国家审计治理视域下审计监督对企业创新的影响研究

李丹丹 张荣刚

摘 要：在国家审计引领下，充分发挥国家审计监督职能，加强与社会审计的协同作用，并协调多种治理机制，对促进企业创新具有重要作用。利用2008-2020年中国沪深A 股上市公司数据，实证检验了国家审计及其协同社会审计对企业创新的影响，并从内外部治理机制视角考察媒体监督和内部控制对其影响过程的调节效应。研究发现：国家审计对企业创新投入和创新产出均起到显著的激励效应，并且治理效果具有长期性和持续性的滞后效应；国家审计和社会审计在促进企业创新过程中存在明显的协同关系，高质量的社会审计能显著增强国家审计对企业创新的激励作用；国家审计有效协调媒体监督和内部控制机制发挥治理效应，媒体监督与内部控制均能促进企业创新。媒体监督与国家审计在促进企业创新中存在互补效应，而内部控制与国家审计在促进企业创新中存在替代效应。因此，要充分重视和发挥国家审计协同监督治理功能，从加大国家审计实施力度、有效整合国家审计与社会监督的资源、完善外部治理机制等方面协同促进企业创新。

关键词：国家审计；社会审计；企业创新；媒体监督；内部控制

中图分类号：F276.1  文献标识码：A  文章编号：1001-148X（2023）05-0130-12

收稿日期：2023-05-05

作者简介：李丹丹（1990-），女，河南济源人，副教授，博士，研究方向：产业经济与审计研究；张荣刚（1973-），男，陕西咸阳人，教授，博士生导师，研究方向：国家审计与数字经济。

基金项目：审计署重点科研课题，项目编号：22SJ01004; 陕西省社会科学基金年度项目，项目编号：2023D298；陕西省教育厅科研计划项目，项目编号：23JK0229；西北政法大学教学改革研究，项目编号：XJYB202329。

一、引 言

由于受到企业技术创新的正外部性、创新成果和创新收益不确定性等影响，目前我国企业普遍存在高投入、高消耗、低产出等效率低下问题，严重阻碍了企业创新的积极性。尤其是作为社会主义制度经济基础的国有企业，由于存在垄断和寻租等行为，其技术创新效率普遍较低，而创新效率直接影响整个国家经济的增长质量和可持续发展。随着新一轮科技革命动能的持续释放，审计监督成为推进国家治理能力现代化不可或缺的重要驱动力。加强对国有企业的监督是缓解国有企业固有缺陷、促进国有企业创新的重要途径之一［1］。

审计监督是国家治理的“八大”监督体系之一，国家审计作为党和国家监督体系的重要组成部分，依法开展审计活动，立足宏观全局，凭借其独立性、强制性和权威性优势，在落实国家重大决策、提高国有企业经营管理绩效等方面发挥着重要作用。新修订的《中华人民共和国审计法》进一步加强了审计全覆盖的要求，习近平总书记指出要完善审计监督体系，统筹整合审计资源，增强审计监督合力。《关于深化国有企业改革的指导意见》强调要切实强化国家审计与社会监督的协同，国家审计协同社會审计形成的审计监督合力是国家审计提高国有企业监督效能的重要途径。那么，在中国经济转向高质量发展，推进国家治理现代化的背景下，作为外部治理环境之一的国家审计是否可以促进企业创新，其理论传导机制是什么？社会审计作为审计监督体系的重要组成部分，国家审计协同社会监督共同促进企业创新的效应如何？进一步的，媒体监督和内部控制对国家审计促进企业创新起到怎样的调节效应？以上研究对于构建集中统一、全面覆盖、高效可行的国家审计监督体系，服务国家治理，保障国家治理现代化，具有重要的现实意义。

本文可能的贡献在于：（1）已有研究多关注的是国家审计对国有企业的治理效应或与企业创新的关系，鲜有文献从国家审计引领多元监督主体，构建审计治理新格局的视角来考察审计监督效应。本文不仅系统分析国家审计对企业创新的影响及作用机制，还从协同视角考察国家审计协同社会审计对企业创新发挥激励作用的机制与效应，以此来探讨国家审计与社会审计的联动机制对提高企业创新的影响路径，为完善审计监督体系提供了新的经验证据。（2）国家审计治理效果与外部和内部治理机制密切相关。已有研究多关注的是单一治理机制治理效果，缺乏对不同治理机制之间协调问题的考察。本文在当前激励企业创新多种治理机制并存的现实背景下，从内外部监督体系出发，考察国家审计在媒体关注和内部控制等多元治理机制中的协调作用，探究不同治理机制之间的相互关系，为在实践中多种治理机制如何有效协调提供理论支撑，以期通过对国家审计治理效应机制的完善和补充，最大限度地发挥促进企业创新的效力。（3）进一步从动态视角验证了国家审计的正向促进效应具有一定的持续性和滞后性。为了解决内生性问题产生的双向因果及样本选择偏误等问题，本文设置实验组和对照组，运用双重差分法（DID）、安慰剂检验、倾向得分匹配法等进行稳健性检验，使得研究结论具有更可靠的稳健性和可信度。

