政府审计对企业高质量发展的影响——基于审计署央企审计结果公告的实证分析

董志愿，张曾莲

(北京科技大学 经济管理学院，北京 100083)

一、引言

改革开放以来，随着我国经济的迅猛发展和人民物质生活水平的不断提高，新的经济问题也不断产生，人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾日益凸显，经济发展速度与发展质量之间的不平衡成为我国当前经济发展亟待解决的重要问题。在这样的时代背景下，习总书记在党的第十九次代表大会上明确指出：“我国经济已由高速增长阶段向高质量发展阶段转变。”经济从高速增长阶段转向高质量发展阶段是中国特色社会主义迈入新时代的鲜明特征[1]，推动经济向高质量发展阶段转变成为我国今后经济发展的战略目标。宏观是微观个体的集合体，企业是经济发展的主体，推动经济高质量发展必须着眼于微观企业，经济高质量发展最终需要通过企业高质量发展来实现。中央企业是国民经济发展的支柱和命脉，促进中央企业发展质量的提高对我国经济高质量发展起着至关重要的作用。

党的十九大报告提出要改革审计管理体制，加强对权力运行的制约和监督。在全面推进依法治国、促进经济新常态发展的新时期新要求下，政府审计作为国家宏观调控介入中央企业的一种方式，能够有效发挥审计的职能作用，是保障中央企业高质量发展和国民经济健康运行，推进国家治理体系和治理能力现代化的重要环节。政府审计基于其独立性、全面性和专业性的监督特点，发挥着预防、揭示和抵御的“免疫系统”功能，为审计中发现的问题提出了有针对性、建设性的意见，有力维护着公司内部治理秩序，成为中央企业在高质量发展路上有力的推动力量。现有研究表明，政府审计能够显著影响企业经营活动的外部效应，减少央企高管的超额在职消费行为，降低股价崩盘风险，抑制企业的盈余管理和过度投资等[2-5]。那么，本文关心的问题是，在经济新常态的背景下，政府审计对企业高质量发展发挥着怎样的作用呢？政府审计力度的差异会对企业高质量发展产生不同的影响吗？

中央企业由于体系庞大、业务复杂，一直以来都是审计的难点和重点，而政府审计基于其独立性、强制性和专业性的特点，在推动中央企业改革和高质量发展中发挥着重要作用。通过对现有文献的回顾我们发现，在对政府审计影响作用的研究方面，相关文献主要是从宏观层面和微观层面两个角度进行的。从宏观层面对政府审计进行研究的文献，主要研究了政府审计对地方经济增长[6]、经济发展方式的转变[7-8]、国家经济安全[9-10]和宏观经济高质量发展[11]等方面的影响；从微观企业层面对政府审计进行研究的文献，主要集中在政府审计对企业盈余管理[4-5]、经营绩效[12-13]、治理效率[14-15]、创新水平[16-17]、内部控制[18-20]以及社会责任承担[21]等方面的影响上。鲜有文献直接研究政府审计对企业高质量发展的影响。

学者们对企业高质量发展的研究主要集中在企业高质量发展的内涵、测度以及实现路径等方面。在对企业高质量发展的内涵定义上，黄速建等从目标状态和发展范式两个角度对企业高质量发展的内涵进行了界定，指出企业高质量发展是企业实现或处于高水平、高层次、卓越的企业发展质量的一种新状态[1]；金碚提出，高质量发展是与高速增长存在很大差异的一种经济发展质态，体现质量第一、效率优先[22]；师博和张冰瑶认为，企业高质量发展就是一种体现“创新、协调、绿色、开放、共享”理念的发展[23]；齐嘉认为企业高质量发展就是企业成长速度快、创新能力强、发展潜力大、人才和技术密集的一种发展[24]。在对企业高质量发展的测度上，学者们的研究成果颇多。杨波从反映国有企业经济效应的定量指标和国有企业社会效应的定性指标两个方面重构了国有企业高质量发展评价指标体系[25]；贺晓宇和沈坤荣、施本植和汤海滨、陈昭和刘映曼等学者认为经济高质量发展的根本在于技术创新，全要素生产率的提高是实现企业高质量发展的核心，因此采用企业的全要素生产率来衡量企业高质量发展[26-28]。在企业高质量发展的实现路径上，韩宛芸、戴国宝和王雅秋指出要创建优秀的企业文化，优化产业结构和企业治理模式，加大对企业技术人员的培养，促进科技创新[29-30]；施本植和汤海滨指出企业应该合理利用杠杆率的正效应，切实防范杠杆率过高带来的风险，促进企业持续健康高质量发展[27]；李巧华等则从企业外部视角指出，要推进政府补贴资金的精准扶持，制定合理的差异化政策，建立透明高效、公平公正的市场环境和金融生态环境，促进企业高质量发展[31]。

