公告质量、质量特征与策略性行为——基于第53号审计公告与3市调查的中国政府审计结果公告研究，本文主要内容关键词为：公告论文,中国政府论文,质量论文,性行为论文,特征论文，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、理论与假设
审计结果公告是政府审计的组成部分，审计公告质量就是社会公众对政府审计结果公告的满意度，即由社会公众评价的审计结果公告作用大小。审计公告的作用包括促进与制约审计对象的公共资金行为、实现强化权力监督、维护公共利益、惩治腐败和完善公共治理(Ahmed Riahi Belkaoui，2004；Hamed Momeni，2005；廖洪和王芳，2002；张立民和丁朝霞，2006；刘明辉和常丽，2009；秦荣生，2010)。审计公告的上述诸作用都要通过形成公共舆论才能发挥出来，审计公告质量(即审计公告作用)实际上就是由审计公告触发公共舆论的能力以及该舆论的强度的大小来体现，因此，所有影响审计公告舆论触发能力和舆论强度的因素均将以相同方向影响审计公告质量的高低。
公众舆论是公众公开表达的综合性、一般性和倾向性的意见(许静，2009)。影响公共舆论作用大小的因素内含于公共舆论形成过程。借鉴C.Hovland(1987)的舆论形成模型，审计公告形成公共舆论包括以下7个主要环节：①政府发布审计公告；②公众关注审计公告；③理解审计公告；④公众形成对审计项目的财务财政等资金活动的认知；⑤形成对审计对象的肯定或者否定，赞成或谴责等态度；⑥公众公开表达自己态度从而形成公共舆论；⑦公共舆论构成对公告审计对象的舆论压力，进而控制与约束审计对象的行为。从这个过程中可以看出，舆论强度则由实际参与舆论形成的公众数量、公众态度变化的强度和公众态度的公开度三个因素决定。其中，实际参与舆论形成(公开表达意见)的公众数量=实际受众的数量×公众关注审计公告的可能性×公众理解审计公告的可能性×公众认知与态度改变的可能性×公众公开表达态度的可能性。因此，审计公告的舆论监督强度由：①公众态度变化强度；②公众公开表达态度的可能性(态度公开度)；③目标受众的数量；④公众关注审计结果公告的可能性(公告关注度)；⑤理解审计公告的可能性；⑥认知与态度发生改变的可能性等6个因素共同决定。
在上述六个因素中，除了实际受众的数量仅与审计公告公开途径或传播方式相关而不受公告质量特征影响以外，其他5个因素与公告质量特征存在密切的关系。首先，公告的相关性正向影响公众对审计公告关注的可能性。根据受众选择行为理论，作为审计公告目标受众的公众，并非完全按照政府的期望消极接受审计公告信息，而是对信息采取积极的选择性关注，而审计公告相关性越高，公众关注的可能性就越大(张国良，2005)。其次，公告的可理解性正向影响公众实际理解审计公告的可能性。一方面，公告可理解性越高，所需的理解成本降低，在其他条件不变的情况下，公众参与公告理解的潜在净收益越高，从而参与解读的愿望越强烈；另一方面，可理解性越高，理解公告所需的知识门槛越低，具备公告理解能力的公众越多，实际参与公告理解的公众数量就越高。再次，公告的信息含量和透明度两个质量特征既正向影响公众态度改变的强度，又正向影响公众态度改变的可能性。这是因为，审计公告的信息含量和透明度越高，公众据以对比、分析、演绎、推理和评价公告事项和审计对象所具备的背景知识就越丰富，认识越详细、全面、准确、具体、深入，态度变化的可能性和强度越大①。第四，公告的可信性正向影响公众公开表达态度的可能性。一方面，公告的可信性决定公众在公开表达态度之前对这一行为的正确性和必要性评估，公告可信性越高，公众将公开表达态度的正确性和恰当性评价越高，公开表达态度的动机也越强烈。另一方面，公告的可信性还会影响公众对审计公告的关注度。第五，公告的及时性决定了舆论形成的时效性和舆论监督的有效性。一方面，审计公告的及时性越强，公众接受并理解审计公告信息就越及时，舆论形成也越及时，舆论发挥作用的时效性越高；另一方面，时间越短，目标受众的组成、公共利益或者兴趣的变化、问责对象和问责主体变化的可能性越小，问责的难度越低，舆论问责和舆论监督的针对性、可能性和有效性就越大。
综合上述分析，提出下列假设：
H1：公告可信性越高，公告质量越高；H2：公告相关性越高，公告质量越高；H3：公告及时性越高，公告质量越高；H4：公告可理解性越高，公告质量越高；H5：公告信息含量越高，公告质量越高；H6：公告透明度越高，公告质量越高。
二、实证检验
