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(北京科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展和人民物質(zhì)生活水平的不斷提高，新的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題也不斷產(chǎn)生，人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾日益凸顯，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度與發(fā)展質(zhì)量之間的不平衡成為我國(guó)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展亟待解決的重要問(wèn)題。在這樣的時(shí)代背景下，習(xí)總書(shū)記在黨的第十九次代表大會(huì)上明確指出：“我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變?！苯?jīng)濟(jì)從高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段是中國(guó)特色社會(huì)主義邁入新時(shí)代的鮮明特征[1]，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變成為我國(guó)今后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)。宏觀是微觀個(gè)體的集合體，企業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主體，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展必須著眼于微觀企業(yè)，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展最終需要通過(guò)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展來(lái)實(shí)現(xiàn)。中央企業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱和命脈，促進(jìn)中央企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提高對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展起著至關(guān)重要的作用。

黨的十九大報(bào)告提出要改革審計(jì)管理體制，加強(qiáng)對(duì)權(quán)力運(yùn)行的制約和監(jiān)督。在全面推進(jìn)依法治國(guó)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)發(fā)展的新時(shí)期新要求下，政府審計(jì)作為國(guó)家宏觀調(diào)控介入中央企業(yè)的一種方式，能夠有效發(fā)揮審計(jì)的職能作用，是保障中央企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和國(guó)民經(jīng)濟(jì)健康運(yùn)行，推進(jìn)國(guó)家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的重要環(huán)節(jié)。政府審計(jì)基于其獨(dú)立性、全面性和專業(yè)性的監(jiān)督特點(diǎn)，發(fā)揮著預(yù)防、揭示和抵御的“免疫系統(tǒng)”功能，為審計(jì)中發(fā)現(xiàn)的問(wèn)題提出了有針對(duì)性、建設(shè)性的意見(jiàn)，有力維護(hù)著公司內(nèi)部治理秩序，成為中央企業(yè)在高質(zhì)量發(fā)展路上有力的推動(dòng)力量?，F(xiàn)有研究表明，政府審計(jì)能夠顯著影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的外部效應(yīng)，減少央企高管的超額在職消費(fèi)行為，降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，抑制企業(yè)的盈余管理和過(guò)度投資等[2-5]。那么，本文關(guān)心的問(wèn)題是，在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的背景下，政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展發(fā)揮著怎樣的作用呢？政府審計(jì)力度的差異會(huì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生不同的影響嗎？

中央企業(yè)由于體系龐大、業(yè)務(wù)復(fù)雜，一直以來(lái)都是審計(jì)的難點(diǎn)和重點(diǎn)，而政府審計(jì)基于其獨(dú)立性、強(qiáng)制性和專業(yè)性的特點(diǎn)，在推動(dòng)中央企業(yè)改革和高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的回顧我們發(fā)現(xiàn)，在對(duì)政府審計(jì)影響作用的研究方面，相關(guān)文獻(xiàn)主要是從宏觀層面和微觀層面兩個(gè)角度進(jìn)行的。從宏觀層面對(duì)政府審計(jì)進(jìn)行研究的文獻(xiàn)，主要研究了政府審計(jì)對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[6]、經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變[7-8]、國(guó)家經(jīng)濟(jì)安全[9-10]和宏觀經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[11]等方面的影響；從微觀企業(yè)層面對(duì)政府審計(jì)進(jìn)行研究的文獻(xiàn)，主要集中在政府審計(jì)對(duì)企業(yè)盈余管理[4-5]、經(jīng)營(yíng)績(jī)效[12-13]、治理效率[14-15]、創(chuàng)新水平[16-17]、內(nèi)部控制[18-20]以及社會(huì)責(zé)任承擔(dān)[21]等方面的影響上。鮮有文獻(xiàn)直接研究政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。

