高压反腐、国家审计独立性与国家审计质量——基于中国省级面板数据的实证研究

陈凌云， 王子宸， 陈汉文

(1.东华大学 旭日工商管理学院， 上海 200051； 2.南京审计大学 政府审计学院， 江苏 南京 211815)

一、问题的提出

国家实现其治理目标，需要投入一定的资源。资源的稀缺性使得官员可能利用权力左右资源的配置和使用，导致腐败问题的产生。2012年党的十八大召开以来，在党中央的坚强领导下，国家制定了一系列反腐败措施，持续加大反腐的力度和透明度，在全社会形成了高压反腐的压倒性态势。根据Wind数据库的数据统计，2003—2012年，因贪污被调查的地厅级以上官员年平均只有30人左右；2013—2016年，被调查的地厅级及以上官员年平均有400人左右。大规模的反腐败斗争成果显著。

审计依靠监督权力来实现其功能。国家审计作为审计的一个分支，对政府行使公共权力、履行公共职责进行监督和制约，是政府彰显其公信力的重要方式，在国家治理体系中具有非常重要的作用。要充分发挥国家审计作用，提高国家审计质量是关键落脚点。目前我国国家审计管理模式是行政型管理模式，地方审计机关既受上级审计机关的领导，又受同级人民政府的领导。这使得地方政府官员对本级审计机关的审计工作会施加一定的影响，例如行政干预、审计资源人为短缺、社会关系压力等，出现审计发现难、落实难等问题，使国家审计的独立性遭到损害，审计职能软化，进而影响国家审计质量。这也是地方审计机关有别于审计署特派办等国家审计机关之处。那么，2012年后一系列反腐政策的颁布和反腐力度的加大，是否使地方政府的国家审计独立性得到提升，又会对审计质量带来怎样的影响，值得研究。

本文的贡献可能在于：(1)目前国内关于高压反腐政策如何通过国家审计独立性影响国家审计质量这一内容的研究还处于空白阶段。已有研究多着眼于反腐败对经济[1-2]、企业创新[3-4]的影响，或着眼于影响国家审计独立性[5]和国家审计质量的因素[6-8]，或着眼于国家审计在反腐中的作用[9-10]，或仅定性说明国家审计在国家治理体系中的作用[11]，并未从宏微观角度结合实证探究高压反腐、国家审计独立性与国家审计质量三者的关系。本文基于高压反腐背景，把反腐力度作为外生的政府决策变量，将国家审计融于高压反腐这一宏观政策背景中，实证检验了高压反腐政策的出台和反腐力度的变化对国家审计独立性及国家审计质量的影响，并探究国家审计独立性在高压反腐对国家审计质量影响中发挥的中介作用。(2)本文考虑了反腐力度的滞后效应，并将国家审计质量细分为揭露功能、预防功能、自身纠正功能和配合纠正功能，研究结论更具针对性。

二、文献回顾、理论分析与研究假设

(一)高压反腐对国家审计质量的影响

腐败是当今政治经济社会存在的普遍问题，其表现为公职人员滥用公共权力以谋求私利[12]。“反腐”作为“腐败”的对立面，目的在于打击官员的腐败行为，抑制腐败的滋长。国家审计通过发现并报告各级政府在公共资产的使用和管理中存在的重大违法违纪事件，并依法追究处罚相关责任人，来监督与评价政府在财政资金使用上的真实性、合法性，并纠正其不合法行为。因此，国家审计质量体现为对违规、违法问题的“发现”“报告”和“纠正”[6,13]。

党的十八大以前，反腐败斗争主要表现为运动反腐和权力反腐，反腐力度较弱，持续性较差[14]。政府官员通过粉饰自己的贪污行为，使审计人员难以发现问题，或迫于官员压力和谋取自身利益对发现的问题不上报，或对存在的问题不予监督纠正。政府对审计结果进行“过滤”等以权力压审计的现象较为普遍[15]。这不可避免地影响了国家审计质量。

