基于第53号审计公告与3市调查的中国政府审计结果公告研究

发布时间：2016-11-27 19:21

本文关键词：公告质量、质量特征与策略性行为——基于第53号审计公告与3市调查的中国政府审计结果公告研究，由笔耕文化传播整理发布。

公告质量、质量特征与策略性行为——基于第５３号审；郑小荣；（南京审计学院／中国内部审计发展研究中心２１００；【摘要】本文从目标受众立场出发，采用调查数据、运；质量的影响、公告质量特征水平与其重要性水平的关系；明，审计结果公告质量特征对于公告质量具有显著的正；审计机关公告行为具有明显的策略性特征；【关键词】政府审计审计结果公告公告质量公告行为质；一、理论与假设

公告质量、质量特征与策略性行为——基于第５３号审计公告与３市调查的中国政府审计结果公告研究＋

郑小荣

（南京审计学院／中国内部审计发展研究中心２１００２９中国人民大学会计系１００８７２）

【摘要】本文从目标受众立场出发，采用调查数据、运用结构方程模型，分析并证实了公告质量特征对审计公告

质量的影响、公告质量特征水平与其重要性水平的关系，以及审计机关策略性公告行为的存在性。实证结果表

明，审计结果公告质量特征对于公告质量具有显著的正向影响；审计结果公告质量特征水平与其重要性负相关：

审计机关公告行为具有明显的策略性特征。

【关键词】政府审计审计结果公告公告质量公告行为质量特征策略性公告行为

一、理论与假设

审计结果公告是政府审计的组成部分，审计公告质量就是社会公众对政府审计结果公告的满意度，即由社会公众评价的审计结果公告作用大小。审计公告的作用包括促进与制约审计对象的公共资金行为、实现强化权力监督、维护公共利益、惩治腐败和完善公共治理（ＡｈｍｅｄＲｉａｈｉＢｅｌｋａｏｕｉ，２００４；ＨａｍｅｄＭｏｍｅ—ｎｉ，２００５；廖洪和王芳，２００２；张立民和丁朝霞，２００６；刘明辉和常丽，２００９；秦荣生，２０１０）。审计公告的上述诸作用都要通过形成公共舆论才能发挥出来，审计公告质量（即审计公告作用）实际上就是由审计公告触发公共舆论的能力以及该舆论的强度的大小来体现，因此，所有影响审计公告舆论触发能力和舆论强度的因素均将以相同方向影响审计公告质量的高低。

公众舆论是公众公开表达的综合性、一般性和倾向性的意见（许静，２００９）。影响公共舆论作用大小的因素内含于公共舆论形成过程。借鉴Ｃ．Ｈｏｖｌａｎｄ（１９８７）的舆论形成模型，审计公告形成公共舆论包括以下７个主要环节：①政府发布审计公告；②公众关注审计公告；③理解审计公告；④公众形成对审计项目的财务财政等资金活动的认知；⑤形成对审计对象的肯定或者否定，赞成或谴责等态度；⑥公众公开表达自己态度从而形成公共舆论；⑦公共舆论构成对公告审计对象的舆论压力，进而控制与约束审计对象的行为。从这个过程中可以看出，舆论强度则由实际参与舆论形成的公众数量、公众态度变化的强度和公众态度的公开度三个因素决定。其中，实际参与舆论形成（公开表达意见）的公众数量＝实际受众的数量×公众关注审计公告的可能性×公众理解审计公告的可能性×公众认知与态度改变的可能性×公众公开表达态度的可能性。因此，审计公告的舆论监督强度由①公众态度变化强度、②公众公开表达态度的可能性（态度公开度）、③目标受众的数量、④公众关注窜计结果公告的可能性（公告关注度’）、⑤理解审计公告的可能性、⑥认知与态度发生改变的可能性等６个因素共同决定。

在上述六个因素中，除了实际受众的数量仅与审计公告公开途径或传播方式相关而不受公告质量特征影响以外，其他５个因素与公告质量特征存在密切的关系。首先，公告的相关性正向影响公众对审计公告关注的可能性。根据受众选择行为理论，作为审计公告目标受众的公众，并非完全按照政府的期望消极接受审计公告信息，而是对信息采取积极的选择性关注，而审计公告相关性越高，公众关注的可能性就越大（张国良，２００５）。其次，公告的可理解性正向影响公众实际理解审计公告的可能性。一方面，公告可理