本文理论模型包含一个因变量和六个自变量，从自变量与因变量的数量角度看，可以选择传统的多元线性回归模型。但是多元回归要求自变量非随机，相互之间线性无关，否则会出现严重的计量后果。本文的自变量(质量特征水平)是通过调查得到的主观评价数据，本身也是随机变量；而且，各种质量特征水平均与公告主体的公告意愿相关而相关，因此并不符合传统线性回归模型的基本假设。为了解决上述问题，本文采用适用于自变量为随机变量且相关的结构方程模型(Structural Equation Modeling，SEM)进行实证检验(从计量经济学理论角度看，多元线性回归是结构方程模型的特例)。SEM一般数学形式包括两部分：
(一)潜变量及其定义
EMS的潜变量包括内生潜变量和外生潜变量。本文内生潜变量为审计公告质量。外生潜变量为所有的审计公告质量特征，即可信性、相关性、及时性、可理解性、信息含量和透明度。关于审计公告质量，本文借鉴史宁安、叶鹏飞和胡友良(2006)提出的审计质量感知论和用户满意论，并考虑到公众对审计公告的功能期望，将其定义为公众感知的审计公告作用的大小。按照类似思路，将审计公告高质量特征定义如下：可信性是审计公告的陈述、评价、结论等内容与事实相一致的程度，包括真实可靠程度和客观公正程度。相关性是审计公告与社会热点、公共利益、公众兴趣和公众预期的相关程度。一般意义上，相关性包括公告项目的相关性和公告内容的相关性，而本文专指公告项目的相关性，而不涉及内容的相关性。可理解性是指结果公告所要求的解读能力、语言风格、格式体例和层次安排等与社会一般公众已有的解读能力、教育文化水平、阅读习惯之间的接近或者匹配程度。及时性是公众接受到审计公告信息的时间与审计机关获得审计结果信息、形成审计结论的时间的接近度，信息含量是审计公告包含的审计事项信息以外但是有利于审计事项解读、比较和分析的背景信息(包括如截面信息或者时间序列信息)的数量。审计公告透明度是政府公开的审计项目的信息与审计机关实际占有的审计项目信息的差异。一般的，透明度兼指审计机关项目层次的透明度(可以由特定期间的公告项目数量与审计项目数量之比表示)和特定公告项目的内容透明度，而本文的透明度特指审计公告内容的透明度。下文分别用X1、X2、X3、X4、X5和X6依次表示即可信性、相关性、及时性、可理解性、信息含量和透明度六个公告的质量特征，而用Y1表示审计公告质量。
(二)测量与显变量
本文参考已有的审计信息质量特征框架对潜变量进行测量(见表1)。
(三)数据来源、样本特征和描述性统计
本文数据来源于本人2010年11月至12月、2011年3月至5月、2011年9月至10月、2012年4月至6月在北京、南昌和西安三个省会城市主城区进行的四次问卷调查。调查的内容是审计署办公厅2010年4月20日公告的总第53号审计结果公告(2010年第6号)《40个市地州56个县区市土地专项资金征收使用管理及土地征收出让情况审计调查结果》(以下简称“53号公告”)的信息质量水平和质量特征水平。调查方法是将53号公告发送给被调查对象阅读，要求调查对象根据阅读感受填写调查问卷。问卷量表采用了likert10级量度。
自2003年12月15日发布第一份审计结果公告《审计署关于防治非典型肺炎专项资金和社会捐赠款物审计结果公告》以来，我国国家审计机关已经发布了为数众多的审计结果公告，2012年6月30日止，仅审计署就已经发布164份，内容涵盖中央机关预算与其他财政收支，中央企业财务、资产负债和损益、地方项目、审计整改纠正、移送结案、专门项目和灾害项目。本文之所以选择第53号公告作为调查目标，而没有针对所有的审计结果公告进行调查，也没有选择其他具体公告进行调查，主要基于以下考虑：(1)如果针对所有的审计结果公告进行调查，必然会降低研究深度和研究结论的准确度。(2)53号公告公开的土地专项资金征收和土地征收出让问题涉及国家土地政策的执行和土地财政问题、房地产价格问题，这些问题本来就因为房地产作为基本消费品的特点而受到普遍关注，在目前房地产价格高位盘整、未来趋势不甚明朗的背景下，更是备受举国上下广泛关注，因此将其作为调查内容，容易激发调查对象的阅读热情，认真填写问卷，保证调查结果的可靠性，增加有效问卷的回收率。(3)与预算执行情况和其他财务收支审计结果公告等同样备受关注的公告相比，53号公告篇幅适中，完成阅读不会占用被调查对象太多的时间，可以避免阅读任务过重而导致调查对象敷衍了事②。(4)53号审计结果公告发布于2010年4月20日，距审计署正式发布的第一份审计结果公告已经超过7年，可以较好地代表审计机关的公告意愿和行为理性，而不似早期公告那样具有尝试性和不稳定性。(5)53号审计结果公告为审计署所发布，审计署是中国国家最高审计机关，比起地方审计机关具有权威性，由其发布的审计结果公告自然也更容易引起被调查对象的重视和认真对待。
