政府审计二十年来实践成果之经验研究，本文主要内容关键词为：二十论文,年来论文,成果论文,经验论文,政府论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
从1982年《宪法》规定设立政府审计机构及1983年9月15日中华人民共和国审计署成立至今已过20余年，该期间发生了许多可圈可点的大事，国家审计机关查出的被审计单位违纪金额及收缴金额(本文中违纪、违法及违规通用，下同)便是其中之一，其作为具有中国特色的审计实践成果，国家审计机关每年都对此加以统计。那么，近二十年来的违纪金额究竟反映了什么?我们从中又能得出哪些启示呢?本文拟对近二十年来全国各地审计部门查出的违纪金额进行实证分析，以期探寻一些有益的经验或警示的教训。
二、文献回顾
根据有关文献记载，新中国最早对审计违纪问题的处理可追溯到中华苏维埃时期。1934年2月20日《中华苏维埃共和国中央政府执行委员会审计条例》规定，“中央审计委员会及分会审查决算认为有浪费或贪污应处罚及应负责任的，…”，当时就提及到处罚。新中国成立后直至1983年9月才成立中华人民共和国审计署，审计部门可以直接对被审计单位存在的少交、漏交的税款予以收缴并给予相应的处罚，甚至很长一段时间审计部门还设有审计过渡专户，被审计单位要将违纪金额先交入过渡专户，再由审计部门将违纪款转交财政。1995年实施的《审计法》中第四十五条的规定更为严格，被审计单位违纪金额须限期缴纳。因此，我国政府审计部门一直都存在收缴被审计单位违纪金额的情况；与此同时，也把违纪金额及收缴金额作为其审计实践的重要成果。
反观国际审计组织和西方国家政府审计部门，其对被审计单位的处理主要限于向社会通报、向国会或政府有关部门反映审计情况、或者是判决有关单位执行审计决定。英国审计学家Flint(1988)认为，审计处理就是采取公开审计情况的办法。他们也认为审计报告的主要功能是经得起历史考验的公正反映，而不是类似于我国的包括罚款的直接处理。
但1958年最高审计机关国际组织第一届大会通过的决议指出，“要保证最高审计机关能采取必要的经济手段以完成赋予他们的任务”(最高审计机关国际组织文集，2000，下同)，必要的经济手段应当包括处理、处罚等手段，这是最早关于经济处理、处罚的记载；该组织第四届大会上所论及的监督建议，就包括如同我国政府审计机关履行监督职责时应当包括的收缴违纪款。《最高审计机关审计准则》规定，“享有司法权的最高审计机关能对在财务报表中发现的某些舞弊行为采取行动。它们可以对会计人员处以罚款，在某些情况下，还可以让会计人员停职或解雇他们。”无疑，这进一步强化了审计机关的处理处罚权。
三、研究假设与变量设计
(一)研究假设
1．违纪金额与地区经济的关系。一般地，某一地区经济越发达，经济总量越大，相应地企业规模及需要审计的金额也越大。按照审计实践经验，该地区、企业违纪金额也越大。据此，我们提出假设1，即：
某一地区经济越发达，违纪金额越大。
2．应缴违纪款与违纪金额、地区经济的关系。一般地，违纪金额越大，处罚金额款越大，导致应缴的违纪款也越大。因此，我们提出假设2，即：
违纪金额越大，应缴违纪款也越大。
3．上缴违纪款比例与应缴违纪款比例、地区经济关系。政府审计部门主要对政府部门及国有企业或国有控股企业进行审计。我们知道，企业经济承受能力强，就有可能上交应缴的各种款项，而连职工工资都不能保证发放的企业是难以上交违纪款的；另一方面，应上缴的款项越多，企业也或多或少会上交一些，即使上交违纪款有困难的企业，也是如此(当然，这里的假定都是根据当前政府实际情况做出的推论，以使实证研究得以进行)。因此，我们再提出两条假设。
假设3：应缴金额越大，已交金额越大。
假设4：地区经济越发达，上交金额比例越大。
(二)样本选择与描述性统计
