國家審計治理對資源配置效率的影響：來自上市公司的證據

戴 翔 馬皓巍

一、引言及文獻綜述

《中共中央國務院關于加快建設全國統一大市場的意見》強調指出，促進商品要素資源在更大范圍內暢通流動，建設全國統一大市場，是構建新發展格局的基礎支撐和內在要求。正如黨的十八屆三中全會所強調指出：推動生產要素自由有序流動，實現資源優化配置，不僅需要發揮市場在資源配置中的決定性作用，同時也要更好發揮政府作用。更好發揮政府作用，進一步強調了科學的宏觀調控和有效的政府治理①《關于〈中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定〉的說明）》（2013年11月9日），《十八大以來重要文獻選編》（上），中央文獻出版社2014年版，第500頁。。黨的十八屆四中全會做出的《關于全面推進依法治國若干重大問題的決定》，首次把審計監督列入國家治理的八大監督體系，將國家審計工作上升到了治國理政、依法治國和建設法治政府的高度；黨的十九屆三中全會通過的《深化黨和國家機構改革方案》提出組建中央審計委員會。可見，自黨的十八大以來，中國實施的諸如審計管理體制改革、組建中央審計委員會等一系列重大措施，旨在構建全面覆蓋、權威高效的審計監督體系，推進國家治理體系和治理能力現代化，從而實現推動和促進經濟高質量發展等重要目標。

立足新發展階段，貫徹新發展理念，構建新發展格局，推動經濟高質量發展，顯然更加需要在暢通要素自由有序流動中實現資源優化配置。實踐中，由于受到體制機制的不完善等問題制約，仍然存在著諸如資源錯配等問題，諸如中高端供給不足、低端供給和產能過剩乃至“僵尸企業”等現象的存在就是明證。這就提出了一個很有理論意義和實踐價值的課題：作為國家治理的八大監督體系之一的國家審計治理，對資源優化配置是否產生了應有的推動作用？如果答案是肯定的，那么其中的關鍵作用機制又是什么？對上述問題的回答，不僅從國家審計治理角度為更好發揮其在資源優化配置中的關鍵作用提供了直接的經驗證據，而且對我們更深刻地理解如何在資源配置中更好地發揮政府的作用，也有重要政策含義。實際上，優化資源配置效率作為國家治理目標的重要體現，同時也是政府受托經濟責任的內在要求。從推動要素市場化改革實現更高質量經濟發展，以及提升國家治理效能、行政效率與公信力角度看，國家審計治理的功能在于，基于國家意志，受托識別資源錯配并獨立提出優化資源配置的審計意見，從而助力實現資源優化配置，推動經濟高質量發展。從這一意義上看，正如國家審計署原審計長劉家義（2012）提出的國家審計治的“免疫系統”觀所指出，國家審計治理在國家治理系統中通過內生發揮預防功能、揭示功能與抵御功能，進而影響社會、政府與企業的經濟活動。

近年來，關于資源優化配置問題的研究，受到學者們的廣泛關注。已有文獻從匯率、增值稅轉型與服務型制造、數字賦能等諸多視角，考察了資源配置效率的影響因素（康茂楠等，2019；戴翔、楊雙至，2022；莫靖新、吳玉鳴，2023）。此外，企業作為國家經濟發展的微觀主體，除去其自身的生產效率水平外，企業間加成率分布狀況不僅可以反映資源優化配置狀況，而且在一定程度上決定了國家整體的資源配置效率（Hsieh and Klenow，2009）。從企業加成率角度探討資源優化配置效應的文獻，主要從兩個方面著重分析了影響企業加成率變動的因素。一方面是立足于企業的附加成本，代表性研究認為，企業成本壓力的提升會降低企業成本加成（劉竹青、盛丹，2017；趙瑞麗等，2018）；另一方面則關注市場競爭，代表性研究認為，市場準入門檻的變動會引致企業加成率的變動（盛丹、張國峰，2017）。

從國家審計治理角度看，現有文獻研究基本肯定了國家審計治理作為國家監管措施在推動經濟發展方面的積極效應（李小波、吳溪，2013）。比如，在國有企業層面，有研究發現，國家審計治理有利于增強國有企業創新產出，提高國有企業創新效率（郭檬楠等，2021）；在經濟發展方面，包括所謂集聚創新生產要素、推動全要素生產率提升、生態文明建設等經濟高質量發展方面，已有研究均發現了國家審計治理在其中發揮的積極作用（李明、聶召，2014；黃溶冰等，2019）。而除了上述宏觀視角以外，對于微觀企業，已有研究發現國家審計治理仍然表現出了較強的正外部性特征，具體而言，國家審計治理可能通過以下三種渠道提振企業績效、提升企業生產效率：首先，從企業創新的角度來說，國家審計本身所具有的鑒證評價功能可以通過建立政府補助監督機制并對相關企業的財務績效進行審計評價，規范財政研發補貼資金的使用，進而保障政府對企業研發補貼資金經濟效益的有效發揮。不僅如此，從國家審計的免疫系統觀來看，國家審計的震懾監督功能能夠通過保障政府相關科技創新政策的執行與落實，優化企業的研發創新環境，激發企業的創新活力的同時促進企業創新成果轉化，最終提升企業的研發創新能力（陳駿、單美賢，2022）。其次，從公共服務供給的視角來說，在財政資金審計全覆蓋戰略的指導下，國家審計的治理功能能夠通過增加政府公共服務投資、提升公共服務的社會效益等方式補齊地方公告服務供給短板，提高公共服務的供給效率。與此同時，通過對政府財政支出進行績效審計，國家審計治理可以進一步提高地方政府財政資金收支的透明度，對地方政府資金的濫用與擠占進行糾偏，進而增強企業發展所需要的技術支持，并同時增加企業所在地區的人力資本與中間品等高端服務要素的供給支撐能力，最終促進企業生產效率的攀升。最后，從企業生產率本身來看，已有研究發現國家審計治理的反腐功能在對于企業績效的提升具有中介作用（李江濤等，2015），此外中國國家審計治理中所特有的經濟責任審計制度有助于建立合理的官員晉升激勵機制，從而約束地方政府對企業的不當干預，有效緩解地方政府的行政代理問題，改善企業的治理效率（王善平、譚雪，2021），進而有利于提升企業生產率。

