賀寶成 曹媛 王家偉

【摘要】審計(jì)全要素生產(chǎn)率是衡量審計(jì)效率和質(zhì)量的重要指標(biāo)。政府競爭帶來經(jīng)濟(jì)增長奇跡的同時(shí)，能否提升政府審計(jì)全要素生產(chǎn)率值得研究?；诳臻g計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究視角，以2009～2015年我國省級審計(jì)機(jī)關(guān)面板數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用全局和局部空間自相關(guān)Moran's I指數(shù)、空間關(guān)聯(lián)局域指標(biāo)LISA檢驗(yàn)審計(jì)全要素生產(chǎn)率的空間自相關(guān)性;通過建立空間計(jì)量模型考察地方政府競爭對審計(jì)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，政府審計(jì)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(jì)全要素生產(chǎn)率具有“抑制性”，具體表現(xiàn)為對技術(shù)進(jìn)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(fù)向影響。規(guī)范政府競爭是充分發(fā)揮審計(jì)國家治理功能、提高政府審計(jì)全要素生產(chǎn)率的一個(gè)重要維度和方向。

【關(guān)鍵詞】地方政府競爭;審計(jì)全要素生產(chǎn)率;空間溢出：空間計(jì)量

【中圖分類號】F239.2

【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A

【文章編號】1004-0994（2019）14-0114-8

一、引言

提升審計(jì)能力和審計(jì)全要素生產(chǎn)率是影響審計(jì)全覆蓋及審計(jì)質(zhì)量的重要?jiǎng)恿1]。全要素生產(chǎn)率是“生產(chǎn)活動在一定時(shí)間內(nèi)的效率”，審計(jì)全要素生產(chǎn)率反映審計(jì)投入與產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化程度，是衡量審計(jì)質(zhì)量的重要指標(biāo)。當(dāng)前，對政府審計(jì)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(jì)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(zhǔn)確性受到影響[3]。動態(tài)測度能夠更進(jìn)一步反映技術(shù)進(jìn)步帶來的全要素生產(chǎn)率變化，更具現(xiàn)實(shí)意義。對審計(jì)全要素生產(chǎn)率影響因素的研究主要從審計(jì)內(nèi)外部角度切入，同時(shí)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(jì)機(jī)關(guān)效率的影響;鄭石橋、尹平[5]基于審計(jì)自身因素（如審計(jì)機(jī)關(guān)地位、審計(jì)機(jī)構(gòu)設(shè)置、審計(jì)人員素質(zhì)、被審計(jì)單位特征、審計(jì)流程等）進(jìn)行理論分析;喻采平[6]從審計(jì)執(zhí)行力度、審計(jì)處罰力度與審計(jì)信息披露力度等方面選取多種指標(biāo)及數(shù)據(jù)展開實(shí)證研究。

政府競爭是影響資源配置效率的重要制度設(shè)計(jì)，亦是重要的外部制度環(huán)境，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)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(yàn)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(rèn)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(xué)者通過實(shí)證檢驗(yàn)了政府競爭在審計(jì)領(lǐng)域產(chǎn)生的影響。劉愛東、張鼎祖[4]運(yùn)用空間計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)了政府間競爭對地方審計(jì)機(jī)關(guān)效率的影響，認(rèn)為地方政府間競爭越激烈，地方審計(jì)機(jī)關(guān)效率越低。趙彩霞等[9]檢驗(yàn)了制度環(huán)境對政府績效審計(jì)發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出規(guī)模等與績效審計(jì)發(fā)展水平顯著正相關(guān)。曾昌禮、李江濤[10]實(shí)證檢驗(yàn)了政府競爭對政府環(huán)境審計(jì)的影響，發(fā)現(xiàn)政府競爭越弱，政府環(huán)境審計(jì)的環(huán)境污染治理能力越強(qiáng)。但鮮有文獻(xiàn)研究地方政府競爭對審計(jì)全要素生產(chǎn)率的影響?？臻g計(jì)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(jì)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(jì)全要素生產(chǎn)率影響的“空間性”，以及基于空間計(jì)量視角檢驗(yàn)地方政府競爭與審計(jì)全要素生產(chǎn)率之間的相關(guān)關(guān)系。尚未發(fā)現(xiàn)文獻(xiàn)從空間計(jì)量的視角探究政府競爭對審計(jì)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在影響機(jī)制，這為本文留下了較大的探索空間。