學(xué)者們對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的研究主要集中在企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵、測(cè)度以及實(shí)現(xiàn)路徑等方面。在對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵定義上，黃速建等從目標(biāo)狀態(tài)和發(fā)展范式兩個(gè)角度對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵進(jìn)行了界定，指出企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是企業(yè)實(shí)現(xiàn)或處于高水平、高層次、卓越的企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的一種新?tīng)顟B(tài)[1]；金碚提出，高質(zhì)量發(fā)展是與高速增長(zhǎng)存在很大差異的一種經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)態(tài)，體現(xiàn)質(zhì)量第一、效率優(yōu)先[22]；師博和張冰瑤認(rèn)為，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展就是一種體現(xiàn)“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開(kāi)放、共享”理念的發(fā)展[23]；齊嘉認(rèn)為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展就是企業(yè)成長(zhǎng)速度快、創(chuàng)新能力強(qiáng)、發(fā)展?jié)摿Υ?、人才和技術(shù)密集的一種發(fā)展[24]。在對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的測(cè)度上，學(xué)者們的研究成果頗多。楊波從反映國(guó)有企業(yè)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的定量指標(biāo)和國(guó)有企業(yè)社會(huì)效應(yīng)的定性指標(biāo)兩個(gè)方面重構(gòu)了國(guó)有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[25]；賀曉宇和沈坤榮、施本植和湯海濱、陳昭和劉映曼等學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的根本在于技術(shù)創(chuàng)新，全要素生產(chǎn)率的提高是實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的核心，因此采用企業(yè)的全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[26-28]。在企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)現(xiàn)路徑上，韓宛蕓、戴國(guó)寶和王雅秋指出要?jiǎng)?chuàng)建優(yōu)秀的企業(yè)文化，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和企業(yè)治理模式，加大對(duì)企業(yè)技術(shù)人員的培養(yǎng)，促進(jìn)科技創(chuàng)新[29-30]；施本植和湯海濱指出企業(yè)應(yīng)該合理利用杠桿率的正效應(yīng)，切實(shí)防范杠桿率過(guò)高帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)企業(yè)持續(xù)健康高質(zhì)量發(fā)展[27]；李巧華等則從企業(yè)外部視角指出，要推進(jìn)政府補(bǔ)貼資金的精準(zhǔn)扶持，制定合理的差異化政策，建立透明高效、公平公正的市場(chǎng)環(huán)境和金融生態(tài)環(huán)境，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[31]。

基于對(duì)上述問(wèn)題的探究，本文以2010—2018年我國(guó)央企控股的全部上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。本文可能的貢獻(xiàn)主要在于:從企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的角度對(duì)政府審計(jì)的影響作用進(jìn)行探索，為政府審計(jì)提供了新的視角和研究方向；對(duì)政府審計(jì)影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機(jī)制進(jìn)行研究，豐富了相關(guān)文獻(xiàn)，具有一定的理論意義；現(xiàn)有的關(guān)于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的文獻(xiàn)主要集中在概念界定和理論探討上，本文采用實(shí)證方法對(duì)政府審計(jì)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行研究，為促進(jìn)我國(guó)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了新的思路，具有一定的實(shí)踐意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

政府審計(jì)作為國(guó)家治理體系中的“免疫系統(tǒng)”，具有預(yù)防、揭示和抵御功能，三大功能相輔相成，統(tǒng)一于政府審計(jì)的工作實(shí)踐中，共同作用于中央企業(yè)的經(jīng)營(yíng)管理。第一，由于具有固有的強(qiáng)制性、權(quán)威性、獨(dú)立性等屬性，一方面，政府審計(jì)無(wú)形之中會(huì)給被審計(jì)者以壓迫感，迫使央企增強(qiáng)信息透明度、減少違法違規(guī)行為，保證上市公司在正常軌道上運(yùn)營(yíng)；另一方面，政府審計(jì)不僅包括對(duì)財(cái)務(wù)收支的審計(jì)，還全面監(jiān)督企業(yè)各項(xiàng)生產(chǎn)運(yùn)營(yíng)活動(dòng)，可以確保企業(yè)貫徹落實(shí)安全生產(chǎn)、提高產(chǎn)品質(zhì)量、節(jié)能減排、綠色生產(chǎn)等政策，加大研發(fā)創(chuàng)新投入，促進(jìn)生產(chǎn)運(yùn)營(yíng)能力的增強(qiáng)和企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提高。第二，政府審計(jì)于2003年開(kāi)始將審計(jì)結(jié)果公告制度引入社會(huì)監(jiān)督中，這會(huì)吸引新聞媒體的關(guān)注，不僅如此，由于中央國(guó)有企業(yè)大部分有效資產(chǎn)會(huì)下沉至控股上市公司，審計(jì)署審計(jì)央企不僅會(huì)對(duì)母公司進(jìn)行審計(jì)，還會(huì)對(duì)下屬上市公司進(jìn)行延伸審計(jì)。部分審計(jì)結(jié)果公告會(huì)明確提及延伸審計(jì)的上市公司名稱，一旦披露的被審計(jì)公司情況惡劣，企業(yè)聲譽(yù)和經(jīng)營(yíng)發(fā)展都會(huì)受損。聲譽(yù)理論指出，聲譽(yù)的價(jià)值是不言而喻的，是保證契約和交易正常執(zhí)行的重要機(jī)制。一旦企業(yè)聲譽(yù)受損，帶來(lái)的后果是不堪設(shè)想的，如股價(jià)下跌、銷售停滯、資金鏈斷裂甚至造成企業(yè)破產(chǎn)等。為避免企業(yè)聲譽(yù)受損，保證企業(yè)順利通過(guò)政府審計(jì)，管理層會(huì)不斷完善公司經(jīng)營(yíng)管理，提高企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。由此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：政府審計(jì)有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