党的十八大以后，反腐制度的建设与完善使反腐败斗争进入制度反腐，反腐败法治化水平不断提高，反腐力度空前加大。反腐力度作为外生的政府决策变量，可以通过持久有力的反腐行动和大范围的媒体报道，有效抑制政府官员腐败，构建高效而清廉的政治经济制度[2]。在制度反腐的政治环境下，国家审计人员参与政府官员腐败的概率降低，审计人员会出具更加真实的审计报告，实施更高质量的审计，降低了国家审计的主体风险和执业行为风险[16]。所以，高压反腐不论对于政府官员还是审计人员，都具有约束作用。因此，高压反腐对国家审计活动的规范性、审计报告的可靠性，以及对查出问题的及时纠正等，都会产生积极影响，国家审计质量显著提高。同时，“势”对审计质量控制体系的建设显得越来越重要[13]。“势”表现为一种权力以及这种权力所依托的形势和环境。党的十八大后的形势与大环境使高压反腐这一“势”强劲有力，这必然会对国家审计质量产生积极影响。据此，本文提出以下研究假设。

H1：高压反腐促进了国家审计质量的提高。

(二)高压反腐对国家审计独立性的影响

在我国，地方审计机关受上级审计机关和本级政府的双重领导。尽管《中华人民共和国宪法》第九十一条和第一百零九条对审计权的独立性做出了明确规定，但这种行政型管理体制使得审计独立性在实践中仍难以得到有效保障：其行政上受同级政府领导，审计报告要先交付同级政府部门审核，审计部门的人事任免和经费取得也都由同级政府部门决定。这就导致审计机关并不是具有独立审计权的部门。当审计业务与行政部门的工作产生冲突，行政领导就可能利用权力干预国家审计，使审计机关的工作变成低效甚至无效的，严重损害了地方审计机关的独立性[5,15-17]。行政型管理体制和行政干预是影响我国国家审计独立性的主要因素[5]。行政型管理体制带来的行政干预与国家审计机关独立行使权力产生的冲突，导致我国国家审计的独立性难以得到保障。

党的十八大以前，制度执行力较弱，导致人们对制度缺乏必要的敬畏与尊重，侥幸心理使人们降低了对自身行为的约束[14]。拥有权力的地方政府官员，在制度弱执行的环境中，难免存在侥幸心理。既然可以领导审计机构，干预审计决策，那就有了干预经济，滥用资金，谋取利益的资本，权力因此滋生腐败。腐败行为又使官员不得不通过权力干预审计来掩盖真相，导致国家审计的独立性受到损害。除了行政型管理体制和行政干预影响国家审计独立性以外，审计资源的不足、被审计单位的不配合、各方面的利益诱惑、社会关系的多重压力等因素都会影响国家审计独立性[5]。

高压反腐态势的席卷而来，系列规章制度的颁布，以及有效、有力、持续的执行力，全面且长久地打击了党内腐败，公职人员自身的道德水平也随之提高。郭夏娟、涂文燕[14]指出，不论是因恐惧而被动服从，还是道德的逐渐养成，公职人员的干预行为都在一定程度上得到了约束，行政干预得到了有效降低，促使审计监督权得以更独立地实现。Xie & Zhang[18]也证实，与腐败相关的更严格的监督和更严厉的惩罚，大大减少了官员的不当行为；2009—2011年，政府干预有所增加，随后几年随着反腐政策的推行，政府干预下降。此外，行政监管执行力的提升，促使有关部门对监管模糊地带进行更加清晰地管理，依规执行更加有力。因此，审计机关能够较为顺利地获得审计资源，来自被审计单位的阻力也减小，这在一定程度上改善了行政型管理体制造成的行政干预对审计独立性的损害，国家审计的独立性得到提升。据此，本文提出以下研究假设。