二、文献献综述与研究假说

（一）文献综述

随着国家高质量发展和“创新驱动增长”战略的实施，我国政府通过制定一系列的税收优惠、研发补贴等激励政策来促进企业创新，旨在解决市场失灵，鼓励企业进行基础性和正外部性的研发活动，有效解决企业融资困难和降低创新风险等问题，增加创新预期收益率，提高创新投入和产出。同时，可以为外部投资者提供研发项目的选择标准，并为前景良好的企业向外部投资者获得补贴作为一个积极的信号。然而，现实中创新资源不合理利用的现象仍客观存在。相关文献研究认为，由于委托代理问题和管理者激励不足问题的存在，政府的干预反而对企业创新的积极性产生不利影响，使得企业自身投入研发的动机减弱，导致创新资源配置扭曲，从而产生挤出效应，不能确保创新资源得到有效、合理的利用，难以提高企业创新［2］。随着对财政激励政策和企业创新研究的不断深入，研究视角开始转向审计监督。

已有关于国家审计微观经济后果的文献主要考察的是国家审计是否以及如何发挥对国有企业的治理效力，如治理腐败、提高国有企业的绩效、监督国有企业投资、抑制高管超额在职消费等。有关企业创新驱动力问题，现有文献主要从内外部因素关注了产权性质、公司治理、股权结构、知识产权保护制度、金融市场发展方面对企业创新的影响。近年来，学者们聚焦于政府干预对企业创新的影响，对于政府行为对国有企业创新影响的研究侧重于考察财政激励政策、巡视监督、产业政策等对国有企业创新的影响。关于国家审计能否促进企业创新的研究仍处于理论分析层面较多，提出了不同的观点。一部分学者认为，国家审计通过监督效应、激励效应等缓解道德风险问题［3］，通过缓解地方政府干预降低对国企创新绩效的不利影响［4］，通过开展科技创新政策贯彻落实情况审计，监督和完善财政支持体系，促进国有企业质量和效率的提高，进而促进企业创新［5］。还有少部分学者认为政府对创新的直接干预并不能起到预期的效果，会引致企业不注重实质性创新，忽略真正的研发需求，反而注重策略性创新，如胡志颖和余丽（2019）［6］研究发现二次国家审计行为对企业创新投入没有起到显著的促进作用。

最近的文献表明，国家审计与社会审计能够发挥协同效应，促进国家治理现代化，因此要建立国家审计和社会审计相协同的审计监督体系。郭檬楠和郭金花（2020）［7］以2007-2017年央企企业数据为样本，实证检验了国家审计及其协同社会审计对于降低国有企业过度负债的治理作用及协同效应。还有学者认为国家审计增加了外部媒体的监督、提升了社会审计的审计质量［8］。李晓慧和蒋亚含（2018）［9］研究发现社会审计可以通过国家审计产生的“威慑力”效应和“顺风车”效应，提高社会审计质量。也有部分学者认为国家审计介入后，由于受到国家审计权威性外溢影响，社会审计收费会增加［10］。

综上所述，已有大量文献关注了国家审计监督对国有企业的治理效应和对企业创新因素等方面的影响，大部分观点认为良好的内外部公司治理将会对企业创新动机和创新融资能力具有影响，这些研究为本文提供了有益的思考。但关于国家审计对企业创新投入和创新产出的作用较少提供经验证据，而国家审计协同多元治理主体构建了审计治理新格局，在创新型国家建设中发挥重要引领作用。鉴于此，本文聚焦于审计监督影响企业创新的作用机制，考察了国家审计对企业创新投入和创新产出的影响，并分析国家审计协同不同主体、协调不同监督机制的治理效应，为国家审计治理视域下审计监督影响企业创新能力的提升提供了经验支持，并为进一步强化审计监督体系和国有企业可持续发展提供了政策建议。

（二）研究假说

1.审计监督对企业创新影响的理论传导机制

（1）国家审计监督治理效应对企业创新的影响机制。促进企业创新是政府推动经济高质量发展的重要途径。随着新一轮科技革命动能的持续释放，审计监督成为推进国家治理现代化不可或缺的重要驱动力和外部监督手段。第一，国家审计具有监督效应，通过运用各种资源去对各种违规问题进行整顿或者完善相关的政策制度，缓解道德风险问题提高企业创新绩效。根据代理理论，在创新政策实际执行过程中，冗余资源能够诱发代理问题，会引发管理层的道德风险行为，如侵占或者违规使用公司研发资助的资源。国家审计作为“監管人”，具有独立性、强制性和权威性，政府依法开展审计活动，高效地查处企业在经营投资方面的创新力度，严查企业上报的信息，有效监督企业的经营决策和资助使用过程，降低创新资源的错配程度，最大程度地保障创新资源的合规性使用，从而提高企业的创新绩效。第二，国家审计通过威慑效应，开展科技创新政策贯彻落实情况审计，抑制政策落实中的机会主义与寻租行为，通过监督和完善财政支持体系支持国有企业创新机制。国家审计署属于政府行政机关，审计结果公告具有公开性和较高关注度，通过曝光审计发现的问题，会对企业产生的严重负面影响，这将给尚未接受审计的国有企业管理层形成压力。同时，国家审计的监督和威慑力越大，企业会更加谨慎的对待创新资金的使用范围和效果，一旦被审计出违规操作，对企业融资会产生难以预料的影响。在新一轮体制改革下，政策落实审计的实施有利于及时揭示阻碍国有企业改革深化过程中的漏洞，通过揭示审计中存在的违规操作和金融，对企业这种行为采取责令期限处理和改正等措施，帮助后续纠错机制纠正政策实施过程中的偏差，增强国有经济创新活力和竞争力，促进效率和动力的改革。第三，国家审计通过溢出效应，缓解管理层短视行为，增加国有企业长期性投资，激励企业进行实质性创新。由于创新活动具有不确定性、回报周期长等特点，创新价值容易被投资者低估，这会使得国有企业管理层容易出现短视行为，不愿意主动投入长期性的创新活动。经济责任审计一般在干部任期结束时进行，可以引导国企管理者进行长期性投资，为创新活动提供充分的时间和空间，缓解“职业生涯忧虑”问题。随着创新提升到国家战略的高度，国家审计署在对国企领导人经济责任审计中特别重视国企中的研发创新活动，并给予相应的政策支持和鼓励。通过对国企领导人业绩考核，创新活动带来的高收益会提高管理者对创新活动失败的容忍程度，国企领导人会更加注重创新资源的运用来提升创新投资和绩效。基于以上分析，提出如下研究假说：