＋资助项目：江苏高校优势学科建设工程资助项目（审计科学与技术）；南京审计学院双重计划课题：国家治理与国家审计研究资助项目。７９

解性越高，所需的理解成本降低，在其他条件不变的情况下，公众参与公告理解的潜在净收益越高，从而参与解读的愿望越强烈；另一方面，可理解性越高，理解公告所需的知识门槛越低，具备公告理解能力的公众越多，实际参与公告理解的公众数量就越高。再次，公告的信息含量和透明度两个质量特征既正向影响公众态度改变的强度，又正向影响公众态度改变的可能性。这是因为，审计公告的信息含量和透明度越高，公众据以对比、分析、演绎、推理和评价公告事项和审计对象所具备的背景知识就越丰富，认识越详细、全面、准确、具体、深入，态度变化的可能性和强度越大①。第四，公告的可信性正向影响公众公开表达态度的可能性。一方面，公告的可信性决定公众在公开表达态度之前对这一行为的正确性和必要性评估，公告可信性越高，公众将公开表达态度的正确性和恰当性评价越高，公开表达态度的动机也越强烈。另一方面，公告的可信性还会影响公众对审计公告的关注度。第五，公告的及时性决定了舆论形成的时效性和舆论监督的有效性。一方面，审计公告的及时性越强，公众接受并理解审计公告信息就越及时，舆论形成也越及时，舆论发挥作用的时效性越高；另一方面，时间越短，目标受众的组成、公共利益或者兴趣的变化、问责对象和问责主体变化的可能性越小，问责的难度越低，舆论问责和舆论监督的针对性、可能性和有效性就越大。

综合上述分析，提出下列假设：

Ｈ１：公告可信性越高，公告质量越高；Ｈ２：公告相关性越高，公告质量越高；Ｈ３：公告及时性越高，公告质量越高；Ｈ４：公告可理解性越高，公告质量越高；Ｈ５：公告信息含量越高，公告质量越高；Ｈ６：公告透明度越高，公告质量越高。

二、实证检验

本文理论模型包含一个因变量和六自变量，从自变量与因变量的数量角度看，可以选择传统的多元线性回归模型。但是多元回归要求自变量非随机，相互之间线性无关，否则会出现严重的计量后果。本文的自变量（质量特征水平）是通过调查得到的主观评价数据，本身也是随机变量；而且，各种质量特征水平均与公告主体的公告意愿相关而相关，因此并不符合传统线性回归模型的基本假设。为了解决上述问题，本文采用适用于自变量为随机变量且相关的结构方程模型（ＳｔｒｕｃｔｕｒａｌＥｑｕａｔｉｏｎＭｏｄｅｌｉｎｇ，ＳＥＭ）进行实证检验（从计量经济学理论角度看，多元线性回归是结构方程模型的特例）。ＳＥＭ一般数学形式包括两部分：（１）测量模型ｘ＝Ａ。Ｘ＋８，Ｙ＝Ａ，Ｙ＋￡，表达潜变量与显变量测量关系，前一个式子表达外生潜变量与显变量之间的测量关系，后一个式子表达内生潜变量Ｙ与显变量之间的测量关系。（２）结构模型Ｙ＝１３Ｙ＋１ｘ＋‘，表达潜变量之间的因果关系。其中：ｘ为外生显变量构成的向量；Ｙ为内生显变量构成的向量；Ｘ为外生潜在变量构成的向量；Ｙ为内生潜在变量构成的向量；８为ｘ的度量误差构成的向量；８为Ｙ的度量误差构成的向量；Ａ，为ｘ对ｘ因子载荷矩阵；Ａ，为Ｙ对Ｙ因子载荷矩阵；Ｆ为结构关系中ｘ的系数矩阵；Ｂ为结构关系中Ｙ的系数矩阵；∈为结构方程的误差向量。