根据《中国审计年鉴》(1983年—1988年、1989年—1993年、1993年—1998年、1999年、2000年、2001年、2002年共七册，中国审计出版社)，我们对1983年至2002年全国各省的违纪金额、应缴金额、已交金额进行统计。鉴于我国审计机构成立(1983年9月)当年，有关资料缺乏可比性故被舍去；1994至1999年年鉴上无全国各省份的应缴金额与已交金额资料，故未包括在本样本中；另外，海南1988年建省，重庆1996年成为直辖市，这两地资料只在成立当年才具备。据此，选取了31个省、自治区及直辖市的资料，计376个样本(具体情况如下表1)。
我们对违纪金额进行差分并取对数。在不同时期对相同的横截面单元进行跟踪便得出系列数据，它兼有横截面和时间序列的特性。当然，我们不可能假定不同时点的观测值是独立分布的，如某些影响某省2000年违纪金额的不可观测因素仍将影响2001年违纪金额。
有鉴于此，我们用简单的差分法，以消除研究单元中不随时间变化的因素，并主要凭直觉来描述估计程序中的统计性质。我们观察发现人员素质、审计人员数量等具有暂时不随时间变化的非观察特点，也许与模型中的解释变量相关，而我们又想对之加以控制。为此，采用了清除非观测效应的方法，即在相邻的时期取数据的差分，以将标准的OLS分析用于这些差分上。由于取了差分，便失去了第一个时期，除同方差性外，还假定差分误差无时序相关，那些不随时间变化的变量自然地会在分析中消失。
表1样本量及差分起始年度表
差分起始 差分起始
省(市) 样本量 省(市) 样本量
年度 年度
北京198513上海198612
天津198513浙江198612
山西198513安徽198612
内蒙古
198513山东198612
辽宁198513河南198612
吉林198513贵州198612
黑龙江
198513云南198612
江苏198513陕西198612
福建198513甘肃198612
江西198513青海198711
湖北198513宁夏198711
湖南198513新疆198712
广东198513西藏198810
广西198513海南19899
四川198513重庆19908
河北198612 合计 376
在计算出来的差分中，出现了一些对于分析没有意义的负数，故采用对数计算以减少绝对值对公式中其他数值的影响及变量的影响，以便接近经典线性模型的假定(CLM)，使异方差性或偏态性至少有所缓和，故取差分的绝对值进行分析，而且对违纪金额、应缴金额、已交金额取对数，以便使分析更为科学合理。需要说明的是，进行差分并对差分取对数并不影响分析的结果。据此，可得出有关指标的描述性统计结果(如表1所示)。
根据上表可以看出，违纪金额的极值大于应缴金额和已交金额，说明金额大极值也大，均值和标准差也一样，这和现实情况一致；另一方面，应缴金额占违纪金额的百分比、已交金额占应缴金额的百分比在各地之间的差距较小，均值仅仅为0.74和1.58，说明各地在处理处罚违纪违规时还是遵循了大致共同的法规标准。由此也可以看出，我国政府审计部门还是能够较好地依法行政，进行经济监督。当然，上述数据从另一个侧面也说明，我国政府审计监督还存在着一定程度的偏松问题，因为不仅仅处罚力度未过半(最大值仅为45.57％)，均值仅为0.74％，甚至有的根本未作处理，而且已经明确应缴纳的款项也未能如期足额上缴(最大值刚过半，仅为50.5％)，而均值仅为1.58％。
表2各种指标的描述性统计结果
项目 最小值 最大值 均值 标准差
违纪金额取对数(万元) 4.28
15.05 10.26
2.09
应缴金额取对数(万元) 2.77
12.21
8.25
1.56
已交金额取对数(万元) 3.53
12.02
7.91
1.51
应缴占违纪金额比例(％) 0 45.57
0.74
3.71
已交占应缴金额比例(％) 0.01
50.51.58
3.56
(三)变量设计与定义
1．地区虚拟变量