H1：国家审计通过监督效应、威慑效应和溢出效应促进企业创新的提升。

（2）国家审计协同社会审计对企业创新的影响机制。随着审计质量、审计效率和审计专业化水平要求的提高，以及实现国企审计全覆盖的要求，根据协同理论，应该加强国家审计和社会审计的协同，进而促进企业创新。国家审计的职责定位是国家机构运行的纠偏手段和执行保障，以监督制约公共权力为抓手，从宏观层面出发保障国家政策、法律法规的有效执行，最大程度的保障企业创新资源使用的合规性和有效性使用，提高国有企业经济信息的准确性。社会审计从微观层面出发，基于“信息披露的鉴证”，接受委托对国有企业财务信息真实性和完整性进行鉴证，对企业创新资助政策和企业研发合理使用进行有效监督，对财务报表是否不存在重大错报提供合理保证，从本质上讲也是发挥监督作用，维护国家财政经济秩序。所以，国家审计与社会审计的根本目标都是服务国家治理需要，并且在政治上具有一致性，在目标上具有趋同性。同时，国家审计与社会审计在审计监督活动中的区别也恰恰构成了审计监督体系中相互协作的机会，具体协同路径包括以下两个方面。

第一，审计资源互补。一方面，由于国家审计资源有限，国企规模通常较大，无法对国有企业实现全面审计。对于科技资金和科研项目管理开展外部审计监督时涉及的内容包括财务收支、经营管理等方面，因此需要增加审计工作量和借助更专业的审计业务能力来实现。社会审计具有较高的专业化优势，并且资源不受到政府预算限制，其审计程序与国家审计也具有相通性。国家审计协同社会审计在国有企业监督中相互交叉，发挥不同主体审计优势。通过国家审计的知识溢出效应，建立信息沟通机制，实现部门联动与信息共享。有效统筹整合审计资源，聘请社会审计人员参与国企审计项目，通过高效的衔接方式增大协同效应，共同对创新资助进行监督。同时，社会审计会由于国家审计的“威慑力”效应更加谨慎执业，进而提升审计质量。社会审计质量越高，越有利于提高国家审计效率［9］。总之，审计资源的互补和协同有利于提高研发资源利用率和工作效率，进而提升企业创新。

第二，审计治理功能互补。2014年颁布的《注册会计师业务指导目录》中有关国有企业社会审计的受托业务表明，社会审计以合作者的身份与国家审计共同对国有企业发挥审计治理整体功能。社会审计发挥的是鉴证功能，监督被审计单位在使用研发资助过程中是否存在违法违规行为，促进信息披露的真实合法公允，进而提高研发资源配置的效率；而国家审计发挥的是监督、纠偏和预防功能，通过对社会审计报告依法进行核查，并对审计中存在的违规操作和金融行为采取责令期限处理和改正等措施，弥补社会审计治理功能的不足，共同促进企业创新政策的有效落实。基于以上分析，本文提出以下假设：

H2：国家审计发挥引领作用，有效协同社会审计，提高审计资源配置效率，提高企业创新。

2.媒体监督和内部控制的异质性分析

（1）媒体监督的异质性分析。作为一种外部监督，媒体监督和国家审计的价值目标一致，都是为了寻求“公正”。随着网络科技的飞速发展，媒体作为信息的载体和中介，代表社会公众的利益，对企业存在外部治理作用，能够用自身收集和传播信息的能力吸引公众关注，并且影响公众舆论方向，形成所谓的媒体治理效应。这种治理效应主要通过监督效应来实现。由于媒体与审计机关、政府部门都保持着较高的独立性，媒体监督实际上担任着社会“隐性的法庭”的角色，社会大众能够通过媒体监督获取信息，通过对信息的多方传递极大地降低了信息不对称性。国家审计针对制定的国有企业审计计划，会重点关注媒体对国企相关报道的全面跟踪和深入剖析。当国有企业内部出现如创新资源分配不合理，策略性地操纵研发投入等方面存在的问题和风险时，对国有企业治理的最终结果是通过审计结果公告予以披露。媒体监督通过对审计结果和国企审计整改结果进行相关报道。审计结果公开会受到社会上新闻媒体的广泛关注，通过媒体报道信息传播功能和监督治理功能，提高了审计监督内容的覆盖广度和审计目标，使得媒体报道对资源配置的合理使用效率产生正面影响，进一步放大了国家审计的威慑作用，促进企业提高创新投入和产出。国有企业为了维护外部形象会及时进行内部整改，由于声誉机制的存在，使管理者为了个人前程而自我约束，审计纠偏的作用更为直接和显著。因此，媒体通过充分地发挥其监督功能，通过利用行政机关介入及声誉机制，在新闻报道的渲染下，公众舆论会迫使和监督企业出于自身声誉保护的目的对相关问题进行全面整改，能够对国家审计治理效应发展起到正向影响。基于以上分析，本文提出以下假设：