綜上可見，盡管已有文獻基于企業加成率等角度探討了資源配置效率問題，以及肯定了國家審計治理治理在推動經濟發展等方面的積極作用，但是鮮有文獻從國家審計治理角度探討其對企業加成率分布的影響。鑒于此，本文在理論模型分析基礎之上，利用2008-2017年上市公司數據，實證檢驗國家審計治理對資源配置效率的影響。與已有研究相比，本文可能的創新點在于：第一，在研究視角上，本文著重從國家審計治理視角考察其對企業間加成率分布的影響，進而明晰國家審計治理對地區資源配置效率的可能作用；第二，在研究內容上，本文不僅從實證的角度，計量檢驗國家審計治理在推動資源優化配置中的作用，而且基于微觀層面從一般均衡視角提出了國家審計治理對資源配置效率的作用機制；第三，在研究發現上，本文同時從多個維度進行異質性分析，進一步加深對國家審計治理功能發揮的理解，為提升國家治理效能提供新的文獻支撐。

二、理論模型及假說

通常而言，在完全競爭市場條件下，生產要素的自由流入和流出，都會按照效率因素驅使，從而達到最優配置。從這一意義上說，使用價格加成率作為資源優化配置代理變量，具有一定的合理性和可行性。這也是學術界目前普遍采用的做法（尹恒、張子堯，2021）。基于此，本文采用企業加成率分布表征資源優化配置，并在Melitz and Ottaviano（2008）異質性產品競爭模型框架基礎上，從理論上討論國家審計治理對企業加成率分布的微觀影響機制。考慮企業在本地與外地兩個不同地區的差異化產品市場進行競爭，在同質性產品行業或異質性產品行業中進行生產，前者生產計價品。

（一）消費者

假定代表性消費者的效用函數服從如下二次擬線性形式：

其中，q0與qk分別表示代表性消費者對同質產品的消費量以及對k 品類異質性產品的消費量，K 為市場中異質性產品的品類數，參數α、η 衡量了代表性消費者對異質性產品相對于計價商品的相互替代程度，γ 刻畫了不同品類異質性產品之間的替代彈性，上述參數均為正數。利用代表性消費者的效用最優化條件，可以得到代表性消費者對第k 品類異質性產品的反需求函數：

（二）企業

假設地區i 企業生產計價品的所使用的勞動力價格為1，企業支付固定成本fe后進入壟斷競爭市場，并在其成本的概率分布G（c）中獲知自己的邊際成本ck∈[0，cm]，其中cm為企業邊際成本的最大限額，企業從本地區i 進行跨地區銷售至外地區j 時，所需要支付冰山貿易成本τ（τ 〉 1）。假定企業的成本函數為TCk= τ(ξckK-λ)qk，其中ξ()ξ ≥1 表示國家審計治理對企業形成的額外附加成本，其經濟學解釋在于，當企業觀察到地區審計監管環境變化后，為避免審計訴訟或聲譽損失，加強內部控制以提高會計穩健性與抑制盈余管理動機，改善企業經營績效所付出的額外成本（Chen et al.，2011；陳宋生等，2014）。比如，為了避免因環境審計而帶來的懲罰和聲譽損失，企業在排污治污方面實施更加規范化操作所需要付出的額外成本。 表示國家審計治理的正外部性對當地企業的影響程度，這種外部性可能通過比如強化政府的“放管服”來提升企業效率。實際上，無論是以簡政放權，降低準入門檻為表現的“放”，還是以創新監管，促進公平競爭的“管”，亦或是以高效服務、營造便利環境為表現的“服”，對于促進生產要素有序自由流動進而維護市場公平競爭，都有著極為重要的意義。現有研究也發現，國家審計治理通過落實地方政府簡政放權、提高行政審批效率等多方面渠道，降低了企業的制度性交易成本、融資成本，最終提升企業的生產效率（夏杰長、劉誠，2017；趙玉潔等，2020；鄭偉宏、廖林，2021；戴翔、王如雪，2023）。其中，0 ≤λ 〈 1，越大表示上述國家審計治理對企業的外部性作用越強。通過求解企業的利潤最大化問題，可以得到企業的定價與利潤函數：

其中，cD為零利潤條件下存活企業的停止營業點，L 為市場中的消費者總數。

（三）自由進入條件

一般均衡時，根據壟斷競爭市場中企業期望利潤為零的條件，可以得到企業生產成本門檻值的決定方程：

假定企業的可變成本項ξck服從帕累托分布G( c )=( c/cm)n，其中cm為企業邊際成本的最大限額，n 值刻畫了廠商的成本分布，n 值越大，廠商生產更集中于高成本區域。結合（6）式，可以進一步解得企業生產成本臨界值為：

一方面，根據（9）式可知，國家審計治理通過企業的直接成本附加作用，比如強化了對企業的監管從而使得企業走向更加規范化經營需要支付額外的成本，降低了企業加成率；另一方面，注意到（7）式有?cD/?λ〈 0，結合（7）與（10）式可知，國家審計治理的正外部性通過降低市場準入門檻，強化存續企業競爭，提高企業加成率。根據上述分析，本文提出如下待檢驗假說1：

假說1a：國家審計治理優化地區資源配置效率具有積極作用。

假說1b：從具體作用機制看，國家審計治理主要通過成本附加效應與競爭強化效應，從兩端擠壓企業加成率使其分布更加集中，推動資源優化配置。

上述討論揭示了國家審計治理對企業加成率分布影響的一般性原理，尚未涉及到可能的異質性問題。事實上，企業與地區層面的異質性特征，可能會使國家審計治理對資源配置效率形成差別化的作用力。從企業層面來看，已有研究認為，在不同所有制類型企業中，國有企業是造成經濟資源誤置的主要成因（Song et al.，2011；聶輝華、賈瑞雪，2011），同時對于中國社會主義市場經濟體制而言，由政府直接控股、作為支撐國民經濟命脈的國有企業，也是國家審計治理的重要對象。為此，21 世紀初審計署開始逐步對央企集團及其控股子公司進行相關經濟責任審計，并于2008年開始定期在審計署網站上公開上一年度的央企審計結果公告。那么，央企審計又會對企業加成率分布產生何種影響呢？一方面，審計公告對相關問題的揭露，會影響企業形象與社會聲譽，且央企經濟責任審計結果作為國有企業領導干部任免考核依據，關系其前途命運（張俊民等，2022）；另一方面，已有研究表明，國有企業相比于非國有企業，在外部融資等方面更為受到地方政府保護（Chen et al.，2016）。因此，可以合理推測，國家審計治理對于進行央企審計的企業而言，會產生更高的附加成本。結合公式（9）看，即有?Mu/?ξg〈 ?Mu/?ξn，其中g 指代被審計署經濟責任審計的國有企業，n 指代沒有進行央企審計的樣本企業；而對于公式（10），則有?Mu/?λg〉 ?Mu/?λn。由此不難看出，央企審計進一步從兩端擠壓企業加成率分布，使得被審計企業加成率分布更加集中，進而實現資源的優化配置。據此，本文提出待檢驗假說2：