基于对上述问题的探究，本文以2010—2018年我国央企控股的全部上市公司为研究样本，实证检验政府审计对企业高质量发展的影响。本文可能的贡献主要在于:从企业高质量发展的角度对政府审计的影响作用进行探索，为政府审计提供了新的视角和研究方向；对政府审计影响企业高质量发展的作用机制进行研究，丰富了相关文献，具有一定的理论意义；现有的关于企业高质量发展的文献主要集中在概念界定和理论探讨上，本文采用实证方法对政府审计与企业高质量发展的关系进行研究，为促进我国企业高质量发展提供了新的思路，具有一定的实践意义。

二、理论分析与研究假设

政府审计作为国家治理体系中的“免疫系统”，具有预防、揭示和抵御功能，三大功能相辅相成，统一于政府审计的工作实践中，共同作用于中央企业的经营管理。第一，由于具有固有的强制性、权威性、独立性等属性，一方面，政府审计无形之中会给被审计者以压迫感，迫使央企增强信息透明度、减少违法违规行为，保证上市公司在正常轨道上运营；另一方面，政府审计不仅包括对财务收支的审计，还全面监督企业各项生产运营活动，可以确保企业贯彻落实安全生产、提高产品质量、节能减排、绿色生产等政策，加大研发创新投入，促进生产运营能力的增强和企业发展质量的提高。第二，政府审计于2003年开始将审计结果公告制度引入社会监督中，这会吸引新闻媒体的关注，不仅如此，由于中央国有企业大部分有效资产会下沉至控股上市公司，审计署审计央企不仅会对母公司进行审计，还会对下属上市公司进行延伸审计。部分审计结果公告会明确提及延伸审计的上市公司名称，一旦披露的被审计公司情况恶劣，企业声誉和经营发展都会受损。声誉理论指出，声誉的价值是不言而喻的，是保证契约和交易正常执行的重要机制。一旦企业声誉受损，带来的后果是不堪设想的，如股价下跌、销售停滞、资金链断裂甚至造成企业破产等。为避免企业声誉受损，保证企业顺利通过政府审计，管理层会不断完善公司经营管理，提高企业发展质量。由此，本文提出假设1。

假设1：政府审计有利于促进企业高质量发展。

在信息不对称和代理成本存在的前提下，管理层相对股东掌握着公司更全面、更详细的信息，高管有足够的动机实施盈余管理或财务违规行为，降低企业发展质量，这套理论框架同样适用于中央企业。基于公共受托责任理论，政府审计对中央企业进行监督控制是必要职责。作为一项政府监管措施，政府审计在监督中央企业及其控股上市公司的经营发展过程中最重要的体现就是对公司治理水平的影响。一方面，相较于会计师事务所审计，政府审计属于行政监督，具有更丰富的审计资源，并不向被审计单位收取费用，在进行审计行为时不需要担心因客户流失或相关利益问题而影响其审计质量，因此政府审计更有可能揭露中央企业及其控股上市公司在企业发展运营中存在的问题，并及时对其提出整改建议，推动公司治理水平的提高，从而促进企业高质量发展。另一方面，政府审计的威慑作用会使得被审计企业的管理层在心理上产生变化，进而采取积极的措施去应对，可以抑制中央企业高管的在职消费、天价薪酬、贪污腐败、铺张浪费、不正当投资以及偷税、漏税、逃税等财务违法违规行为，监督管理层竭尽全力完成自身的职责，积极履行应尽义务，减少高管“挂职”行为，提高人力资源效率，完善公司治理，进一步推动企业发展质量的提高。由此，本文提出假设2。