H3：国家审计有效协调媒体监督机制发挥治理效应，媒体关注度越高，国家审计对企业创新的促进作用越强。

（2）内部控制的异质性分析。作为企业监督体系的重要组成部分，内部控制着重于内部监督。国家审计与内部控制作为企业内外部监督的重要主体，在促进企业创新过程中拥有共同的目标。企业内部控制通过制度的设计和执行确保企业有效进行创新活动，对企业创新机制具有监督和风险管理作用。目前关于国家审计和内部控制的治理功能关系存在两种不同的观点。一种观点研究认为国家审计与内部控制能够相互促进，存在互补关系，从而发挥出更大的治理作用［11］。内部控制制度侧重于事前预防和事中控制，对企业创新资金的决策机制和使用方向进行监督，通过对各个环节的综合管控，尽可能在最大程度上避免企业内部各种自由裁量权的滥用，确保创新资金能够持续投入到创新活动中。较高的内部控制质量对国家事后审计的实施提供了良好的信息基础和制度支持。国家审计通过企业高质量的内部控制，能够更好地发挥治理效力，进一步促进企业创新绩效的提高，因此完善的内部控制可以提高国家审计的治理效果。另一种观点研究认为，国家审计与内部控制在国有企业治理中存在替代效应。由于国家审计属于事后行为，为了提高审计效率，审计人员会减少投入，削减实质性程序实施范围，事后的国家审计治理效应会被“挤出”。而当企业内部控制质量较低时，审计人员出于风险导向认为面临的初始风险较高，会加大审计实施强度和威慑力，从而提高了国家审计的治理效应。基于以上分析，本文提出以下对立假说：

H4a：国家审计有效协调企业内部控制治理效应，在促进企业创新的过程中国家审计和内部控制存在互补关系。

H4b：国家审计有效协调企业内部控制治理效应，在促进企业创新的过程中国家审计和内部控制存在替代关系。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

以2008-2020年沪深A 股上市公司作为初始样本，参照证监会2012 年的分类标准，删除了金融类行业、ST 或者PT公司以及数据缺失的样本，共得到3284个上市公司19532个观测值。为了使结果更稳健，在此基础上分别构造了实验组样本和对照组样本。审计署自2010-2018年发布了审计结果公告，审计介入年度为公告年度的上一年，本研究以审计署介入年份（2009-2017年）来衡量。考虑到被审计央企会提前了解审计署的审计计划，且采用双重差分模型需要至少提前一年的数据，同时考虑到审计结果的滞后效应，本文界定被审计署介入当年及之后三个年度取1，因此，本文的研究样本期间为2008-2020年。利用数据库中的“实际控制人名称”信息和手工查找年报中的“实际控制人情况”，同时比对国泰安数据库（CSMAR）中上市企业，将中央企业集团名称与上市公司的“实际控制人名称”进行匹配，并进行手工复核，匹配筛选出央企控股的全部上市公司。同时为了更好地比较国家审计前后上市公司的变化，本文选取2008-2020年审计署公布的“中央企业集团年度财务审计”结果公告，匹配筛选出被审计署审计过的央企控股上市公司，该组作为实验组样本。为了更有效地观察国家审计的效应，删除了前后多次被审计的央企集团及其所属的控股上市公司和样本区间内产权性质发生转变的公司，最终获得的被审计央企控股上市公司176家。对照组的获取过程中，国家审计的范围是中央国有企业，国家审計会出现溢出效应，未被审计的国有企业会受到一定影响，而双重差分（DID）检验方法则要求对照组完全不能受到事件的影响，因此为了避免干扰，借鉴Gong et al.（2016）［12］以配对的方式在未被审计的非国有上市公司中进行样本配对。以被审计的央企控股上市公司的资产规模相近为基准，并按照同一行业代码（2012年）和同一年度，严格按照1：1 的比例选择配对样本，要求实验组与其对应的对照组配对样本资产规模差异不能具有显著差异，最终获取两类样本数为352家。通过对所有连续变量1%和 99%百分位进行了Winsorize处理来消除异常值影响，以及删除变量缺失的观测值，配对后最终样本观测值为2862个。被审计央企样本数据主要来自于审计署发布的审计公告和《中国审计年鉴》，专利数据通过国家知识产权局网站整理而得，其他数据来自于国泰安、万德和迪博数据库。