假說2：國家審計治理對資源配置效率的優化作用，在被審計的央企中作用發揮得更強。

從地區層面來看，地區法制環境是影響國家審計治理作用發揮的重要外部環境（潘孝珍、燕洪國，2018）。在較好的法制建設環境中，國家審計治理所查出的問題會及時被相應主管部門按照法律法規進行處理，法制建設環境嵌入λ中調節政府審計的資源配置效率影響程度。反之則反是。此外，過去中國各地區GDP 競賽致使地方保護主義興起，市場分割使各地區存在不同程度的制度成本。已有研究發現，地區制度壁壘有效削弱了市場中存續企業間的競爭（王璐等，2020）。結合（7）式與（10）式，制度壁壘事實上通過影響λ值，削弱了國家審計治理對資源配置效率的促進作用。比如，被審計出的“問題”企業，因為對當地經濟發展和就業等具有“重要貢獻”，從而會得到當地政府的適當保護，對諸如“污染排放”處理不當等問題，通常會采取“寬容式”處理。因此，我們提出待檢驗假說3：

假說3：地區間法制環境與制度成本差異，可能會對國家審計治理在推動資源優化配置中的作用力產生異質性影響。

三、研究設計與數據說明

前文從理論模型層面揭示了國家審計治理在推動實現資源優化配置中的關鍵機制和作用，但仍然缺乏來自實踐經驗的證據支撐。為此，本節及以下將從實證層面對理論模型中形成的假說，提供邏輯一致性計量檢驗。

（一）關鍵變量設計

1.資源配置效率

Lerner（1934）認為在控制其他影響市場效率的因素后，行業或者企業之間加成率的趨同，能夠優化經濟的資源配置，因此利用不同企業加成率之間的離散程度便可以此衡量資源配置效率（Lu and Yu，2015；盛丹、張國峰，2017；申明浩、譚偉杰，2022）。這也是前文指出為什么采用企業加成率作為資源以后配置表征變量的重要原因。相比于過去使用投入要素或者生產率（Hsieh and Klenow，2009；Bergoeing et al.，2010）對資源配置效率進行測度，利用部門間內生可變加成率分布框架所測算資源配置效率，在更加貼近經濟現實的同時，更能反映企業在不同價格與要素等方面的異質性特征（劉竹青、盛丹，2017）。基于上述認識，本文參考Lu和Yu（2015）的做法，在異質加成率測算框架基礎上，選用分行業企業加成率的泰爾熵指數（Theil）來計算企業加成率分布，并在后文穩健性檢驗時，同理利用企業加成率的基尼指數（Gini）衡量不同企業之間加成率分布的離散程度。具體測算來說，本文首先參考De Loecker and Warzynski（2012）的研究，借鑒Levinsohn and Petrin（2003）半參數法，估計超越對數形式的生產函數，以克服傳統OLS方法估計過程中潛在的內生性問題，得到可變要素投入v（如勞動、中間品）的產出彈性，進而利用公式求解出企業加成率。其中，下標i 表示企業，t 表示年份，表示可變要素支出占總產出的份額。其次，雖然過去大量研究表明中國不同地區之間存在嚴重的資源誤置現象（簡澤，2011），但近年來的研究發現，中國不同城市之間同樣存在較為嚴重的資源錯配問題（江艇等，2018）。因此，本文最終使用城市—行業層面的企業加成率泰爾熵指數來衡量不同企業之間的資源配置效率，具有更高的精確性與現實意義。該指數值越小，表明不同企業之間加成率分布越集中，資源配置效率越高；反之，則表示企業間加成率分布的離散程度越高，資源配置效率越低。

2.國家審計治理

根據前文理論分析，在此本文參考劉家義（2012，2015）的研究，分別從以預防功能表征的國家審計治理、揭示功能和抵御功能三大方面來衡量國家審計治理。雖然上述國家審計治理功能無法直接觀測，但考慮到國家審計治理效果與其審計結果質量密切相關（王芳、周紅，2010），在此本文借鑒現有文獻做法，利用政府審計結果的相關指標對其進行合理替代（吳聯生，2002；馬曙光，2007）。具體指標設置來說，采用地方政府審計機關年度審計項目數（Adtnum）來衡量以預防功能表征的國家審計治理，該指標越大，表明地方政府審計機關的檢查力度越大、預防功能發揮的越好；采用地方政府審計機關所審計查出的問題金額（Adtpro）作為反映審計機關對相關被審計單位違紀違規情況揭露力度的衡量指標，以此體現以揭示功能表征的國家審計治理；采用地方政府審計機關被批示或采用的審計信息數（Adtadp）來衡量政府審計的抵御功能，其大小反映了政府審計對查出問題的事后糾正力度，該值越大則表明政府審計的抵御功能發揮的越好。

3.其他控制變量

結合現有文獻的相關結論與研究（鄭偉宏、廖林，2021），本文在核心解釋變量基礎上進一步從城市和行業層面，控制影響企業加成率即資源配置效率的重要因素。首先，城市層面的控制變量本文選取：金融發展水平（Finance），用年末金融機構存款余額數來表示；市場化水平（Mkt），采用各城市的市場化指數來衡量；財政分權度（Fiscal），用地方政府財政一般預算內收入與財政一般預算內支出的比值來表示。其次，行業層面的控制變量本文選取：行業壟斷程度（Lerner），選用各行業的勒納指數來表示；行業資本密集度（KL），采用城市—行業層面的固定資產凈值與就業人數比值的自然對數來表示。