H2：高压反腐能够提高国家审计独立性。

(三)国家审计独立性的中介效应

正如前文分析，高压反腐会提高国家审计独立性，同样会提升国家审计质量，那三者的关系又是怎样的？

公共选择理论指出，作为理性经济人，个人参与政治活动也是为了追求其利益的最大化。因此，国家审计人员提供审计服务的优劣，往往由其所付出的成本和能够获得的收益决定。若有良好的政治环境与制度政策，国家审计人员进行高质量审计能够得到升职加薪、声誉和地位提升等方面的利好，无形之中就会努力提升其审计质量；若国家审计人员在开展工作过程中经常受到被审计单位或行政领导的干预阻挠，或存在审计工作量与所获得的酬劳不匹配等问题，则其提供高质量审计的可能性会大大降低，审计质量将会大打折扣。因此，国家审计人员提供审计服务的质量与外界的客观因素有很大的联系[7]。而外界干扰很大程度上来自政府的行政干预，这是影响审计处理执行效率的重要因素[17]。行政干预的“强”和“弱”代表了国家审计独立性的“弱”和“强”。审计处理执行效率是衡量国家审计质量的一个重要因素，因此，国家审计独立性对国家审计质量有着重要的影响。

Johnston[19]指出，疲软的正式制度会纵容政府官员追求非法利益并操纵规则以寻求庇护。陈丽红等[9]指出，在制度环境较好地区，有良好的市场秩序，地方政府对国家审计的干预较少，国家审计人员能够更独立客观地执业，从而带来高质量的国家审计供给；制度环境较差的地区，政府对市场的分配权利较大，干预程度较深，审计独立性损害较为严重，从而影响高质量国家审计的供给和需求，并对国家审计的质量产生负面影响。

本文认为，在不区分地区的情况下，2012年高压反腐之前，整体制度环境相对较差。公职人员为了追逐个人利益，可能滥用权力，干预国家审计程序，尽可能避免被国家审计发现并报告问题，并被追究相关责任；审计人员也可能会迫于官员压力或谋取自身利益，违反制度或道德，发现问题不报，有问题不纠，操纵国家审计结果，使国家审计独立性受到损害，进而使国家审计质量降低。2012年高压反腐之后，制度环境向好，行政干预问题得到一定的解决，且反腐力度越大，行政干预问题会越小。唐雪松等[20]发现，某一地区的市场化程度越高，其审计结果的利用和执行情况越好。即国家审计独立性越强，审计质量越高。因此，高压反腐可以有效减少其他政府部门阻挠和不配合审计的情况；同时，以反腐制度为依撑，审计人员查出并报告腐败问题对于其自身的升职、声誉提升、获得经济和精神上的奖励等方面都有正向促进作用。反腐力度越大，上述作用越明显。从而国家审计独立性会随着高压反腐政策的出台和反腐力度的加大而大幅度提高，进而促使国家审计机关提供高质量的审计服务。因此，高压反腐通过提高国家审计独立性，会对国家审计质量产生正向影响。据此，本文提出以下研究假设。

H3：高压反腐通过提高国家审计独立性正向影响国家审计质量，即国家审计独立性发挥着中介效应。

三、研究设计

(一)数据来源

本文选取2007—2016年①我国30个省、市、自治区的省级审计机关(不包括香港、澳门、台湾；同时由于西藏自治区部分年份数据缺失较为严重，故从样本中剔除)为研究对象，共计300个样本。数据主要来源2008—2017年的《中国审计年鉴》和《中国统计年鉴》，以及中国重要报纸全文数据库、百度和Wind数据库。为消除极端值的影响，对各连续变量在1%和99%分位数进行了缩尾处理。数据处理使用的软件为Stata 15.0和SPSS 17.0。

(二)变量选取

1.被解释变量

被解释变量为国家审计质量。已有研究提出了国家审计质量度量的不同方法[21-23]，本文综合黄溶冰和王跃堂[24]、叶子荣和马东山[7]等的定义方式，将国家审计质量分为揭露功能、预防功能和纠正功能。纠正功能又分为自身纠正功能和其他部门配合纠正功能。其中，揭露功能(IN)采用审计机关查出被审计单位的违规金额数除以审计单位数衡量；预防功能(EX)采用被采纳审计建议数除以审计提出建议数衡量；自身纠正功能(CO)采用已上缴财政数占应上缴财政数等四个指标②进行因子分析提取的公因子衡量；配合纠正功能(HO)采用移送处理落实事项占移送处理事项的比例衡量。