（二）模型设定与变量界定

根据以上理论分析，为验证假说H1，即检验国家审计对企业创新的影响，设计模型如方程（1）。

Innovait=α0+β1Auditit+β2Postit+β3AuditPostit+∑Controlit+∑Industry+∑Year+εit （1）

其中，被解释变量为为企业创新（Innovait）。本文从创新投入和创新产出分别来衡量企业创新。创新投入采用企业研发投入除以营业收入表示。对于创新产出的衡量，相关文献通常采用专利申请数、专利成果、新产品产值等。与以往采用的新产品产值等测量方法不同，专利更适合作为反映技术的研发创新成果，因为企业为专利申请付出的成本在创新产出方面具有甄别效应，且专利申请数量比专利授权数量更可以反映企业的真实创新水平，可以衡量资源投入和使用效率的技术创新［13］。因此采用年度专利申请总数量加1 的自然对数来衡量创新产出。Auditit为是否经过国家审计的分组虚拟变量，Postit表示国家审计实施前后时间段的虚拟变量，将上市公司被审计署介入当年及以后三个年度取1，否则取0。AuditPostit为国家审计监督实施前后，表示国家审计的净效应虚拟变量，即国家审计实施后实验组与对照组企业创新增长的差异。Controlit为一系列影响企业创新的控制变量，同时对年份效应和行业效应进行双向固定。方程（1）中重点关注国家审计净效应系数β3，如果交互项系数β3显著为正，则说明国家审计对企业创新起到显著的促进作用，则假设H1成立。本文还控制以下变量，包括企业规模、总资产报酬率、营业收入增长率、独立董事比例、经营净现金流率、资产负债率、股权集中度、企业年龄和股权制衡度。

在考察国家审计是否协同社会审计对企业创新产生影响时，需要提前是验证二者能否单独发挥作用。因此构建模型（2）来验证社会审计质量对企业创新的影响，并在此基础上构建模型（3）来考察国家审计与社会审计的协同作用。

Innovait=α0+β1Socialit+∑Controlit+∑Industry+∑Year+εit（2）

Innovait=α0+β1Auditit+β2Postit+β3AuditPostit+β3Socialit+β4Auditit×Socialitβ5Postit×Socialit+β6AuditPostit×Socialit+∑Controlit+∑Industry+∑Year+εit（3）

其中，Socialit表示社会审计质量，其余变量同上。如果式（2）中社会审计质量系数β1为正数且显著，这说明高质量的社会审计能够促进企业创新；如果国家审计与社会审计交互项（AuditPostit×Socialit）系数β6为正数且显著，则表明国家审计与社会审计在促进企业创新过程中起到了协同作用，以此来检验假说H2。各变量具体定义以及计算方式见表1。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

将面板数据进行整理后，利用Stata16.0统计分析软件对主要变量进行描述性统计分析（如表2）。可以看出，企业间的创新投入（R&D）和创新产出（Perf）存在较大差异。R&D的均值为0.762，最大值为2.885，最小值为0；Perf指标均值为0.086，最大值为0.325，最小值为0，标准差分别为0.809和0.099，这说明企业间创新水平波动较大，一些企业创新投入和产出动力不足。在计量检验中，为了避免出现多重共线性、异方差等回归问题，对交互项中心化处理，对绝对量的变量取自然对数，利用Person相关系数法对变量的相关关系进行分析，然后对变量进行方差膨胀因子VIF检验，VIF 值均在1.13-1.72之间，结果说明不存在多重共线性问题。

（二）基准回归

1.国家审计对企业创新影响的回归结果。在回归分析之前，针对模型中各变量进行多重共線性检验。所有解释变量的方差膨胀系数（VIF） 均小于2，说明所有模型均不存在严重的共线性。对于面板模型来说，需要确定到底是用固定效应方法还是随机效应的方法。在进行了F检验、BP检验和Hausman检验后，选择固定效应模型，并进行了Newey-West检验。表3汇报了对全样本进行双向固定效应模型及对央企样本进行双重差分模型的回归结果。

表3中（1）栏和（2）栏是运用固定效应模型对方程（1）回归的结果。在创新投入组（R&D）的列（1）中，在控制行业和年份效应并不断加入控制变量的基础上，国家审计净效应（AuditPost）的回归系数为0.087（P<0.005），与R&D显著正相关。在创新产出（Perf）组的列（2）中，国家审计净效应（AuditPost）的回归系数为0.064（P<0.005），核心解释变量的符号与创新投入组中保持一致。（3）栏和（4）栏是运用双重差分模型对方程（1）回归的结果，在创新投入组（R&D）中，AuditPost系数为0.165（P<0.001），在创新产出（Perf）组中，AuditPost系数分为0.187（P<0.001），可见，无论是在创新产出还是创新投入组，国家审计净效应交互项（AuditPost）的回归系数均在显著性水平上为正数，以上结论说明相对于未接受国家审计的企业，接受国家审计的企业创新投入和产出显著增加，这表明国家审计在统计水平上显著地正向促进企业创新，即国家审计对企业创新起到显著的促进作用，假设H1得到证实。