假设2：公司治理在政府审计与企业高质量发展中具有中介效应。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以实际控制人性质为中央企业，即央企控股的全部上市公司为研究样本。审计署发布的审计结果公告具有滞后性，对介入年份和公告年份的定义如下：例如2018年第31号公告为中国航空油料集团有限公司财务收支情况的审计结果，被审年份是2016年，介入年份是2017年，公告年份是2018年。在本文的研究中，政府审计以审计署介入年份来衡量；考虑到政府审计对企业高质量发展的影响具有滞后性，企业高质量发展则采用公告年份的数据来衡量。因此，我们选取2012—2018的审计结果公告，样本区间定义为[2010，2018]。

在数据的预处理上，首先，我们在百度文库和国资委网站中得到了2010—2018年的中央企业名单；其次，我们将中央企业名称与上市公司的“实际控制人名称”进行匹配，并进行手工复核，特别地，部分上市公司的实际控制人只注明了类似某某地区国资委字样，我们选取此类公司的直接控股股东进行匹配，通过匹配筛选出央企控股的全部上市公司；最后，与审计署公布的审计结果公告中涉及的中央企业名称进行匹配，得到被审计署审计过的央企控股的全部上市公司。本文以被审计署审计过的央企控股上市公司作为实验组样本，未被审计过的央企控股上市公司作为对照组样本。在得到初始样本后，考虑到金融行业的特殊性，参照证监会2012年的分类标准，剔除了属于金融行业的上市公司；*ST和ST公司对公开披露的财务数据有操纵的可能性，因此将其剔除；同时删除研究变量缺失的数据。本文最终得到有效样本共239家上市公司，1288个观测值，为不平衡面板。政府审计变量来源于审计署官网公布的审计结果公告，其他变量数据均来源于CSMAR数据库。本文采用的数据处理软件为Stata14，对所有连续变量在1%和99%处进行缩尾处理，以降低异常值对研究结果的影响。

(二)变量选择及定义

1.被解释变量：企业高质量发展。关于企业高质量发展指标的测算，现有学者主要采用多因子综合分析法或基于中间变量的单一指标替代的方式[1，32]。参照党的十九大报告对高质量发展的定义，同时借鉴相关研究，本文从企业价值创造能力和价值管理能力两个层面对企业高质量发展(Hqd)进行衡量，采用主成分分析法构造企业高质量发展指标[1,32]。企业价值创造能力主要包括企业经营能力和企业创新能力两个方面；企业价值管理能力主要包括公司治理水平、内部控制水平和可持续发展水平三个方面。具体指标定义如表1所示。根据因子分析的总方差解释结果，本文最终提取了九个公共因子，其方差贡献率分别为27.743%、20.959%、9.185%、5.745%、5.676%、5.571%、5.557%、5.525%和5.348%，累计方差贡献率为91.310%。

表1 企业高质量发展指标定义及衡量

2.解释变量：政府审计。借鉴相关学者的研究[2,15,18]，本文主要从两个方面对政府审计进行定义。第一，将上市公司是否被审计定义为Audit变量。在我们选取的样本区间内，如果上市公司所属控股央企集团曾经被审计署介入审计，则Audit赋值为1，否则为0。第二，将上市公司接受审计前后定义为Post变量。审计署介入审计当年和之后的年份Post赋值为1(第一次审计介入年份，不考虑二次审计的情形)，审计署介入审计之前的年份赋值为0。

3.中介变量：公司治理。本文采用迪博内部控制数据库发布的内部控制指数(Ic)作为公司治理水平的代理变量。该指标为正向指标，即指标数值越大，表明企业的公司治理越完善；当该指标值为0时，表明企业的公司治理失效。为保持数据的可比性和消除异方差的影响，我们对其进行标准化处理。

