审计功能对隐性债务风险的非线性影响

江世银,王 越

(南京审计大学 金融学院,南京 211815)

一、引言

近年来,中国的经济与民生持续承受内生因素与外生因素的双重冲击。对内,始于2019年并持续3年多的新冠肺炎疫情对产业复苏及消费水平造成了强烈冲击;对外,2022年初爆发的俄乌冲突导致能源与大宗商品价格暴涨,同时国内货币空间也受到了美元加息的限制。地方政府为刺激经济发展并保障民生,不断增加举债规模以提高投资水平。根据财政部的官方数据,2021年底中国地方政府债务余额首次突破30万亿元,而截至2022年底,债务余额已逾35万亿元。尽管官方统计数据并未包括隐性债务,但地方政府的隐性债务问题可能更为严重。如果按照Wind宽口径统计数据,债务余额已经超过50万亿元。实际上,自2015年新《预算法》正式实施以来,中央政府发布了一系列文件,以彰显其治理隐性债务的决心。2021年11月党的十九届六中全会提出了防范化解经济金融领域的风险,当年的中央经济工作会议强调了控制隐性债务的增量规模。2022年10月,党的二十大进一步指出要不断化解存量隐性债务,可见其紧迫性。然而,在财政缺口与经济增长的双重压力下,地方政府仍以融资平台为媒介,通过借贷、发行债券、信托基金等方式融资。2022年仅新增的城投债规模就接近5万亿元,虽然同比有所下降,但总量仍十分庞大。2023年随着各地“促销费,大力发展经济”相关文件的出台,地方政府的举债动机可能进一步被强化。因此,隐性债务风险治理依旧是任重而道远。

二、文献综述与理论分析

(一)审计功能对债务风险的影响

在理论层面上,学界尚未对审计功能的内涵达成共识,比较有代表性的是将审计看作国家治理体系中内生的能够发挥预防、揭示、抵御功能的“免疫系统”(刘家义,2012)[1]。所谓预防功能,是指审计通过其威慑作用,预警和预防经济社会中的风险隐患。审计通过检查监督各项政策和治理措施的贯彻落实情况,反映各种问题并发挥揭示功能。而抵御功能则是指审计提出完善体制机制的各项建议以促进制度健全,从而发挥抑制经济社会中各种“病毒”的功能。

在实证研究中,基于研究需要及对数据可获得性的考虑,学者们对于审计功能的划分和量化也有所差异。如谢柳芳等(2019)[2]将审计功能细分为监督和咨询建议功能,并分别用审计提交报告数与审计提出建议数衡量。仲杨梅和张龙平(2019)[3]则以审计查出违规金额、提出报告与建议等产出值作为审计功能发挥的代理变量。也有学者通过构建指标体系,用因子分析法合成量化审计功能的综合指标(王彦东等,2021)[4]。大多数学者的做法与周敏李等(2021)[5]类似,以审计查出问题金额表征揭示功能,防御功能以审计处理处罚金额衡量,而审计预防(威慑)功能则以移送司法、纪检和有关部门的人数来测度。本文的研究将审计功能划分为揭示功能与纠正功能。具体到政府债务领域,审计的揭示功能是指对违规举债行为的披露,通过揭示债务领域的管理漏洞和制度缺陷,促进被审计主体自查自检、规范自身行为,从而有效缓解债务风险。在经济控制论的基础上,学者们认为审计的作用在于控制(《中国特色社会主义审计理论研究》课题组,2013)[6],审计在发现问题的基础上可以发挥纠正功能,直接根据审计结果对违法违规问题进行处理处罚。