為了彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)未從空間計(jì)量視角探究地方政府競爭對審計(jì)全要素生產(chǎn)率影響研究的不足，本文對我國審計(jì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行動態(tài)測度，采用面板數(shù)據(jù)與空間計(jì)量模型檢驗(yàn)政府審計(jì)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(jì)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(jì)發(fā)展水平等外部因素，以豐富空間計(jì)量分析框架研究。本文的貢獻(xiàn)在于：①以DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法測度的政府審計(jì)全要素生產(chǎn)率為研究對象，引入空間計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)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(jì)全要素生產(chǎn)率的文獻(xiàn)成果;②通過理論和實(shí)證研究地方政府競爭對審計(jì)全要素生產(chǎn)率的影響，為提升審計(jì)全要素生產(chǎn)率和審計(jì)質(zhì)量提供了一定的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、政府競爭對審計(jì)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)分析

中國特色財(cái)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(jì)全要素生產(chǎn)率的一個(gè)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(jìn)論和抑制論兩種假說。

（一）促進(jìn)假說

作為競爭主體的地方政府有必要承擔(dān)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(jì)作為準(zhǔn)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(jì)全要素生產(chǎn)率奠定基礎(chǔ)。從審計(jì)全要素自身構(gòu)成來看，為了獲得地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，政府競爭促使地方政府?dāng)U大對本地區(qū)的財(cái)政支出規(guī)模[13]，財(cái)政資金違規(guī)使用風(fēng)險(xiǎn)隨之增加，意味著審計(jì)發(fā)現(xiàn)違規(guī)的概率逐漸上升。結(jié)合學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)曲線，為實(shí)現(xiàn)審計(jì)全覆蓋要求，審計(jì)機(jī)關(guān)在完成大量的審計(jì)工作的同時(shí)獲得了較多的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，審計(jì)技術(shù)得到提升，以技術(shù)進(jìn)步推動審計(jì)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(yùn)行過程，是分析和解釋地方政府競爭行為的有力工具。因?yàn)榈胤秸哪繕?biāo)更多地體現(xiàn)為財(cái)政收入最大化，當(dāng)?shù)胤秸狈τ行Ъs束時(shí)，在利益的誘惑下，地方政府行為更容易體現(xiàn)隨機(jī)性和自利性特征，即“機(jī)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(cái)政稅收的“兩面人”策略等[14，15]，這些行為進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)的政治集權(quán)和財(cái)政分權(quán)背景下，為發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jì)業(yè)績的基礎(chǔ)設(shè)施項(xiàng)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(jì)這種準(zhǔn)公共物品，提供該物品的審計(jì)機(jī)關(guān)的經(jīng)費(fèi)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(jì)資源短缺、審計(jì)投入結(jié)構(gòu)不合理，不利于審計(jì)產(chǎn)出數(shù)量的增加及質(zhì)量的提升。

審計(jì)獨(dú)立性是審計(jì)工作的基本原則之一，是否充分發(fā)揮審計(jì)問責(zé)的作用，將直接關(guān)系到審計(jì)全要素生產(chǎn)率能否提升。行政型政府體制的弊端是獨(dú)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(jì)機(jī)關(guān)資源短缺。審計(jì)資源短缺和政府干預(yù)是國家審計(jì)獨(dú)立性受損的重要原因[17]。當(dāng)審計(jì)獨(dú)立性受到損害時(shí)，一定程度上會阻礙審計(jì)工作的客觀公正開展，削弱政府審計(jì)經(jīng)營、管理、服務(wù)、監(jiān)督職能，不利于審計(jì)全要素生產(chǎn)率的提升。

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

三、地方政府競爭對審計(jì)全要素生產(chǎn)率影響的實(shí)證研究

（一）審計(jì)全要素生產(chǎn)率的測度

基于2009～2015年我國30個(gè)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(biāo)，用DEA- Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法動態(tài)測度政府審計(jì)全要素生產(chǎn)率。具體指標(biāo)如表1所示。

全要素生產(chǎn)率是各個(gè)要素的綜合生產(chǎn)率，是技術(shù)升級、管理模式改進(jìn)、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(jì)全要素生產(chǎn)率變化（TFPch）包括技術(shù)進(jìn)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(biāo)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(jìn)步的變化趨勢與審計(jì)全要素生產(chǎn)率的變化趨勢基本一致;2013年審計(jì)全要素生產(chǎn)率變化和技術(shù)進(jìn)步都達(dá)到了一個(gè)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。

（二）模型與數(shù)據(jù)說明

1.空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀Ｎ覈魇?、市、自治區(qū)政府審計(jì)生產(chǎn)要素存在較大的空間流動性，審計(jì)產(chǎn)出也存在著跨區(qū)域流動性，因此有學(xué)者認(rèn)為審計(jì)全要素生產(chǎn)率存在空間溢出效應(yīng)。檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)時(shí)，根據(jù)兩個(gè)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(jìn)一步，采用莫蘭指數(shù)（Moran's I）驗(yàn)證審計(jì)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(fù)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'sI）和局部莫蘭指數(shù)I（Local Moran's I）。判斷審計(jì)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(biāo)——全局Moran's I進(jìn)行檢驗(yàn)。其表達(dá)式為：