卢遵华等(转引自刘斌，2003)将全国各地区分为四类：(1)上海、北京、天津、广东、浙江；(2)福建、江苏、山东、辽宁；(3)黑龙江、吉林、新疆、海南、湖北、河北；(4)安徽、四川、广西、重庆、湖南、江西、内蒙、河南、山西、云南、西藏、贵州、青海、甘肃、宁夏、陕西，我们认为这一划分比较好地说明了目前国内地区实际情况，因而不再另外重新划分地区因素。设定D1、D2、D3、D4。为反映区域因素的虚拟变量，分别代表上述前四个区域类，若审计部门位于第一类五省时，D1＝1，否则D1＝0，依此类推。
2．年度虚拟变量
这里除第一年外引入年度虚拟变量，并把最早的1985年作为基年，本文共有Y86、…、Y2002等12个年度虚拟变量，如变量Y86等于1时，其他年度的则为0。如果算出的系数显著，那么说明导致违纪金额与假定不相吻合(解释变量所不能解释的)的其他因素也包含其中。
根据上述假设，这里引用简单的线性回归模型，直接进行回归分析，检验假设是否相符。
模型1：
(其中i为1、2、3、4，j为1985年至2002年，1994年至1998年资料缺失，未包括在内)。用以解释差分违纪金额与地区和年度的关系；
模型2：
(其中i、j含义同上)。用以解释差分应缴金额与违纪金额和地区与年度的关系；
模型3：
(其中i、j含义同上)。用以解释差分已交与应缴违纪金额与地区和年度的关系；
模型4：
(其中i、j含义同上)。用以解释应交占比与地区因素的关系。
表3模型变量定义
因变量 自变量
序号变量名 定义
序号
变量名
定义
1
Di 四类地区因素
1 Ln(△Ywt) 差分违纪金额对数
2
Yj1985-2002年差分的年份影响因素
1Ln(△Ywt)
差分违纪金额对数
2 Ln(△Yst) 差分应缴金额对数 2Di 类地区因素
3Yj
1985-2002年差分的年份影响因素
1Ln(△Yst)
差分应缴金额对数
3 Ln(△Yyt) 差分已交金额对数 2Di四类地区因素
3Yj
1985-2002年差分的年份影响因素
1Di四类地区因素
4
△Ybt已交占应缴的比例
2Yj
1985-2002年差分的年份影响因素
t代表样本取值范围，△表示差分(额)即前后年度的两种同质数据的增量，这样可以减少年度的自然增长对模型的影响，而不能减少的其他因素(其对模型有影响)则引入了年度虚拟变量，分别用Y85等表示。
为相应的残差。
四、经验研究结果
根据上面提供的数据并利用相应的模型，采用SPSS11.5软件，进行回归得出如下结果：
(一)违纪金额与地区经济关系
模型1检验发现，违纪金额明显与地区经济存在正相关关系，调整后的R[2]为0.61，且t值都在0.01水平上高度显著，整个方程通过了F检验。一、二类地区的相关度强于三、四类，说明经济越发达，违纪金额越大。年度虚拟变量中1985年至1993年为负相关，且大都通过了t检验，说明年度中未包括的一些因素抵消了地区经济的影响，1999年至2002年为正相关，且相关度小于1993年以前，说明随着审计实践程度的提高，审计工作也日趋规范。
表4多元回归分析
模型1 模型2模型3模型4
估计系数t值
估计系数t值估计系数 t值估计系数
t值
常数项
10.35 16.82***6.148.24***4.276.90***0.560.33
第一类区 1.47 6.17*** 0.984.31***0.713.56***0.751.15
第二类区 1.74 6.94*** 1.235.07***0.673.13***
-0.33
-0.48
第三类区 0.98 4.25*** 0.532.50**-0.01-0.07 0.250.39
第四类区 0.72 3.47*** 0.462.43** 0.331.99** 0.711.25
Y85 -1.7
-2.50***-0.51-0.81-0.79-1.45 -0.28
-0.15