（二）模型設定

在前文理論分析基礎之上，為考察國家審計治理對以企業加成率表征的資源配置效率的影響，本文構建如下雙向固定效應模型對其進行實證檢驗：

其中，下標c 代表城市，j 代表行業，t 代表年份。Theilcjt表示t年c 城市j 行業的企業加成率分布；AUDITct表示第t年c 城市的國家審計治理，其具體立足于預防功能（Adtnumct）、揭示功能（Adtproct）和抵御功能（Adtadpct）三大方面；∑Controlcjt代表其他控制變量，υt表示年份固定效應，υcj表示城市—行業層面的二維組合固定效應，εcjt代表隨機誤差項，本文聚類穩健標準誤控制在行業層面。模型中β1是本文關注的核心參數，其衡量了國家審計治理通過發揮預防、揭示與抵御功能對以企業加成率表征的資源配置效率的影響效應，結合本文變量設計的定義以及理論部分的分析，本文預期β1估計系數表現為負。

（三）數據來源與處理說明

1.數據來源

本文微觀企業層面的數據來源于CSMAR上市公司數據庫；城市層面的數據來源于《中國城市統計年鑒》、《中國審計年鑒》、國家審計署相關審計公告等，其中城市層面市場化指數本文借鑒樊綱等（2011）的方法計算所得；地方政府相關規范性文件出臺數據來源于法信數據庫。

2.樣本選擇

本文選取2008—2017年上市公司企業作為基準研究樣本，并在此基礎上作以下處理：根據2021年證監會公布的行業分類結果，將上市公司所屬行業代碼調整至國民經濟行業分類標準二位數值型代碼；考慮金融行業特殊性，本文研究剔除類屬金融行業的上市公司樣本；剔除不符合會計準則的企業樣本，例如固定資產、中間投入、增加值等指標小于0的企業樣本；剔除存在ST、PT、資不抵債與關鍵變量缺失的企業樣本；為控制異常值對研究的潛在影響，本文對相關連續變量兩端以1%標準進行縮尾處理。

3.企業投入產出數據的估計與調整

由于上市公司財務報表未直接披露企業增加值與企業中間投入的金額，因此，本文借鑒覃家琦（2010）的方法，利用會計法進行推算①具體計算方法為：企業增加值＝營業總收入－中間投入＋應繳增值稅；企業中間投入＝營業成本＋銷售費用＋管理費用＋財務費用－支付給職工以及為職工支付的現金－固定資產折舊、油氣資產折耗、生產性生物資產折舊。；資本投入使用固定資產凈值與折舊之和來表示，勞動力價格使用應付職工薪酬與支付給職工以及為職工支付的現金之和作為其代理變量。為了提升研究與估計的準確性，本文參考De Loecker et al.（2020）的研究對上述投入產出數據進行平減處理，以排除價格因素的影響。具體來說，本文首先分別利用各地區工業品出廠價格指數與中國工業品生產者購進價格指數，將企業增加值與企業中間投入調整至以2008年為基期的不變價格；其次，使用各地區固定資產投資價格指數，將資本投入同理調整至2008年基期不變價；最后對勞動力價格同理運用各地區居民消費價格指數進行平減。

四、基準回歸分析

（一）基準回歸結果

基于計量模型（11），表1匯報了國家審計治理影響企業加成率分布的基準回歸結果，其中，奇數列匯報的估計結果是沒有納入控制變量的回歸估計結果，偶數列則加入城市與行業層面的相關控制變量時的回歸估計結果，各列均控制了年份固定效應與城市—行業二維固定效應。從基準回歸的整體效果看，核心解釋變量國家審計治理，無論是以預防功能、揭示功能還是以抵御功能為表征變量，其系數估計值均至少在10%顯著性水平上顯著為負數，即國家審計治理與企業加成率分布之間呈負相關關系。由于企業加成率分布值越小表明資源優化配置程度越高，因此，上述回歸估計結果說明國家審計治理能夠使得地區企業加成率分布更為集中，資源配置效率得以提高。當然，不同表征變量表示的國家審計治理，在影響資源優化配置中的作用力大小不盡相同。從估計系數大小看，以抵御功能表征的國家審計治理，對以企業加成率表征的資源配置效率的提升作用最大；而從經濟顯著性來看，國家審計治理預防功能的顯著性水平則相對較低，可能的原因在于，當前政府審計機關的威懾力和權威性，與司法機關、紀檢監察等部門相比可能仍然較弱，目前國家審計治理的預防功能，未能充分有效發揮出來。前文理論假說1a得以初步驗證。

（二）穩健性檢驗

1.改變核心變量的測度方法

為了排除不同核心變量的度量方法對估計結果所產生的潛在影響，本文擬從以下幾個方面對其進行穩健性檢驗。對于核心被解釋變量，本文借鑒Lu and Yu（2015）的研究，在此改變企業加成率分布的測算方法，采用城市—行業層面企業加成率的基尼指數（Gini），來衡量企業加成率分布的離散程度。表2前三列的估計結果顯示，改變被解釋變量的測算方法并不會改變本文的主要研究結論。對于核心解釋變量，本文使用地方政府審計機關年度審計案件中移送司法機關、紀檢監察機關與有關部門處理的案件數（Adttrns），作為國家審計治理預防功能的代理變量，所得回歸估計結果如表2 第（4）列所示，可見，回歸估計結果與基準回歸結果基本一致，但顯著性水平較之前有明顯提升。這也從側面證實了本文基準回歸部分的相關推論。其次，為了避免地方審計機關規模大小不同對其所審計查出的問題金額數目所產生的可能影響，在此，我們利用地方審計機關的編制人數來衡量其規模大小，進而使用地方政府審計機關所審計查出的問題金額與地方審計機關規模的比值，衡量以揭示功能表征的國家審計治理（Adtpros）。所得回歸估計結果如表2第（5）列所示，所得回歸估計結果進一步證實，國家審計治理的揭示功能，對地方經濟以企業加成率表征的資源配置效率，產生了顯著的提升作用。此外，對于國家審計治理的抵御功能，我們在此借鑒宋常等（2006）的研究，使用政府審計處理處罰中已上繳財政數額（包括稅金、罰沒）占應上繳財政數額的比值（Adtfin），替換基準回歸指標作為國家審計治理揭示功能的代理變量進行回歸，該指標同樣反映了政府審計糾正問題、抵御風險的能力。所得回歸估計結果如表2 第（6）列所示，所得回歸估計結果沒有發生顯著改變。最后，考慮到單一替代指標的局限性，本文在對基準回歸中的三個指標進行標準化處理后，利用熵權法構建一個衡量國家審計治理的綜合評價指數（Score），所得回歸估計結果如表2 第（7）列所示，從中可見，所得回歸估計結果仍然支持了本文的基本研究結論。前文理論假說1a得以進一步驗證。