然而，用Global Moran's I考察審計(jì)全要素生產(chǎn)率空間溢出效應(yīng)具有一定局限性，因?yàn)椴糠值貐^(qū)審計(jì)全要素生產(chǎn)率存在“正空間自相關(guān)”，部分存在“負(fù)空間自相關(guān)”，即表現(xiàn)出局部空間自相關(guān)性。審計(jì)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)（IISA集群圖）來反映審計(jì)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(dá)式為：

2.空間計(jì)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(shí)證檢驗(yàn)政府競爭對審計(jì)全要素生產(chǎn)率及其子指標(biāo)的影響，并基于LM檢驗(yàn)分別對這兩種空間計(jì)量模型進(jìn)行適用性檢驗(yàn)[22]?？臻g滯后模型能夠較為準(zhǔn)確地估算各影響要素對審計(jì)全要素生產(chǎn)率的影響。當(dāng)把空間相關(guān)性納入審計(jì)生產(chǎn)行為進(jìn)行考慮時(shí)，該地區(qū)的審計(jì)產(chǎn)出不僅受到本地區(qū)審計(jì)投入要素的影響，還可能受到相鄰地區(qū)實(shí)現(xiàn)的審計(jì)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(dá)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;Bit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(xiàng)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(xiàng)中的空間依賴性來測度相鄰地區(qū)審計(jì)產(chǎn)出行為的誤差沖擊對本地區(qū)審計(jì)全要素生產(chǎn)率的影響，即同時(shí)引入空間誤差模型（ SEM）?？臻g誤差模型的基本模型表達(dá)式如下所示：

3.樣本選取與數(shù)據(jù)來源。以2009～2015年我國30個(gè)省、市、自治區(qū)地方政府審計(jì)機(jī)關(guān)為樣本。審計(jì)投入及產(chǎn)出指標(biāo)來源于《中國審計(jì)年鑒》（2010～2016年）;全國財(cái)政支出及地方一般財(cái)政預(yù)算支出、各地區(qū)政府消費(fèi)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(jì)年鑒》（2010～2016年）及中國統(tǒng)計(jì)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(bào)告》。

4.變量定義。表2列示了所有變量及其定義。

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(cái)政一般預(yù)算支出占全國財(cái)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(jì)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(xiàn)的研究結(jié)論，選取了七個(gè)可能影響審計(jì)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(jì)發(fā)展水平（PerGDP）和法律環(huán)境水平（Law）。

（三）實(shí)證分析

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

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(gè)省域?qū)徲?jì)全要素生產(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(jì)全要素生產(chǎn)率變化的差異較大。技術(shù)進(jìn)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(jìn)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(gè)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(jì)發(fā)達(dá)程度、自然地形等因素有關(guān)。市場化程度的變異系數(shù)較?。?.291），表明各省域市場化水平對審計(jì)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(jì)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(jì)全要素生產(chǎn)率空間溢出效應(yīng)分析。政府審計(jì)全要素生產(chǎn)率空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

我國各地區(qū)政府審計(jì)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(jì)全要素生產(chǎn)率具有一定現(xiàn)實(shí)意義。表4顯示，Moran's I在1%的水平上顯著為正，表明審計(jì)全要素生產(chǎn)率存在正空間自相關(guān)性，即高審計(jì)全要素生產(chǎn)率省份相鄰且相互影響，低審計(jì)全要素生產(chǎn)率省份相鄰且相互影響。以同樣的模型檢驗(yàn)政府競爭這一核心解釋變量是否存在空間依賴性時(shí)，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(jì)全要素生產(chǎn)率空間相關(guān)性局部莫蘭散點(diǎn)圖和空間關(guān)聯(lián)局域指標(biāo)LISA檢驗(yàn)分析。圖3為檢驗(yàn)我國30個(gè)省市自治區(qū)政府審針全要素生產(chǎn)率空間相關(guān)性的局部莫蘭指數(shù)散點(diǎn)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(jì)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(jì)全要素生產(chǎn)率存在顯著的正空間自相關(guān)性。進(jìn)一步將我國30個(gè)省市自治區(qū)審計(jì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行空間關(guān)聯(lián)局域指標(biāo)LISA檢驗(yàn)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(jì)量模型回歸結(jié)果。Moran's I指數(shù)只能檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否存在空間自相關(guān)性，應(yīng)用空間計(jì)量模型時(shí)，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(yàn)來完成[25-27]。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)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(jì)量均比LMLag統(tǒng)計(jì)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。

