行如下处理：（1）剔除各变量中缺漏或异常的数据;（2）统一数据口径，剔除无法获得四本预算标准值的数据。完成上述处理后，最终参与实证研究的样本数为121。为了将某年度基于某一省份的省级预算执行资金总额、省级预算执行投入审计经费总额、省级预算执行审计查出违规金额总额三者相匹配，本文进行了如下处理：

（1）a=该年度接受审计的省级预算执行资金总额=省级公共预算总收入+省级公共预算总支出+省级政府性基金总收入+省级政府性基金总支出+国有资本经营预算总收入+国有资本经营预算总支出+社会保险基金预算总收入+社会保险基金预算总支出

（2）b=该年度省级预算执行投入审计经费总额=审计项目规模=直接用于审计实务有关活动的支出=该年度审计业务支出+审计管理支出+信息化建设支出+其他审计事务支出

（3）c=该年度省级预算执行审计查出违规金额总额=

∑省级决算草案审计情况公布违规金额

（4）预算执行审计财务资源投入度=a/b

（5）预算执行审计效果=a/c

（6）金额单位统一为万元人民币，所有原始数据一律四舍五入，保留两位小数。

（二）变量定义与模型建立

依据现有文献[2][7][9]，本文建立模型1—模型3，运用全样本数据进行Logistic回归以分别检验H1、H2和H3。

预算执行审计效果=β0+β1预算执行审计财务资源投入度+ε     （1）

预算执行审计效果=β0+β2预算执行审计财务资源投入度×审计机关所处区位+ε   （2）

预算执行审计效果=β0+β3预算执行审计财务资源投入度×审计年度+ε    （3）

其中，被解释变量为预算执行审计效果;解释变量为预算执行审计财务资源投入度;控制变量为省级审计机关所处区位和审计年度;β0和β1、β2、β3为待估参数值;ε为随机扰动项。详见表1。考虑到本文的被解释变量为真实变量，本文采用Logistic回归;借鉴吴秋生等[6]的统计研究方法，针对本文中所使用的短面板样本数据，考虑了较多省级审计机关的特殊性特征;在对数据处理的过程中，均通过软件SPSS 22.0及Excel 2007处理数据。

五、实证检验与结果分析

（一）描述性统计

表2显示了各变量的描述性统计结果。四项主要变量的统计样本总量为121.00，且全部有效，无遗漏值。审计机关区位变量众数为3.00，平均数为2.12，说明选取样本中，东部及中部省级审计机关占比较大。这是由于选取样本中2014年（含）前西部省份审计机关网络升级较迟，相关数据公布较少的缘故;审计年度数值变量众数为1.00，中位数为1.00，且平均数为0.68，说明在选取样本中，2014年（含）以后的省级审计机关预算执行审计数据占比较大。这是因为2014年以前年度按“四本预算”上报尚未全部规范，并且信息技术发展程度和官方网站建设和维护技术较低，导致这一时间段内符合实证检验要求的网上公布数据留存较少;预算执行审计财务资源投入度平均数为31 495.37，中位数为23 374.57，最小值仅为5 558.16，最大值为184 213.49，最大值接近为最小值的33.14倍。说明现阶段省级审计机关预算执行审计财务资源投入度绝对数值较大，相对于接受审计的省级预算执行审计项目资金总额，财务资源投入较少。且样本中各省级审计机关之间的审计财务资源相对投入量存在较大差异，说明各省级审计机关投入产出能力和效率可能存在较大差别。预算执行审计效果平均数为1 449.19，中位数为655.63，最小值仅为72.32，最大值为40 096.43，最大值接近于最小值的554.43倍，表明样本中各省级审计机关可用货币计量的审计成果产出绩效差别明显，支持了之前的观点。

（二）相关性结果及其分析

表3列示了各主要变量之间的Pearson相关系数结果。作为被解释变量的预算执行审计效果与解释变量预算执行审计财务资源投入度相关系数为负，但是相关性较弱，未通过显著性水平为1%的双尾检验，说明两者之间并不存在显著相关关系，也说明不考虑其他因素，预算执行审计财务资源投入度变化对预算执行审计效果影响不显著。同样表明，被解释变量预算执行审计效果实际上受多重解释变量影响，且预算执行审计财务资源投入度并非主要解释变量。