表2 穩健性檢驗：改變核心變量的測度方法

2.內生性處理

首先，本文雖然在基準回歸模型中通過控制多重固定效應與不同層面影響以企業加成率表征的資源配置效率的因素，在一定程度上緩解了內生性的干擾，但模型仍有遺漏變量的可能；其次，國家審計治理與以企業加成率表征的資源配置效率之間，可能存在著逆向因果關系。國家審計治理在促使行業中企業加成率分布更為集中的同時，也可能意味著市場機制與制度建設更加健全，企業經營環境更加公開透明，行業內國家審計治理的外部環境得到更為充分的保障，進而提升政府審計質量。鑒于此，本文嘗試構建適宜的工具變量，利用兩階段最小二乘法來克服上述可能存在的內生性問題。

關于工具變量的選取，本文參考Ayers et al.（2011）的研究，利用外生地理因素構建工具變量。具體來說，本文通過上市公司與全國各地方審計署特派員辦事處的地址，利用百度地圖查詢其經緯度，進而通過經緯度測算出上市公司與全國18 處審計署特派辦的標準化平均地理距離①不使用上市公司與最近（或所在地區）審計署特派員辦事處之間地理距離的原因是，審計署特派辦進行審計時并不是就近審計，同時其也不局限于企業所在地，而是由審計署協調安排從各地方特派辦抽調審計人員組成項目組進行審計。，作為國家審計治理的工具變量。一方面，審計署特派員辦事處作為政府審計一部分，已有研究發現，其與上市公司之間的地理距離與國家審計治理質量之間密切相關（劉文軍，2014；褚劍、方軍雄，2016）；另一方面，上述地理距離系自然地理條件所決定，是排除于經濟系統的外生變量。考慮到地理距離為截面變量的特點，在此，本文參照Nunn and Qian（2014）的構建方法，本文選取上市公司與全國18 處審計署特派辦的標準化平均地理距離與地方政府審計機關審計師從業人數的交互項，作為國家審計治理的基準工具變量（IV1），賦予其時變特征。從相關性條件來看，審計師作為國家審計治理的實踐者，其數量取決于地區公共責任監督需要與來自民眾、司法或政府部門等委托人的審計需求，換句話說，地方政府審計機關審計師從業人數越多，那么地區國家審計治理的預防、揭示與抵御功能便發揮的越強；排他性約束方面，政府審計機關工作人員完全按照受托責任與經濟主體的需求開展審計工作，與企業的生產決策沒有直接聯系，滿足工具變量外生性和相關性的選取條件。此外，考慮檢驗的穩健性，本文還利用審計相關地方規范性文件出臺數，替換地方政府審計機關審計師從業人數，使其與上市公司與全國18 處審計署特派辦的標準化平均地理距離進行交互，作為本文另一個工具變量（IV2），對上述內生性問題進行再檢驗。審計相關地方規范性文件出臺數量，直觀地體現了地方政府對審計監督的重視程度與推動審計建設的努力程度，其有利于提升政府審計機關獨立性與專業勝任能力，與國家審計治理質量之間存在正向聯系；與此同時，地方政府規范性文件的出臺，事實上體現了中國政府的行政性質，即遵從政府機關內部“上行下效”的機制，故現有研究通常認為其滿足排他性（宋凌云、王賢彬；2013；韓永輝等，2017），由此該工具變量的構建同樣滿足外生性和相關性的選取條件。

基于工具變量的穩健性檢驗結果，具體匯報于表3前六列，檢驗結果顯示，在考慮了潛在內生性問題后，核心解釋變量即以預防、揭示和抵御表征的國家審計治理變量，其系數估計值仍然顯著為負，再次證明了前述基準回歸結果的穩健性與可靠性。此外，表3 關于工具變量有效性的檢驗結果顯示，各列Cragg-Donald Wald F 統計量均在10%顯著性水平上大于Stock-Yogo 臨界值，LM 統計量均在1%顯著性水平上拒絕原假設，這表明上述兩種工具變量均通過了弱工具變量檢驗與可識別檢驗，本文工具變量的構建合理且有效。前文理論假說1a得以進一步驗證。

3.外生沖擊檢驗

國家審計治理對以企業加成率表征的資源配置效率的作用，總是在一定經濟社會背景下發揮的，那么一個地區的企業加成率分布也必然受到當地經濟、法律與社會等環境因素的影響。2014年10月，為了切實加強政府審計工作，落實國家重大政策部署與實施，國務院發布《關于加強審計工作的意見》（以下簡稱意見）要求對穩增長、促改革、調結構、惠民生等一系列政策措施與部署的落實情況進行跟蹤審計。2015年起，審計署根據意見要求組織地方政府審計機關，對各省市落實中央重大政策部署情況進行跟蹤審計，并對部分地方政府重大政策落實不到位、制度改革力度不夠等問題進行“點名”公示，要求被“點名”地區進行相應整改與復查。綜上本文認為，對于未被點名公示的城市而言，上述政策沖擊并不會改變其原有的社會經濟環境，相反，對于已經被點名公示并且要求整改的城市而言，上述政策沖擊可能通過落實簡政放權政策、加速行政審批制度改革等途徑，產生外溢效應，進而對地區以企業加成率表征的資源配置效率產生深刻影響（夏杰長、劉誠，2017；盧現祥、王素素，2021）。因此，為了更加穩健地評估國家審計治理是否能夠優化地區以企業加成率表征的資源配置效率，本文使用不同于前文的識別策略，利用審計署針對中央政府重大政策落實跟蹤審計作為外生政策沖擊，形成準自然實驗，進而利用多期雙重差分模型評估上述問題。具體模型設置如下：

其中，Auditct表示第t年c 城市是否被審計署點名公示的虛擬變量，上市公司所在城市在被審計署跟蹤審計點名公示之后的樣本期間內取值為1，否則取值為0，其余變量含義與公式（11）式保持一致。通過手工整理審計署官網發布的相關重大政策跟蹤審計結果公告，本文最終得到2015年至2017年期間被點名整改的城市共計97個①該數目不包括縣級市。其中有少數城市在多個年度被反復點名公示，考慮國家審計治理主要表現為事后審計的特點，本文認為第二次及以后的點名公示是國家審計治理功能發揮的延續，因此對于該部分城市本文選取首次被點名公示的年份作為政府審計的介入時點。。如圖1所示，上述模型設定通過了平行趨勢檢驗。

