張鼎祖，劉愛東

(1. 中南大學(xué)商學(xué)院，湖南長沙，410085；2. 長沙理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南長沙，410114)

地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的決定因素
——基于回歸方程的分解分析

張鼎祖1,2，劉愛東1

(1. 中南大學(xué)商學(xué)院，湖南長沙，410085；2. 長沙理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南長沙，410114)

以1997—2009年我國地方審計機(jī)關(guān)為樣本，首先估計了地方審計機(jī)關(guān)的產(chǎn)出決定方程，然后運用基于回歸方程的分解方法，對地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異進(jìn)行分解，確定了地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的決定因素。研究發(fā)現(xiàn)：我國地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的決定因素中，全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)達(dá)到61%，資本投入的貢獻(xiàn)次之，為29%，而審計人員的貢獻(xiàn)僅占9%左右?？梢娙厣a(chǎn)率是導(dǎo)致產(chǎn)出差異的最重要因素，資金投入次之。

地方審計機(jī)關(guān)；產(chǎn)出差異；基于回歸方程的分解；全要素生產(chǎn)率

一、引言

中共十八屆三中全會提出的“推進(jìn)國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化”，是我國新一代領(lǐng)導(dǎo)集體的核心治國理念，是解決當(dāng)前中國多方面難題和問題的長效之策。[1]這一核心治國理念所體現(xiàn)出的多元共治思想，迫切要求激發(fā)多元治理主體的活力。國家審計作為國家治理的一種制度安排，如何在國家治理現(xiàn)代化進(jìn)程中發(fā)揮更大作用，是審計界需要深入探討的問題。地方審計機(jī)關(guān)是國家治理大系統(tǒng)中負(fù)責(zé)其所轄行政區(qū)域?qū)徲嫳O(jiān)督工作的法定組織，其產(chǎn)出反映了地方審計機(jī)關(guān)對所轄行政區(qū)域?qū)嵤徲嫳O(jiān)督的效果。研究地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的決定因素，對地方審計機(jī)關(guān)為國家治理大系統(tǒng)提供更多更好的審計服務(wù)，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

審計是一項獨特的生產(chǎn)活動。[2?5]根據(jù)生產(chǎn)理論，地方審計機(jī)關(guān)提供國家審計的生產(chǎn)活動可以模型化為一個投入產(chǎn)出系統(tǒng)。在這個系統(tǒng)中，投入的審計生產(chǎn)要素經(jīng)過一系列的生產(chǎn)程序，轉(zhuǎn)化為審計產(chǎn)出。[6]而要素投入數(shù)量和質(zhì)量、資源配置方式、生產(chǎn)組合的合理性和資源的使用強(qiáng)度等因素，共同對產(chǎn)出發(fā)生影響，最終表現(xiàn)為各地方審計機(jī)關(guān)的產(chǎn)出差異。

實際上，我國地方審計機(jī)關(guān)人均產(chǎn)出的確存在很大差異。筆者以國家審計署績效報告中“可用貨幣計量的審計成果”作為地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出，考察了我國1997—2009年間30個省市區(qū)的地方審計機(jī)關(guān)人均審計產(chǎn)出及其差異(如圖1所示)，發(fā)現(xiàn)：我國地方審計機(jī)關(guān)的人均審計產(chǎn)出均值呈現(xiàn)較快速度的增長，但各年度人均審計產(chǎn)出的變異系數(shù)中最低者為67.3%，最高者達(dá)到113.6%，絕大部分年度的變異系數(shù)大于90%。這說明我國地方審計機(jī)關(guān)間產(chǎn)出差異非常大，且這一現(xiàn)狀在考察期內(nèi)也沒有隨時間推移而改善。那么，造成這種產(chǎn)出差異的決定因素是什么？是要素投入，還是全要素生產(chǎn)率(TFP)？筆者查閱了大量國內(nèi)外文獻(xiàn)，但尚未發(fā)現(xiàn)相關(guān)研究。然而，這些因素是審計實踐者和政策制定者在配置審計資源、組織審計生產(chǎn)、評價審計項目績效、制定審計監(jiān)管措施等工作時必須考慮的重要決策依據(jù)。因此，有必要在投入產(chǎn)出分析框架內(nèi)，對我國地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的決定因素作深入剖析，以挖掘?qū)徲嫯a(chǎn)出差異的構(gòu)成和起因，尋找到提高產(chǎn)出并減少差異的方法或途徑。