另外，虽然相关系数结果显示，审计年度数值变量与预算执行审计财务资源投入度的相关系数为0.24，通过了1%的双尾显著性检验，但由于审计年度数值变量调整后的判定系数R2仅为0.05（见表4），未通过回归拟合优度检验，不能表明审计年度数值变量与预算执行审计财务资源投入度之間存在显著线性相关关系，因此之前检验结果之间为伪相关。由于实证研究中全部控制变量显著性水平都未能通过1%的双尾显著性检验，因此并未探讨回归结果存在严重多重共线性问题的可能性。综上所述证明，H1至H3均不成立。

（三）建模结果及其分析

前文已证实原有H1至H3均不成立。那么，审计项目规模一定时，预算执行审计财务资源投入度与预算执行审计效果之间存在相关关系和最优解这一主要假设是否成立？

根据原始数据作散点图并建模。由散点图（图2）和线性自动建模结果图（图3）可知两者间不存在线性相关关系。图形显示，在x=“预算执行审计财务资源投入度”的数值为5 000.00—60 000.00的区间内，y=“预算执行审计效果”的数值大部分稳定分布在0.00—3 500.00的范围内。剔除零星值及异常值，数据整体布局呈现为类似于矩形的二维封闭图形。拟合出的矩形四个顶点分别为A（5 000.00，3 500.00），B（60 000.00，3 500.00），C（60 000.00，0.00），D（5 000.00，0.00），表明预算执行审计财务资源投入度与预算执行审计效果之间关系很可能受到诸如预算定额、政策规定、自然条件、社会生产力水平等约束条件的限制，因此两者之间关系并非线性相关，而呈现限制性相关关系。这同时也说明，对于预算执行审计财务资源投入度可能存在约束条件下的最优解集合。

由图1易求得矩形四边所在直线，即矩形方程：

LAB：y=3 500.00，x∈[5 000.00，60 000.00]

LBC：x=60 000.00，y∈[0.00，3 500.00]

LCD：y=0.00，x∈[5 000.00，60 000.00]

LAD：x=5 000.00，y∈[0.00，3 500.00]

结果意义在于，预算执行审计财务资源投入度在一定范围内（即5 000.00—60 000.00内）波动时，预算执行审计效果基本恒定处于0.00—3 500.00内的小幅波动水平，此时两者仅存在几何意义上的限制性關系，调整预算执行审计财务资源投入度并不能使预算执行审计效果产生显著的对应变化;但是两者都存在由多重约束条件组成的边界效应，亦即处于矩形方程范围以内的预算执行审计财务资源投入度都可视为处于存在的最优解集之内。

这一结果表明，在省级预算执行审计项目规模一定的情况下，预算执行审计财务资源投入度和预算执行审计效果不存在严格的部分线性或非线性相关关系，仅存在定义域内的二维限制性相关关系。这一结果可以做多方面的解读：其一，由于预算执行审计财务资源投入度与预算执行审计效果之间不存在严格线性、部分线性或非线性相关关系，故省级审计机关仅采用增加审计财务资源投入的方式不能直接提高审计成果产出率;其二，从现阶段全国省级预算执行审计项目角度考虑，预算执行审计效果可能存在上限（本文显示为3 500.00）。这可能是由于我国监督体系多元化和不断强化，法治、监察体制以及政府行政水平提高，同时预算执行审计财务资源投入度也可能存在固有限定条件，或者在一定时期内，我国审计人员综合能力宏观处于平台期。结论表明：必须抓紧改革审计管理体制，以理论突破和制度创新促进审计机关高效优化发展，而非一味增加资源投入的重要意义。

最后，该结果还表明，预算执行审计效果可能更大程度上取决于审计年度内被审计单位涉及的实际违规行为金额数值，而该数值并不随审计财务资源投入度变动显著变化。该分析结果更深层次的意义在于，不应视查出违规金额为审计机关绩效评价的最主要指标。这是因为，一方面随着信息化时代发展，经济违规形式逐渐隐蔽化、多元化，难以用查出违规金额数值来衡量经济违规的存在与性质程度;另一方面，主要以查出违规金额的多寡而非以缺陷行为类型来评价审计机关、审计人员的绩效，易于使得审计人员对中间事项倾向于定性为审计违规，在处理方式上倾向于选择审计处罚[13]，不利于提高实际审计绩效、构建审计容错机制，也不利于推动政府职能转变和提高政府效率[14]。

六、结论与展望

（一）研究结论

本文运用2011—2016年30个省（自治区、直辖市）的省级预算执行审计项目相关数据，采用统计分析法和非线性方程拟合法，实证检验了预算执行审计财务资源投入度与预算执行审计效果之间的关系。相关研究结论如下：

