賀寶成（副教授），曹 媛，王家偉

一、引言

提升審計能力和審計全要素生產(chǎn)率是影響審計全覆蓋及審計質(zhì)量的重要動力[1]。全要素生產(chǎn)率是“生產(chǎn)活動在一定時間內(nèi)的效率”，審計全要素生產(chǎn)率反映審計投入與產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化程度，是衡量審計質(zhì)量的重要指標。當前，對政府審計全要素生產(chǎn)率的測度集中于靜態(tài)測度[2]和動態(tài)測度兩種方法。靜態(tài)測度僅考察技術(shù)效率或規(guī)模效率問題，且政府審計作為連續(xù)、動態(tài)的系統(tǒng)性活動，靜態(tài)空間面板數(shù)據(jù)及模型難以反映潛在影響因素（人口、制度、基礎(chǔ)設(shè)施等）的量化影響，從而使研究的準確性受到影響[3]。動態(tài)測度能夠更進一步反映技術(shù)進步帶來的全要素生產(chǎn)率變化，更具現(xiàn)實意義。對審計全要素生產(chǎn)率影響因素的研究主要從審計內(nèi)外部角度切入，同時將定性研究和定量研究相結(jié)合。劉愛東、張鼎祖[4]從外部制度環(huán)境角度定性并定量研究了政府間競爭對地方審計機關(guān)效率的影響；鄭石橋、尹平[5]基于審計自身因素（如審計機關(guān)地位、審計機構(gòu)設(shè)置、審計人員素質(zhì)、被審計單位特征、審計流程等）進行理論分析；喻采平[6]從審計執(zhí)行力度、審計處罰力度與審計信息披露力度等方面選取多種指標及數(shù)據(jù)展開實證研究。

政府競爭是影響資源配置效率的重要制度設(shè)計，亦是重要的外部制度環(huán)境，在促進經(jīng)濟增長的同時對很多領(lǐng)域都有著重要影響。李勝蘭等[7]基于地方政府競爭視角，檢驗了環(huán)境規(guī)制對我國區(qū)域生態(tài)效率的影響。張遼等[8]利用1998～2012年省際面板數(shù)據(jù)研究了地方政府競爭對各地區(qū)要素和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移規(guī)模的影響。理論界認為政府這一主體是具有競爭性的，不同行政區(qū)域的地方政府基于公共產(chǎn)品和服務(wù)的提供在投資環(huán)境、制度環(huán)境、政府效率等方面展開競爭。

國內(nèi)已有部分學者通過實證檢驗了政府競爭在審計領(lǐng)域產(chǎn)生的影響。劉愛東、張鼎祖[4]運用空間計量模型實證檢驗了政府間競爭對地方審計機關(guān)效率的影響，認為地方政府間競爭越激烈，地方審計機關(guān)效率越低。趙彩霞等[9]檢驗了制度環(huán)境對政府績效審計發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)財政支出規(guī)模等與績效審計發(fā)展水平顯著正相關(guān)。曾昌禮、李江濤[10]實證檢驗了政府競爭對政府環(huán)境審計的影響，發(fā)現(xiàn)政府競爭越弱，政府環(huán)境審計的環(huán)境污染治理能力越強。但鮮有文獻研究地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率的影響?？臻g計量模型主要用于研究空間效應(yīng)問題，包括空間相關(guān)性和空間差異性。在我國，地方政府競爭和審計全要素生產(chǎn)率對地理相鄰或相近的省份具有溢出效應(yīng)，由此引發(fā)人們思考地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率影響的“空間性”，以及基于空間計量視角檢驗地方政府競爭與審計全要素生產(chǎn)率之間的相關(guān)關(guān)系。尚未發(fā)現(xiàn)文獻從空間計量的視角探究政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在影響機制，這為本文留下了較大的探索空間。

為了彌補現(xiàn)有文獻未從空間計量視角探究地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率影響研究的不足，本文對我國審計全要素生產(chǎn)率進行動態(tài)測度，采用面板數(shù)據(jù)與空間計量模型檢驗政府審計全要素生產(chǎn)率的空間自相關(guān)性以及地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率的影響，并考慮了政府規(guī)模、市場化程度、法律環(huán)境水平、經(jīng)濟發(fā)展水平等外部因素，以豐富空間計量分析框架研究。本文的貢獻在于：①以DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法測度的政府審計全要素生產(chǎn)率為研究對象，引入空間計量模型實證檢驗地方政府競爭對其的影響，豐富了從空間效應(yīng)視角研究政府審計全要素生產(chǎn)率的文獻成果；②通過理論和實證研究地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率的影響，為提升審計全要素生產(chǎn)率和審計質(zhì)量提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)。