（一）潜变量及其定义

ＥＭＳ的潜变量包括内生潜变量和外生潜变量。本文内生潜变量为审计公告质量。外生潜变量为所有的审计公告质量特征，即可信性、相关性、及时性、可理解性、信息含量和透明度。关于审计公告质量，本文借鉴史宁安、叶鹏飞和胡友良（２００６）提出的审计质量感知论和用户满意论，并考虑到公众对审计公告的功能期望，将其定义为公众感知的审计公告作用的大小。按照类似思路，将审计公告高质量特征定义如下。可信性是审计公告的陈述、评价、结论等内容与事实相一致的程度，包括真实可靠程度和客观公ｔ正程度。相关性是审计公告与社会热点、公共利益、公众兴趣和公众预期的相关程度。一般意义上，相关性包括公告项目的相关性和公告内容的相关性，而本文专指公告项目的相关性，而不涉及内容的相关性。可理解性是指结果公告所要求的解读能力、语言风格、格式体例和层次安排等与社会一般公众已有的解读能力、教育文化水平、阅读习惯之间的接近或者匹配程度。及时性是公众接受到审计公告信息的时间与审计机关获得审计结果信息、形成审计结论的时间的接近度，，信息含量是审计公告包含的审计事项信息以外但是有利于审计事项解读、比较和分析的背景信息（包括如截面信息或者时间序列信息）的数量。审计公告透明度是政府公开的审计项目的信息与审计机关实际占有的审计项目信息的差异。一般的，透明度兼指审计机关项目层次的透明度（可以由特定期间的公告项目数量与审计项目数量之比表示）和特定公告项目的内容透明度，而本文的透明度特指审计公告内容的透明度。下文分别用ｘｌ、）（２、）（３、Ｘ４、）【５和

①值得一提的是，信息含量和透明度对公众态度改变强度的影响是相对于态度发生变化的公众而言的，而对公众态度改变的可能性影响是相对于实际参与公告理解的公众而言的。８０

Ｘ６依次表示即可信性、相关性、及时性、可理解性、信息含量和透明度六个公告的质量特征，而用Ｙｌ表示审计公告质量。

（－－）测量与显变量

本文参考已有的审计信息质量特征框架对潜变量进行测量（见表１）。

裹１

潜变量潜变量的测量与显变量显变量

审计评价客观性

可信性

［Ｘ１］符号ｘｌｘ２ｘ．３

ｘ４

ｘ５

ｘ６

ｘ７

ｘ８

ｘ９

ｘｌＯ

ｘ１１

ｘ１２

ｘ１３

ｘ１４

ｘ１５

ｘ１６

ｘ１７

ｘ１８

ｘ１９

ｘ２０

ｘ２１审计证据可靠性审计陈述真实性审计立场公正性与个人利益相关性相关性［）（２］与个人兴趣相关性公众兴趣相关性公共利益相关性宣传及时性及时性［Ｘ３］公布及时性产生及时性外生潜变量表达流畅性可理解性［Ｘ４］条理清晰性语言通俗性要素全面性意外性信息含量（Ｘ５］实质性可替代性重大性具体性透明度

（Ｘ６］充分性

完整性

维护公共利益的作用

惩治腐败的作用也２ｙｌｙ２

ｙ３

一内生潜变量公告质量［Ｙ１］满足知情权的作用强化权力监督的作用

对个人决策的作用ｙ５

（三）数据来源、样本特征和描述性统计

本文数据来源于本人２０１０年１１月至１２月、２０１１年３月至５月、２０１１年９月至１０月、２０１２年４至６月在北京、南昌和西安三个省会城市主城区进行的四次问卷调查。调查的内容是审计署办公厅２０１０年０４月２０日公告的总第５３号审计结果公告（２０１０年第６号）（４０个市地州５６个县区市土地专项资金征收使用管理及土地征收出让情况审计调查结果》（以下简称“５３号公告”）的信息质量水平和质量特征水平。调查方法是将５３号公告发送给被调查对象阅读，要求调查对象根据阅读感受填写调查问卷。问卷量表采用了ｌｉｋｅｒｔｌＯ级量度。