4.控制变量。考虑到企业规模越大、盈利能力和偿债能力等越强，企业越会有更丰富的资源和更多的资本参与生产经营，从而有利于促进企业高质量发展，因此，本文选取企业的规模(Size)、成立时间(His)、盈利能力(Roa)、偿债能力(Lev)、股权集中度(Top1)、董事长与总经理是否二者合一(Dual)、独立董事比例(Indep)以及是否被“四大”会计师事务所审计(Big4)作为控制变量。同时，本文利用年份虚拟变量(Year)和行业虚拟变量(Industry)来控制时间和行业变化对回归模型的影响。变量的具体定义和衡量方法如表2所示。

表2 变量定义及衡量

(三)模型设定

为验证假设1，本文首先构建模型(1)，采用普通最小二乘法进行初步回归，实证检验政府审计对企业高质量发展的影响。其中，Hdq为被解释变量企业高质量发展，为保持数据的可比性和降低异方差，我们对其进行标准化处理；i,t表示i公司t年份，α0为截距项；α1和α2分别为政府审计衡量变量Auditi,t和Posti,t的系数，若系数为正，则说明政府审计有利于促进企业高质量发展，假设1成立。Control_variablesi,t为控制变量，包括企业规模、企业成立时间、盈利能力、偿债能力、股权集中度、董事长与总经理是否二者合一、独立董事比例以及是否被“四大”会计师事务所审计；εi,t为随机误差项。同时，我们还对年份效应和行业效应进行双固定控制。

Hdqi,t=α0+α1Auditi,t+α2Posti,t+α3Control_variablesi,t+Year+Industry+εi,t

(1)

为检验假设2，借鉴温忠麟等学者提出的中介效应检验“三步法”[32]，本文构建模型(2)和模型(3)，分别检验中介变量与解释变量之间的关系以及被解释变量、中介变量与解释变量三者的关系。其中，Control_variablesi,t为控制变量，与模型(1)中的控制变量保持一致。如果β1、β2与γ3都显著，则假设2得到证实，即公司治理确实在政府审计与企业高质量发展中发挥了中介效应。

Ici,t=β0+β1Auditi,t+β2Posti,t+β3Control_variablesi,t+Year+Industry+εi,t

(2)

Hdqi,t=γ0+γ1Auditi,t+γ2Posti,t+γ3Ici,t+γ4Control_variablesi,t+Year+Industry+εi,t

(3)

四、实证结果分析

(一)描述性统计与相关性分析

表3从观测数、均值、中位数、标准差、最大值以及最小值六个方面列示了所有变量的描述性统计结果。企业高质量发展(Hdq)的最小值为-3.662，最大值为5.519，标准差为0.224，说明平均而言，央企控股上市公司的全要素生产率存在较大差异，企业发展质量参差不齐；同时，Hdq的均值为0.041，中位数为0.045，说明总体来看，央企控股上市公司的企业发展质量是比较低的，提高企业发展质量是当前经济高质量发展背景下上市公司亟待解决的重要问题，本研究具有很强的实践意义。是否被审计(Audit)的均值为0.619，中位数为1，说明在选取的样本年度内，央企控股上市公司接受过政府审计的比例占61.9%，政府审计覆盖率达到60%以上。政府审计前后(Post)的均值为0.496，接近50%，说明在选取的样本中，政府审计前和审计后的样本数量基本保持一致，具有较强的可比性。企业成立时间(His)和企业规模(Size)的平均值分别为2.818和13.794，说明平均而言,央企控股上市公司的成立时间较长、公司规模较大。盈利能力(Roa)的最小值为-0.683，最大值为0.340，均值为0.027，中位数为0.026，说明央企控股上市公司整体的盈利能力有待提高。