二、政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)分析

中國特色財政分權(quán)和相對績效考核制度所引發(fā)的地方政府競爭，構(gòu)成了政府審計全要素生產(chǎn)率的一個重要外部影響因素。地方政府競爭既是發(fā)展的動力，也是發(fā)展的阻力[11]，因此提出了促進論和抑制論兩種假說。

（一）促進假說

作為競爭主體的地方政府有必要承擔制度性公共物品供給和制度創(chuàng)新的重任[12]。隨著政府競爭越來越激烈，一定程度上會促使地方政府逐漸重視公共品提供，提升地方政府提供地方公共品的敏感度，并采用有效率的公共品提供方式。政府審計作為準公共物品以期獲得更多資金、技術(shù)支持和投入，為提升審計全要素生產(chǎn)率奠定基礎(chǔ)。從審計全要素自身構(gòu)成來看，為了獲得地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，政府競爭促使地方政府擴大對本地區(qū)的財政支出規(guī)模[13]，財政資金違規(guī)使用風險隨之增加，意味著審計發(fā)現(xiàn)違規(guī)的概率逐漸上升。結(jié)合學習經(jīng)驗曲線，為實現(xiàn)審計全覆蓋要求，審計機關(guān)在完成大量的審計工作的同時獲得了較多的實踐經(jīng)驗，審計技術(shù)得到提升，以技術(shù)進步推動審計全要素生產(chǎn)率提升。

（二）抑制假說

公共選擇理論以理性人假設(shè)研究并刻畫了政府主體行為和政治市場運行過程，是分析和解釋地方政府競爭行為的有力工具。因為地方政府的目標更多地體現(xiàn)為財政收入最大化，當?shù)胤秸狈τ行Ъs束時，在利益的誘惑下，地方政府行為更容易體現(xiàn)隨機性和自利性特征，即“機會主義行為”。例如基礎(chǔ)設(shè)施重復(fù)建設(shè)、優(yōu)惠政策的過度供給、制度創(chuàng)新的行為偏差、財政稅收的“兩面人”策略等[14，15]，這些行為進一步加劇了發(fā)展的不平衡，降低了資源配置的合理性及配置效率，尤其是對軟性公共物品的供給產(chǎn)生了不利影響?？傮w來看，地方政府仍置身以GDP 為主要考核標準的政治集權(quán)和財政分權(quán)背景下，為發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟或獲得任期內(nèi)的政治晉升，各地政府傾向于投資能夠在短期內(nèi)創(chuàng)造經(jīng)濟業(yè)績的基礎(chǔ)設(shè)施項目建設(shè)[16]，造成了地方政府公共支出結(jié)構(gòu)“重基礎(chǔ)建設(shè)、輕公共服務(wù)”的局面。對于國家審計這種準公共物品，提供該物品的審計機關(guān)的經(jīng)費也會受到與其他具有長期效應(yīng)的公共品類似的抑制，造成地方審計資源短缺、審計投入結(jié)構(gòu)不合理，不利于審計產(chǎn)出數(shù)量的增加及質(zhì)量的提升。

審計獨立性是審計工作的基本原則之一，是否充分發(fā)揮審計問責的作用，將直接關(guān)系到審計全要素生產(chǎn)率能否提升。行政型政府體制的弊端是獨立性差，縱向政府競爭使得上下級部門相互干預(yù)，橫向政府競爭易造成審計機關(guān)資源短缺。審計資源短缺和政府干預(yù)是國家審計獨立性受損的重要原因[17]。當審計獨立性受到損害時，一定程度上會阻礙審計工作的客觀公正開展，削弱政府審計經(jīng)營、管理、服務(wù)、監(jiān)督職能，不利于審計全要素生產(chǎn)率的提升。

地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率的“促進假說”與“抑制假說”影響效應(yīng)及路徑如圖1所示。

圖1 地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)及路徑

三、地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率影響的實證研究

（一）審計全要素生產(chǎn)率的測度

基于2009～2015年我國30個省、市、自治區(qū)（不包括西藏及中國臺灣）的政府面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建投入與產(chǎn)出指標，用DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)法動態(tài)測度政府審計全要素生產(chǎn)率。具體指標如表1 所示。