圖1 平行趨勢檢驗

基于外生政策沖擊的檢驗結果匯報于表3第（7）列，結果表明，審計署重大政策跟蹤審計在1%顯著性水平上，有利于降低企業加成率分布的離散程度，改善以企業加成率表征的資源配置效率，這再次支持了本文基準回歸中的結論。雖然利用雙重差分評價方法在很大程度上已然解決了內生性問題，但可能仍然受到其他隨時間變化的城市特征等不可觀測因素的干擾，為了保證上述估計結果的穩健性與可信度，本文在此借鑒周茂等（2016）研究，基于隨機抽取實驗組的安慰劑檢驗方法，隨機抽取不同城市組成審計署重大政策跟蹤審計點名公示的實驗組名單，并對該隨機抽取過程重復1000次。檢驗結果如圖2 所示，基于隨機抽取的重大政策跟蹤審計點名公示實驗組估計結果集中于0 附近，近似于正態分布，且絕大多數檢驗P值均大于0.1，證明了上述檢驗的結果的穩健性。前文理論假說1a得以進一步驗證。

圖2 安慰劑檢驗結果

4.樣本選擇偏誤

從審計控制觀的角度來看，政府審計本質上是通過審計監督的示范與威懾作用，保障并促進相關受托責任有效履行的經濟控制機制（蔡春等，2012），發揮著預防、揭示和抵御作用（劉家義，2012），進而將審計違法處罰等成本融于企業預期成本與損益權衡之中。審計結果質量固然是量化上述國家審計治理功能較為良好的替代指標，但值得注意的是，部分地區審計項目數、審計查出的問題金額數、或者是批示采用的審計信息數為0或者缺失，這種情況可能并不意味著該地區經濟的良好運行，相反，這部分地區可能存在著地方審計制度建設缺位、國家審計治理意識淡薄等現實問題（Liu and Lin，2012；池國華等，2021）。因此，運用相關審計結果質量指標衡量國家審計治理，便有可能忽略了上述審計監督環境較為惡劣的地區，從而使得國家審計治理與影響資源配置效率的不可觀測因素相關，即此時存在樣本的自選擇偏誤。為了克服上述樣本自選擇問題，本文使用Heckman（1974）兩步法加以控制。具體來說，第一階段本文利用二元概率選擇模型預測結果計算出逆米爾斯比率（IMR）。其中，因變量為國家審計治理相關虛擬變量：地區審計機關是否進行審計監督項目虛擬變量（Adtnum_dummy），如果有則賦值為1，否則為0；地區審計機關是否查出問題金額虛擬變量（Adtpro_dummy），如果查出則賦值為1，否則為0；地區審計機關是否批示或采納審計信息虛擬變量（Adtadp_dummy），如果批示或采納則賦值為1，否則為0。解釋變量為前文工具變量中企業所在地區政府審計機關審計師從業人數（Auditor）和審計相關地方規范性文件出臺數（Auditdoc）。第二階段再將第一階段所得逆米爾斯比率代入基準回歸方程，檢驗結果匯報于表4。第一階段估計結果顯示解釋變量均為正，且大部分于1%水平上顯著，這也從側面進一步證實了本文前述工具變量選取的有效性。根據表4 匯報的第二階段估計結果，值得注意的是，逆米爾斯比率在Adtnum_dummy的回歸結果中不具備經濟顯著性，說明從預防功能的國家審計治理角度看，不存在樣本自選擇偏誤。但與此不同的是，逆米爾斯比率在揭示與抵御功能表征的國家審計治理情景下，回歸結果中均在1%水平上通過了顯著性統計檢驗，證明了上述樣本選擇偏差問題在國家審計治理的揭示與抵御功能上的存在性。不僅如此，國家審計治理對企業加成率分布的作用系數均顯著為負，說明在考慮上述審計監督環境較為惡劣的地區后，該作用仍保持較強的穩健性。此外，表4的回歸結果也在一定程度上可能表明，部分地區的國家審計治理流于形式、虛有其表，在揭示與抵御功能的發揮上還有待加強。前文理論假說1a得以進一步驗證。

表4 穩健性檢驗：樣本選擇偏誤

5.控制固定效應與改變樣本

以企業加成率表征的資源配置效率較高的城市，相比較而言，其審計監督與應用也可能有“先發優勢”。對于影響兩者因果關系的可能內生問題，本文在此進一步控制省份固定效應、省份與年份二維交互固定效應，以控制地區不隨時間變化的個體效應以及宏觀審計環境的系統性變化。表5前三列匯報的檢驗結果表明，在控制上述因素后本文基準回歸結果仍然穩健。此外，考慮到出口企業相對于非出口企業來說可能具有更高的競爭力、生產率優勢與價格加成（Melitz and Ottaviano，2008），因此為了控制外國市場對中國行業內企業加成率分布所可能產生的影響，本文根據上市公司財務報表附注識別出企業當期是否存在出口行為，進而剔除出口企業樣本進行再檢驗，檢驗結果匯報于表5后三列，估計結果再一次驗證了基準回歸結果中所得結論。前文理論假說1a得以進一步驗證。

表5 穩健性檢驗：控制固定效應與改變樣本

五、機制檢驗及拓展分析

（一）機制檢驗

1.競爭強化效應

前文理論模型分析指出，國家審計治理的外部性通過降低市場準入門檻、強化存續企業競爭，促使企業加成率更為集中。為此，本文首先參考柏培文、喻理（2021）的研究，利用企業管理費用作為企業進退門檻的代理變量（Threshold），表6 前三列的估計結果顯示，以揭示與抵御功能為表征的國家審計治理變量，其系數均顯著為負，說明國家審計治理降低了市場的準入門檻。此外，市場中企業競爭的強弱反映在市場中存續企業數目上，表6 后三列的檢驗結果表明，國家審計治理促進了市場中企業的競爭，從而驗證了前文理論分析指出的作用機制之一，即國家審計治理的競爭強化作用機制。前文理論機制假說1b得以部分驗證。