关于审计防范债务风险的实证研究已经取得一定成果。大部分学者都认可审计对债务增长的抑制作用。张曾莲和岳菲菲(2021)[7]通过PSM-DID方法实证检验发现,通过提高监督力度、处罚力度与协作力度,政府审计可以有效缓解地方政府显性、隐性与综合债务风险。蔡利和段康(2022)[8]在将隐性债务细分为直接债务与或有债务的基础上,发现政府审计可以有效遏制债务举借环节的增量风险,并提高债务支出环节的使用绩效。此外,赵焱和李开颜(2016)[9]、陈宝东和王颖鹏(2022)[10]也都认可审计监督与债务风险间的负向关系。在针对审计调节作用的研究中,蒲丹琳和王善平(2014)[11]认为经济责任审计可以有效缓解晋升激励对地方融资平台债务的刺激作用,因此可以通过加大审计处罚力度防范债务风险,其观点得到了吴勋和王雨晨(2018)[12]的支持。余应敏等(2018)[13]指出审计监督在财政分权加剧债务风险的过程中发挥负向调节作用,并建议在低风险地区增强审计问责力度,在高风险地区提高审计投入力度。在审计监督防范债务风险的异质性研究方面,仲杨梅和张龙平(2019)[3]发现在财政透明度较高的地区,审计功能的发挥对债务风险有更好的抑制作用。马东山等(2019)[14]的研究表明,政府审计的债务治理效应会受到财政分权体制的影响。具体而言,财政分权越高,审计的债务治理作用越明显。但由于指标度量以及研究样本等方面的差异,也有部分学者发现审计的部分功能对于某些形式的政府债务不存在抑制作用。陈文川等(2019)[15]发现债务审计过后,地方政府的隐性债务风险反而加剧了。王善平和周钰(2022)[16]认为审计的抵御功能对债务风险的影响并不显著。江世银和王越(2023)[17]的研究发现,审计的揭示与整改功能皆会在税收竞争改善隐性债务治理的过程中发挥负向调节效应。

通过梳理已有研究发现,虽然关于审计监督对债务风险影响的研究已取得了较多成果,但基本都是基于二者间的线性关系。此外,部分研究发现,审计工作的开展并不能有效抑制债务膨胀,反而使得风险加剧,对于这样的结果,其背后的原因值得思考。

本文认为,审计功能的发挥对隐性债务风险存在先增后减的倒“U”型作用。当审计的揭示与纠正力度较低时,审计工作虽然能发现部分问题并促进有关主体自查自改,甚至通过处理处罚进行强制纠偏,但却在客观上削减了地方政府的债务资金规模。如此一来,本就处于财政窘境的地方政府在经济发展与晋升激励的双重刺激下,收支缺口进一步扩大、举债需求进一步增加。当审计监督的约束力较低时,即审计通过发挥揭示功能只能披露有限的违法违规问题,而纠正功能的处罚力度较低、处罚落实率不高时,抱有侥幸心理的相关主体就会倾向于进一步扩大举债规模以满足资金需求,并且由于隐性债务的来源渠道更广、形式更加多样,其审计难度更高,因此债务领域的审计工作更多是针对地方政府的显性债务,而对隐性债务的限制有所欠缺,导致地方政府会将精力更多放在隐性债务的举借上,从而进一步加剧隐性债务风险。而当审计监督的约束力较强时,审计工作的开展可以揭示并纠正债务领域的大部分问题,这不仅降低了有关主体逃脱检查的侥幸心理,促使其不断规范自身行为,而且对隐性债务更高的关注度与审查力度也可以直接缓解隐性债务风险。据此,提出以下假设:

H1:当审计功能发挥程度较低时,审计功能对隐性债务风险有加剧作用;但当审计功能发挥程度超过一定的阈值时,审计功能对隐性债务风险有缓解作用,两者关系呈倒“U”型曲线。

(二)金融发展对债务风险的影响

关于金融发展对债务风险影响的研究,有学者认为,地方政府在金融发展的过程中通过“掠夺之手”干预金融市场,攫取金融资源,使得大量信贷资金财政化(高雷等,2006)[18]。由于政府资产的安全性相对较高,因此银行和金融机构更愿意持有政府债务(Hauner,2006)[19]。在实证研究方面,赵玉珍等(2012)[20]以中国国有控股上市公司为例,研究发现金融发展水平的提升可以有效改善债务治理。而张帅(2021)[21]和贺仁龙等(2021)[22]都认为金融发展水平的提高拓宽了地方政府的融资渠道,进而加剧了债务风险。也有学者研究了金融发展对债务扩张的非线性关系,刘锡良和李秋婵(2015)[23]、夏诗园(2019)[24]通过构建面板门槛模型,并以地方政府负债率作为门槛变量,实证检验发现,当负债率较低时,金融发展水平与债务风险呈现正相关;而当负债率较高时,金融发展水平的提高反而降低了债务风险。