在信息不對(duì)稱和代理成本存在的前提下，管理層相對(duì)股東掌握著公司更全面、更詳細(xì)的信息，高管有足夠的動(dòng)機(jī)實(shí)施盈余管理或財(cái)務(wù)違規(guī)行為，降低企業(yè)發(fā)展質(zhì)量，這套理論框架同樣適用于中央企業(yè)。基于公共受托責(zé)任理論，政府審計(jì)對(duì)中央企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督控制是必要職責(zé)。作為一項(xiàng)政府監(jiān)管措施，政府審計(jì)在監(jiān)督中央企業(yè)及其控股上市公司的經(jīng)營(yíng)發(fā)展過(guò)程中最重要的體現(xiàn)就是對(duì)公司治理水平的影響。一方面，相較于會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)，政府審計(jì)屬于行政監(jiān)督，具有更豐富的審計(jì)資源，并不向被審計(jì)單位收取費(fèi)用，在進(jìn)行審計(jì)行為時(shí)不需要擔(dān)心因客戶流失或相關(guān)利益問(wèn)題而影響其審計(jì)質(zhì)量，因此政府審計(jì)更有可能揭露中央企業(yè)及其控股上市公司在企業(yè)發(fā)展運(yùn)營(yíng)中存在的問(wèn)題，并及時(shí)對(duì)其提出整改建議，推動(dòng)公司治理水平的提高，從而促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，政府審計(jì)的威懾作用會(huì)使得被審計(jì)企業(yè)的管理層在心理上產(chǎn)生變化，進(jìn)而采取積極的措施去應(yīng)對(duì)，可以抑制中央企業(yè)高管的在職消費(fèi)、天價(jià)薪酬、貪污腐敗、鋪張浪費(fèi)、不正當(dāng)投資以及偷稅、漏稅、逃稅等財(cái)務(wù)違法違規(guī)行為，監(jiān)督管理層竭盡全力完成自身的職責(zé)，積極履行應(yīng)盡義務(wù)，減少高管“掛職”行為，提高人力資源效率，完善公司治理，進(jìn)一步推動(dòng)企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提高。由此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：公司治理在政府審計(jì)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中具有中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以實(shí)際控制人性質(zhì)為中央企業(yè)，即央企控股的全部上市公司為研究樣本。審計(jì)署發(fā)布的審計(jì)結(jié)果公告具有滯后性，對(duì)介入年份和公告年份的定義如下：例如2018年第31號(hào)公告為中國(guó)航空油料集團(tuán)有限公司財(cái)務(wù)收支情況的審計(jì)結(jié)果，被審年份是2016年，介入年份是2017年，公告年份是2018年。在本文的研究中，政府審計(jì)以審計(jì)署介入年份來(lái)衡量；考慮到政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響具有滯后性，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展則采用公告年份的數(shù)據(jù)來(lái)衡量。因此，我們選取2012—2018的審計(jì)結(jié)果公告，樣本區(qū)間定義為[2010，2018]。