表6 機制檢驗：競爭強化效應

2.成本附加效應

前文理論模型分析指出，國家審計治理對資源優化配置的影響，除了競爭強化效應這一外部性外，還會通過對存續企業形成附加成本，降低企業的成本加成率。附加成本的提升從企業層面看，主要表現為要素投入的增加，進而體現在市場中企業間激烈競爭引致生產要素價格上升。據此，本文計算了企業的平均工資作為企業要素成本的衡量指標，據此所得回歸估計結果匯報于表7 前三列，結果顯示，國家審計治理主要通過預防功能顯著提升了企業要素附加成本。這一結果也是容易理解的，因為預防功能往往是事前效應，而揭示功能與抵御功能均是事后效應，因此，從企業為規避被審計出問題而事先為規范經營行為支出的附加成本，顯然是事前預防，而不是事后“懲罰”或“糾正”。值得注意的是，上述有關企業要素成本的討論僅是企業實際總成本的一部分，如果現實中企業有能力忽略要素附加成本，那么國家審計治理便無力影響市場中這部分企業的成本加成率分布。因此，本文在表7 后三列進一步使用企業總成本作為體現企業成本附加壓力的衡量，結合前三列檢驗結果發現，國家審計治理主要通過預防功能對企業形成附加成本，進而與競爭強化效應形成合力，兩端擠壓企業加成率分布，優化地區以企業加成率表征的資源配置效率。至此，前文理論機制假說1b得以驗證。

表7 機制檢驗：成本附加效應

（二）異質性分析

1.基于審計署經濟責任審計的異質性檢驗

根據理論部分的分析，本文首先爬取國家審計署官網發布的相關國有企業審計結果公告，手工核對后參考李小波、吳溪（2013）等做法，根據上市公司實際控制人信息完成其與被審計央企集團與其控股公司的匹配。然后根據匹配情況設置央企審計虛擬變量（AUDIT_ER），上市公司當期被審計署審計的后連續三年內設置為1，否則為0①這樣設置的原因在于，現實中審計署的國家審計治理對企業帶來的影響效應并非永續，考慮到中國《公司法》規定上市公司每屆董事任期為3年，因此本文在此設定審計署經濟責任審計對企業的影響效應以一屆董事任期為限。。基于上述異質性檢驗的估計結果匯報于表8，從估計系數來看，被審計署經濟責任審計的樣本企業要高于沒有被審計的企業，與前文理論假說2的預期一致。值得注意的是，表8第（1）列基于國家審計治理預防功能的回歸結果不顯著，這說明審計署對相關上市公司的政府審計，可能一定程度上已然代替了地方政府審計機關的審計預防功能。

表8 異質性分析：是否被審計署經濟責任審計

2.基于法律制度環境的異質性檢驗

正如前文所述，國家審計治理離不開審計外部環境的影響，在法律執行力度較差的制度環境中，即使國家審計治理過程中發現問題，可能也因為審計環境較差，導致后續整改糾偏落實不到位，最終難以真正發揮國家審計治理對企業的治理效應、改善地區以企業加成率表征的資源配置效率。為此，本文選用樊綱等編制的《中國分省份市場化指數報告》中市場中介組織的發育和法律制度環境評分（Mkt_Law），作為衡量地區法律制度環境的代理指標，并按企業所在地評分是否高于中位數，將樣本分為較好的法律制度環境與較差的法律制度環境兩組，并構建了國家審計治理與市場中介組織的發育和法律制度環境評分的交互項代入模型，以檢驗法律制度環境對國家審計治理的調節效應，相關檢驗結果匯報于表9。檢驗結果顯示，對于較好法律制度環境的地區來說，其對國家審計治理預防與揭示功能的調節效應并不顯著，可能的原因是在較好的法律制度地區，國家審計治理相對具有更好的獨立性以保證政府審計監管質量。即便如此，對于該地區樣本來說，法律制度環境仍然在國家審計治理的抵御功能上起到顯著的正向調節作用。而表9后三列的檢驗結果顯示，較差的法律制度環境均表現出顯著的負向調節作用，這表明在較差的法律制度環境下，其不僅不能幫助國家審計治理功能的有效發揮，反而還會產生顯著的抑制作用。通過對比第（3）列與第（6）列的估計結果，可以發現法律制度環境在國家審計治理，尤其是在以抵御糾偏功能為表征的國家審計治理方面，對地區以企業加成率表征的資源配置效率的調節效應發揮著非常關鍵的作用，部分驗證了前文的理論假說3。

表9 異質性分析：法律制度環境異質性

3.基于地區制度壁壘的異質性檢驗

根據理論部分的分析，本文借鑒陸銘、陳釗（2009）的方法計算出各地區市場分割指數，并以此作為各地區制度壁壘的衡量指標。保持與前文研究的邏輯一致性，同樣按照企業所在地市場分割指數是否高于中位數，將樣本分為高制度壁壘地區與低制度壁壘地區兩組。據此所得回歸估計結果匯報于表10。檢驗結果顯示，地區較高的制度壁壘會弱化國家審計治理作用的發揮，尤其對于國家審計治理的預防和抵御功能來說，在制度壁壘較高地區已不具備經濟顯著性，結果與理論預期一致。至此，前文理論假說3得以驗證。

表10 異質性分析：地區制度壁壘異質性

（三）政府審計與社會審計的協同

根據前文分析，政府審計對以企業加成率表征的資源配置效率提升，具有顯著的促進作用，那么同樣作為審計監督體系重要組成部分的社會審計，一方面其與政府審計形成優勢互補，進而發揮不同審計主體的監督效能；另一方面，社會審計同樣可能會對企業形成附加成本與審計外部性，進而發揮其對企業的治理效應。因此，政府審計與社會審計在對以企業加成率表征的資源配置效率的影響上，會產生協同效應還是替代效應，也是本文值得探討的一個問題。為此，本文在基準回歸模型的基礎上，進一步加入社會審計監督的調節變量，以考察二者之間可能存在的替代或協同效應。其中，關于社會審計監督（DisAcc）變量，本文參考郭檬楠等（2021）的研究，利用修正Jones模型計算的可操縱應計利潤絕對值來衡量。據此所得回歸估計結果匯報于表11。