表3 变量的描述性统计结果

基于样本数量的可比性，我们进一步分别按照央企控股上市公司接受政府审计前后(Post)以及企业高质量发展(Hdq)的中位数进行分组，表4列示了各变量分组描述性统计的结果。当Post=0，即上市公司所属控股央企未接受政府审计时，企业高质量发展的均值为0.029；当Post=1，即上市公司所属控股央企接受政府审计时，企业高质量发展的均值为0.054；Diff的均值为-0.113且在5%的水平下显著，说明上市公司所属控股央企接受政府审计时其企业发展质量更高，上市公司所属控股央企未接受政府审计时其企业发展质量相对低，而且这种差异是十分显著的，假设1得到初步验证。另外，当企业高质量发展水平小于中位数时，政府审计Audit和Post的均值分别为0.602和0.455；当企业高质量发展水平大于中位数时，政府审计Audit和Post的均值分别为0.635和0.537，即在企业发展质量更高的一组上市公司中，接受政府审计的比例更高，这从侧面说明政府审计确实有利于促进企业高质量发展。

表4 按政府审计分组的描述性统计结果

表5的Pearson相关系数报告了各变量之间的相关性。Hdq与Audit之间的相关系数为0.051，且在1%的水平下是显著的；Hdq与Post之间的相关系数为0.056，且在5%的水平下是显著的，说明企业高质量发展与政府审计之间存在显著的正相关关系，政府审计有利于促进企业高质量发展，假设1得到支持。Hdq与Size之间的相关系数为0.149，且在10%水平下是显著的，说明企业高质量发展与企业规模显著正相关；Hdq与Roa之间的相关系数为0.251，且在1%水平下是显著的，说明企业高质量发展与上市公司的盈利能力显著正相关；Hdq与Big4之间的相关系数为0.038，且在5%水平下是显著的，说明央企控股上市公司接受“四大”会计师事务所审计有利于促进企业高质量发展。同时，各自变量之间的相关性系数基本都小于0.5，说明存在共线性问题的可能性比较小。

表5 变量的Pearson相关系数

(二)基本回归结果分析

表6列示了政府审计对企业高质量发展影响的基本回归结果，第(1)列和第(2)列为模型(1)的回归结果，第(3)列至第(6)列为模型(2)和模型(3)的回归结果。第(1)列中，在不考虑控制变量的前提下，Hdq与Audit和Post的回归系数分别为0.285和0.328，且在1%的水平下均是显著的；第(2)列中，在考虑其他控制变量的影响后，Hdq与Audit和Post的回归系数分别为0.190和0.225，且在5%的水平下依然是显著的，说明政府审计确实有利于促进企业高质量发展，假设1得到证实。在不考虑控制变量的前提下，第(3)列中Ic与Audit和Post的回归系数分别为0.234和0.043，且在5%的水平下均是显著的；第(4)列中Hdq与Ic的系数为0.122，且在1%的水平下是显著的，说明公司治理的中介效应是存在的。在考虑控制变量的影响后，第(5)列中Ic与Audit和Post的回归系数分别为0.261和0.091，且在10%的水平下仍然是显著的；第(6)列中Hdq与Ic的系数为0.193，且在5%的水平下也依然是显著的，这证明了公司治理中介效应的存在，而且是部分中介作用，假设2得到充分验证。

表6 政府审计对企业高质量发展影响的初步回归结果

(三)稳健性检验

1.双重差分回归

考虑到经过政府审计和未经政府审计的两组样本可能在实施政府审计前就存在事前差异，仅采用普通最小二乘回归法，通过单一的横向是否审计或纵向审计前后的对比会忽略事前差异，继而导致对政府审计实施效果的有偏估计，因此本文进一步构建模型(4)，采用双重差分模型来控制两组样本的事前差异，重新就政府审计对企业高质量发展的影响进行回归。我们重点关注交乘项Audit×Post的系数α3，若α3为正，则说明政府审计确实有助于促进企业高质量发展。

Tfpi,t=α0+α1Auditi,t+α2Posti,t+α3(Auditi,t×Posti,t)+α4Controlvariables+Year+Industry+εi,t

(4)

表7中第(1)列为政府审计对企业高质量发展影响的双重差分检验结果，交乘项Audit×Post的系数为0.212，且在1%的水平下依然是显著的，这再次证明政府审计有助于促进企业高质量发展。另外，模型的R2为0.466，大于普通最小二乘回归模型中的R2，说明在进行倾向得分匹配和双重差分之后，模型的拟合优度得到显著提升。