本文认为,地方政府债务规模的扩张程度与地区金融发展水平呈正相关,金融资源可获得性提高将强化政府部门的举债动机,其作用机理至少表现在以下两个方面:首先,地方政府的融资成本与金融发展水平呈负相关。地区金融发展水平代表了区域内金融资源的可获得性,随着地区金融发展水平的提高,金融资源可获得性的提高将会降低区域内社会融资成本(罗莉,2010)[25]。由于金融发展水平较高地区的金融市场更加透明且完善,信息不对称对于资金需求方通过金融市场融资的负面影响较小,便于获得资金(Claessens 和 Laeven,2003;解维敏和方红星,2011)[26～27]。通常情况下,在金融发展水平较高的地区,地方融资平台发行城投债的阻力与成本较低(夏诗园,2019)[24],并且金融机构会给予政府部门较高的信用评价,从而便于该地区通过银行等金融机构以较低成本获得贷款(Reinhart和Rogoff,2011)[28]。其次,政府部门的还款保障随金融发展水平的提高被强化。从用途来看,地方政府债务资金的流向主要是公共基础设施建设,由于此领域存在投资回收期长、资金周转时间长的特点,因此该类项目的现金流一般无法覆盖政府部门的到期债务。在金融发展水平较低的地区,有限的金融工具与金融资源使得“借新还旧”的资金流动模式运转困难,而反观金融发展水平较高的地区,良好的金融生态环境不仅提高了政府部门的投资效率,使得投资回收期缩短,而且增强了公众信任度,为通过“借新还旧”偿还到期债务提供了保障(Rajan和Zingales,1998)[29]。一言以蔽之,在金融发展水平较低的地区,政府部门受债务期限错配问题的困扰更为严重。而当债务偿还得到保障,其举债动机就会被进一步强化。

在金融发展刺激政府债务扩张的基础上,审计功能对债务增长的抑制作用可能被削弱,而刺激作用可能被强化。基于此,提出如下假设:

H2:随着金融发展水平提高,审计功能对债务规模的抑制效应更容易被刺激效应挤出,倒“U”型曲线的拐点向右移动。

本文的边际贡献可能在于:将审计功能、金融发展与隐性债务纳入同一研究框架,在研究审计功能对隐性债务风险的非线性影响的基础上,进一步分析了金融发展的调节效应。在理论方面,发现了审计功能与隐性债务风险间的倒“U”型曲线关系;在实践方面,为如何更好地发挥审计功能,防范金融发展对债务风险治理的不利影响提供了启示与建议。

三、研究设计

(一)变量选择

学者们对于金融发展的理解,主要包括金融规模增加、金融效率提高与金融结构优化三个方面(朱洁西和李俊江,2022;谢守红和吴社丽,2023)[30～31],通常的做法是以金融业增加值占比、金融机构贷款与存款的比值与股票市值在金融总资产中的比重来衡量(刘殿国和张又嘉,2022)[32]。本文认为,通过单变量衡量地区金融发展水平可能较为片面,从审计署全国性债务审计的结果来看,地方政府债务资金的主要来源渠道为银行贷款,在债务资金中的比重超过一半,并且由于“土地财政”问题的存在,地方政府倾向于以土地资源作为抵押获得贷款,除此之外,其他主要的债务资金来源还包括债券发行和信托融资等。本文从行业角度,分别选取能够反映银行业、证券业以及房地产业发展的二级指标,并通过熵值法计算能够量化区域金融发展水平的综合指数,如表1所示。

表1 金融发展指标体系

在构建地区金融发展水平综合指数的基础上,参考詹绍菓和李昕(2023)[33]的观点,根据综合指数设定金融发展水平虚拟变量(FD),并将其作为调节变量检验不同金融发展水平下审计功能对隐性债务风险的差异影响。具体做法为:按金融发展综合指数的中位数对各个年度的样本进行分组,当地区金融发展水平高于当年全国金融发展水平中位数时,表示该地区当年金融发展水平较高,FD取值为1;当低于中位数时,意味着该地区当年金融发展水平较低,FD取值为0。

