政府审计结果公开与公众反腐参与——基于认知心理学的理论分析和结构方程的实证检验
发布时间：2021-01-31 12:46
本文运用认知心理学理论和结构方程模型研究了审计结果公开对公众反腐的影响及其机制。结果表明,审计结果公开既会提高公众的自我反腐效能感从而增强公众反腐意愿,也会提高公众反腐风险感从而降低公众反腐意愿。由于公众反腐效能感提高的反腐意愿小于公众反腐风险感降低的反腐意愿,审计结果公开整体上会降低公众参与腐败治理的意愿。因此政府在加大审计结果公开力度、发挥其积极作用的同时,要适当关注审计结果公开对公众参与腐败治理的消极作用,妥善处理重大和敏感审计结果的公开问题。本文从认知心理学的角度揭示了审计结果公开对公众反腐意愿的作用及其路径,深化和拓展了审计结果公开作用理论。
【文章来源】：会计研究. 2019,(09)北大核心CSSCI
【文章页数】：9 页
【部分图文】：
作用路径
图1中的11条路径实际上对应于7个变量之间的直接效应,除了这7个直接效应,图1还隐含了3组间接因果关系:一是审计结果公开的一级间接认知效果,具体包括审计结果公开对公众反腐效能感和公众反腐风险感的作用;二是审计结果公开的二级间接认知效果,即:审计结果公开对公众反腐意愿的作用;三是审计结果公开直接心理后果对公众反腐意愿的间接影响关系,具体包括国家反腐效能感、国家反腐意愿感和国家反腐程度感对公众反腐意愿感的作用。鉴于本文研究的重点,下面仅考察和计算审计结果公开力度对公众反腐效能感、公众反腐风险感和公众反腐意愿的总体效应。详见图2。其中,实线强调直接效应,短虚线强调间接效应,长虚线强调总体效应。根据结构方程模型的基本原理,一个变量对另一个变量的总效应等于直接效应与所有间接效应之和。当不存在直接效应时,总效应等于所有间接效应之和;当不存在间接效应时,总效应等于直接效应。就本文构建的理论模型而言,外生潜变量审计结果公开力度(ξ1)对三个内生潜变量国家反腐效能感(η4)、公众反腐风险感(η5)与公众反腐意愿(η6)均只有间接作用而没有直接作用,所以,审计结果公开力度对三者的总体效应均等于间接效应之和。如果用大写字母Γ41、Γ51和Γ61表示分别表示审计结果公开力度对公众反腐效能感的总效应、审计结果公开力度对公众反腐风险感的总效应、审计结果公开力度对公众反腐意愿的总效应,那么,Γ41=β41γ11+β42γ21+β43γ31=-0.09<0;Γ51=β51γ11+β52γ21+β53γ31=-0.02<0;Γ61=β64Γ41+β65Γ51=-0.02<0。这表明,在理论意义上审计结果公开力度越大,公众反腐效能感和公众反腐风险感越低,公众反腐意愿越弱。这些关系是理论意义上的,它们是否具有统计上的显著性有待确认。为了确定这些关系在统计上的显著性需要知道三个总效应对应的t值或p值。显然,手工计算总效应对应的t值比较复杂。幸运的是,liserl7.8可以同时估计总效应大小及其对应的t值和p值。表6报告了软件运行后得到的相关估计结果。结果表明,Γ41、Γ51、和Γ61依次为-0.09、-0.02和-0.02(与手工计算一致)全部小于0,且在0.05、0.01和0.05水平上显著性。由此可见,无论是在理论意义上,还是在统计意义上,提高审计结果公开力度都会降低公众反腐效能感、反腐风险感以及反腐意愿。
【参考文献】：
期刊论文
[1]政府审计结果公开对媒体反腐报道的作用研究——基于认知心理学的理论分析和格兰杰方法的实证检验[J]. 郑小荣,张璐. 审计研究. 2019(05)
[2]基于熵权法的中国政府审计结果公告信息含量研究[J]. 郑小荣,何瑞铧,曹源. 当代财经. 2018(12)
[3]政府审计结果公开与官员腐败——基于认知心理学的理论分析[J]. 郑小荣,程子逸. 中国行政管理. 2018(11)
[4]政府审计结果公开对腐败普遍性信念的作用及机制——基于认知心理学的理论分析[J]. 郑小荣. 中南财经政法大学学报. 2017(04)
[5]我国公众反腐败行动的现状及其影响因素研究——基于2015年度全国廉情调查数据的实证分析[J]. 倪星,张军. 兰州大学学报(社会科学版). 2017(03)
[6]正式制度、文化观念与信息传播对反腐败社会参与的影响——基于对河南省居民调查数据的实证研究[J]. 岳磊. 中国社会科学院研究生院学报. 2016(01)
[7]公众行贿意愿研究——来自G省的调查数据[J]. 孙宗锋,高洪成. 东北大学学报(社会科学版). 2015(04)
[8]中国省级政府审计结果公告意愿影响因素实证研究[J]. 郑小荣,何瑞铧. 审计研究. 2014(05)
