善用OLS等简单方法研究中国问题的外国教授又在顶刊上发文研究中国了！

稿件：econometrics666@126.com

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一位中国教授写道：“我实在佩服Raymond Fisman，能够把内容和分析非常简单的论文发到以要求技术和数理分析闻名的RES上！”。Raymond在论文中使用的方法并不复杂，但却能够在各种经济学类Top期刊上发表关于中国的文章。不过，这些本来应该是我们去做的学术研究，却让一个外国人发表在各种Top刊物上了，多少有些让人感慨！

不信，你可以看看1.这个外国人拿中国数据发了多篇AER, JPE, RES等五大顶刊！汗颜！2.用中国截面数据和OLS在JPE发文, 这个外国教授凭啥这么牛！家乡关系与政府监管质量：来自中国审计人员轮换的证据

正文

关于下方文字内容，作者：马小彧，天津大学管理与经济学部公共管理，通信邮箱：maxiaoyu0127@tju.edu.cn

Chu, Jian, Raymond Fisman, Songtao Tan, and Yongxiang Wang. 2021. "Hometown Ties and the Quality of Government Monitoring: Evidence from Rotation of Chinese Auditors." American Economic Journal: Applied Economics, 13 (3): 176-201.Audits are a standard mechanism for reducing corruption in government investments. The quality of audits themselves, however, may be affected by relationships between auditor and target. We study whether provincial chief auditors in China show greater leniency in evaluating prefecture governments in their hometowns. In city-fixed-effect specifications―in which the role of shared background is identified from auditor turnover―we show that hometown auditors find 38 percent less in questionable monies. This hometown effect is similar throughout the auditor's tenure and is diminished for audits ordered by the provincial Organization Department as a result of the departure of top city officials. We argue that our findings are most readily explained by leniency toward local officials rather than an endogenous response to concerns of better enforcement by hometown auditors. We complement these city-level findings with firm-level analyses of earnings manipulation by state-owned enterprises (SOE) via real activity manipulation (a standard measure from the accounting literature), which we show is higher under hometown auditors.目录

摘要

审计是为了减少政府投资腐败的而设计的标准机制。然而，审计本身的质量可能会受到审计人员和目标之间的关系的影响。我们研究了中国省级总审计师在评估其家乡的县级政府时是否表现出了更宽松的态度。在城市固定效应规范中——其中共同背景的作用是从审计师的更替中确定的——我们表明，本土审计师发现可疑资金的比例要低38%。这种“家乡效应”在审计员的任期内都是类似的，而在省级组织部任命的审计员离任后，这种效应就会减弱。我们认为，我们的调查结果最容易被解释为对地方官员的宽容，而不是对本土审计人员提高执法能力的担忧的内在回应。我们用公司层面对国有企业通过实际活动操纵(会计文献中的一个标准衡量标准)操纵盈利的分析来补充这些城市层面的发现，我们发现在家乡审计师的情况下，这一点更高。1 引言

1.1 研究背景

为应对公共物品投资过程中遭遇的腐败风险，政府往往会采用事后评估和审计的方法，但由于审计是由审计师根据自身判断开展的活动，已有的利益冲突规则虽然限制了较为明显的人员关联，如家庭关系、商业关系，但却缺乏对不明显关系的控制，而这些关系可能会成为审计师与目标勾结的渠道。因此，人们往往会担心审计师与被调查人员的关系会成为腐败行为的保护伞，在此背景下，独立审计师的作用得以凸显。1.2 研究问题

本文试图探究了省级总审计师（以下简称为审计师）与审计目标的潜在联系对审计结果的影响，即审计师是否会对家乡的支持评估更加宽松（家乡偏好）or本地审计师会通过利用其家乡的社会关系更有效的组织不当行为（家乡威慑）。1.3 主要发现

本文发现，本土审计师发现可疑资金的比例要低38%，并且组织部的监督能有效约束审计师的家乡效应，该结果是通过测量市级最高官员（市委书记与市长）的离任年份来测度的，当市级最高官员离任时，审计工作将会受到省级组织部监督，审计师的家乡偏袒情况会减少。此外，本文通过对国企的分析，强化了家乡偏好的观点，级审计师会对家乡官员表现出更加宽容的态度。2 现实背景与研究设计

2.1 中国市级政府监测、评估的历史发展

1982年通过的《中华人民共和国宪法》规定了国家财政收支监督制度。宪法规定，由国务院设立中央机关，地方政府设立审计机关。随后，1983年9月中华人民共和国审计署成立，到1983年底，除上海、青海、福建、广西1984年设立审计署外，各省均建立了审计署。1995年1月1日，《审计法》正式生效，并在2006年2月大幅修改，各审计署的职责范围得以扩张，不仅规定地方审计署必须审计所有地方政府部门和地方国有企业，同时也赋予当地审计办公室直接审计较低级别的政府部门和国有企业的权力。