第一，预算执行审计财务资源投入度与预算执行审计效果之间不存在显著线性相关关系;预算执行审计财务资源投入度、预算执行审计效果与省级审计机关所处区位、审计年度两两之间亦无显著线性相关关系。

第二，预算执行审计财务资源投入度与预算执行审计效果之间仅存在定义域内的二维限制性相关关系，限制范围边界轮廓呈矩形。预算执行审计财务资源投入度不存在单个最优解，而是存在所得矩形方程范围内的最优解集。

（二）政策性建议

由于预算执行审计财务资源投入度与预算执行审计效果间相关性并不显著，因此要实施合理的预决算管理以有效统筹审计财务资源，削减无效用财务资源投入，提高审计机关部门预算编制准确性。具体而言，一方面要加强对审计财务资源使用程序的监管，另一方面要加强对审计财务资源使用结果的监督。要在审计机关内部坚定不移地执行中央“八项规定”，加强廉政风险防控以使审计财务资源投入效用最大化。

此外，基于受托责任理论，审计缺位与妥协将降低审计机关绩效;但行政活动中合理的审计容错有利于优化社会治理与改革。制衡关键就在于确定明晰的审计容错对象和审计容错适用体系。因此，必须建立有效的审计容错保障机制。首先，要建立规范容错类型机制，使得符合审计容错规范的事项能得到具体分析;其次，要强化监督机制，提高实质违规事项审计查处能力，降低审计容错机制运行风险和成本;最后，要规范责任追究机制和绩效评价机制，让以“容错”之名行违法乱纪之实者付出应有的代价，形成对审计机关与审计人员的威慑效应，避免审计“不作为”“乱作为”[14]。

（三）不足与展望

首先，受实证数据来源限制，本文在样本选择上仅能取得预算执行审计财务资源投入度及其审计效果资料，未能考虑到全部解释变量与控制变量。其次，本文仅得出了预算执行审计财务资源投入度与预算执行审计效果之间关系及最优解集的结论。但因条件所限未能进一步证实最优解集的形成机制，例如其中存在哪些具体约束因素等。

为此，在今后的进一步研究中还需关注以下问题：第一，扩大样本量，收集更多同类审计项目数据，获取更为翔实的统计资料，考虑更多的解释变量与控制变量作用，构建更为精确的模型;第二，深入分析审计经费投入比与查出违规金额比之间的相关关系及最优解集，采用新的研究方法进一步探究其影响因素和内在机理。

【参考文献】

[1] 罗春华，董智，朱晓丽.我国审计署绩效及评价指标初探——基于2010—2014年审计署绩效报告的分析[J].财会月刊，2017（21）：97-103.

[2] 余海宗，吴艳玲，田至立.地方审计机关绩效考核体系优化研究[J].审计研究，2017（5）：10-16.

[3] 喻采平.政府审计效率影响因素的实证研究[J].长沙理工大学学报（社会科学版），2010（15）：18-25.

[4] 郑石桥.审计频度、审计处罚和审计效果[J].会计之友，2012（4）：9-15.

[5] 张鼎祖，刘爱东.制度环境、政府间竞争与地方审计机关效率[J].会计研究，2015（3）：87-95.

[6] 吴秋生，郭伟.领导人与负责人任期稳定性和一致性对省级审计机关绩效影响研究[J].商业经济与管理，2017（5）：89-96.

[7] 王楠楠，郑石桥.部门协同治理与政府审计效率：理论框架和经验数据[J].财会月刊，2017（3）：86-93.

[8] 宋夏云，陈依晗.国家审计腐败监控效果影响因素分析[J].财经论丛，2018（1）：80-85.

[9] 刘爱东，张鼎祖.中国地方审计机关效率测度与分析——基于1998—2009年的面板数据[J].审计研究，2014（5）：60-67.

[10] 郑石桥，白雅欣.组织治理状况、制度审计和审计效率效果：理论框架和例证分析[J].会计之友，2017（24）：127-131.

[11] AMADA R S.Bare writing：comparing multiliteracies theory and nonrepresentational theory approaches to a young writer writing[J].Reading Research Quarterly，2017，52（1）：125-140.

[12] 吴秋生，郭檬楠.省以下地方审计机关人财物统管有效性实证研究——基于中国省市两级审计机关的证据[J].中国审计评论，2017（2）：1-11.

[13] 郑石桥.行为审计定性论——缺陷行为判定的理论基础和操作框架[J].会计之友，2016（17）：126-131.

[14] 陈进.审计容错、审计妥协与审计效果研究——基于政府审计视角[J].会计之友，2018（1）：131-136.