本文调查之所以选择在上述三市进行，主要考虑的是以下因素：(1)我国幅员辽阔，各地区改革开放程度、经济发展水平、制度环境、人们所处的利益立场和思想观念、文化背景、认知结构不同，导致不同地区的公众对知情权本身及其在政治生活中的作用认知和理解也不同，选择多地调查可以保证样本的代表性和结论普遍性。(2)我国国家统计局于2003年根据经济发展水平、政策倾向与地理位置等标准将大陆区域划分为东、中、西部三大经济地区③。因此本文考虑上述区域划分，选择北京、南昌和西安分别代表东部、中部和西部地区。
公告的目标受众是不特定的社会公众，因此从样本代表性角度看，调查对象应该包含所有文化水平、所有职业和所有区域的所有居民。但是本文仅选择上述三市主城区的18周岁以上，大专文化程度以上的非农林牧副渔从业人员作为调查对象。主要出于以下考虑：文化水平较低的公众的政治权利意识相对薄弱，对审计公告及其意义的认知能力相对不足，对审计公告文本的理解能力相对有限，对审计公告质量及其特征的敏感性相对低下，对他们的调查可能缺乏实际意义而影响研究结果可靠性，因此本文没有把高中文化水平以下(小学、初中及不识字人员)包括在调查对象之内。出于类似考虑，本调查也没有把郊区和郊县居民、18周岁以下公民、农林牧渔劳动者包括在内。
本调查根据抽样的精确性要求，总体的异质性程度以及经费、人力和时间的约束，发放问卷的可能性等因素，两年内在三地分四次共发放并回收调查问卷1000份，再对原始问卷进行逻辑检查、去掉填答不完整、个人信息矛盾、漏填或整个问卷选项得分完全一致问卷293份，再为了保证每地样本一致，随机去除了样本数量更多的南昌和北京两地多余问卷95份，最后得到实际使用问卷612份，每个城市样本204份，即在混合样本中三者各占1/3。
(四)信度与效度检验
本文以内部一致性系数(Cronbach's coefficient alpha)检验量表的信度，以验证性因子分析的载荷系数检验量表的会聚效度，以测量模型对样本数据的拟合度来检验量表的结构效度。信度的检验结果见表2，会聚效度的检验结果见表3，结构效度检验结果见表4。表2表明，Cronbach'α均在0.60以上。全部量表系数达到0.928，可见量表具有很高的信度。表3表明，各个潜变量的量表的载荷全部在0.60以上。除了一个小于0.8以外，其余全部在0.8以上。而相应的T值全部在2以上，因此在0.10水平上相关。显变量与潜变量的关系设置比较合理，量表有较好的会聚效度。表4表明，在拟合指数中，除了AGFI(0.87)略低于建议值(0.9)以外，其他拟合指数全部在建议接受范围之内，可见该量表具有较好的结构效度。
(五)实证结果与分析
结构方程模型拟合度见表5，完全标准路径系数见表6。
1.拟合度分析
表5表明：结构方程模型的主要拟合指标均在建议值范围之内，说明数据对模型的拟合程度很好，路径系数可靠性高，这保证了下面即将进行的路径系数分析是有意义的。
2.路径系数分析
表6表明：(1)六个公告质量特征的标准化系数全部显著大于0，表明本文假设全部得到验证，即：各种质量特征对于公告质量影响方向是一致的，所有的审计公告质量特征的提高对于审计公告质量的提高均有显著的正向影响，提高其中任何一个或者多个质量特征均能提高公告质量。(2)完全标准化系数并不相同表明，各种质量特征对于审计公告质量的影响大小并不相同，其中：透明度和信息含量对公告质量的影响较大(完全标准化系数分别为0.80和0.74)；相关性和可理解性对公告质量的影响较小(完全标准化系数分别为0.31和0.11)。而可信性和及时性的完全标准化系数处于两者之间(分别为0.64和0.60)。
3.路径系数与外生潜变量的关系分析
将均值和标准化路径系数结合起来可以发现，除了可信性以外，审计公告质量特征水平均值与其对应的完全标准化系数存在反向关系：质量特征标准系数越大，则其均值越低。具体看，对标准化系数更高的信息含量和透明度的均值低于相关性和及时性，而对标准化系数更低的可理解性则高于相关性和及时性(见图1)。由于完全标准化系数代表的是质量特征相对公告质量的重要性，而均值代表的是质量特征的整体水平，因此均值和标准化路径系数的负向关系实际上代表的是公告质量特征的重要性与其水平之间的负向关系。这从公众知情权的角度看是一种异常现象，是对政府信息公开原则的偏离，也是政府审计机关实施策略性公告行为的必然结果。策略性公告行为属于典型(但隐性)的选择性信息披露行为，其实质是区别对待不同的公告质量特征，根据公告质量特征的重要性来确定其水平，抑制关键质量，维持形式质量，从而达到控制审计公告整体质量的目的。策略性审计公告行为是审计机关在现有公告制度和信息环境中的一种理性行为。它既体现了审计机关公告审计结果的积极态度，又满足了其内在的保密动机，降低了公告风险④。