图1 中国审计组织结构图图1总结了中国审计组织的结构框架图，从图中可以发现一个审计组织不仅受到上级审计组织的监督同时也会受到统一级的政府组织监督。根据法律规定，地方高级官员离任将自动触发省级审计署的审计，省级审计署将对该高级官员负责部门进行审计，该审计活动将在组织部的领导下进行。2.2 研究设计

研究对象：中国除四个直辖市（北京、重庆、上海和天津）以外的所有地级市。时间：2006-2016年。数据来源：中国审计年鉴、各省份审计署官网、百度搜索、国泰安数据库、中国城市统计年鉴。数据类型：不平衡面板数据（249个城市拥有全部11年的数据，占样本数据的93.2%）。变量介绍：本文使用数据变量如表1所示表1 变量介绍

变量名变量解释均值标准差观测值

城市层面log(Suspicious Expenditures)审计期间发现可疑支出总额的对数11.6611.8892940

log(Suspicious Expenditures per Audits）每个审计项目的可疑支出总额的对数5.7541.832940

Suspicious Exp/Gov Exp可疑支出总额占政府支出总额的比例0.1830.2652940

log(Projects Audited)审计项目数量的对数5.9080.6822940

Hometown虚拟变量，省级总审计师是否出生在城市C0.0560.232940

Gender虚拟变量，男性为1，女性为00.1630.0752940

Age总审计师的年龄0.8830.3212940

Tenure总审计师的任期54.5713.2322940

Tenure2总审计师的任期的平方24.5892.7292940

Education总审计师学历背景，博士为4，硕士为3，学士为2，大专及以下为128.50230.0162940

EduFinance虚拟变量，总审计师是否具有企业财务背景2.4050.7822940

PastAuditor虚拟变量，总审计师是否曾就职于审计部门0.3750.4842940

PastFinance虚拟变量，总审计师是否曾就职于财税部门0.420.4942940

PastDiscipline虚拟变量，总审计师是否曾就职于纪律部门0.1680.3742940

PastCityLeader虚拟变量，总审计师是否曾担任副市长以上级别官职0.080.2712940

Log(GDPpc)城市人均GDP对数0.2380.4262940

IndustrialRatio工业总产值占国内生产总值的比率10.2710.7622940

Log(Population)城市人口的对数0.4940.0992940

Log(GovRev)城市财政收入的对数5.8930.6232940

GovBalance政府支出与收入的比率13.4211.0912940

FDI/GDP对外直接投资占国内生产总值的比例2.6261.4572940

AvgEdu平均教育年限0.020.0192940

企业层面RAM实际活动操纵0.0080.1935996

AM权责发生制操纵-0.0040.1125266

log(Assets)总资产的对数22.3051.2385996

Leverage总负债/总资产0.5210.1955996

ROA资产回报率0.030.0555996

MBRatio总股本市值/总股本账面价值3.223.3945996

TopOwnership最大股东的所有权份额0.370.1525996

log(BoardSize)董事会成员数量的对数2.3180.1795996

Dual虚拟变量，总审计师同时也是企业CEO0.120.3255996

IndDirRatio独立董事占董事总数的比例0.3670.0515996

Mgtshare副CEO以上级别管理层只有的股份比例0.0040.0215996

Big4Audit虚拟变量，企业是否属于全球四大审计公司之一0.0480.2135996

注：其中企业层面因变量R**AM（real activity manipulation）借鉴的是Roychowdhury（2006）的研究，包括经营活动中产生的现金流（现金折扣以促进短期销售）、生产成本（生产过剩以降低单位成本）以及可自由支配支出（如削减研发），三个数值通过预测值产生的偏差来计算，最终将其标准化后加总以得到RAM。AM的计算则是借鉴了Dechow等人(1995)的方法，计算总权责发生制（已入账但未在给定年份实现的收入和费用）与非自由裁量权责发生制之间的差额，然后根据基于收入和应收账款增长之间差距的模型进行估算。**变量概述：图2所示为每年每个审计项目的可疑支出总额的对数的曲线，点表示每次审核的可疑支出的均值，阴影区域为95%的置信区间。其中2013年出现显著增长的现象是由于2012年11月中央政府发起的反腐行动所导致的结果。图3所示为不同年份审计师背景情况的分布，点表示不太背景审计师的比例，阴影区域为95%的置信区间。通过该图可以看出，总审计师的任命导向由任人唯亲向基于专业技能的任人唯贤的方式而转变，而这也与中央政府的反腐斗争密切相关。图4所示为本土审计师与外地审计师在每次审计中发现可疑支出数额的曲线，可以发现本土审计师相较于外地审计师发现的可疑支出的数额是更低的。