自２００３年１２月１５日发布第一份审计结果公告《审计署关于防治非典型肺炎专项资金和社会捐赠款物审计结果公告》以来，我国国家审计机关已经发布了为数众多的审计结果公告，２０１２年６月３０日止，仅审计署就已经发布１６４份，内容涵盖中央机关预算与其他财政收支，中央企业财务、资产负债和损益、地方项目、审计整改纠正、移送结案、专门项目和灾害项目。本文之所以选择第５３号公告作为调查目标，而没有针对所有的审计结果公告进行调查，也没有选择其他具体公告进行调查，主要基于以下考虑。（１）如果针对所有的审计结果公告进行调查，必然会降低研究深度和研究结论的准确度。（２）５３号公告公开８１

的土地专项资金征收和土地征收出让闯题涉及国家土地政策的执行和土地财政问题、房地产价格问题，这些问题本来就因为房地产作为基本消费品的特点而受到普遍关注，在目前房地产价格高位盘整、未来趋势不甚明朗的背景下，更是备受举国上下广泛关注，因此将其作为调查内容，容易激发调查对象的阅读热情，认真填写问卷，保证调查结果的可靠性，增加有效间卷的回收率。（３）与预算执行情况和其他财务收支审计结果公告等同样备受关注的公告相比，５３号公告篇幅适中，完成阅读不会占用被调查对象太多的时间，可以避免阅读任务过重而导致调查对象敷衍了事②。（４）５３号审计结果公告发布于２０１０年０４月２０１３，距审计署正式发布的第一份审计结果公告已经超过７年，可以较好地代表审计机关的公告意愿和行为理性，而不似早期公告那样具有尝试性和不稳定性。（５）５３号审计结果公告为审计署所发布，审计署是中国国家最高审计机关，比起地方审计机关具有权威性，由其发布的审计结果公告自然也更容易引起被调查对象的重视和认真对待。

本文调查之所以选择在上述三市进行，主要考虑的是以下因素。（１）我国幅员辽阔，各地区改革开放程度、经济发展水平、制度环境、人们所处的利益立场和思想观念、文化背景、认知结构不同，导致不同地区的公众对知情权本身及其在政治生活中的作用认知和理解也不同，选择多地调查可以保证样本的代表性和结论普遍性。（２）我国国家统计局于２００３年根据经济发展水平、政策倾向与地理位置等标准将大陆区域划分为东、中、西部三大经济地区③。因此本文考虑上述区域划分，选择北京、南昌、和西安分别代表东部、中部和西部地区。

公告的目标受众是不特定的社会公众，因此从样本代表性角度看，调查对象应该包含所有文化水平、所有职业和所有区域的所有居民。但是本文仅选择上述三市主城区的１８周岁以上，大专文化程度以上的非农林牧副渔从业人员作为调查对象。主要出于以下考虑。文化水平较低的公众的政治权利意识相对薄弱，对审计公告及其意义的认知能力相对不足，对审计公告文本的理解能力相对有限，对审计公告质量及其特征的敏感性相对低下，对他们的调查可能缺乏实际意义而影响研究结果可靠性，因此本文没有把高中文化水平以下（小学、初中及不识字人员）包括在调查对象之内。出于类似考虑，本调查也没有把郊区和郊县居民、１８周岁以下公民、农林牧渔劳动者包括在内。

本调查根据抽样的精确性要求，总体的异质性程度以及经费、人力和时间的约束，发放问卷的可能性等因素，两年内在三地分四次共发放并回收调查问卷１０００份，再对原始问卷进行逻辑检查、去掉填答不完整、个人信息矛盾、漏填或整个问卷选项得分完全～致问卷２９３份，再为了保证每地样本一致，随机去除了样本数量更多的南昌和北京两地多余问卷９５份，最后得到实际使用问卷６１２份，每个城市样本２０４份，即在混合样本中三者各占１／３。