2.国家审计协同社会审计对企业创新影响的回归结果。在模型（2）中引入社会审计调节项后回归结果如表3所示。（1）栏和（3）栏是社会审计（Social）与企业创新投入（R&D）与创新产出（Perf）的回归系数，分别为0.036（P<0.05）和0.101（P<0.05），这表明社会审计质量可以促进企业创新投入和创新产出。交乘项（PostAudit* Social）与R&D和Perf的回归系数分别为0.016（P<0.05）和0.054（P<0.05），这表明国家审计和社会审计在促进企业创新投入和产出上存在明显的协同关系，高质量的社会审计能显著增强国家审计对企业创新的激励作用，假说H2得以验证。由表4的央企样本回归结果可知，PostAudit* Social与R&D及Perf的系数仍为正数且显著，两种回归方法得出的结果保持一致，说明本文结果的稳健性较高，再次验证了假说H2。

（三）稳健性检验

1.平行趋势检验。采用双重差分模型估计的前提需要检验实施国家审计的国企与没有实施国家审计的国企是否满足连续多期DID的平行趋势。原理是根据国家审计实施时间，设置政策时点哑变量，在国家审计执行前三年和后三年每一年生成一个实验组和年份的交互变量，该方法运用如模型（4）所示。

Perfit=0+1Audit*pre_1+2Audit*pre_2+3Audit*pre_3+βAudit*current+4Audit*Post_1+5Audit*Post_2+6Audit*Post_3+7X+∑Industry+∑Year+εit（4）

其中， current 为政策基期，即国家审计执行年度赋值为1，否则为0；pre_1 、pre_2和pre_3分别表示国家审计执行前的第一个年度、第二个年度和第三个年度以及以前年度赋值为1，否则为0； Post_1、 Post_2和Post_3分别表示国家审计执行之后的第一年、第二年和第三年赋值为1，否则为0。利用模型（3）进行平行趋势检验的结果如图1所示。

从图1可以看出，在执行国家审计的前三年交乘项（Audit*Pre）的估计系数都不显著，且置信区间均包括了0，说明在开展国家审计前被审计央企集团与未被审计的国企上市公司没有明显差异。在实施国家审计当年及其后面的时期，交乘项（Audit*Post）的系数显著为正，这说明国家审计在研发资助促进企业创新作用机制上存在一定的动态效应，满足平行趋势假设，因此本研究采用双重差分法进行模型估计是合适的。

2.安慰剂检验。为了检验国家审计对企业创新影响的稳定性，以及排除其他未知因素的影响，本文进一步采用安慰剂检验方法进行检验。通过改变央企控股上市公司接受国家审计的时间点来进行检验，即将企业接受国家审计的年份设定在实际被审计年份的前两年，同基准回归以保证研究结论的稳健性。本文随机打乱audit，即将audit的全部取值拿出暂存，然后随机赋给每一个样本，继而生成新的处理组与控制组进行安慰剂检验，为提高安慰剂检验的识别能力，重复执行了1000次回归，结果如图2所示。图2展示了进行1000次重新分组的估计系数的分布以及相应的p值，其中x轴表示核心解释变量系数的大小，y轴表示p值大小，灰色圆点代表p值分布。从图2中可以看出，“伪实验组”中大多数估计值都集中在-0.015到0.015这个区间，而真实估计值接近1，大部分p值都大于0.1，即在10%的水平上不显著。这表明本文真实估计值明显是一个异常值，无法得到显著性的估计结果，不可能是随机模拟产生的偶然结果，进一步说明本文得出结论的稳健性，即国家审计对企业创新产生了显著的促进作用，假说H1再次得以验证。

3.倾向得分匹配方法（PSM）。为了缓解选择性偏差引致的内生性问题，本文利用倾向匹配得分法（PSM）法进行检验。以配对的方式在未被审计的非国有上市公司中进行样本重新配对。首先，采用所有控制变量对国家审计的分组变量进行logit 回归计算倾向性得分，采用了半径为0.01的半尺匹配法对数据进行匹配，使用双重差分模型进行回归，表5报告了PSM-DID回歸结果。列（1）与列（3）的估计系数、符号和显著性水平与基准回归结果基本一致，都在10%水平下显著为正，表明国家审计显著地促进了企业创新绩效，说明该政策是有效的，且与表3中的回归结果显著性基本一致，表明该模型具有强稳健性，该结果仍然支持假说H1和假说H2。

4.滞后效应回归。已有研究发现，国家审计对国企治理效应具有时间延续性，主要体现在审计结果公开公告后连续的两个期间内［14］。借鉴此，本文设置国家审计滞后一期（l.AuditPost）和滞后两期（l2.AuditPost），并加入社会审计（Social）与国家审计滞后一期（l.AuditPost）交互项（l. AuditPost×Social）、与国家审计滞后两期（l2.AuditPost）交互项（l2.AuditPost×Social）进行回归分析，结果如表6所示。列（1）-（4）是使用固定效应模型的回归结果，列（4）-（8）是运用双重差分模型的回归结果。可以看出，在国家审计滞后一期的回归结果中，核心解释变量与前文基本一致，l.AuditPost系数在R&D组和Perf组中分别为0.078（P<0.05）和0.082（P<0.05），L. AuditPost×Social的系数分别为0.017（P<0.05）和0.076（P<0.05）。在国家审计滞后两期的回归结果中，核心变量系数仍为正数，系数变小了，且具有显著性。列（5）-（8）的双重差分结果与上述结果保持一致。这说明国家审计协同社会审计提高企业创新具有长期性，治理效果至少持续了两年以上，假说H1和假说H2依然得到支持。