图2 每年每个审计项目的可疑支出总额的变化情况

图3 审计师背景变化情况

图4 本土审计师与外地审计师在每次审计中发现可疑支出数额变化情况

3 结果

3.1 模型设计

本文的主要回归模型如下：

其中Xa(c)y和Xcy反映审计师和城市的属性，γc和υy是包含城市和时间的固定效应。3.2 回归结果分析

表2 模型回归结果

因变量：模型1到6是审计期间发现可疑支出总额的对数，模型7是每次审计中可疑支出的对数，模型8是被审计项目数量的对数。模型设置：（1）模型1是包含了时间固定效应后对Hometown变量进行回归（2）模型2增加了城市固定效应（3）模型3增加了审计师相关的控制变量（4）模型4增加了城市的控制变量（5）模型5增加了审计师的固定效应（6）模型6将样本限制在样本期内家乡发生变化的城市（7）考虑审计人员与可疑支出的关系受到审计次数的影响，模型7将因变量改为每次审计中的可疑支出总额进行回归（8）模型8将因变量改为审计项目的数量结果分析：除模型8以外，所有模型中Hometown的相关系数至少都在5%的水平上显著，且具有预期的方向。通过模型4的结果可以看出，本土审计师发现的可疑支出会比外地审计师低38%。此外，为了考虑审计次数对结果的影响，本研究设计了模型7与模型8，结果表明，家乡关系会受到每次审计的可疑支出额的影响，而不是审计次数的影响。 3.3模型进一步调整

模型调整：（1）考虑到在2012年底中央推动的反腐行动下，可疑支出被发现的比例将大幅增加，为了考虑这一活动对结果的影响，本研究增加了一个虚拟变量Post2013，该变量将2013极其之后的年份设置为1，2013以前的年份设置为0，在上述模型的基础上增加了Hometown与Post2013的交互项。（2）考虑到由于中央政府额外审查可能会缓和相近年份的影响，本研究增加了一个虚拟变量N AO，该变量表示中央政府在2011和2013年对地方政府债务开展审查的情况，并在基准模型的基础上增加了交互项Hometown*N AO。模型设置：（1）模型1增加了Hometown与Post2013的交互项，控制了城市与审计师特征，包含了城市以及年份固定效应（2）模型2增加了城市与审计师特征和Post2013的交互项作为控制变量（3）模型3在基准模型的基础上增加Hometown与N AO的交互项，控制了城市与审计师特征，包含了城市以及年份固定效应（4）模型4增加了城市与审计师特征和N AO的交互项作为控制变量结果分析：调整后的模型回归结果见表3。表3 不同时期的审计师家乡效应差异

模型1与模型2中Hometown的回归系数均显著为负，且模型1的系数稍大于模型2，而其与Post2013的交互项系数为正，但幅度较小，且不具有统计学意义上的显著性，2013年前后的家乡效应无法区别开来，因此认为本土审计师的家乡效应并未受到国家反腐行动的影响。模型3与模型4的结果再次证明了这一点，结果显示Hometown与N AO的交互项系数为正但不显著，这表明家乡效应在不同年份中是相当稳定的。3.4 进一步研究

上述结果表明本土审计师发现可疑支出的比例低于外地审计师，本文认为可能导致该现象的原因有二，其一是基于家乡偏爱的观点，即本土审计师会对本地的审计持有更加宽容的态度，其二是基于减少信息摩擦的家乡威慑观点。本土审计师可能拥有内部知识或社交关系网，帮助其进行严格执法，由于受到更严格的监管，市政官员可能会从事较少可疑的活动。此外，虽然威慑减少了潜在的可疑支出，但它也应该会增加可疑支出被发现的速度，因此探索威慑的作用暗含的假设是减少可疑支出的影响占据主导地位。为验证威慑是否发挥作用，本研究考虑了审计师的家乡效应是否会在其任期内有所变化。（1）为验证审计师任职第一年是否产生差异性影响，本研究在基准模型的基础上增加变量FirstYear，以及其与Hometown的交互项。（2）本研究同样考虑了家乡效应受到审计师任期的线性影响，因此增加交互项Tenure∗Hometown（3）模型3中，本研究考虑了家乡效应受到审计师任期的非线性影响，因此增加了审计师任期时长的二次型与Hometown的交互项结果分析：回归结果如表4所示。表4 审计师任期的作用