（四）信度与效度检验

本文以内部一致性系数（Ｃｒｏｎｂａｃｈ’Ｓｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔａｌｐｈａ）检验量表的信度，以验证性因子分析的载荷系数检验量表的会聚效度，以测量模型对样本数据的拟合度来检验量表的结构效度。信度的检验结果见表２，会聚效度的检验结果见表３，结构效度检验结果见表４。表２表明，Ｃｒｏｎｂａｃｈｈ均在Ｏ．６０以上。全部量表系数达到０．９２８，可见量表具有很高的信度。表３表明，各个潜变量的量表的载荷全部在０．６０以上。除了一个小于０．８以外，其余全部在０．８以上。而相应的Ｔ值全部在２以上，因此在０．１０水平上相关。显变量与潜变量的关系设置比较合理，量表有较好的会聚效度。表４表明，在拟合指数中，除了ＡＧＦＩ（０．８７）略低于建议值（０．９）以外，其他拟合指数全部在建议接受范围之内，可见该量表具有较好的结构效度。

（五）实证结果与分析

结构方程模型拟合度见表５，完全标准路径系数见表６。

１．拟合度分析

表５表明：结构方程模型的主要拟合指标均在建议值范围之内，说明数据对模型的拟合程度很好，路径系数可靠性高，这保证了下面即将进行的路径系数分析是有意义的。

②由于公告是以复印件的方式随同调查问卷发送到每一位调查对象手中的，因此篇幅较短的公告还能节约复印费用，降低研究成本。③东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南１２个省、自治区、直辖市；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南９个省、自治区；西部地区包括四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆９个省、自治区。８２

表２量表信度分析表

潜变量Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｄ显变量被删除后的Ｃｒｏｎｂａｃｈ’Ｏｔ可信性ｘ１Ｏ．９２９［Ｘ１］ｘ２０．７０５

０．８３４

）【３０．７３３

ｘ４０．９４６

相关性ｘ５０．８６８［Ｘ２］ｘ６０．７０９

０．８５３

ｘ７０．８８２

ｘ８０．８５２

及时性ｘ９０．９３６［Ｘ３］０．８７７ｘｌＯ０．８７８

ｘｌｌ０．７７１

可理解性ｘ１２Ｏ．７０５［Ｘ４］ｘ１３０．８４３

０．８３２

ｘ１４０．８９８

ｘ１５０．７４８

信息含量ｘ１６Ｏ．８９９［Ｘ５］ｘ１７０．７３２

０．８０２

ｘ１８０．９３８

ｘ１９０．７２９

透明度也Ｏ０．８５８［Ｘ６］０．８８７）ｃ２ｌ０．９２３

ｘ２２０．８７４

公告质量ｙｌ０．８８２［Ｙ１］ｙ２０．７６７

０．８７６ｙ３Ｏ．７０７

ｙ４０．８８３

ｙ５０．９３３

表３会聚效度

标准化因子载荷（ｘ）Ｔ值

Ｘ１—｝ｘｌ０．７６１４．５２Ｘ１－＋ｘ２Ｏ．７５２．１１Ｘ１－＋ｘ３０．８２２．１７Ｘ１＿ｘ４Ｏ．７８１８．７３Ｘ２—｝ｘ５Ｏ．７５９．１３）（２＿ｘ６０．７５１６．５８）ｃ２＿ｘ７Ｏ．７５２０．４）Ｑ＿＋ｘ８０．７ｌ１６．０２）ｃ３＿ｘ９０．７２１０．８５）（３＿＋ｘｌＯＯ．６１３．７３）（３＿ｘｌｌ０．７６８．２８Ｘ４＿＋ｘ１２Ｏ．６７７Ｘ４—＋ｘ１３０．６３２．０６】“－＋ｘ１４Ｏ．７８６．３４Ｘ４＿＋ｘ１５０．７２２３．９７）（５＿＋ｘ１６Ｏ．７１９．３７】（５＿＋ｘ１７Ｏ．７２１０．９３）（５＿＋ｘ１８Ｏ．７５１９．９５】（５－＋ｘ１９Ｏ．７６１０．６７８３

下载地址：公告质量、质量特征与策略性行为——基于第53号审计公告与3市调查的中国政府审计结果公告研究_图文64.Doc

　　【】