由于地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異實際上也是地方審計機(jī)關(guān)的收入差異，收入差異研究成果中關(guān)于不平等度量及其分解分析方法[7?10]，亦適用于本文的研究。因此，本文擬在通過構(gòu)建包含要素投入和全要素生產(chǎn)率等因素在內(nèi)的地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出決定方程，運用基于回歸方程的分解方法，對地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異進(jìn)行分解，以確定地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的決定因素及其對產(chǎn)出差異的貢獻(xiàn)份額。

圖1 地方審計機(jī)關(guān)人均審計產(chǎn)出均值及其差異

二、研究方法與數(shù)據(jù)描述

本文采用Shorrocks(1999)提出的基于回歸方程的分解方法，并參考Wan(2002)在常數(shù)項和殘差項處理上的改進(jìn)思路，對地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異進(jìn)行分解。運用該方法包含三個步驟：首先設(shè)定一個產(chǎn)出決定方程，通過線性回歸估計出各個解釋變量的系數(shù)、常數(shù)項和殘差；然后，將產(chǎn)出差異的度量指標(biāo)運用到回歸方程的兩端，或者計算解釋變量對回歸方程擬合優(yōu)度的邊際貢獻(xiàn)，從而得到各解釋變量對于產(chǎn)出差異的貢獻(xiàn)度[8,11]；最后，根據(jù)貢獻(xiàn)率大小確定產(chǎn)出差異決定因素的重要程度。

(一) 產(chǎn)出決定方程估計

由于生產(chǎn)函數(shù)是要素投入和產(chǎn)出之間的轉(zhuǎn)換關(guān)系的數(shù)學(xué)表達(dá)式，因此地方審計機(jī)關(guān)的產(chǎn)出決定方程可以通過其生產(chǎn)函數(shù)估計加以確定。不過，估計審計生產(chǎn)函數(shù)的文獻(xiàn)較為罕見，目前已發(fā)現(xiàn)的文獻(xiàn)是Banker等(2003)[12]一文。該文以1995—1999年間美國Top100中的64家注冊會計師公司為樣本，在比較柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(C-D生產(chǎn)函數(shù))和超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的適用性后，以審計人員為投入要素，選擇更具靈活性的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)估計生產(chǎn)函數(shù)。

根據(jù)我國地方審計機(jī)關(guān)的組織特征和審計生產(chǎn)特點，以及超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式中二次項的經(jīng)濟(jì)含義不明確等原因，本文選擇因結(jié)構(gòu)簡約易用，而且對于規(guī)模經(jīng)濟(jì)的測度直觀且符合常理而更受青睞的C-D生產(chǎn)函數(shù)來估計我國地方審計機(jī)關(guān)的生產(chǎn)函數(shù)。該生產(chǎn)函數(shù)的基本形式如(1)式：

式中：Y為產(chǎn)出量，K、L分別為資本和勞動投入量，A為反映獨立于要素投入的技術(shù)進(jìn)步作用。α和β分別為K和L的產(chǎn)出彈性，A、α、β均為待估參數(shù)。考慮到我國審計機(jī)關(guān)成立30多年來，國家審計得到了高速發(fā)展，審計機(jī)關(guān)的技術(shù)進(jìn)步不可能為一個不變的常數(shù)項，故本文借鑒Solow于1957年提出的生產(chǎn)函數(shù)，將技術(shù)進(jìn)步描述為時間t的函數(shù)：