表11 政府審計與社會審計的協同

基于表11 匯報的回歸估計結果可見，社會審計監督與國家審計治理在抵御功能方面存在顯著的協同效應，這說明在抵御糾偏功能方面，社會審計監督在一定程度上與國家審計治理形成了互補效應，促進了國家審計治理在優化資源配置中的功能和作用發揮。而從預防與抵御功能層面看，國家審計治理與社會審計監督的調節作用尚不顯著，可能的原因在于，相比社會審計監督，國家審計治理有更強的權威性與獨立性，從而一定程度上意味著社會審計無法緩解政府審計資源不足的現狀。

六、結論及啟示

發揮市場在資源配置中起決定性作用的同時，更好發揮政府作用，對于進一步實現資源優化配置，進而加快構建以國內大循環為主的雙循環新發展格局、推動中國經濟高質量發展，具有極為關鍵的作用和意義。那么作為國家治理的八大監督體系之一的國家審計治理，如何以及是否發揮了優化資源配置的作用，是當前理論和實踐部門鮮見研究的重要命題。基于企業加成率分布的特定角度，本文從理論和實證兩個層面，探討了國家審計治理在優化資源配置中的作用。基于異質性產品競爭模型框架的理論推演表明：第一，國家審計治理對于實現資源優化配置具有積極的作用；第二，從具體的作用機制看，國家審計治理推動實現資源優化配置，主要通過成本附加效應與競爭強化效應兩個關鍵作用機制發揮作用；第三，企業與地區層面的異質性特征，會形成國家審計治理推動實現資源優化配置的差別化作用力。在理論模型分析基礎之上，進一步利用2008-2017年上市公司數據，對理論模型推演中形成的命題假說進行了邏輯一致性計量檢驗，結果證實了理論預期的正確性，并且，基于不同作用功能表征的如預防功能、揭示功能與抵御功能的國家審計治理，在推動實現資源優化配置中的作用力也不盡相同。此外，進一步的研究還發現，從抵御功能角度看，國家審計治理與社會審計監督表現出顯著的協同效應。

本文研究不僅從理論上闡明了國家審計治理在推動資源優化配置中的作用及其關鍵機制，而且在實證層面為認識資源優化配置中國家審計治理作用提供了直接的經驗證據。也可以說，本文研究不僅從國家審計治理的特定維度，對深刻理解在資源配置中“更好發揮政府作用”奠定了理論基礎和提供了科學證據，而且對于如何更好地發揮國家審計治理在推動實現資源優化配置，加快構建新發展格局和推動經濟高質量發展，也有重要政策含義。

第一，進一步完善國家審計治理，更好服務于資源優化配置。基于本文研究發現，國家審計治理對于推動實現資源優化配置具有重要的積極作用，甚至正如已有研究指出，對于推進和實現國家治理體系和治理能力現代化，也有極為關鍵的作用和意義（宋夏云、曾丹丹，2019）。然而，客觀而言，一方面，國家審計監督的法律體系和法律保障還不夠完善，另一方面，從國家審計治理所承擔的“審計全覆蓋”要求和職能相比，目前審計人才和隊伍的建設，還遠遠達不到現實需要，國家審計治理需要的調配審計人員面臨著很多困難。因此，未來更好發揮國家審計治理的作用，不僅要完善國家審計監督法律體系、構建法律保障，與此同時，還需要不斷加強審計人才的培養、加強審計隊伍建設。唯有擁有足夠的審計人才，才能確保工作量巨大而繁瑣的審計工作能夠在真正意義上實現“全覆蓋”，唯有在健全的法律體系和法律保障下，才能使得審計的功效得以更好發揮。

第二，進一步優化地方法制環境，最大程度提升國家審計治理效力。本文的理論和實證研究均表明，國家審計治理在推動資源優化配置方面的作用力，會同時受到地區法制環境的影響。更為優化的法制環境對于提升國家審計治理效力，能夠產生顯著的助推作用，反之則會使得效力大打折扣。因此，為了更好地發揮資源優化配置中的國家審計治理作用，或者說提升其治理效力，必須重視地方法律制度環境的優化。從經濟學角度看，法制環境是影響一國或地區經濟發展的重要決定力量，以法制環境等為代表的制度質量差異，已經成為各國比較優勢來源的重要決定因素。實際上，法制環境的差異不僅存在于國與國之間，同樣也存在于一國之內的不同區域之間。在中國國內，由于區域發展之間的梯度差異較大，從而在法制環境的建設方面同樣存在著東、中、西部之間的顯著差距（梁平漢、高楠，2014）。因此，進一步優化地方法制環境，不僅是助力地方經濟發展的需要，對于更大程度提升國家審計治理效力，助推實現資源優化配置，也有重要意義。

第三，盡快打破地方保護主義，在降低制度成本中最大化國家審計治理的作用力。“地方保護主義”、“諸侯經濟現象”等一直是中國區域經濟發展過程中具有的一個典型特征。諸如此類問題和現象的存在，不僅阻礙了全國統一大市場的構建，削弱了構建新發展格局的市場基礎，對于資源優化配置也產生了嚴重的阻礙作用。從國家審計治理效力角度看，諸如此類的地區制度壁壘的存在，同樣產生了效力削弱作用，影響了資源優化配置。為此，未來要按照《中共中央國務院關于加快建設全國統一大市場的意見》，盡快破除市場分割，降低地區制度壁壘，加快建設高效規范、公平競爭、充分開放的全國統一大市場，據此為國家審計治理提供更加優越的制度環境，更好地發揮資源優化配置中的國家審計治理的功能和作用。

第四，強化與社會審計監督的協調作用，更好發揮國家審計治理的作用。本文的研究發現，雖然在預防與抵御功能方面，社會審計監督與國家審計治理在優化資源配置中，尚未表現出顯著的調節作用，但在抵御糾偏功能方面，已表現出顯著互補效應。可見，這一結果至少說明在部分功能上，國家審計治理與社會審計監督具有協同作用。從這一意義上看，進一步提升國家審計治理在優化資源配置中的作用，可以借助于社會審計監督的協同作用和強化效應。尤其是受到審計隊伍建設不足等，導致國家審計治理力量相對不足的條件下，社會審計作為國家審計的有效補充，在一定程度上緩解了國家審計任務重、壓力大，審計的廣度、深度和審計覆蓋面不夠的狀況。因此，借助社會審計監督產生的協調作用，一定程度上可以放大國家審計治理的效力，更好地服務于推動資源優化配置的戰略目標。