在數(shù)據(jù)的預(yù)處理上，首先，我們?cè)诎俣任膸?kù)和國(guó)資委網(wǎng)站中得到了2010—2018年的中央企業(yè)名單；其次，我們將中央企業(yè)名稱與上市公司的“實(shí)際控制人名稱”進(jìn)行匹配，并進(jìn)行手工復(fù)核，特別地，部分上市公司的實(shí)際控制人只注明了類似某某地區(qū)國(guó)資委字樣，我們選取此類公司的直接控股股東進(jìn)行匹配，通過(guò)匹配篩選出央企控股的全部上市公司；最后，與審計(jì)署公布的審計(jì)結(jié)果公告中涉及的中央企業(yè)名稱進(jìn)行匹配，得到被審計(jì)署審計(jì)過(guò)的央企控股的全部上市公司。本文以被審計(jì)署審計(jì)過(guò)的央企控股上市公司作為實(shí)驗(yàn)組樣本，未被審計(jì)過(guò)的央企控股上市公司作為對(duì)照組樣本。在得到初始樣本后，考慮到金融行業(yè)的特殊性，參照證監(jiān)會(huì)2012年的分類標(biāo)準(zhǔn)，剔除了屬于金融行業(yè)的上市公司；*ST和ST公司對(duì)公開(kāi)披露的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)有操縱的可能性，因此將其剔除；同時(shí)刪除研究變量缺失的數(shù)據(jù)。本文最終得到有效樣本共239家上市公司，1288個(gè)觀測(cè)值，為不平衡面板。政府審計(jì)變量來(lái)源于審計(jì)署官網(wǎng)公布的審計(jì)結(jié)果公告，其他變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。本文采用的數(shù)據(jù)處理軟件為Stata14，對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%處進(jìn)行縮尾處理，以降低異常值對(duì)研究結(jié)果的影響。

(二)變量選擇及定義

1.被解釋變量：企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。關(guān)于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)的測(cè)算，現(xiàn)有學(xué)者主要采用多因子綜合分析法或基于中間變量的單一指標(biāo)替代的方式[1，32]。參照黨的十九大報(bào)告對(duì)高質(zhì)量發(fā)展的定義，同時(shí)借鑒相關(guān)研究，本文從企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造能力和價(jià)值管理能力兩個(gè)層面對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展(Hqd)進(jìn)行衡量，采用主成分分析法構(gòu)造企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)[1,32]。企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造能力主要包括企業(yè)經(jīng)營(yíng)能力和企業(yè)創(chuàng)新能力兩個(gè)方面；企業(yè)價(jià)值管理能力主要包括公司治理水平、內(nèi)部控制水平和可持續(xù)發(fā)展水平三個(gè)方面。具體指標(biāo)定義如表1所示。根據(jù)因子分析的總方差解釋結(jié)果，本文最終提取了九個(gè)公共因子，其方差貢獻(xiàn)率分別為27.743%、20.959%、9.185%、5.745%、5.676%、5.571%、5.557%、5.525%和5.348%，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為91.310%。

表1 企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)定義及衡量

2.解釋變量：政府審計(jì)。借鑒相關(guān)學(xué)者的研究[2,15,18]，本文主要從兩個(gè)方面對(duì)政府審計(jì)進(jìn)行定義。第一，將上市公司是否被審計(jì)定義為Audit變量。在我們選取的樣本區(qū)間內(nèi)，如果上市公司所屬控股央企集團(tuán)曾經(jīng)被審計(jì)署介入審計(jì)，則Audit賦值為1，否則為0。第二，將上市公司接受審計(jì)前后定義為Post變量。審計(jì)署介入審計(jì)當(dāng)年和之后的年份Post賦值為1(第一次審計(jì)介入年份，不考慮二次審計(jì)的情形)，審計(jì)署介入審計(jì)之前的年份賦值為0。

3.中介變量：公司治理。本文采用迪博內(nèi)部控制數(shù)據(jù)庫(kù)發(fā)布的內(nèi)部控制指數(shù)(Ic)作為公司治理水平的代理變量。該指標(biāo)為正向指標(biāo)，即指標(biāo)數(shù)值越大，表明企業(yè)的公司治理越完善；當(dāng)該指標(biāo)值為0時(shí)，表明企業(yè)的公司治理失效。為保持?jǐn)?shù)據(jù)的可比性和消除異方差的影響，我們對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

4.控制變量。考慮到企業(yè)規(guī)模越大、盈利能力和償債能力等越強(qiáng)，企業(yè)越會(huì)有更豐富的資源和更多的資本參與生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，從而有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，因此，本文選取企業(yè)的規(guī)模(Size)、成立時(shí)間(His)、盈利能力(Roa)、償債能力(Lev)、股權(quán)集中度(Top1)、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否二者合一(Dual)、獨(dú)立董事比例(Indep)以及是否被“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)(Big4)作為控制變量。同時(shí)，本文利用年份虛擬變量(Year)和行業(yè)虛擬變量(Industry)來(lái)控制時(shí)間和行業(yè)變化對(duì)回歸模型的影響。變量的具體定義和衡量方法如表2所示。