Y86 -1.81 -2.81***-1.31-2.21** -0.93-1.80* 2.121.20
Y87 -2.89 -4.52***-0.95-1.6 -0.91-1.77* 0.730.42
Y88 -2.66 -4.18***-1.34-2.26** -1.17-2.27**0.480.27
Y89 -1.87 -2.96***-0.56-0.97-0.69-1.37 -0.04
-0.02
Y90 -2.41 -3.81***-1.14-1.95-1.14-2.25**0.790.46
Y91 -1.91 -3.02***-1.34-2.31** -1.22-2.40**0.750.43
Y92 -1.8
-2.85***-1.1 -1.9 -0.86-1.69* 0.340.20
Y93 -1.51 -2.39**-1.18 -2.04** -0.94-1.85* 1.120.65
Y99
1.88
2.97***0.460.79 -1.32-2.61*** -0.52
-0.30
Y2000 0.170.28 0.050.09
0.380.09
1.280.74
Y2001 0.911.44 0.010.02 -0.080.02
0.720.41
Y2002 1.47
2.32**-0.29-0.51 -0.05-0.510.76660.44
对数违纪0.22
4.50***
应缴金额对数
0.49 10.83***
引入年度虚拟变量：
调整R20.61 0.434
0.53
0.00
F
35.87(ρ=0.000)16.98(ρ=0.000)24.9(ρ=0.000) 0.946(ρ=0.52)
N 376376376376
剔除年度虚拟变量：
调整R2
0.048 0.373
0.44
0.01
F5.76(ρ=0.00) 45.63(ρ=0.000)61.23(ρ=0.000)1.119(ρ=0.52)
***指在0.01水平上显著，**指在0.05水平上显著，*指在0.1水平上显著(双尾检验)
加入年度虚拟变量前的调整R[2]为0.048，相关程度很低，说明年度虚拟变量中还有诸多因素未包括在模型之中，这或许是该模型的一个缺陷(事实上，确有一些因素对违纪金额产生影响，只是为了便于分析，我们未将之作为主要分析变量)。根据我们的经验，可将这些因素大致归为下列几类：一是重大政策及审计部门规范的影响，如1983年开始的两步“利改税”政策，1987年的承包经营审计，1988年开始的审计“三化(法制化、规范化、制度化)”；二是重大事件的影响，如1989年全国的五大公司审计，1993年的邓小平南巡讲话，1997年香港回归，1998年百年一遇的洪水等，会造成审计方向与力度等重大调整；三是审计人员素质的影响，审计人员素质、能力及水平的提高有利于促进审计的规范化。
(二)应缴金额与违纪金额、地区经济关系
模型2检验发现，应缴金额与违纪金额存在明显的正相关关系(调整后的R[2]为0.434)，系数为0.22，且t值在0.01水平上较为显著，该方程通过了F检验，说明审计处理还是遵循了基本的原则，比较规范。另外，一、二类地区的处理力度大于三、四类地区，说明了经济落后地区的经济承受能力较差，无法上交应缴的违纪款。
模型2中年度虚拟变量的检验结果显示，年度虚拟变量中1985年至1993年为负相关，主要是1986、1988、1991、1993年四年有影响，这也可以利用上述四种原因加以解释。1999年至2002年以后，随着审计规范化取得成效，年度中未考虑的因素对应缴违纪款的影响不大，审计也趋于规范。
(三)已交金额与应缴金额、地区经济关系