式中：A(t)表示第t期的生產(chǎn)技術(shù)水平或全要素生產(chǎn)率，反映除了K、L外所有對產(chǎn)出發(fā)生影響的因素的綜合作用，如其他要素的投入、K和L質(zhì)量的提高、管理水平的提高、資源分配情況等。進(jìn)一步假定其中，λ反映技術(shù)進(jìn)步速度，則有

對(3)式兩邊取自然對數(shù)，得到地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出決定方程的線性表達(dá)式：

運用線性回歸方法對方程(4)進(jìn)行估計，估計出的產(chǎn)出決定方程如(5)式：

回歸方程(5)中的殘差項包含了較多的有用信息，不能被忽略。[9]根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)的結(jié)構(gòu)特征和研究目的，本文將殘差視為地方審計機(jī)關(guān)個體特征對審計產(chǎn)出的貢獻(xiàn)，是全要素生產(chǎn)率所包含且不能為要素投入和技術(shù)進(jìn)步所解釋的產(chǎn)出部分。將回歸方程(5)的殘差與常數(shù)項和時間趨勢項合并成一項，令lnTFPt=lnA0+λt+εt，以反映全要素生產(chǎn)率所貢獻(xiàn)的產(chǎn)出。這樣，地方審計機(jī)關(guān)的產(chǎn)出由全要素生產(chǎn)率、資本投入和勞動投入決定，式(5)則變形為：

考慮到地方審計機(jī)關(guān)生產(chǎn)活動中，勞動投入與資本投入之間通常存在一定的相關(guān)性，而這種相關(guān)性會帶來生產(chǎn)函數(shù)中解釋變量的多重共線性，造成參數(shù)估計量的大小不符合經(jīng)濟(jì)解釋。因此，為避免共線性問題，本文還構(gòu)造了以人均產(chǎn)出為產(chǎn)出變量、人均資本為投入變量的生產(chǎn)函數(shù)：

式(4)和式(8)均可以用來估計地方審計機(jī)關(guān)的產(chǎn)出決定方程。若兩式估計的參數(shù)中，資本投入的產(chǎn)出彈性α相等且α+β=1時，說明兩式等同；反之宜采用式(8)作為產(chǎn)出決定方程進(jìn)行回歸分解。

(二) 基于回歸方程的分解方法

運用基于回歸方程的分解方法，可以將地方審計機(jī)關(guān)的產(chǎn)出差異分解為其決定因素的貢獻(xiàn)。根據(jù)該方法在確定因素對產(chǎn)出差異的貢獻(xiàn)率時的不同思路，該方法又分為兩種：基于回歸方程的方差分解方法和基于回歸方程的夏普里值分解方法。

基于回歸方程的方差分解方法，是用方差作為度量產(chǎn)出差異的指標(biāo)，將因變量y的方差分解為所有解釋變量xj與因變量y的協(xié)方差和殘差ε與因變量y的協(xié)方差之和[10,11,13]，即

式(9)兩邊同除以()Vary，即得到各解釋變量和殘差對因變量方差的貢獻(xiàn)率：

因此，地方審計機(jī)關(guān)的產(chǎn)出方差可以根據(jù)(10)式分解為技術(shù)進(jìn)步、資本投入和勞動投入和殘差對地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的貢獻(xiàn)之和。

本文用已估計出的常數(shù)項、殘差和時間趨勢項之和反映全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，這樣，當(dāng)以lntTFP與lntK、lntL作為解釋變量再次對lnYt進(jìn)行回歸時，有

此時，地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異，被分解為全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)、資本投入和勞動投入的貢獻(xiàn)之和，式(12)右側(cè)三項依次為全要素生產(chǎn)率、資本投入和勞動投入對產(chǎn)出差異的貢獻(xiàn)率。