图1 信息特征与标准化系数散点图
(六)稳健性检验
上述实证结果是基于三地的“混合样本”而得出的。根据混合样本进行分析可以保证样本的广泛性，但不能保证计量结果的普遍性。从本文看，“混合样本”可能会掩盖不同地区对质量特征、公告质量以及两者关系的认知差异，因此，为了检验结论的稳健性，下面将样本按照经济环境特征分地区，再次重复上述实证过程。北京、南昌、西安分别代表东部地区城市、中部地区城市、西部地区城市。经过模型运行得到结果见表7。稳健性检验结果表明：(1)所有质量的特征对应的路径系数均为正值，除了北京地区的可理解性和南昌地区的及时性的路径系数β在统计上不太显著外；其他所有地区的所有特征的路径系数β均在0.10以上的水平上为正。这表明，三市的绝大部分信息特征对公告质量存在显著的正向影响，这与混合样本的结果基本一致。(2)同一地区的不同质量特征、不同地区的同一质量特征的水平不同，比如，北京地区公众对信息含量的评价最低，而可理解性最高；南昌地区公众感知信息含量水平要明显高于北京和西安两市。但三市均表现出透明度和信息含量的偏低，可理解性和可信性偏高，相关性和及时性居中的总体特点。这个特点也和混合样本的表现一致。(3)同一地区不同质量的完全标准化路径系数不同，不同地区同一质量的完全标准化路径系数也存在差异，但是三市均体现透明度和信息含量偏低，可理解性和可信性偏高，相关性和及时性居中的总体特点，这个特点也和混合样本的表现一致。(4)除了可信性以外，其他质量特征水平在整体上与其完全标准化路径系数依然呈反向关系，这一点与混合样本的表现基本一致。综上可知，分组后信息特征与公告质量关系以及公告特征水平与其重要性的反向关系依然存在，上文结论在地区层面上是稳健的⑤。
三、研究结论与政策建议
本文运用结构方程模型和调查数据，实证研究了审计公告质量特征对审计公告质量的影响和审计机关的策略性公告行为。主要结论如下：(1)中国政府审计结果公告的所有质量特征均正向影响审计公告质量。(2)不同质量特征对审计公告质量的影响程度显著不同，可信性、透明度和信息含量的重要性大于及时性、相关性和可理解性的重要性。(3)中国政府审计结果公告的质量特征水平存在显著的差别，透明度和信息含量的水平低于可信性、及时性、相关性和可理解性的水平。(4)除可信性外，中国政府审计结果的公告质量特征水平在整体上与其重要性呈负相关。(5)中国政府审计机关公告行为是策略性的，其关键在于根据质量特征的重要性确定质量特征水平，抑制核心质量，维持形式质量。(6)中国政府审计机关的策略性公告行为又是符合理性的。它保证了审计机关在现有的审计体制和公告信息环境中，向公众表达了对待信息公开的积极态度，又满足了其内在的保密倾向、有效控制了审计公告风险。然而，策略性公告行为是对理想的政府信息公开理念的偏离，它阻碍了公众知情权的实现，抑制了审计结果公告在国家治理和权力监督中的积极作用。为此建议：(1)改善审计公告的社会环境，降低公告风险，提高审计机关的公告意愿；(2)建立强制性的审计结果公告制度，缩小审计公告行为的选择性空间，放弃策略性的公告行为，真正贯彻信息公开原则，全面提高公告质量。
注释：
①值得一提的是，信息含量和透明度对公众态度改变强度的影响是相对于态度发生变化的公众而言的，而对公众态度改变的可能性影响是相对于实际参与公告理解的公众而言的。
②由于公告是以复印件的方式随同调查问卷发送到每一位调查对象手中的，因此篇幅较短的公告还能节约复印费用，降低研究成本。
③东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南12个省、自治区、直辖市；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9个省、自治区；西部地区包括四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆9个省、自治区。
④保密倾向并非中国政府的特有现象，而是广泛存在于各国政府，差别仅仅在于保密与公开的比例；即便被视为世界上政府信息公开最透明的英国和美国也是如此。
⑤分区的潜变量的信度和效度检验也全部通过，拟合指数基本符合要求。
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