2.解释变量

3.中介变量

中介变量为国家审计独立性(IND)。如上文分析，我国国家审计独立性主要受地方政府行政干预的影响，故多数学者采用行政干预程度衡量审计独立性大小。郑石桥、许莉[17]认为地方政府干预和市场化程度是反映同一问题正反两方面的指标，用市场化指数作为政府干预的代理变量具有合理性。Xie & Zhang[18]使用市场化指数衡量政府干预程度。市场化指数越高，政府干预程度越小，审计独立性越强。叶子荣、马东山[7]直接使用樊纲等的市场化指数来衡量独立性，他们还使用另一种方式衡量国家审计独立性：公职人员行政管理费用支出的平均值，但该指标在2007年及之后的《中国统计年鉴》中并未披露，所以无法采用。本文对2003—2006年市场化指数与公职人员平均行政管理费用支出进行了相关性检验④，两个变量在1%的水平下显著正相关，从另一个角度证明采用市场化指数作为国家审计独立性的度量指标具有代表性。因此，本文采用“各地区的市场化指数”度量国家审计独立性。市场化指数越大，表明行政干预越小，国家审计独立性越强。

4.控制变量

借鉴已有研究[7-8，21-22，24]，本文的控制变量包括：(1)经济发展水平(LnPGdp)；(2)人大的审计需求(FER)；(3)政府的审计需求(LnFDI)；(4)公众的审计需求，包括城市化水平(UR)和教育水平(PE)；(5)审计机关规模，包括各省份审计机关实际人数(LnrNUM)和审计单位数(LndNUM)；(6)地区(Area)，分东、中、西部地区。本文还控制了年度(Year)固定效应。变量的定义及说明如表1所示。

(二)模型构建

本文借鉴温忠麟、叶宝娟[27]提出的中介效应检验方法，通过构建模型(1)～模型(3)，以检验高压反腐对国家审计质量的影响，以及国家审计独立性在高压反腐与国家审计质量间的中介作用。

Yit=α0+cXit+∑Control+εit

(1)

INDit=β0+aXit+∑Control+εit

(2)

(3)

上述模型中，i表示省份，t表示年份。模型变量中，Y为国家审计质量，分别为揭露功能(IN)、预防功能(EX)、自身纠正功能(CO)和配合纠正功能(HO)；X为高压腐败，分别为高压反腐政策的出台(yn)和反腐力度(L.Lnkeyword1)；IND为中介变量，代表国家审计独立性；Control为控制变量；ε为随机扰动项。本文还借鉴叶子荣、马东山[7]提出的国家审计质量链条，来控制被解释变量之间可能存在的相互影响：(1)本期揭露功能会受到上期自身纠正功能和配合纠正功能的影响；(2)本期预防功能会受当期揭露功能的影响；(3)本期纠正功能会受当期预防功能和上期纠正功能的影响。这些变量都体现在模型(1)～模型(3)的控制变量中。

四、实证结果分析

(一)描述性统计、相关性及异方差分析

1.描述性统计分析

以2007—2011年和2012—2016年对样本进行分组，两组的样本量均为150。主要变量的描述性统计结果见表2。由表2可知，2012年高压反腐后，各省份反腐力度、国家审计的揭露功能和预防功能以及国家审计独立性均在1%水平下有了显著提升，这与H1和H2相符。两种纠正功能在均值上有所下降但并不显著，自身纠正功能CO的最大值大于1，说明有前期发现的问题在本期得到纠正的情况。

不同省份国家审计质量差距较大，且在2012年后各省份揭露功能以及自身纠正功能的差距比2012年之前更大(标准差分别从301.700和0.790，变为804.300和1.011)，而预防功能和配合纠正功能差距缩小(标准差分别从0.135和0.188，变为0.126和0.187)，说明高压反腐政策在不同省份对不同的国家审计功能产生的影响不同。审计独立性指标在各省份也有明显差别，说明各地政府的行政干预程度不同。