五、异质性分析

上述结果表明，国家审计治理效力能够有效地促进企业创新的提升，并验证了国家审计能够有效协同社会审计促进企业创新激励效应。考虑到国家审计对企业创新的治理效果受到外部社会舆论和企业自身的内部治理的影响，那么，在不同的媒体关注和内部控制质量下，国家审计对企业创新的提升效力是否会存在差异呢？接下来本文从外部监督机制和企业内部治理的角度进一步考察国家审计治理效力与企业创新投入和创新产出的關系。

（一）媒体监督异质性分析结果

在模型（1）的基础上加入媒体监督及其与国家审计的交互项来考察媒体监督对国家审计与企业创新关系的调节作用，回归结果如表7所示。无论是在以创新产出还是以创新投入为被解释变量，MA的系数（0.013和0.206）和交互项（AuditPost*MA）系数均显著为正（0.021和0.153），且均在1%的水平上显著为正，这说明媒体监督在国家审计与企业创新的关系中表现出了正向调节效果。进一步的，以媒体关注年度中位数为界，将样本分为媒体关注度较高组和媒体关注度较低组。分组回归结果如表7的（2）栏、（3）栏、（5）栏和（6）栏所示。可以看出，无论在媒体关注度低组还是媒体关注度高组中，国家审计（AuditPost）与媒体关注（MA）系数均显著为正数。以R&D为被解释变量时，在媒体关注度高组中，调节变量AuditPost*MA的系数为0.054（P<0.05），国家审计AuditPost的系数为0.234（P<0.01），均显著大于媒体关注度低组中的核心变量解释系数。在以Perf为被解释变量时得到同样的结论。这表明，国家审计有效协调媒体监督机制发挥监督效应，国家审计和媒体监督对企业创新的影响存在互补效应，即媒体关注度越高，国家审计对企业创新的激励效应越强，假设H3得到证实。

（二）内部控制异质性分析结果

作为企业内部重要的监督机制，内部控制强调事前预防和事中的监管功能，已有研究表明，企业内部控制质量的不同，国家审计对企业的治理效果具有差异［15］。现阶段风险导向审计模式下的国家审计会在审计时考虑国企内部控制质量问题。审计署会要求相关审计人员在实施实质性程序之前，先对被审计国企的内控制度进行测试。因此，本文进一步考察了国家审计促进企业创新效应在不同企业内部控制质量下的异质性。采用迪博·中国上市公司内部控制指数（IC）计算了2008-2020年上市企业的内部控制指数平均数。将低于平均值的企业划分为内部控制质量低组，不低于平均值企业划分为内部控制质量高组，在模型（1）的基础上加入内部控制（IC）及其与国家审计的交互项（AuditPost*IC）来考察内部控制对国家审计与企业创新关系的调节作用及异质性，估计结果如表8所示。

表8的（1）栏和（4）栏的全样本回归结果显示， IC和AuditPost均与R&D在1% 的水平上显著正相关，回归系数分别为0.067（P<0.01）、 0.503（P<0.05）和0.142（P<0.05）和0.337（P<0.05），这说明健全有效的内部控制能够增强企业风险管理能力，提高技术创新活动的规范性。企业的内部控制制度越有效，其创新活动越能得到保障。交互项AuditPost*IC与R&D的系数分别为-0.021和-0.162，并在5%水平上显著，这说明当企业创新目标既定时，内部控制实现企业创新的效果越好，国家审计发挥的作用就越小，即两者在对企业创新治理的作用中存在替代效应，假说H4b得到验证。进一步的，分组回归结果如表8的（2）栏、（3）栏、（5）栏和（6）栏所示。无论在内部控制质量低组还是高组中，国家审计（AuditPost）与内部控制（IC）系数均显著为正数，但在内部控制质量低组中的国家审计（AuditPost）的系数（0.589和0.309）要显著大于内部控制质量高组中的（0.433和0.156）。这进一步表明在国家审计有效协调内部控制对企业创新发挥了促进效应，并且二者具有替代效应，相较于内部控制质量较高的企业，国家审计对企业创新的促进作用在内部控制质量较低企业中更显著，这与已有研究结论保持一致，再次验证假说H4b。

六、研究结论与政策建议

国家审计协同社会审计形成的审计监督合力，有效调节多种治理机制，是国家审计提高国有企业监督效能的重要途径。在国家审计治理视域下，本文以2008-2020年中国沪深A 股上市公司为研究样本，构建实验组和对照组，运用固定效应模型和双重差分法实证检验了国家审计及其协同社会审计对企业创新的影响，并从内外部治理机制视角考察了媒体监督和内部控制在审计监督对企业创新影响过程中的调节效应。研究发现：（1）国家审计通过监督效应、威慑效应和溢出效应，显著促进了企业创新投入和创新产出。通过安慰剂检验、倾向性得分匹配方法等稳健性检验，结论依旧成立。（2）国家审计能够有效协同社会审计共同发挥监督作用，社会审计在国家审计与企业创新关系中存在正向调节效应，高质量的社会审计能显著增强国家审计对企业创新的激励作用。（3）国家审计协同社会审计提高企业创新具有长期性，治理效果至少持续了两年以上。（4）国家审计有效协调媒体监督机制发挥治理效应，相较于媒体关注度不高的地区，国家审计对企业创新的促进作用在媒体关注度较高的地区中更显著。（5）国家审计与内部控制两者在促进企业创新过程中存在替代效应，即企业创新目标既定时，内部控制实现企业创新的效果越好，国家审计发挥的作用相对较小。基于以上结论，本文提出的政策建议如下：