基于回歸方程的夏普里值分解方法認(rèn)為，如果解釋變量間的相關(guān)系數(shù)不為零時，利用式(12)測度的貢獻(xiàn)率會存在偏差[10,11]。Shorrocks提出根據(jù)夏普里分解過程計算各解釋變量對因變量的邊際貢獻(xiàn)，來測度各解釋變量對因變量差異的貢獻(xiàn)率，而各解釋變量對因變量差異的邊際貢獻(xiàn)則通過其移出回歸方程前后的擬合優(yōu)度差反映[10]。即第k個解釋變量xk的邊際貢獻(xiàn)為：

其中：S是不包含解釋變量k的其他解釋變量的集合。

考慮到解釋變量移出回歸方程的先后次序會影響擬合優(yōu)度，并最終影響到該解釋變量的邊際貢獻(xiàn)。解釋變量xk的邊際貢獻(xiàn)應(yīng)由所有移出方案所測度的邊際貢獻(xiàn)的均值確定。

為表述簡便，令y=lnYt，α=lnAt，k=lnKt，l=lnLt，R2(.)表示括號內(nèi)回歸方程的擬合優(yōu)度，資本投入、勞動投入和全要素生產(chǎn)率對地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的邊際貢獻(xiàn)分別為：

式(14)～(16)中：Mk、Ml和MTFP分別表示資本投入、勞動投入和全要素生產(chǎn)率對地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的貢獻(xiàn)率。由于解釋變量移出回歸方程時，殘差和系數(shù)均會發(fā)生變化，但本文為保持公式簡潔，并未對其采用不同的符號表示。

(三) 樣本、變量與數(shù)據(jù)說明

1. 樣本選擇

由于未能獲得1997年之前的勞動投入與審計產(chǎn)出數(shù)據(jù)，以及2009年以后的用于審計事務(wù)的財政支出數(shù)據(jù)，本文選擇以1997～2009年中國內(nèi)地30個省份的省市縣三級審計機(jī)關(guān)綜合體(由于西藏自治區(qū)和港澳臺地區(qū)的數(shù)據(jù)無法收集或不齊全，故未將其列為考察對象)為樣本，文中統(tǒng)稱地方審計機(jī)關(guān)。

2. 審計產(chǎn)出

地方審計機(jī)關(guān)的審計生產(chǎn)過程是其使用公共資源、公共資金、公共權(quán)力來執(zhí)行國家審計任務(wù)，將投入資源轉(zhuǎn)化為公共物品及產(chǎn)出的過程，其產(chǎn)出具有多樣性、外部性和滯后性的特點[14]，而且，有的產(chǎn)出能夠用貨幣衡量，有的不能用貨幣衡量，因此，審計產(chǎn)出的確定一直是審計界的一個難題。[3]O’Keefe等(1994)[15]將審計產(chǎn)出定義為財務(wù)報告無重大錯報的保證水平，我國國家審計署在其績效報告中用“可用貨幣計量的審計成果”和“不可用貨幣計量的審計成果”反映審計機(jī)關(guān)的產(chǎn)出。本文根據(jù)國家審計署績效報告中“可用貨幣計量的審計成果”的統(tǒng)計口徑，將為國家增收節(jié)支、被審計單位繳納其他資金、審計單位調(diào)賬處理、促進(jìn)撥付資金到位、挽回(避免損失)之和作為地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出。審計產(chǎn)出數(shù)據(jù)來源于《中國審計年鑒》。為了剔除物價因素的影響，考慮到審計的滯后性，本文按照CPI定基指數(shù)(以1995年為100)，對審計產(chǎn)出按上一年指數(shù)縮減。