对于债务规模的测度借鉴蔡利和段康(2022)[8]的研究,在对隐性债务分类的基础上,运用金融风险概率思维测度其规模。在具体计算过程中,当年地方政府隐性债务增量=当年新增债务基础规模×违约风险的概率×违约发生时损失的比例×政府负担比例均值,如表2所示。

其余各变量定义如表3所示。

表2 地方政府隐性债务分类估算指标

表3 变量定义表

(二)模型设定

1.基准回归模型

(1)

(2)

2.调节效应模型

(3)

(4)

公式(3)至公式(4)通过构建交乘项检验金融发展的调节效应。FDit表示地区i在第t年的金融发展水平,是根据地区金融发展水平综合指数设置的虚拟变量。

(三)数据来源

本文的样本为中国30个省份的面板数据,由于港澳台、西藏地区的相关数据缺失,故将其从样本中剔除。考虑到财政部自2011年1月1日起将按预算外资金管理的收入纳入预算管理,且引入实证模型的审计功能变量为一阶滞后,为保证变量测度的一致性,以2012年为研究起点。由于《中国审计年鉴》中审计有关数据最新到2020年,因此变量(包括滞后的审计功能变量)均测度至2021年,并以此作为研究的终点。数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国审计年鉴》《中国金融年鉴》《中国区域金融运行报告》、EPS数据库以及Wind数据库。为了避免极端值的影响,对所有连续变量进行了前后各1%的缩尾处理。

四、实证分析

(一)描述性统计

各变量的描述性统计结果如表4所示。从表中可以看出,不同地区审计功能的发挥有所差异。此外,审计揭示功能的平均值为0.54,纠正功能的平均值只有0.38,说明从全样本来看,审计工作查出问题明显,整体纠偏水平较低。此外,当分别用不同指标衡量隐性债务风险时,所呈现的地区波动有所差异,故在稳健性检验中使用了替换变量以增加结论的可靠性。

表4 描述性统计

(二)基准回归分析

通过将核心解释变量的二次项引入方程,构建非线性回归模型。从表5的基准模型回归结果可以看出,无论是否引入控制变量,审计揭示功能(l.reveal)和纠正功能(l.correct)的一次项系数均显著为正,而揭示功能(l.reveal2)及纠正功能(l.correct2)二次项的系数均显著为负,表明审计功能的发挥对隐性债务风险有先加剧后缓解的倒“U”型关系。具体而言,当审计功能发挥程度较低时,由于举债主体抱有问题不被发现或者相关处罚无法落实到位的侥幸心理,加之审计对隐性债务的监督弱于显性债务,可能导致地方政府加剧对隐性债务的需求。但当审计能较大程度地发挥揭示功能与纠正功能,较好地发现并整改与隐性债务相关的问题时,可以有效缓解债务风险。

表5 基准模型回归结果

表5(续)

进一步分析倒“U”型曲线的拐点。根据表5中列(2)和列(4)的回归结果,在引入全部控制变量后,当揭示功能和纠正功能分别超过0.73和0.57的阈值时(1)拐点值(阈值)=审计功能一次项的系数/[(-2)×审计功能二次项的系数]。此处,揭示功能的拐点值=0.029/[(-2)×(-0.020)]=0.73,纠正功能的拐点值=0.064/[(-2)×(-0.056)]=0.57。,审计功能对债务风险的影响出现拐点效应,即由刺激作用转变为抑制作用。而从表4的描述性统计结果可以看出,揭示功能和纠正功能的中位数分别为0.52和0.32,均位于拐点左侧,这意味着大部分审计功能变量的观测值都在阈值以下,尚未实现对债务风险的抑制作用。这也能在一定程度上解释陈文川等(2019)[15]得出的债务审计刺激隐性债务风险升高的结论。