表7 稳健性检验结果

2.替换被解释变量的衡量方法

为检验回归结果的稳健性，本文替换了被解释变量的衡量指标，采用近年来比较流行的指标——全要素生产率(Tfp)来衡量企业高质量发展[31，33]。目前对于全要素生产率(TFP)的测算方法主要有LP法、OP法和最小二乘估计法(OLS)等，半参数法能较好地解决全要素生产率估计过程中的联立性偏误和选择性偏误问题，因此本文采用半参数估计LP法来计算全要素生产率。假设拟合生产函数为C-D函数形式，为得到全要素生产率，我们对下式进行估计：

lnYi,t=β0+β1lnLi,t+β2lnKi,t+β3lnMi,t+β4yeari,t+β5indi,t+εi,t

(5)

其中，Y为产出，采用营业收入表示；K、L、M分别表示资本、劳动力和中间投入，采用固定资产、员工人数和公司购买商品、接受劳务实际支付的现金表示；i为企业个体，t为年度，对残差项εi,t取对数即为所求的全要素生产率。同时，为保证数据的可比性和消除异方差，我们对其进行标准化处理。

替换被解释变量衡量方法之后的回归结果如表7中的第(2)列至第(4)列所示。第(2)列中Tfp与Audit和Post的回归系数分别为0.054和0.074，且在5%的水平下均是显著的，说明政府审计能促进企业高质量发展，与前文结论保持一致。第(3)列中Ic与Audit和Post的回归系数分别为0.261和0.091，且均在10%的水平下是显著的；第(4)列中Tfp与Ic的系数为0.075，且在1%的水平下是显著的，说明公司治理确实在政府审计与企业高质量发展中发挥了中介效应，本文结论具有稳健性。

3.安慰剂检验

为检验政府审计对企业高质量发展的影响是否稳定，并且为避免解释变量之间的相互干扰，本文进一步采用安慰剂检验方法来验证结论是否稳健。按照安慰检验的一般思路，我们通过改变央企控股上市公司接受政府审计的时间点来进行检验：将企业控股上市公司接受政府审计的年份设定在实际被审计年份的前两年，然后重新进行回归。安慰剂检验的回归结果如表7的第(5)列至第(7)列所示，其中，第(5)列为采用模型(1)进行安慰剂检验的回归结果，第(6)列和第(7)列为采用模型(2)进行安慰剂检验的回归结果。第(5)列中Hdq与Audit和Post的回归系数分别为0.210和0.256，但均未通过显著性检验；第(6)列中Ic与Audit和Post的回归系数分别为-0.021和0.058，但在10%的水平下是不显著的；第(7)列中Tfp与Ic的系数为-0.133，也未通过显著性检验。以上结果在一定程度上表明企业高质量发展的变化并不是由时间趋势带来的，而是政府审计产生的经济后果，即政府审计确实有效促进了企业高质量发展，本文所得结论具有稳健性。

五、进一步分析

(一)企业高质量发展程度的异质性分析

在对各变量进行描述性统计分析时，我们发现企业高质量发展的最小值为-3.662，最大值为5.519，不同上市公司之间的差异十分显著；同时，在对企业高质量发展进行分组描述性统计分析时，我们发现企业高质量发展程度不同的两组之间也存在较大差异。为了更好地研究政府审计对企业高质量发展的影响，本文进一步按照企业高质量发展的中位数进行分组，采用最小二乘模型进行回归。表8为政府审计对企业高质量发展影响的分组回归结果，第(1)列为企业高质量发展小于中位数时政府审计对企业高质量发展的影响，第(2)列为企业高质量发展大于中位数时政府审计对企业高质量发展的影响。我们发现，当企业高质量发展小于中位数时，Hdq与Audit和Post的回归系数分别为0.119和0.102，但在10%的水平下都是不显著的；当企业高质量发展大于中位数时，Hdq与Audit和Post的回归系数分别为0.234和0.290，且在5%的水平下均是显著的，与企业高质量发展小于中位数时相比，回归系数显著增大，政府审计对企业高质量发展的促进作用增强。由此可见，当企业发展质量较高时，政府审计对企业高质量发展的促进作用更强。