3. 勞動投入

在地方審計機(jī)關(guān)的日?；顒又校瑒趧?、資本和中間投入相結(jié)合創(chuàng)造產(chǎn)出。勞動投入是審計過程中最重要的要素。OECD[16]在其《生產(chǎn)率計算手冊》中指出，忽略短期勞動質(zhì)量上的差異，由于加班和正常時間內(nèi)工作輪班等原因，總工時數(shù)是最合適的勞動投入量，而不是簡單使用就業(yè)人員數(shù)。但是，由于難以獲得可以恰當(dāng)利用的地方審計機(jī)關(guān)的實際工時數(shù)，且難以獲得考察期內(nèi)各地方審計機(jī)關(guān)的人員年齡結(jié)構(gòu)、職稱結(jié)構(gòu)和學(xué)歷結(jié)構(gòu)等反映勞動質(zhì)量差異的數(shù)據(jù)，本文采取了OECD建議的替代方法，直接使用審計人員數(shù)量作為勞動投入的衡量指標(biāo)。[14]審計人員數(shù)據(jù)來源于《中國審計年鑒》。

4. 資本投入

資本投入的衡量有兩種觀點。一種觀點是用資本存量來衡量。一般根據(jù)有關(guān)資本形成以及每年固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)，用永續(xù)盤存法推算資本存量。

另一種觀點認(rèn)為應(yīng)采用資本流量。鄭玉歆[17]認(rèn)為，在由古典增長模型生產(chǎn)函數(shù)所定義的生產(chǎn)過程中，某時期產(chǎn)出多少只與該時期的投入有關(guān)，因此，按照新古典生產(chǎn)理論，資本投入到生產(chǎn)過程中的僅是資本即期的服務(wù)流量，而非存量。OECD[16]也認(rèn)為，資本投入都是由以往投資積累的存量產(chǎn)生的生產(chǎn)性服務(wù)流量，這個生產(chǎn)性服務(wù)流量被稱作資本服務(wù)。如果資本服務(wù)可直接觀測，就不必測算資本存量。根據(jù)該觀點，地方審計機(jī)關(guān)的資本投入應(yīng)為地方審計機(jī)關(guān)審計經(jīng)費實際支出。

因此，本文選擇“用于審計事務(wù)的財政支出”作為地方審計機(jī)關(guān)當(dāng)年的資本投入。該數(shù)據(jù)來源于《地方財政統(tǒng)計資料》。為了剔除物價因素的影響，文章按照CPI定基指數(shù)(以1995年為100)進(jìn)行了縮減。

三、實證結(jié)果與分析

(一) 產(chǎn)出決定方程估計結(jié)果

根據(jù)地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出決定方程(4)和(8)，本文分別采用普通OLS對全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到了資本和勞動的產(chǎn)出彈性以及時間趨勢項的系數(shù)等估計結(jié)果?；貧w結(jié)果如表1所示。此外，本文還用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行了回歸，得到勞動投入的產(chǎn)出彈性為負(fù)，不具有經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，本文不予采用。

表1 地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出決定方程估計結(jié)果

表1顯示，地方審計機(jī)關(guān)人均產(chǎn)出決定方程(8)中的各解釋變量均顯著，人均資本的產(chǎn)出彈性與產(chǎn)出決定方程(4)中的資本產(chǎn)出彈性幾乎相等；隱含的勞動產(chǎn)出彈性1?α等于0.371 4，與方程(4)中的0.327 6接近；時間趨勢項t的系數(shù)也與產(chǎn)出決定方程(4)中的系數(shù)幾乎相等。說明兩個產(chǎn)出決定方程的估計結(jié)果具有很高的一致性。因此，下文將采用產(chǎn)出決定方程(4)進(jìn)行投入要素對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)分析。