(三)稳健性检验

为了提高本文结论的可靠性,考虑通过以下几种方式进行稳健性检验。

1.剔除特定样本

由于直辖市的行政地位较为特殊,因此在全样本中剔除四个直辖市(北京、上海、天津、重庆)后,对基准方程进行估计。表6中列(1)和列(2)的结果表明检验结果稳健。

2.变量替换

用人均债务规模(pdebt)衡量隐性债务风险,替换原有的被解释变量。表6中列(3)和列(4)的结果表明检验结果稳健。

3. 对政策效应的考虑

近年来,中央政府在隐性债务治理方面做出了诸多努力,颁布并实施了一系列重要法案文件,比较有代表性的是自2015年1月1日起正式实施的新《预算法》,赋予了地方政府发行债券的权力,而紧随其后的地方政府债务置换计划更是直接用显性的政府债券置换短期高风险的存量隐性债务。为防止政策冲击导致模型估计偏误,从而影响结论的可靠性,本部分的稳健性检验考虑将2015年之前的样本剔除,并在控制变量中增加政府债券(bond)指标。表6中列(5)和列(6)的回归结果显示,在考虑了政策冲击后,审计功能对隐性债务风险的倒“U”型曲线关系再次得到检验,说明本文的结论具有稳健性。

4.剔除合规举债部分

本文认为,当审计监督的约束力较低时,如在审计处罚力度较低、处罚落实率不高时,那些抱有侥幸心理的相关主体倾向于进一步扩大其举债规模以满足资金需求,于是导致审计功能的发挥不仅没有缓解隐性债务风险,反而使得风险进一步加剧。而只有在审计监督约束力较强时,才能发挥对债务风险的抑制作用。然而,这里或许存在一个问题,即只有违规性质的债务扩张才会受到审计处罚,所以,对审计功能进行后果检验时,应该针对的是违规部分的举债,如果举债过程都很正常,那牵扯不到审计监督约束的问题,则二者理论上不应该存在因果联系。换言之,当被解释变量换成违规的举债时,很可能不会出现倒“U”型影响,而是较为正常的“线性降低”效应。为排除这一竞争性假说,本部分的稳健性检验尝试剔除地方政府举债中的合规部分,在更大程度上保留对隐性债务的违规举借部分,在此基础上,进一步检验审计功能的发挥是否仍对隐性债务风险表现出先促进后抑制的倒“U”型曲线关系。具体做法是,根据各个省份的举债规模(debt_gdp),逐年剔除当年举债规模最低的1/3观测样本,即仅保留举债规模较高的2/3样本。对于举债规模较高的地区,地方政府违规举债的可能性较高,以此在一定程度上剔除合规举债部分。检验结果如表6中列(7)和列(8)所示,即使在更大程度上考虑违规举债情况,也不影响审计功能对债务风险的倒“U”型影响。根据列(7)的检验结果,当审计揭示功能超过0.75(0.051/[(-2)×(-0.034)])的阈值时,它对债务风险的作用关系由加剧转为抑制,这与基准回归的结果较为接近,而由列(8)的回归结果可以计算得出,纠正功能对债务风险由刺激转为缓解的拐点值明显减小,由基准回归的0.57(0.064/[(-2)×(-0.056)])降到0.49(0.060/[(-2)×(-0.061)])。上述分析一方面证实了审计监督对违规举债的针对性作用,即当更大程度保留违规举债部分时,纠正功能的拐点值明显减小;另一方面,揭示功能的阈值并未下降说明仅靠揭示问题难以形成较强的威慑力,对违规举债行为的遏制需要更为强硬的惩罚措施。

表6 稳健性检验

5.动态面板模型估计

考虑到地方政府上期的举债行为可能对本期产生影响,如政府部门的举债策略可能具有连续性,即上期举债规模较大的地区,本期仍有较大的债务资金需求;又或者上期筹集到较多资金的地区,本期仍有一定程度冗余,因此举债需求相对较小。为加强结论的稳健性,将债务风险的一阶滞后(l.debt)作为解释变量引入基准方程构建动态面板模型,并通过系统GMM方法对公式(5)和公式(6)进行估计。表7的检验结果显示结论稳健。