表2 變量定義及衡量

(三)模型設(shè)定

為驗(yàn)證假設(shè)1，本文首先構(gòu)建模型(1)，采用普通最小二乘法進(jìn)行初步回歸，實(shí)證檢驗(yàn)政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。其中，Hdq為被解釋變量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，為保持?jǐn)?shù)據(jù)的可比性和降低異方差，我們對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理；i,t表示i公司t年份，α0為截距項(xiàng)；α1和α2分別為政府審計(jì)衡量變量Auditi,t和Posti,t的系數(shù)，若系數(shù)為正，則說(shuō)明政府審計(jì)有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，假設(shè)1成立。Control_variablesi,t為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成立時(shí)間、盈利能力、償債能力、股權(quán)集中度、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否二者合一、獨(dú)立董事比例以及是否被“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)；εi,t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。同時(shí)，我們還對(duì)年份效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)進(jìn)行雙固定控制。

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

(1)

為檢驗(yàn)假設(shè)2，借鑒溫忠麟等學(xué)者提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)“三步法”[32]，本文構(gòu)建模型(2)和模型(3)，分別檢驗(yàn)中介變量與解釋變量之間的關(guān)系以及被解釋變量、中介變量與解釋變量三者的關(guān)系。其中，Control_variablesi,t為控制變量，與模型(1)中的控制變量保持一致。如果β1、β2與γ3都顯著，則假設(shè)2得到證實(shí)，即公司治理確實(shí)在政府審計(jì)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮了中介效應(yīng)。

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、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表3從觀測(cè)數(shù)、均值、中位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值以及最小值六個(gè)方面列示了所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展(Hdq)的最小值為-3.662，最大值為5.519，標(biāo)準(zhǔn)差為0.224，說(shuō)明平均而言，央企控股上市公司的全要素生產(chǎn)率存在較大差異，企業(yè)發(fā)展質(zhì)量參差不齊；同時(shí)，Hdq的均值為0.041，中位數(shù)為0.045，說(shuō)明總體來(lái)看，央企控股上市公司的企業(yè)發(fā)展質(zhì)量是比較低的，提高企業(yè)發(fā)展質(zhì)量是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展背景下上市公司亟待解決的重要問(wèn)題，本研究具有很強(qiáng)的實(shí)踐意義。是否被審計(jì)(Audit)的均值為0.619，中位數(shù)為1，說(shuō)明在選取的樣本年度內(nèi)，央企控股上市公司接受過(guò)政府審計(jì)的比例占61.9%，政府審計(jì)覆蓋率達(dá)到60%以上。政府審計(jì)前后(Post)的均值為0.496，接近50%，說(shuō)明在選取的樣本中，政府審計(jì)前和審計(jì)后的樣本數(shù)量基本保持一致，具有較強(qiáng)的可比性。企業(yè)成立時(shí)間(His)和企業(yè)規(guī)模(Size)的平均值分別為2.818和13.794，說(shuō)明平均而言,央企控股上市公司的成立時(shí)間較長(zhǎng)、公司規(guī)模較大。盈利能力(Roa)的最小值為-0.683，最大值為0.340，均值為0.027，中位數(shù)為0.026，說(shuō)明央企控股上市公司整體的盈利能力有待提高。

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

基于樣本數(shù)量的可比性，我們進(jìn)一步分別按照央企控股上市公司接受政府審計(jì)前后(Post)以及企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展(Hdq)的中位數(shù)進(jìn)行分組，表4列示了各變量分組描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果。當(dāng)Post=0，即上市公司所屬控股央企未接受政府審計(jì)時(shí)，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的均值為0.029；當(dāng)Post=1，即上市公司所屬控股央企接受政府審計(jì)時(shí)，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的均值為0.054；Diff的均值為-0.113且在5%的水平下顯著，說(shuō)明上市公司所屬控股央企接受政府審計(jì)時(shí)其企業(yè)發(fā)展質(zhì)量更高，上市公司所屬控股央企未接受政府審計(jì)時(shí)其企業(yè)發(fā)展質(zhì)量相對(duì)低，而且這種差異是十分顯著的，假設(shè)1得到初步驗(yàn)證。另外，當(dāng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平小于中位數(shù)時(shí)，政府審計(jì)Audit和Post的均值分別為0.602和0.455；當(dāng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平大于中位數(shù)時(shí)，政府審計(jì)Audit和Post的均值分別為0.635和0.537，即在企業(yè)發(fā)展質(zhì)量更高的一組上市公司中，接受政府審計(jì)的比例更高，這從側(cè)面說(shuō)明政府審計(jì)確實(shí)有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