地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出決定方程(4)中的各解釋變量均在1%條件下顯著，資本和勞動投入的產(chǎn)出彈性分別為0.627 2和0.327 6，符合經(jīng)濟(jì)意義。這表明，地方審計機(jī)關(guān)的產(chǎn)出中，資本投入的產(chǎn)出彈性幾乎是勞動投入產(chǎn)出彈性的2倍，說明地方審計機(jī)關(guān)的財政投入對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)要大于勞動投入的貢獻(xiàn)。其次，資本和勞動投入的產(chǎn)出彈性之和為0.954 8，接近于1，說明考察期內(nèi)，我國地方審計機(jī)關(guān)正處于規(guī)模報酬不變階段。此外，時間趨勢項t的系數(shù)為0.183 7，表明地方審計機(jī)關(guān)技術(shù)進(jìn)步速度較快，年均增長大于18%。

(二) 要素投入和TFP對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率分析

根據(jù)前述基于回歸的分解方法，本文先利用產(chǎn)出決定方程(4)進(jìn)行回歸，計算出lnTFPt，再對式(6)進(jìn)行回歸，并分別用方差分解法和夏普里值分解法，測度出了資本投入、勞動投入和全要素生產(chǎn)率對地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的貢獻(xiàn)率。結(jié)果如表2所示。

表2顯示，夏普里值分解法的結(jié)果與方差分解法的結(jié)果基本一致，但夏普里值分解法中勞動和資本投入的產(chǎn)出貢獻(xiàn)明顯高于方差分解法的相應(yīng)數(shù)值，且使得要素投入的總貢獻(xiàn)達(dá)到38.67%，高于方差分解法的33.09%。其原因應(yīng)該是基于夏普里值的分解法較好地處理了勞動投入與資本投入間的相關(guān)性所帶來的偏差。因此，應(yīng)根據(jù)夏普里值分解法來對結(jié)果進(jìn)行解釋。

表2 地方審計機(jī)關(guān)要素投入和TFP對產(chǎn)出差異的貢獻(xiàn)率

根據(jù)夏普里值分解法的結(jié)果，勞動對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)為9.2%，資本投入對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)為29.47%，表明地方審計機(jī)關(guān)的基本要素投入中，資本投入對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)大于勞動投入對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)；然而，資本和勞動兩投入要素對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)合計只占到40%左右，60%以上的總產(chǎn)出為全要素生產(chǎn)率所貢獻(xiàn)。

因此，在決定地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異的因素中，全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)最大，對產(chǎn)出差異起決定性作用；其次是資本投入，而勞動投入的貢獻(xiàn)最低。

四、結(jié)論與建議

研究發(fā)現(xiàn)：我國地方審計機(jī)關(guān)的人均審計產(chǎn)出均值呈現(xiàn)較快速度的增長，但其產(chǎn)出差異非常大；根據(jù)產(chǎn)出決定方程的回歸結(jié)果，地方審計機(jī)關(guān)投入要素中勞動投入的產(chǎn)出彈性為0.327 6，資本投入的產(chǎn)出彈性為0.627 2，約為勞動投入的2倍；產(chǎn)出差異的決定因素中，全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)達(dá)到61%，資本投入的貢獻(xiàn)次之，為29%，而審計人員的投入僅占9%左右，全要素生產(chǎn)率是導(dǎo)致產(chǎn)出差異的最重要因素，資本投入次之。

根據(jù)上述研究結(jié)論，要提高地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出，縮小地方審計機(jī)關(guān)產(chǎn)出差異，首先要關(guān)注并提高全要素生產(chǎn)率；其次，加大資本投入能取得要遠(yuǎn)大于加大勞動投入的效果。具體需要從以下環(huán)節(jié)著手：

(1) 提高地方審計機(jī)關(guān)全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率不僅表示技術(shù)水平與技術(shù)進(jìn)步，它還反映了勞動投入質(zhì)量的改善、資本投入質(zhì)量的改善、組織管理技能提高、制度環(huán)境改善、資源配置效率提高以及計算誤差等因素。因此，審計人員平均受教育年限的增加、審計經(jīng)驗的豐富與積累、審計經(jīng)費的合理利用、審計組織管理水平提升、審計制度環(huán)境改善、審計資源配置效率提高等都是影響地方審計機(jī)關(guān)全要素生產(chǎn)率的因素。地方審計機(jī)關(guān)應(yīng)從提高審計人員學(xué)歷水平、加強(qiáng)從業(yè)人員繼續(xù)教育、創(chuàng)新審計技術(shù)、提高審計信息化水平、加強(qiáng)審計項目管理等方面著手，提高地方審計機(jī)關(guān)的全要素生產(chǎn)率。