第一，进一步提升国家审计监督效率，充分发挥 “资源分配优化效应”。 本研究认为审计监督对提升企业创新能力发挥了重要作用，因此要进一步提高对国企的监督力度，加强对国家创新体系的系统性监督。首先，加强审计科技创新政策贯彻落实情况，降低财政风险，提高审查和甄别能力。进一步加强对政府财政资金的延伸审计，建立国家审计结果运用的长效机制。督促企业全面整改，加强在国家审计后的监督落实。其次，加强审计科技资金投入和科技项目管理情况，拓展信息公开的范围和深度，增加监督内容中涉及创新的种类和实施监督的频度，提升国家审计绩效，加大对不利于创新的违规违纪金额和问题的查处力度，推动企业更有效地认真执行国家宏观经济政策，提高企业创新能力。最后，完善审计科技创新平台建设运营等情况。充分发挥国家审计的“资源使用治理效应”，督促企业全面整改，加强在国家审计后的监督落实，促进优化科技创新服务。

第二，有效整合国家审计与社会审计的资源，为发挥国家审计与社会审计对国企的协同治理效能提供必要的制度保障。本研究认为国家审计能够协同社会审计发挥对企业创新的激励效应，因此要有效利用社会审计的力量，将协同治理贯穿在整个审计过程，建立健全审计监督体系。企业要积极主动配合国家审计和社会监督，重视国家审计和社会审计等外部监督的积极作用，建立有效的信息反馈机制，及时整改国家审计、社会审计提出的违规违纪问题，降低创新失败风险，提高创新效率。要充分利用社会审计组织力量和成果，特别是高质量的社会审计报告，以减少国家审计的工作负担，提高国家审计效率，促进国企创新。

第三，完善企业外部治理机制，进一步发挥媒体监督的信息功能。本研究认为，媒体监督可以通过政府部门与市场声誉机制对国家审计促进企业创新起到正向调节作用，因此，要进一步发挥媒体监督治理效应，正确引导舆论方向。政府应及时捕捉媒体对企业的信息披露，定期出具中期审计报告，及时向相关部门提出整改建议并公开审计报告。通过协调媒体监督机制，有效地联合国家审计落实监督功能，从而实现对企业违规行为的及时处理。政府要加强推动媒体监督的市场化，增强其外在治理的有效性，利用媒体监督的成本低、覆盖广的优势，持续跟踪落实整改情况，从而提高国家审计对企业创新的激励效应。

第四，完善企业内部治理机制，发挥内部控制治理效能。本文研究认为国家审计与内部控制都可以激励企业创新，且在促进企业创新过程中存在替代效应，因此可以进一步充分发挥企业内部控制制度的约束作用，完善相关制度，营造良好的市场环境和法制环境。加强基于技术创新流程的内部控制建设，完善企业创新活动制度。加强披露企业内部控制信息和质量，推动企业加强内部管理。此外，还要加强对国家审计后企业内部控制制度运行的监督，促使企业自身创新能力的提升，减少内控缺陷，更好地促使内部控制助力国家审计实现激励企业的作用。

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Research on the Influence of Audit Supervision on Enterprise Innovation

from the Perspective of National Audit Governance

LI Dan-dan， ZHANG Rong-gang

（Business School ，Northwest University of Political Science and Law，Xian 710122，China）

Abstract： Under the guidance of national audit， giving full play to the supervision function of national audit， strengthening the synergy with social audit， and coordinating various governance mechanisms play an important role in promoting enterprise innovation. Using the data of listed companies in Shanghai and Shenzhen A shares in China from 2008 to 2020， this paper empirically tests the synergy of national audit and its collaborative social audit on enterprise innovation， and examines the regulatory effect of media supervision and internal control on its impact process from the perspective of internal and external governance mechanism. The findings are as follows： National audit has a significant incentive effect on enterprise innovation input and innovation output， and has a lag effect. There is an obvious synergy between national audit and social audit in the process of promoting enterprise innovation. High-quality social audit can significantly enhance the incentive effect of national audit on enterprise innovation. The national audit effectively coordinates the media supervision and internal control mechanism to play a governance role. Both media supervision and internal control can promote enterprise innovation. Media supervision and national audit have complementary effects in promoting enterprise innovation， while internal control and national audit have substitution effects in promoting enterprise innovation. Therefore， we should pay full attention to and give full play to the collaborative supervision and governance function of the national audit， and promote enterprise innovation from the aspects of strengthening the implementation of the national audit， effectively integrating the resources of the national audit and social supervision， and improving the external governance mechanism.

Key words：national audit; social audit; enterprise innovation; media supervision; internal controls

（責任编辑：李江）