表1 投入與產(chǎn)出指標

全要素生產(chǎn)率是各個要素的綜合生產(chǎn)率，是技術(shù)升級、管理模式改進、結(jié)構(gòu)升級的綜合體現(xiàn)[18，19]。由DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)法測度的政府審計全要素生產(chǎn)率變化（TFPch）包括技術(shù)進步（Techch）、技術(shù)效率變化（Effch）、純技術(shù)效率變化（Pech）以及規(guī)模效率變化（Sech）[20，21]。全要素生產(chǎn)率及其子指標圍繞1上下波動，大于1表示生產(chǎn)率提升，小于1表示生產(chǎn)率下降。圖2顯示，2009～2015年技術(shù)進步的變化趨勢與審計全要素生產(chǎn)率的變化趨勢基本一致；2013年審計全要素生產(chǎn)率變化和技術(shù)進步都達到了一個峰值；技術(shù)效率變化、純技術(shù)效率變化和規(guī)模效率變化（與技術(shù)效率變化曲線基本重合）圍繞1波動的幅度較小，且三者變化趨勢基本一致。

圖2 2009～2015年我國30個省市自治區(qū)審計全要素生產(chǎn)率及子指標變化趨勢

（二）模型與數(shù)據(jù)說明

1.空間溢出效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?。我國各省、市、自治區(qū)政府審計生產(chǎn)要素存在較大的空間流動性，審計產(chǎn)出也存在著跨區(qū)域流動性，因此有學者認為審計全要素生產(chǎn)率存在空間溢出效應(yīng)。檢驗空間溢出效應(yīng)時，根據(jù)兩個地區(qū)是否具有相同邊界來建立一階臨近空間權(quán)重矩陣，記為W。如果省域i 與省域j 有相鄰邊界，則二者空間系數(shù)Wij為1，否則為0。進一步，采用莫蘭指數(shù)（Moran's I）驗證審計全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)。莫蘭指數(shù)I的取值一般介于[-1，1]之間，大于0 表示正自相關(guān)，即高值與高值相鄰，低值與低值相鄰；小于0表示負自相關(guān)，即高值與低值相鄰。

Moran's I 包括全局莫蘭指數(shù)I（Global Moran's I）和局部莫蘭指數(shù)I（Local Moran's I）。判斷審計全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)一般可通過刻畫全局空間自相關(guān)的指標——全局Moran's I進行檢驗。其表達式為：

上式中，S2為樣本方差，wij為空間權(quán)重矩陣（i，j）元素為所有空間權(quán)重之和。

然而，用Global Moran's I 考察審計全要素生產(chǎn)率空間溢出效應(yīng)具有一定局限性，因為部分地區(qū)審計全要素生產(chǎn)率存在“正空間自相關(guān)”，部分存在“負空間自相關(guān)”，即表現(xiàn)出局部空間自相關(guān)性。審計全要素生產(chǎn)率在地區(qū)間的集聚效應(yīng)未必局限于有共同邊界的相鄰地區(qū)間或不同距離的地區(qū)，因此，繼續(xù)利用反映空間自相關(guān)的Local Moran's I 和空間關(guān)聯(lián)的局域指數(shù)（LISA 集群圖）來反映審計全要素生產(chǎn)率的空間依賴性。Local Moran's I 反映某區(qū)域附近的空間集聚情況，其表達式為：

2.空間計量模型——空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）。建立空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）實證檢驗政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率及其子指標的影響，并基于LM 檢驗分別對這兩種空間計量模型進行適用性檢驗[22]。空間滯后模型能夠較為準確地估算各影響要素對審計全要素生產(chǎn)率的影響。當把空間相關(guān)性納入審計生產(chǎn)行為進行考慮時，該地區(qū)的審計產(chǎn)出不僅受到本地區(qū)審計投入要素的影響，還可能受到相鄰地區(qū)實現(xiàn)的審計產(chǎn)出的溢出效應(yīng)的影響[23]?？臻g滯后模型（SAR）的基本模型表達式如下所示：

式（3）中，W 表示空間權(quán)重，用于度量各省、自治區(qū)、直轄市之間的空間距離；Wyit表示空間滯后變量；βit表示自變量對因變量的影響程度及方向；Xit代表解釋變量和控制變量。代入本文的研究變量，可得到式（4）：