審計(jì)全要素生產(chǎn)率及子指標(biāo)的空間誤差模型系數(shù)λ均在1%的水平上顯著為正.進(jìn)一步說明審計(jì)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(jì)全要素生產(chǎn)率在5%的水平上顯著為負(fù)，表明地方政府競爭對審計(jì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用;政府競爭與技術(shù)進(jìn)步在5%的水平上顯著負(fù)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(fù)相關(guān)。從整體和分指標(biāo)上均能得出政府競爭對審計(jì)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(cái)政分權(quán)制度擴(kuò)大了政府控制資源和支配地方財(cái)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(fù)責(zé)”的地方政府對財(cái)政分權(quán)下軟性公共物品的供給不足。對于國家審計(jì)這種準(zhǔn)公共物品，審計(jì)資源的配置方式及配置效率并未達(dá)到最優(yōu)，造成地方審計(jì)機(jī)關(guān)資源短缺，審計(jì)人員、審計(jì)機(jī)構(gòu)數(shù)與審計(jì)任務(wù)強(qiáng)度不匹配，不利于審計(jì)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(jì)獨(dú)立性，降低審計(jì)工作質(zhì)量，對審計(jì)全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生不利影響。

從實(shí)證結(jié)果來看，地方政府競爭對審計(jì)全要素生產(chǎn)率的影響傾向于“抑制假說”，現(xiàn)階段“促進(jìn)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(jì)工作提供充足支持的敏感度有待提高;②對審計(jì)人員的知識和技術(shù)培訓(xùn)的投入不足，審計(jì)技術(shù)創(chuàng)新速度慢，技術(shù)水平落后，不利于審計(jì)全要素生產(chǎn)率的提升。

控制變量中，政府規(guī)模對審計(jì)全要素生產(chǎn)率及其子指標(biāo)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(jì)全要素生產(chǎn)率及其子指標(biāo)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(kuò)大和法律環(huán)境改善有助于審計(jì)全要素生產(chǎn)率的提升。

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

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(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。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(yàn)

1.替換關(guān)鍵解釋變量。本文實(shí)證部分已采用2009～2015年我國30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市地方財(cái)政一般預(yù)算支出與全國財(cái)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(cái)政預(yù)算收入財(cái)政收入占全國財(cái)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(biāo)。運(yùn)用DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法的一個(gè)重要前提是決策單元數(shù)至少是投入產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)的兩倍及以上。在已有研究的基礎(chǔ)上，刪減提交報(bào)告建議數(shù)與審計(jì)單位之比、報(bào)告建議采納率兩項(xiàng)投入指標(biāo)，再將測得的審計(jì)全要素生產(chǎn)率及子指標(biāo)作為被解釋變量進(jìn)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(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究視角，以2009～2015年我國省級審計(jì)機(jī)關(guān)面板數(shù)據(jù)為樣本，考察了政府審計(jì)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(jì)全要素生產(chǎn)率的影響。主要結(jié)論如下：政府審計(jì)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(jì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生“抑制性”，具體表現(xiàn)為對技術(shù)進(jìn)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(fù)向影響。規(guī)范政府競爭是充分發(fā)揮審計(jì)國家治理功能、提高政府審計(jì)效率的一個(gè)重要維度和努力方向。

（二）啟示

1.促進(jìn)審計(jì)全要素生產(chǎn)率“空間溢出效應(yīng)”的發(fā)揮。政府審計(jì)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(jì)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(xué)習(xí)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(diǎn)引導(dǎo)各地區(qū)合理投入審計(jì)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(jì)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(dú)立性等原則，鼓勵(lì)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(cái)政支出競爭造成的資源浪費(fèi)，鼓勵(lì)“創(chuàng)新型”政府競爭。同時(shí)，建立健全政府審計(jì)部門問責(zé)體制，深化審計(jì)法律文化建設(shè)，努力構(gòu)建完善的政府審計(jì)法制環(huán)境體系。

3.創(chuàng)新審計(jì)技術(shù)方法，加強(qiáng)審計(jì)人才培養(yǎng)。審計(jì)全要素生產(chǎn)率的提升離不開技術(shù)進(jìn)步的推動作用。政府審計(jì)機(jī)關(guān)應(yīng)注重對審計(jì)人員的知識和技能培訓(xùn)，并加強(qiáng)審計(jì)單位的組織管理。同時(shí)，加大審計(jì)技術(shù)的創(chuàng)新力度，構(gòu)建大數(shù)據(jù)審計(jì)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(jì)能力、效率及質(zhì)量。

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