模型3的检验发现，已交金额与应缴金额、地区经济为正相关关系，特别是已交金额与应缴金额相关系数高达0.53，且t值通过0.01水平的显著检验。尽管这一事实在审计理论中是不言自明的，但通过了检验还是令人感到欣慰的，说明审计执法力度较大。另外，地区经济对上交款的缴纳有着强相关关系，其中一、二类强于三、四类，说明发达地区与最不发达地区的审计执法力度都比较严格，发达地区因为企事业单位经济承受能力较强，大都能及时将违纪款上交，而最不发达地区多因违纪金额较小而能按时缴纳违纪款。但我们也可以保持合理的怀疑并推定，审计机构刚成立时可以按收缴违纪款得到部分返还并将之作为业务经费，而经济欠发达地区审计部门得到拨款的经费很少，因而它们严格收缴违纪款以增加经费。
另外，年度虚拟变量中，1985年至1993年度存在显著性相关，1999年至2002年就基本不相关，说明在前一段期间的审计中其他人为因素对审计款上缴的影响较大，如审计人员的考核、审计违纪款的收缴返还、审计执法的不规范等。
(四)应缴金额占违纪金额比例与地区经济、年份因素关系
我们曾假定上缴比例与地区经济相关，但模型4的实证结果发现，两者并不相关。从逻辑上推知，违纪金额越大，应缴金额也越大，相应地应缴金额占违纪金额的比例也应越大。就不相关的因素而言，我们认为主要有以下几点：一是各地在执法方面还存在着宽严不一的情况，其执法力度也不够；二是各地审计部门对违纪金额的统计口径不一致；三是各地经济水平参差不齐，造成其对违纪款的处理不尽同一，也不规范；四是应缴金额本身并未考虑被审计单位的实际情况，因而在下达审计决定后，有些被审计单位不能及时上交应缴金额。
五、研究结论与政策建议
结论一：模型1验证的结果告知，违纪金额的多少与地区经济相关，这与假设1相符。模型1的验证结果则告诉我们，违纪金额与年份中有些其他因素也有一定的关系；当然，有些因素未能在模型中得到反映，如经济越发达，有时违纪金额并非越大。
结论二：模型2验证的结果证实，违纪金额与应缴金额高度正相关。也就是说，违纪金额越大，应缴的违纪款也越多，说明审计部门的执法总体上还是较为严格的，这也证明了假设2。另外，经济发达的一类、二类地区的上交金额与违纪金额的相关性强于三类、四类地区。
结论三：模型3验证的结果说明，应缴金额越大，已交金额也越大，证实了假设3，说明审计部门在加大执法力度方面做了大量的工作，值得肯定。地区经济越发达，上交的金额越大，说明经济发达地区其承受能力较强，而落后地区的经济水平较低，因而也就无法及时上交违纪款，审计执法也难以到位。
结论四：模型4未能证实假设4，即上交比例与地区经济并非正相关，而其可能与执法力度等因素更为相关，从而没有证实该假设。
鉴于以上情况，我们提出以下几点相关建议：
建议一：审计执法整体情况不很理想，其在地区之间、年份之间不一致，说明应继续推进审计的“三化”(规范化、制度化、法制化)建设，健全完善审计准则体系，加大审计惩治力度。
建议二：审计部门查出的违纪金额仍可作为考评其工作成果的重要依据，同时，也应考虑到审计部门自成立以来已有20多年，审计工作有了长足的进步，在继续开展真实性审计的基础上，应当积极创造条件向较高层次的绩效审计或效益审计迈进。
建议三：重视和加强后续审计。政府审计部门一直很重视前期审计工作，而对审计结论或审计决定的落实情况检查得不够。实际上，后续审计是审计工作中十分重要的一个环节，而不少被审计单位又心存侥幸，因此没有后续审计就无法保证审计结论或审计决定的真正落实。
建议四：审计成果的考核与评价应尽可能地做到科学合理，宜将定性分析与定量考核相结合，采用多元考核指标体系，以弥补仅用违纪金额的大小作为考评指标的缺陷。
需要说明的是，有些因素无法或未能引入文中的模型，比如审计人员素质、审计技术与方法、审计项目安排等，它们都会在特定意义上不同程度地影响着违纪金额、应缴金额及已交金额等；但是，这些又不足以影响本文总体的结论。也就是说，本文结论与相关建议仍具有相当的说服力和较高的可信度。
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