表4 按政府審計(jì)分組的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表5的Pearson相關(guān)系數(shù)報(bào)告了各變量之間的相關(guān)性。Hdq與Audit之間的相關(guān)系數(shù)為0.051，且在1%的水平下是顯著的；Hdq與Post之間的相關(guān)系數(shù)為0.056，且在5%的水平下是顯著的，說(shuō)明企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與政府審計(jì)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，政府審計(jì)有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，假設(shè)1得到支持。Hdq與Size之間的相關(guān)系數(shù)為0.149，且在10%水平下是顯著的，說(shuō)明企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與企業(yè)規(guī)模顯著正相關(guān)；Hdq與Roa之間的相關(guān)系數(shù)為0.251，且在1%水平下是顯著的，說(shuō)明企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與上市公司的盈利能力顯著正相關(guān)；Hdq與Big4之間的相關(guān)系數(shù)為0.038，且在5%水平下是顯著的，說(shuō)明央企控股上市公司接受“四大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。同時(shí)，各自變量之間的相關(guān)性系數(shù)基本都小于0.5，說(shuō)明存在共線性問(wèn)題的可能性比較小。

表5 變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

(二)基本回歸結(jié)果分析

表6列示了政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的基本回歸結(jié)果，第(1)列和第(2)列為模型(1)的回歸結(jié)果，第(3)列至第(6)列為模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果。第(1)列中，在不考慮控制變量的前提下，Hdq與Audit和Post的回歸系數(shù)分別為0.285和0.328，且在1%的水平下均是顯著的；第(2)列中，在考慮其他控制變量的影響后，Hdq與Audit和Post的回歸系數(shù)分別為0.190和0.225，且在5%的水平下依然是顯著的，說(shuō)明政府審計(jì)確實(shí)有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，假設(shè)1得到證實(shí)。在不考慮控制變量的前提下，第(3)列中Ic與Audit和Post的回歸系數(shù)分別為0.234和0.043，且在5%的水平下均是顯著的；第(4)列中Hdq與Ic的系數(shù)為0.122，且在1%的水平下是顯著的，說(shuō)明公司治理的中介效應(yīng)是存在的。在考慮控制變量的影響后，第(5)列中Ic與Audit和Post的回歸系數(shù)分別為0.261和0.091，且在10%的水平下仍然是顯著的；第(6)列中Hdq與Ic的系數(shù)為0.193，且在5%的水平下也依然是顯著的，這證明了公司治理中介效應(yīng)的存在，而且是部分中介作用，假設(shè)2得到充分驗(yàn)證。

表6 政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的初步回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.雙重差分回歸

考慮到經(jīng)過(guò)政府審計(jì)和未經(jīng)政府審計(jì)的兩組樣本可能在實(shí)施政府審計(jì)前就存在事前差異，僅采用普通最小二乘回歸法，通過(guò)單一的橫向是否審計(jì)或縱向?qū)徲?jì)前后的對(duì)比會(huì)忽略事前差異，繼而導(dǎo)致對(duì)政府審計(jì)實(shí)施效果的有偏估計(jì)，因此本文進(jìn)一步構(gòu)建模型(4)，采用雙重差分模型來(lái)控制兩組樣本的事前差異，重新就政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響進(jìn)行回歸。我們重點(diǎn)關(guān)注交乘項(xiàng)Audit×Post的系數(shù)α3，若α3為正，則說(shuō)明政府審計(jì)確實(shí)有助于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

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

(4)

表7中第(1)列為政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的雙重差分檢驗(yàn)結(jié)果，交乘項(xiàng)Audit×Post的系數(shù)為0.212，且在1%的水平下依然是顯著的，這再次證明政府審計(jì)有助于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。另外，模型的R2為0.466，大于普通最小二乘回歸模型中的R2，說(shuō)明在進(jìn)行傾向得分匹配和雙重差分之后，模型的擬合優(yōu)度得到顯著提升。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.替換被解釋變量的衡量方法

為檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文替換了被解釋變量的衡量指標(biāo)，采用近年來(lái)比較流行的指標(biāo)——全要素生產(chǎn)率(Tfp)來(lái)衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[31，33]。目前對(duì)于全要素生產(chǎn)率(TFP)的測(cè)算方法主要有LP法、OP法和最小二乘估計(jì)法(OLS)等，半?yún)?shù)法能較好地解決全要素生產(chǎn)率估計(jì)過(guò)程中的聯(lián)立性偏誤和選擇性偏誤問(wèn)題，因此本文采用半?yún)?shù)估計(jì)LP法來(lái)計(jì)算全要素生產(chǎn)率。假設(shè)擬合生產(chǎn)函數(shù)為C-D函數(shù)形式，為得到全要素生產(chǎn)率，我們對(duì)下式進(jìn)行估計(jì)：