空間依賴性還可能通過誤差項來體現(xiàn)。因此，除了引入空間滯后模型，還以存在于誤差擾動項中的空間依賴性來測度相鄰地區(qū)審計產(chǎn)出行為的誤差沖擊對本地區(qū)審計全要素生產(chǎn)率的影響，即同時引入空間誤差模型（SEM）。空間誤差模型的基本模型表達式如下所示：

式（5）中：μit為誤差隨機向量；參數(shù)λ為空間誤差系數(shù)；εit為服從正態(tài)分布的隨機誤差向量；βit表示自變量對因變量的影響程度及方向；Xit代表所有的控制變量。代入本文的研究變量可得式（6）：

3.樣本選取與數(shù)據(jù)來源。以2009～2015年我國30個省、市、自治區(qū)地方政府審計機關(guān)為樣本。審計投入及產(chǎn)出指標來源于《中國審計年鑒》（2010～2016年）；全國財政支出及地方一般財政預(yù)算支出、各地區(qū)政府消費支出數(shù)、人口總數(shù)、鐵路營業(yè)里程、等級公路里程、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)、人均GDP 等數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2010～2016年）及中國統(tǒng)計局官網(wǎng)；市場化指數(shù)、法律環(huán)境指數(shù)來源于王小魯、樊綱等編寫的《中國分省份市場化指數(shù)報告》。

4.變量定義。表2列示了所有變量及其定義。

表2 變量名稱及定義

政府競爭（Gov-com）為核心解釋變量。借鑒陳曉玲等[24]的研究方法，以地方財政一般預(yù)算支出占全國財政支出的比重來反映地方政府競爭的程度。地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率的綜合影響尚不明確，預(yù)期符號待定。借鑒相關(guān)文獻的研究結(jié)論，選取了七個可能影響審計全要素生產(chǎn)率的因素，包括人口密度（Population）、政府規(guī)模（Gov-scale）、交通集聚程度（Traroad）、就業(yè)水平（Occupation）、市場化程度（Market）、經(jīng)濟發(fā)展水平（PerGDP）和法律環(huán)境水平（Law）。

（三）實證分析

1.描述性統(tǒng)計。表3 列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表3 描述性統(tǒng)計

由表3 可知，全要素生產(chǎn)率的均值為0.976（小于1），表明2009～2015年我國30個省域?qū)徲嬋厣a(chǎn)率總體下降，其最大值為2.230，最小值為0.151，變異系數(shù)為0.501，反映出我國各省市自治區(qū)政府審計全要素生產(chǎn)率變化的差異較大。技術(shù)進步的均值小于1（0.932），技術(shù)效率變化、純技術(shù)效率變化和規(guī)模效率變化的均值均大于1，表明全要素生產(chǎn)率的變化主要由技術(shù)進步的變化推動。技術(shù)效率變化、純技術(shù)效率變化和規(guī)模效率變化的變異系數(shù)較小，表明這三個指數(shù)的地區(qū)差異較小。

地方政府競爭的變異系數(shù)為0.464，反映我國各地方政府競爭程度具有一定差異。政府規(guī)模的變異系數(shù)為0.076，表明各地區(qū)政府配置資源的能力差異較小。交通集聚程度的變異系數(shù)為0.599，表明各地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的健全與完善程度差異較大，可能與各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)達程度、自然地形等因素有關(guān)。市場化程度的變異系數(shù)較小（0.291），表明各省域市場化水平對審計的影響差異較小。法律環(huán)境的變異系數(shù)較大（0.722），表明各省份政府審計所處的法律環(huán)境差異較大，可能與法律體系、管理體制的完善程度有關(guān)。

2.審計全要素生產(chǎn)率空間溢出效應(yīng)分析。政府審計全要素生產(chǎn)率空間溢出效應(yīng)檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 政府審計全要素生產(chǎn)率空間溢出效應(yīng)檢驗

我國各地區(qū)政府審計全要素生產(chǎn)率并不是內(nèi)生的，而是在空間上相互關(guān)聯(lián)、相互影響，這表明從空間視角研究政府審計全要素生產(chǎn)率具有一定現(xiàn)實意義。表4顯示，Moran's I在1%的水平上顯著為正，表明審計全要素生產(chǎn)率存在正空間自相關(guān)性，即高審計全要素生產(chǎn)率省份相鄰且相互影響，低審計全要素生產(chǎn)率省份相鄰且相互影響。以同樣的模型檢驗政府競爭這一核心解釋變量是否存在空間依賴性時，結(jié)果顯示Moran's I 不顯著，說明政府競爭不具有空間溢出效應(yīng)。