表2 主要变量的描述性统计

2.相关性、多重共线性及异方差分析

通过相关性检验结果⑤可知，国家审计质量的揭露功能(IN)和预防功能(EX)同高压反腐制度的出台(yn)和反腐力度(L.Lnkeyword1)之间有着显著的正向关系，与预期一致；而两个纠正功能(COHO)与yn和L.Lnkeyword1之间的相关系数与预期相反。国家审计独立性(IND)与yn和L.Lnkeyword1之间的关系显著为正，与各被解释变量的关系也为正，符合预期。各相关系数绝对值均小于0.8，初步判断不存在多重共线性。

进一步对多重共线性问题进行检验，对所有模型进行了方差扩大因子检验，各变量的VIF值均<10，说明各变量间不存在共线性问题。在将反腐力度变量滞后一期后得到的变量L.Lnkeyword1，进行内生性检验，各方程均不存在内生性问题。通过Wald检验发现，时间效应仅在HO和IND为被解释变量，yn和L.Lnkeyword1分别为解释变量时显著，其他情况都不显著。所以在IN、EX、CO为被解释变量时不对时间效应加以控制。

该样本为面板数据的大N小T类型，还需考虑异方差问题。经检验，模型均存在异方差问题。由于豪斯曼检验并不适用于存在异方差的检验中，本文在选择模型时，考虑到样本个体是全部总体单位(全国各省份数据)，研究目的即为比较这些省份的差异，并不是在总体中抽取了部分个体以期将结论推广到整体，所以选择固定效应模型。同时采用Driscoll & Kraay[28]提出的方法，对异方差及可能存在的序列相关和截面相关问题进行修正，获得稳健性标准误。在CO和HO作为被解释变量的模型中，由于解释变量中存在被解释变量滞后项，所以选择动态面板回归模型，用系统广义矩估计方法进行回归(系统的GMM估计)。对于动态面板数据的异方差问题，加入robust对系数标准差进行修正，消除异方差的影响。

(二) 回归结果分析

1.高压反腐对国家审计质量的影响

表3是模型(1)的回归结果，报告了2012年高压反腐对国家审计质量的影响。列(1)和列(2)显示，yn与L.Lnkeyword1的系数c均在1%水平下显著为正，说明高压反腐政策的出台以及反腐力度的加大提升了国家审计的揭露功能。列(3)和列(4)显示，yn与L.Lnkeyword1的系数c均在5%水平下显著为正，说明高压反腐政策的出台以及反腐力度的加大提升了国家审计的预防功能。列(5)和列(6)显示，yn和L.Lnkeyword1均显著为负，列(7)和列(8)显示，yn和L.Lnkeyword1均为负但不显著。说明高压反腐政策的出台以及反腐力度的加大并未能够提升国家审计的自身纠正功能和配合纠正功能，与预期相反。这可能是由于国家审计自身纠正功能和配合纠正功能的发挥，需要其他政府部门和被审计单位配合共同完成，但实际中，国家审计仍然存在“重查证、轻执行”的问题。H1得到了部分验证。

表3 高压反腐对国家审计质量影响的回归结果

2.高压反腐对国家审计独立性的影响

表4是模型(2)的回归结果，报告了高压反腐对国家审计独立性的影响。回归结果显示，yn和L.Lnkeyword1的系数a分别在1%和5%的水平下显著为正，说明高压反腐政策的出台以及反腐力度的提升，使政府行政干预水平显著下降，国家审计独立性显著提高，证明了H2。