(5)

(6)

表7 动态面板模型估计

6.工具变量法

为缓解回归模型中的内生性问题,用完成审计项目数取对数(project)衡量审计投入力度,并将之作为审计功能的工具变量。首先,考虑到审计投入力度反映了一个地区对审计监督的重视程度,如果某地区对审计监督较为重视且投入较高,则该地区审计揭示与纠正功能可能发挥得更好,因而工具变量满足内生性要求。其次,完成审计项目的多少并不能直接影响地区债务风险,仍需以审计功能的发挥作为媒介来实现缓解债务风险的目的,因此满足外生性要求。具体的做法是:在一阶段的回归中,用工具变量估计核心解释变量;在二阶段的回归中,将核心解释变量的估计值及其二次项作为新的解释变量引入基准回归模型。从表8的一阶段回归结果可以看出,工具变量均显著为正,与之前预期的工具变量对核心解释变量的影响相符,工具变量满足内生性要求,且F统计量大于10,不存在弱工具变量的问题。根据表9的二阶段回归结果,在缓解内生性问题后,审计功能与债务风险间仍显示出倒“U”型曲线关系。

表8 一阶段回归结果

表9 二阶段回归结果

(四)调节效应检验

表10的估计结果进一步证实了审计功能的发挥对隐性债务风险的倒“U”型影响,并且发现在不同的金融发展水平下,审计监督对隐性债务风险的影响有显著差异。通过列(1)揭示功能变量(l.reveal)与金融发展水平虚拟变量(FD)的交互效应检验结果发现,当金融发展水平较低时(FD=0),审计揭示功能与隐性债务风险间倒“U”型曲线关系的拐点值为0.40(0.047/[(-2)×(-0.059)]);而当金融发展水平较高时(FD=1),拐点值为0.73(0.060/[(-2)×(-0.041)])。从列(2)的纠正功能变量(l.correct)与金融发展水平虚拟变量(FD)的交互项检验结果看,当金融发展水平较低时(FD=0),纠正功能与隐性债务风险间倒“U”型曲线关系的拐点值为0.35(0.035/[(-2)×(-0.050)]);而当金融发展水平较高时(FD=1),拐点值为0.69(0.065/[(-2)×(-0.047)])。可以看出,在金融发展水平较高的地区,拐点值越大,意味着审计功能对隐性债务风险的抑制作用更容易被刺激作用挤出。上述结论在分组检验后的拐点值对比中再次得到证实。根据表11的估计结果,在金融发展水平高组,审计揭示功能(l.reveal)和审计抵御功能(l.correct)对应的拐点值分别为0.86(0.031/[(-2)×(-0.018)])和0.62(0.110/[(-2)×(-0.089)]),均大于金融发展水平低组的0.72(0.073/[(-2)×(-0.051)])和0.50(0.044/[(-2)×(-0.044)]),说明需要更大程度地发挥审计功能,才能实现对隐性债务风险由加剧到缓解的转变。

表10 调节效应检验

表11 分组检验

表11(续)

(五)异质性检验

由于中国幅员广阔,经济发展水平和资源禀赋在各地区间存在差异,进一步导致了地方政府债务规模影响因素存在区域差异(杨胜利和黄世润,2022)[34]。根据表12的异质性分析结果,中国东部地区金融资源最为丰富,中部次之,而西部最低,此外,西部地区的揭示功能与纠正功能的发挥程度明显较低。区域特征可能导致审计功能对债务风险的影响机制产生差异,将各省份看作一个同质化的整体来分析的做法可能忽略区域异质性的影响。为了重视地区差异在审计功能影响债务风险过程中发挥的作用,参考李建军等(2020)[35]的研究,将各个省份按照东中西部进行分组后,重新对基准回归方程检验。