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

(5)

其中，Y為產(chǎn)出，采用營(yíng)業(yè)收入表示；K、L、M分別表示資本、勞動(dòng)力和中間投入，采用固定資產(chǎn)、員工人數(shù)和公司購(gòu)買商品、接受勞務(wù)實(shí)際支付的現(xiàn)金表示；i為企業(yè)個(gè)體，t為年度，對(duì)殘差項(xiàng)εi,t取對(duì)數(shù)即為所求的全要素生產(chǎn)率。同時(shí)，為保證數(shù)據(jù)的可比性和消除異方差，我們對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

替換被解釋變量衡量方法之后的回歸結(jié)果如表7中的第(2)列至第(4)列所示。第(2)列中Tfp與Audit和Post的回歸系數(shù)分別為0.054和0.074，且在5%的水平下均是顯著的，說(shuō)明政府審計(jì)能促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，與前文結(jié)論保持一致。第(3)列中Ic與Audit和Post的回歸系數(shù)分別為0.261和0.091，且均在10%的水平下是顯著的；第(4)列中Tfp與Ic的系數(shù)為0.075，且在1%的水平下是顯著的，說(shuō)明公司治理確實(shí)在政府審計(jì)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮了中介效應(yīng)，本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.安慰劑檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響是否穩(wěn)定，并且為避免解釋變量之間的相互干擾，本文進(jìn)一步采用安慰劑檢驗(yàn)方法來(lái)驗(yàn)證結(jié)論是否穩(wěn)健。按照安慰檢驗(yàn)的一般思路，我們通過(guò)改變央企控股上市公司接受政府審計(jì)的時(shí)間點(diǎn)來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)：將企業(yè)控股上市公司接受政府審計(jì)的年份設(shè)定在實(shí)際被審計(jì)年份的前兩年，然后重新進(jìn)行回歸。安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果如表7的第(5)列至第(7)列所示，其中，第(5)列為采用模型(1)進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果，第(6)列和第(7)列為采用模型(2)進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。第(5)列中Hdq與Audit和Post的回歸系數(shù)分別為0.210和0.256，但均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；第(6)列中Ic與Audit和Post的回歸系數(shù)分別為-0.021和0.058，但在10%的水平下是不顯著的；第(7)列中Tfp與Ic的系數(shù)為-0.133，也未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。以上結(jié)果在一定程度上表明企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的變化并不是由時(shí)間趨勢(shì)帶來(lái)的，而是政府審計(jì)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果，即政府審計(jì)確實(shí)有效促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，本文所得結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、進(jìn)一步分析

(一)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展程度的異質(zhì)性分析

在對(duì)各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的最小值為-3.662，最大值為5.519，不同上市公司之間的差異十分顯著；同時(shí)，在對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)行分組描述性統(tǒng)計(jì)分析時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展程度不同的兩組之間也存在較大差異。為了更好地研究政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，本文進(jìn)一步按照企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的中位數(shù)進(jìn)行分組，采用最小二乘模型進(jìn)行回歸。表8為政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響的分組回歸結(jié)果，第(1)列為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展小于中位數(shù)時(shí)政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，第(2)列為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展大于中位數(shù)時(shí)政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。我們發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展小于中位數(shù)時(shí)，Hdq與Audit和Post的回歸系數(shù)分別為0.119和0.102，但在10%的水平下都是不顯著的；當(dāng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展大于中位數(shù)時(shí)，Hdq與Audit和Post的回歸系數(shù)分別為0.234和0.290，且在5%的水平下均是顯著的，與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展小于中位數(shù)時(shí)相比，回歸系數(shù)顯著增大，政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用增強(qiáng)。由此可見(jiàn)，當(dāng)企業(yè)發(fā)展質(zhì)量較高時(shí)，政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