表4 高压反腐对国家审计独立性影响的回归结果

3.国家审计独立性的中介效应分析

表5是模型(3)的回归结果，报告了国家审计独立性在高压反腐与国家审计质量之间的中介效应检验结果。列(1)和列(2)显示，yn与L.Lnkeyword1的系数c′分别在5%和1%水平下显著为正，IND的系数b在5%的水平下显著为负。结合表3、表4的回归结果，c显著为正，a显著为正，b显著为负，c′显著为正，说明间接效应与直接效应均显著；同时ab与c′异号，说明国家审计独立性在这中间表现为遮掩效应。以上表明，高压反腐政策的出台和反腐力度的加大，自身的直接作用会使国家审计的揭露功能得到提高，说明制度措施使曾经可能不会被揭露的违法违规行为得到了有效的揭示；但国家审计独立性在这一过程中表现为遮掩效应，本文认为其原因可能在于，在高压反腐前，审计独立性相对较弱，官员为了自己的利益，可能会通过行政干预迫使被审计单位做一些违法违规的事情。审计独立性提高，行政干预减少，被审计单位因迫于官员压力而出现的违法违规问题和金额相应减少，使得国家审计机关能够查出的违规金额也相应减少。列(3)和列(4)显示，yn与L.Lnkeyword1的系数c′分别在1%和5%水平下显著为正，IND的系数b在1%水平下显著为正。结合表3、表4的回归结果，c显著为正，a显著为正，b显著为正，c′显著为正，说明间接效应与直接效应均显著；ab与c′同号，说明国家审计独立性在这一作用过程中起到了部分的中介作用。即高压反腐政策的出台和反腐力度通过国家审计独立性的提升提高了国家审计的预防功能，H3得到部分验证。列(5)和列(6)显示，yn与L.Lnkeyword1的系数分别在10%和1%水平下显著为负，此时IND的系数b并不显著。运用Bootstrap方法检验a和b，报告的a和b置信区间分别为(-0.011 194 8，0.011 083 1)和(-0.013 470 8，0.019 715 9)，区间均包含0，说明间接效应不显著。列(7)显示，yn的系数c′为负但不显著，IND的系数b在5%水平下显著为正。结合表3、表4的回归结果，c为负但不显著，遮掩效应立论；a显著为正，说明间接效应显著为正。以上回归结果表明，高压反腐政策的出台，并未使配合纠正功能得到提高，但其可以通过提高国家审计独立性，在一定程度上正向作用于配合纠正功能。列(8)显示，L.Lnkeyword1的系数c′在10%水平下显著为负，IND的系数b在5%水平下显著为正。结合表3、表4的回归结果，c为负但不显著，遮掩效应立论；a显著为正，说明间接效应显著为正。由此说明，反腐力度的提高使配合纠正功能降低，但其通过提高国家审计独立性，对该负向效应有部分的抵消作用。

表5 国家审计独立性的中介效应检验结果

(三)稳健性检验

本文通过替换关键变量进行稳健性分析。将解释变量keyword1替换为keyword2(每年省级中共机关报出现关键词“腐败”的文章数除以该报当年出现中性词“政府”的文章数)，被解释变量中揭露功能替换为IN2(审计机关查出被审计单位的违规金额数/财政支出)、预防功能替换为EX2(被批示、采用审计信息/提交审计信息)、自身纠正功能替换为CO2(审计处理处罚金额/审计促进整改落实有关问题资金)、配合纠正功能替换为HO2(移送处理落实人员/移送处理人员)。稳健性检验结果如表6、表7和表8所示，结论与上文一致，研究结论具有稳健性。

五、研究结论与政策建议

(一)研究结论

本文以2007—2016年我国30个省份的面板数据为样本，对高压反腐(2012年反腐制度出台前后、反腐力度)、国家审计独立性和国家审计质量(揭露功能、预防功能、自身纠正功能、配合纠正功能)之间的关系进行了实证检验。研究结果表明：

表6 高压反腐对国家审计质量影响的稳健性检验结果

表7 高压反腐对国家审计独立性影响的稳健性检验结果

(1)随着2012年高压反腐政策的出台以及反腐力度的加大，国家审计质量的揭露功能和预防功能得以显著提高，但国家审计的自身纠正功能和配合纠正功能并未提升。

(2)随着高压反腐政策的出台以及反腐力度的提升，政府行政干预水平显著下降，国家审计独立性显著提高。

(3)对国家审计的揭露功能来说，国家审计独立性表现为负向的遮掩效应；对国家审计的预防功能来说，高压反腐政策的出台和反腐力度通过国家审计独立性的中介作用间接正向影响国家审计的预防功能。