虽然在东部地区和中部地区,审计功能对隐性债务风险的影响皆呈现出倒“U”型曲线关系,但二者在拐点上仍存在差异。从表12看,东部地区揭示功能(l.reveal)和纠正功能(l.correct)的拐点值分别为0.78和0.42,均高于中部地区的0.68和0.31,意味着相对于中部地区,东部地区倒“U”型曲线的拐点更偏向右侧。出现这种差异的原因可能在于,东部地区的金融发展水平较高,丰富的金融资源拓宽了政府部门的融资渠道,降低了融资成本,进一步强化了地方政府的举债动机。由于金融发展对审计监督缓解债务风险产生了较强的负面调节作用,审计功能对债务风险的抑制作用更容易被刺激作用挤出,因此东部地区的拐点值比中部地区大。针对西部地区分样本的检验却并未发现审计功能对隐性债务风险的非线性影响。揭示功能一次项(l.reveal)的系数显著为正,但二次项(l.reveal2)的系数不显著,只表现出了对债务风险的加剧作用;而纠正功能一次项(l.correct)和二次项(l.correct2)的系数均不显著,说明对债务风险并没有明显影响。出现这种情况的原因可能在于,相较于东中部,西部地区的审计投入力度尚有不足,审计功能发挥程度较低,因而对债务风险的非线性影响并不明显。

表12 异质性分析结果

五、结论与启示

本文实证分析了审计功能的发挥对隐性债务风险的非线性影响,并在此基础上,进一步检验了金融发展在审计功能影响债务风险过程中的调节效应。研究得到以下主要结论:第一,全样本分析显示,审计功能的发挥对隐性债务风险有先加剧后缓解的倒“U”型影响,当审计揭示功能和纠正功能分别超过0.73和0.57的阈值时,审计功能对债务风险的影响出现拐点效应,即由刺激作用转变为抑制作用。第二,金融发展会在审计功能影响债务风险的过程中发挥调节效应,随着金融发展水平的提高,审计功能对隐性债务风险的抑制作用被削弱,而刺激作用被强化,从而导致倒“U”型曲线的拐点向右移动。第三,受到资源禀赋差异的影响,审计功能对隐性债务风险的影响具有区域异质性,由于东部地区金融发展水平高于中部地区,因此东部地区倒“U”型曲线的拐点值更大;而由于西部地区审计功能整体发挥程度较低,因此并未发现对隐性债务风险的倒“U”型影响。

本文的研究不仅深化了审计功能对债务风险作用关系的认识,同时也为更好防范隐性债务风险提供了启示。第一,从审计功能对债务风险影响的拐点值来看,当前中国大部分地区的审计功能发挥程度在阈值以下,即从整体层面来看,审计功能的发挥对隐性债务风险表现出加剧作用,这说明现阶段各地区审计监督力度不足,审计功能发挥程度较低。就揭示功能来说,一方面,审计可能发现并揭露的问题整体较少,并不只是针对隐性债务;另一方面,由于地方政府隐性债务来源渠道广、形式多样,从而审计揭示问题的难度较大。考虑到自2013年以来,中国再未组织过全国性的债务审计,因此,建议可以适当再进行全国性或者区域性的大型债务专项审计,以强化审计揭示功能的作用。对于审计的纠正功能,根据描述性统计结果,当前审计处理处罚金额落实比例不到四成,为强化审计的纠正功能,建议审计机关根据审计结果做出处理处罚决定后进行事后跟踪调查,以确保处罚措施落实到位。第二,调节效应分析结果显示,随着金融发展水平提高,完善的金融市场提供了丰富的资源,为政府举债提供了便利,导致倒“U”型曲线的拐点右移,审计监督缓解债务风险的难度加大,所以应当积极防范金融市场发展给债务风险治理带来的不利影响。建议中央政府不断加强顶层设计,指导完善资本市场的融资条款以及政府部门的举债规定。第三,当利用审计监督缓解金融发展对债务风险的不利影响时,应注意考虑地区的实际情况。由于东部地区金融发展水平较高,对审计监督防范债务风险产生的负面调节作用也较强,所以债务风险防控的重心应放在金融市场融资规定的完善方面;而西部地区的主要问题在于审计监督力度不足,因此中央的政策目标应在审计资源上倾斜,如委派专家小组到相关地区指导工作,或者为地方的审计工作人员提供外出学习交流的机会等,以提高西部地区审计功能的发挥程度。