[9]我国网络反腐的主要特征——基于217个案例的实证分析[J]. 杜治洲,李鑫. 中国行政管理. 2014(04)
[10]腐败容忍度及其影响因素探析——基于比较的视角[J]. 郭夏娟,张姗姗. 伦理学研究. 2013(06)
本文编号：3010897
【文章来源】：会计研究. 2019,(09)北大核心CSSCI
【文章页数】：9 页
【部分图文】：
作用路径
图1中的11条路径实际上对应于7个变量之间的直接效应,除了这7个直接效应,图1还隐含了3组间接因果关系:一是审计结果公开的一级间接认知效果,具体包括审计结果公开对公众反腐效能感和公众反腐风险感的作用;二是审计结果公开的二级间接认知效果,即:审计结果公开对公众反腐意愿的作用;三是审计结果公开直接心理后果对公众反腐意愿的间接影响关系,具体包括国家反腐效能感、国家反腐意愿感和国家反腐程度感对公众反腐意愿感的作用。鉴于本文研究的重点,下面仅考察和计算审计结果公开力度对公众反腐效能感、公众反腐风险感和公众反腐意愿的总体效应。详见图2。其中,实线强调直接效应,短虚线强调间接效应,长虚线强调总体效应。根据结构方程模型的基本原理,一个变量对另一个变量的总效应等于直接效应与所有间接效应之和。当不存在直接效应时,总效应等于所有间接效应之和;当不存在间接效应时,总效应等于直接效应。就本文构建的理论模型而言,外生潜变量审计结果公开力度(ξ1)对三个内生潜变量国家反腐效能感(η4)、公众反腐风险感(η5)与公众反腐意愿(η6)均只有间接作用而没有直接作用,所以,审计结果公开力度对三者的总体效应均等于间接效应之和。如果用大写字母Γ41、Γ51和Γ61表示分别表示审计结果公开力度对公众反腐效能感的总效应、审计结果公开力度对公众反腐风险感的总效应、审计结果公开力度对公众反腐意愿的总效应,那么,Γ41=β41γ11+β42γ21+β43γ31=-0.09<0;Γ51=β51γ11+β52γ21+β53γ31=-0.02<0;Γ61=β64Γ41+β65Γ51=-0.02<0。这表明,在理论意义上审计结果公开力度越大,公众反腐效能感和公众反腐风险感越低,公众反腐意愿越弱。这些关系是理论意义上的,它们是否具有统计上的显著性有待确认。为了确定这些关系在统计上的显著性需要知道三个总效应对应的t值或p值。显然,手工计算总效应对应的t值比较复杂。幸运的是,liserl7.8可以同时估计总效应大小及其对应的t值和p值。表6报告了软件运行后得到的相关估计结果。结果表明,Γ41、Γ51、和Γ61依次为-0.09、-0.02和-0.02(与手工计算一致)全部小于0,且在0.05、0.01和0.05水平上显著性。由此可见,无论是在理论意义上,还是在统计意义上,提高审计结果公开力度都会降低公众反腐效能感、反腐风险感以及反腐意愿。
【参考文献】：
期刊论文
[1]政府审计结果公开对媒体反腐报道的作用研究——基于认知心理学的理论分析和格兰杰方法的实证检验[J]. 郑小荣,张璐. 审计研究. 2019(05)
[2]基于熵权法的中国政府审计结果公告信息含量研究[J]. 郑小荣,何瑞铧,曹源. 当代财经. 2018(12)
[3]政府审计结果公开与官员腐败——基于认知心理学的理论分析[J]. 郑小荣,程子逸. 中国行政管理. 2018(11)
[4]政府审计结果公开对腐败普遍性信念的作用及机制——基于认知心理学的理论分析[J]. 郑小荣. 中南财经政法大学学报. 2017(04)
[5]我国公众反腐败行动的现状及其影响因素研究——基于2015年度全国廉情调查数据的实证分析[J]. 倪星,张军. 兰州大学学报(社会科学版). 2017(03)
[6]正式制度、文化观念与信息传播对反腐败社会参与的影响——基于对河南省居民调查数据的实证研究[J]. 岳磊. 中国社会科学院研究生院学报. 2016(01)
[7]公众行贿意愿研究——来自G省的调查数据[J]. 孙宗锋,高洪成. 东北大学学报(社会科学版). 2015(04)
[8]中国省级政府审计结果公告意愿影响因素实证研究[J]. 郑小荣,何瑞铧. 审计研究. 2014(05)
[9]我国网络反腐的主要特征——基于217个案例的实证分析[J]. 杜治洲,李鑫. 中国行政管理. 2014(04)
[10]腐败容忍度及其影响因素探析——基于比较的视角[J]. 郭夏娟,张姗姗. 伦理学研究. 2013(06)
本文编号：3010897
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