3.審計全要素生產(chǎn)率空間相關(guān)性局部莫蘭散點圖和空間關(guān)聯(lián)局域指標LISA 檢驗分析。圖3為檢驗我國30 個省市自治區(qū)政府審計全要素生產(chǎn)率空間相關(guān)性的局部莫蘭指數(shù)散點圖。

圖3 2009～2015年我國30個省市自治區(qū)審計全要素生產(chǎn)率均值Moran's I散點圖

圖3中，數(shù)字1～30依次代表北京市、天津市、河北省、山西省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、遼寧省、吉林省、黑龍江省、上海市、江蘇省、浙江省、安徽省、福建省、江西省、山東省、河南省、湖北省、湖南省、廣東省、廣西壯族自治區(qū)、海南省、重慶市、四川省、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)。由圖3可以看出，除貴州省、陜西省、云南省、安徽省、福建省、浙江省、寧夏省、山東省以外，其余各省、市、自治區(qū)2009～2015年的審計全要素生產(chǎn)率值較為均勻地分布在第一、三象限，占全國比重的73.3%，說明大多數(shù)省域的審計全要素生產(chǎn)率存在顯著的正空間自相關(guān)性。進一步將我國30個省市自治區(qū)審計全要素生產(chǎn)率進行空間關(guān)聯(lián)局域指標LISA 檢驗發(fā)現(xiàn)，湖南省、重慶市、湖北省、廣東省為顯著高值集聚區(qū)，北京市、天津市、上海市、河北省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、黑龍江省為顯著低值集聚區(qū)。

4.空間計量模型回歸結(jié)果。Moran's I指數(shù)只能檢驗數(shù)據(jù)是否存在空間自相關(guān)性，應(yīng)用空間計量模型時，為了區(qū)分是空間滯后還是空間誤差自相關(guān)，必須通過 LMLag 和 LMErr 檢驗來完成[25-27]。通過檢驗發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進步、技術(shù)效率變化、純技術(shù)效率變化及規(guī)模效率變化的LMErr 統(tǒng)計量均比LMLag 統(tǒng)計量顯著，因此適用空間誤差模型。表5和表6分別為空間滯后模型和空間誤差模型回歸結(jié)果，此處主要分析空間誤差模型回歸結(jié)果。

表5 空間滯后模型（SAR）回歸結(jié)果

審計全要素生產(chǎn)率及子指標的空間誤差模型系數(shù)λ均在1%的水平上顯著為正，進一步說明審計全要素生產(chǎn)率存在正的空間自相關(guān)。

表6 顯示，地方政府競爭與審計全要素生產(chǎn)率在5%的水平上顯著為負，表明地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用；政府競爭與技術(shù)進步在5%的水平上顯著負相關(guān)，對技術(shù)效率變化、純技術(shù)效率變化及規(guī)模效率變化均在1%的水平上顯著負相關(guān)。從整體和分指標上均能得出政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率具有抑制作用的結(jié)果。究其原因，可能在于：①財政分權(quán)制度擴大了政府控制資源和支配地方財政的權(quán)利，政績考核導(dǎo)向下的政府競爭造成了地方政府公共支出結(jié)構(gòu)“重基礎(chǔ)建設(shè)，輕公共服務(wù)”的不平衡狀態(tài)，“向上負責”的地方政府對財政分權(quán)下軟性公共物品的供給不足。對于國家審計這種準公共物品，審計資源的配置方式及配置效率并未達到最優(yōu)，造成地方審計機關(guān)資源短缺，審計人員、審計機構(gòu)數(shù)與審計任務(wù)強度不匹配，不利于審計產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量的增加提升。②縱向政府競爭和橫向政府競爭引起的政府干預(yù)和資源短缺損害了審計獨立性，降低審計工作質(zhì)量，對審計全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生不利影響。