(2) 加大審計經(jīng)費投入，保障經(jīng)費獨立并及時到位。審計經(jīng)費是保證地方審計機(jī)關(guān)有效履行其法定職責(zé)的基礎(chǔ)。當(dāng)?shù)胤綄徲嫏C(jī)關(guān)審計經(jīng)費不足時，其審計獨立性將會受到嚴(yán)重傷害，導(dǎo)致無法執(zhí)行大型的審計工作、無法引進(jìn)現(xiàn)代先進(jìn)的審計技術(shù)、出現(xiàn)審計監(jiān)督的真空地帶等嚴(yán)重后果。因此，由國家審計最高管理機(jī)構(gòu)統(tǒng)一撥付審計經(jīng)費或統(tǒng)一調(diào)度各級政府應(yīng)該負(fù)擔(dān)的審計費用[18]，是值得探索的一種途徑。

(3) 走內(nèi)涵式發(fā)展道路，創(chuàng)新審計人員管理。審計人員是審計生產(chǎn)中最根本的投入要素。審計人員的數(shù)量和素質(zhì)都是影響政府審計作用和效果的關(guān)鍵。本文的實證結(jié)果表明審計人員勞動對產(chǎn)出差異的邊際貢獻(xiàn)最低，恰好是審計人員勞動投入的邊際效用遞減規(guī)律的正常體現(xiàn)。因此，審計人員投入上應(yīng)有創(chuàng)新思路，不能簡單加大審計人員投入，應(yīng)走內(nèi)涵式發(fā)展道路，如通過審計資源整合增強(qiáng)審計力量，通過科學(xué)激勵調(diào)動審計人員積極性等。

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Determinants of the output differences of local audit institutions: a regression-based decomposition

ZHANG Dingzu1,2, LIU Aidong1
(1. School of Business, Central South University, Changsha 410083, China; 2. School of Economics & Management, Changsha University of Science & Technology, Changsha 410114, China)

This article, by taking local audit institutions in China from 1997 to 2009 as sample, first estimates the output decision equation of local audit institutions, and then decomposes their output differences by employing the regression-based decomposition method, hence finding the determinants of the output differences in local audit institutions. The study shows that total factor productivity has a contribution of 61% to output differences, that capital input has a contribution of 29%, and that the auditor labor input accounts for only about 9%. Total Factor Productivity (TFP) plays the most important role in output of local audit institutions in China with the next being capital investment.

local audit institutions; output differences; regression-based decomposition; TFP

F239.2

A

1672-3104(2015)03?0138?06

[編輯: 蘇慧]

2015?03?10；

2015?04?22

國家自科基金資助項目“我國企業(yè)對反傾銷的會計信息證據(jù)效力保障機(jī)制研究”(71272068)；教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項目“地方審計機(jī)關(guān)效率差異形成機(jī)理及其改進(jìn)路徑”(14YJA790079)；教育部2013年度高等學(xué)校博士學(xué)科點專項科研基金項目“我國企業(yè)應(yīng)對反傾銷的會計信息證據(jù)生成機(jī)制研究”(2013016211074)

張鼎祖(1972?)，男，湖南澧縣人，中南大學(xué)商學(xué)院博士研究生，長沙理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，主要研究方向：國家審計，財務(wù)管理；劉愛東(1950?)，女，山東高唐人，中南大學(xué)商學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，湖南省第五屆審計學(xué)會副會長，主要研究方向：財務(wù)與審計理論，反傾銷會計戰(zhàn)略