表8 企业高质量发展程度的异质性分析

(二)政府审计力度对企业高质量发展的影响

为进一步研究政府审计对企业高质量发展的影响，本文接下来分析政府审计力度(Effort)对央企控股上市公司高质量发展的影响，分别采用央企控股上市公司所在省区市有无审计署特派办(Prov)、所在地级市有无审计署特派办(Pref)、央企控股上市公司距离所属审计署特派办的距离(Dist)、方圆100公里内审计署特派办的数量(Quant)以及审计结果公告中审计问题的篇幅(Length)和数量(Numb)六个指标来衡量政府审计力度，相关数据来源于《中国政府审计年鉴》和各中央企业的《审计结果公告》。具体指标定义如表9所示。

表9 政府审计力度的指标定义

表10列示了政府审计力度对企业高质量发展的影响。第(1)列中，Hdq与Prov的回归系数为0.263，且在1%的水平下是显著的，说明上市公司所在省区市有审计署特派办有利于促进企业高质量发展。第(2)列中，Hdq与Pref的回归系数为0.284，且在1%的水平下是显著的，说明上市公司所在地级市有审计署特派办有利于促进企业高质量发展。第(3)列中，Hdq与Dist的回归系数为-0.056，且在10%的水平下是显著的，说明上市公司与审计署特派办的距离与企业高质量发展显著负相关，即上市公司与审计署特派办的距离越短，越有利于促进企业高质量发展。第(4)列中，Hdq与Quant的回归系数为0.281，且在1%的水平下是显著的，说明上市公司方圆100公里内审计署特派办的数量越多，越有利于促进企业高质量发展。第(5)列中，Hdq与Length的回归系数为0.035，且在5%的水平下是显著的，说明上市公司审计结果公告中审计问题的篇幅越长，越有利于促进企业高质量发展。第(6)列中，Hdq与Numb的回归系数为0.025，且在5%的水平下是显著的，说明上市公司审计结果公告中审计问题的数量越多，越有利于促进企业高质量发展。综上所述，我们发现政府审计力度与企业高质量发展显著正相关，即政府审计力度越大，越有利于促进企业高质量发展。

表10 政府审计力度对企业高质量发展的影响

六、结论性评述

本文选择2010—2018年我国中央企业控股的全部上市公司为研究样本，实证检验了政府审计对企业高质量发展的影响。实证结果表明:政府审计有利于促进企业高质量发展；公司治理在政府审计与企业高质量发展中具有中介效应。进一步研究发现，当企业发展质量较高时，政府审计对企业高质量发展的促进作用更强；政府审计力度越大，越有利于促进企业高质量发展。

本文的研究结论对促进企业高质量发展具有重要的启示意义。(1)政府审计作为行政治理机制，也是国家监督体系中重要的组成部分，研究发现在所有中央企业控股上市公司中，政府审计覆盖率为60%左右，因此应继续加强对中央国有企业财政收支的审计覆盖率，并进行客观公正的监督评价，以推动企业高质量发展。(2)公司治理在政府审计与企业高质量发展中具有中介效应，因此上市公司应不断完善内部治理机制，提高内部治理水平，从而更好地促进企业高质量发展水平的提升。(3)政府审计力度越大，越有利于促进企业高质量发展，因此审计机关应该加大审计力度，充分挖掘影响企业发展质量的深层次因素，结合新时代的经济环境，将推动企业高质量发展的各项方针政策贯彻到审计工作中，充分发挥审计功能及其效应；不断总结经验，寻找差距，努力提高审计监督的效率、层次和水平，扩大政府审计覆盖率，对审计程序和步骤进行优化和创新，进一步提升审计效果。

当然，本文在对企业高质量发展指标的选取和构建上，主要从企业价值创造能力和价值管理能力两个层面进行了衡量，但企业高质量发展本身包含很多层面，未来进一步的研究可以在条件允许的情况下，考虑从更多的层面对企业高质量发展进行衡量，构建更加全面的高质量发展指标体系。