表6 空間誤差模型（SEM）回歸結(jié)果

從實證結(jié)果來看，地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率的影響傾向于“抑制假說”，現(xiàn)階段“促進假說”之所以不成立，可能的原因在于：①政府競爭未能有效促使地方政府采取更有效率的公共品提供方式，地方政府為審計工作提供充足支持的敏感度有待提高；②對審計人員的知識和技術(shù)培訓的投入不足，審計技術(shù)創(chuàng)新速度慢，技術(shù)水平落后，不利于審計全要素生產(chǎn)率的提升。

控制變量中，政府規(guī)模對審計全要素生產(chǎn)率及其子指標的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，法律環(huán)境對審計全要素生產(chǎn)率及其子指標的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，表明政府規(guī)模擴大和法律環(huán)境改善有助于審計全要素生產(chǎn)率的提升。

（四）內(nèi)生性檢驗

基于本文采用的省級面板數(shù)據(jù)，選擇地方政府競爭這一解釋變量的滯后變量（滯后一期）作為工具變量進行內(nèi)生性檢驗。原假設(shè)為“地方政府競爭為外生變量”，表7顯示p值為0.192，不拒絕原假設(shè)，即不存在內(nèi)生性問題。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.替換關(guān)鍵解釋變量。本文實證部分已采用2009～2015年我國 30 個省、自治區(qū)、直轄市地方財政一般預(yù)算支出與全國財政支出的比值來衡量地方政府競爭程度，此處將該變量的測度替換為地方一般財政預(yù)算收入財政收入占全國財政收入的比重，主要結(jié)論沒有發(fā)生改變。

2.刪減投入指標。運用DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)法的一個重要前提是決策單元數(shù)至少是投入產(chǎn)出指標數(shù)的兩倍及以上。在已有研究的基礎(chǔ)上，刪減提交報告建議數(shù)與審計單位之比、報告建議采納率兩項投入指標，再將測得的審計全要素生產(chǎn)率及子指標作為被解釋變量進行回歸，主要結(jié)論沒有發(fā)生改變。

四、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文基于空間計量經(jīng)濟學的研究視角，以2009～2015年我國省級審計機關(guān)面板數(shù)據(jù)為樣本，考察了政府審計全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)以及地方政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率的影響。主要結(jié)論如下：政府審計全要素生產(chǎn)率具有正向空間溢出效應(yīng)；政府競爭對審計全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生“抑制性”，具體表現(xiàn)為對技術(shù)進步、技術(shù)效率變化、純技術(shù)效率變化和規(guī)模效率變化的負向影響。規(guī)范政府競爭是充分發(fā)揮審計國家治理功能、提高政府審計效率的一個重要維度和努力方向。

（二）啟示

1.促進審計全要素生產(chǎn)率“空間溢出效應(yīng)”的發(fā)揮。政府審計全要素生產(chǎn)率的空間溢出效應(yīng)表明，我國政府決策部門在制定提高地方政府審計生產(chǎn)率的政策、要求等方面，需考慮鄰近省、自治區(qū)、直轄市之間的相互學習和“相互模仿行為”，改變傳統(tǒng)的競爭格局，考慮引入新型競爭模式，重點引導(dǎo)各地區(qū)合理投入審計生產(chǎn)要素，提高生產(chǎn)要素的空間配置效率。

2.規(guī)范政府競爭，完善政府審計保障性法制環(huán)境。努力讓不同行政區(qū)域地方政府圍繞提供公共物品、吸引生產(chǎn)要素等方面開展良性的跨區(qū)域政府競爭。遵循集約化、重要性、協(xié)調(diào)性、獨立性等原則，鼓勵地方政府爭相提供高水平的多樣化基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)，改變公共支出結(jié)構(gòu)扭曲狀態(tài)，減少財政支出競爭造成的資源浪費，鼓勵“創(chuàng)新型”政府競爭。同時，建立健全政府審計部門問責體制，深化審計法律文化建設(shè)，努力構(gòu)建完善的政府審計法制環(huán)境體系。

3.創(chuàng)新審計技術(shù)方法，加強審計人才培養(yǎng)。審計全要素生產(chǎn)率的提升離不開技術(shù)進步的推動作用。政府審計機關(guān)應(yīng)注重對審計人員的知識和技能培訓，并加強審計單位的組織管理。同時，加大審計技術(shù)的創(chuàng)新力度，構(gòu)建大數(shù)據(jù)審計工作模式，通過數(shù)據(jù)挖掘和分析來發(fā)現(xiàn)問題并解決問題，提高審計能力、效率及質(zhì)量。