表8 国家审计独立性中介效应检验的稳健性检验结果

上述结果反映出目前在国家审计领域依旧存在“重查证、轻执行”的问题，如何增强国家审计的纠正功能值得各方进一步的关注。

(二)政策建议

(1)政府相关部门应借助高压反腐的政治大环境，保持或进一步加强反腐力度，持续推进国家审计机关对被审单位违规问题的查处力度，进一步提升国家审计揭露问题的透明度，做到违规尽查。

(2)政府相关部门应重视高压反腐对国家审计预防功能的促进作用。同时，国家审计应继续提升提出的审计意见质量，提高其针对性和可操作性，进一步增加审计建议被采纳比例。

(3)国家审计独立性的提高对被审计单位违规金额的减少和审计意见采纳率的提高具有显著效果。国家应更加关注地方政府干预问题，保障地方国家审计机关在经费、人事任免等方面的独立，从制度建设等各方面提高国家审计独立性，减少进而杜绝审计过滤和审计妥协，使被审计单位的违规问题和金额有实质性的减少，被采纳审计建议有实质性的提高。

(4)在提升监管力的同时提升各部门的执行力，依旧是各部门在反腐倡廉大背景下需要重视的问题。对提高自身纠正功能来说，地方国家审计部门与被审计单位应建立健全信息沟通渠道，使信息能够快速且完整地传递；应尽量消除被审计单位对于查出问题的抵触情绪，让其意识到审计整改意见是在促进其改正完善问题，促进其健康发展；应提高上级部门对国家审计机关在查处问题落实方面的重视程度，将国家审计机关自身纠正功能的发挥作为其业绩考核的重要指标；在优秀审计项目评选评分中，将审计整改分数占比提高，逐步增强国家审计机关对其自身纠正功能的重视程度。

(5)在提高配合纠正功能方面，对审计机关在工作中发现的重大隐患，要积极协调司法机关、纪委监察部门，建立审计整改的协同机制。可以通过建立信息共享平台，完善信息共享机制，共同对重大问题的纠正情况予以落实，提升配合纠正功能。同时，国家应健全关于国家审计整改机制的法律法规，制定更为详细全面的条例准则，规定合理的整改期限和整改完成标准，并制定应改未改惩罚措施，防止国家审计流于形式；并建立专门的国家审计结果落实监督部门，有专人进行监督，进一步提高国家审计的纠正功能。

注 释：

①选取2007—2016 年为研究区间考察2012年前后各5年的变化，是由于2012年党的十八大召开，我国进入高压反腐态势，且2017年的部分数据尚未披露。

②选择的四个指标分别是：缴财政执行率(CO1)，等于已上缴财政数与应上缴财政数的比值；减少财政拨款执行率(CO2)，等于已减少财政拨款或补贴与应减少财政拨款或补贴的比值；归还原渠道资金执行率(CO3)，等于已归还原渠道资金与应归还原渠道资金的比值；调账处理执行率(CO4)，等于已调账处理金额与应调账处理金额的比值。之所以选择这四个指标是因为它们是在2012年前后衡量国家审计在后续落实审计结果中都保留的四种指标。通过对四个指标进行因子分析，提取公因子代表自身纠正功能(CO)。因子分析相关表格留存备索，作者邮箱：cly@dhu.edu.cn。

③省级中共机关报通常是冠以省份名称的日报，如中共重庆市委机关报《重庆日报》；部分省级中共机关报也会采用其他命名方式，如中共上海市委机关报《解放日报》，中共广东省委机关报《南方日报》。

④限于篇幅，未列示2003—2006年市场化指数与公职人员平均行政管理费用支出相关性检验结果，留存备索。

⑤限于篇幅，此处未列示相关性检验结果，留存备索。