表8 企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展程度的異質(zhì)性分析

(二)政府審計(jì)力度對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響

為進(jìn)一步研究政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，本文接下來(lái)分析政府審計(jì)力度(Effort)對(duì)央企控股上市公司高質(zhì)量發(fā)展的影響，分別采用央企控股上市公司所在省區(qū)市有無(wú)審計(jì)署特派辦(Prov)、所在地級(jí)市有無(wú)審計(jì)署特派辦(Pref)、央企控股上市公司距離所屬審計(jì)署特派辦的距離(Dist)、方圓100公里內(nèi)審計(jì)署特派辦的數(shù)量(Quant)以及審計(jì)結(jié)果公告中審計(jì)問(wèn)題的篇幅(Length)和數(shù)量(Numb)六個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量政府審計(jì)力度，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)政府審計(jì)年鑒》和各中央企業(yè)的《審計(jì)結(jié)果公告》。具體指標(biāo)定義如表9所示。

表9 政府審計(jì)力度的指標(biāo)定義

表10列示了政府審計(jì)力度對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。第(1)列中，Hdq與Prov的回歸系數(shù)為0.263，且在1%的水平下是顯著的，說(shuō)明上市公司所在省區(qū)市有審計(jì)署特派辦有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第(2)列中，Hdq與Pref的回歸系數(shù)為0.284，且在1%的水平下是顯著的，說(shuō)明上市公司所在地級(jí)市有審計(jì)署特派辦有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第(3)列中，Hdq與Dist的回歸系數(shù)為-0.056，且在10%的水平下是顯著的，說(shuō)明上市公司與審計(jì)署特派辦的距離與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展顯著負(fù)相關(guān)，即上市公司與審計(jì)署特派辦的距離越短，越有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第(4)列中，Hdq與Quant的回歸系數(shù)為0.281，且在1%的水平下是顯著的，說(shuō)明上市公司方圓100公里內(nèi)審計(jì)署特派辦的數(shù)量越多，越有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第(5)列中，Hdq與Length的回歸系數(shù)為0.035，且在5%的水平下是顯著的，說(shuō)明上市公司審計(jì)結(jié)果公告中審計(jì)問(wèn)題的篇幅越長(zhǎng)，越有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第(6)列中，Hdq與Numb的回歸系數(shù)為0.025，且在5%的水平下是顯著的，說(shuō)明上市公司審計(jì)結(jié)果公告中審計(jì)問(wèn)題的數(shù)量越多，越有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。綜上所述，我們發(fā)現(xiàn)政府審計(jì)力度與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展顯著正相關(guān)，即政府審計(jì)力度越大，越有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

表10 政府審計(jì)力度對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響

六、結(jié)論性評(píng)述

本文選擇2010—2018年我國(guó)中央企業(yè)控股的全部上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。實(shí)證結(jié)果表明:政府審計(jì)有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；公司治理在政府審計(jì)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中具有中介效應(yīng)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)發(fā)展質(zhì)量較高時(shí)，政府審計(jì)對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用更強(qiáng)；政府審計(jì)力度越大，越有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

本文的研究結(jié)論對(duì)促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的啟示意義。(1)政府審計(jì)作為行政治理機(jī)制，也是國(guó)家監(jiān)督體系中重要的組成部分，研究發(fā)現(xiàn)在所有中央企業(yè)控股上市公司中，政府審計(jì)覆蓋率為60%左右，因此應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)中央國(guó)有企業(yè)財(cái)政收支的審計(jì)覆蓋率，并進(jìn)行客觀公正的監(jiān)督評(píng)價(jià)，以推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。(2)公司治理在政府審計(jì)與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中具有中介效應(yīng)，因此上市公司應(yīng)不斷完善內(nèi)部治理機(jī)制，提高內(nèi)部治理水平，從而更好地促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的提升。(3)政府審計(jì)力度越大，越有利于促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，因此審計(jì)機(jī)關(guān)應(yīng)該加大審計(jì)力度，充分挖掘影響企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的深層次因素，結(jié)合新時(shí)代的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，將推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的各項(xiàng)方針政策貫徹到審計(jì)工作中，充分發(fā)揮審計(jì)功能及其效應(yīng)；不斷總結(jié)經(jīng)驗(yàn)，尋找差距，努力提高審計(jì)監(jiān)督的效率、層次和水平，擴(kuò)大政府審計(jì)覆蓋率，對(duì)審計(jì)程序和步驟進(jìn)行優(yōu)化和創(chuàng)新，進(jìn)一步提升審計(jì)效果。

當(dāng)然，本文在對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)的選取和構(gòu)建上，主要從企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造能力和價(jià)值管理能力兩個(gè)層面進(jìn)行了衡量，但企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展本身包含很多層面，未來(lái)進(jìn)一步的研究可以在條件允許的情況下，考慮從更多的層面對(duì)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)行衡量，構(gòu)建更加全面的高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系。