模型1的结果显示FirstYear与Hometown的交互项系数为正但不显著，模型2结果显示任期与Hometown的交互项为负且不显著，模型3的结果二次项与Hometown的交互项系数为正且不显著，这些结果均表明家乡效应会在本土审计师任职的前几年更强。此外，为验证威慑观点合理性以及进一步支持本土审计师的家乡关系对审计结果的影响，本文利用中国的地方官员变更后的审计机制开展进一步研究，地方官员的离职会引来组织部的额外监督，本研究认为这种额外监督会限制审计师的宽容范围，而不会限制其利用其他信息的能力（即地方威慑）。因此本研究以市长和市委书记离职的年份作为虚拟变量（CityTurnover）。（1）模型1中，本研究在基准模型的基础上增加了CityTurnover以及CityTurnover*Hometown作为自变量。（2）模型2考虑审计人员与可疑支出的关系受到审计次数的影响，将因变量改为每次审计中的可疑支出总额进行回归（3）模型3将因变量改为审计项目的数量进行回归结果分析：回归结果如表5所示。表5 城市更替、行政监督与审计结果

模型1结果显示，CityTurnover对可疑支出的影响很小，且不具有统计学意义上的显著性，但其与Hometown的交互项系数显著为正，该结果表明，当存在组织部的额外监管时，本土审计师会出现发现更多的可疑支出。通过将影响拆解为每次审计过程中的可疑支出以及审计次数后发现，模型2结果显著且与模型1结果一致，模型3结果不显著，且系数较小，因此，这种额外审查的影响完全来自于每次审计的可疑支出活动中。3.5 稳健性检验

可能出现的影响：（1）省级领导的其他一些属性是否可能与“家乡”相关（2）地域特征的异质性是否会对结果产生影响模型调整：（1）模型1中，研究在基准模型的基础上增加了虚拟变量Homeprovince，衡量审计师是否出生在城市C的省份（2）模型2中，研究在基准模型的基础上增加了虚拟变量SameHometownLeaders，该指标衡量审计师是否和市长或党委书记来自同一个城市（3）模型3中剔除了一组在样本期内至少一年的省份省长或党委书记的家乡的城市，该行为仅减少了不到10%的样本数量（4）模型4则是增加了省级领导来自该城市的变量（5）模型5考虑了审计师的家乡是否与审查城市邻近，捕捉潜在的地理溢出，引入变量NearbyHometown（6）模型6剔除了首都城市（7）模型7考虑Hometown与城市人口的相互作用，增加交互项Hometown ∗ log(P opulation)（8）模型8考虑Hometown与城市人均GDP的相互作用，增加交互项Hometown ∗ log(GDP percapita)结果分析：回归结果如表6所示。表6 稳健性检验

模型1结果表明审计师出生在相同省份并不会影响审计中发现可疑支出的情况。模型2结果表明交互项的系数较小，因此认为审计师与地方官员来自同一地方并不会影响可疑支出。模型3与模型4均是探究省级高层领导人对家乡效应的影响，结果显示其与可疑支出直接并不相关。模型5表明地理邻近并不会影响可疑支出，再次强调了家乡关系的独特性。模型6、剔除了首都城市后，主要结果并未发生改变。模型7与模型8结果显示两者的交互作用均为负，表明较大、较发达的地级市的家乡效应较小，但由于仅在10%的水平上显著，因此不对该结果进行进一步解释。3.6 国企盈余操纵的企业层面结果分析

在上述研究的基础上，本研究提出了一套从企业层面出发的分析框架。该框架能从两方面补充城市层面的发现。首先，它们允许我们评估本土审计师和一组不同组织的审计结果之间的关联——如果我们在两组分析中发现一致的结果，这可能会给我们的解释带来更大的信心。其次，我们可以在大量关于盈余操纵的会计文献的基础上，将本土审计师的存在与被审计实体的可疑行为联系起来，而不是将审计师发现的可疑行为联系起来。后一种情况是我们在城市级分析中衡量的，它可能将可疑行为与审计师发现可疑行为的能力或意愿混为一谈。

基准模型设计：

企业层面研究所使用的基准模型与城市层面的基准模型类似，唯一的区别在于其增加了一组企业的控制变量，并且研究视角是基于企业层面。模型设置：（1）模型1仅包含了年度固定效应和企业固定效应，对Hometown进行回归（2）模型2增加控制变量审计师特征（3）模型3增加控制变量企业特征（4）模型4增加控制变量城市特征结果分析：回归结果如表7所示。表7 国有企业实际活动的企业水平回归分析

模型1的结果显示，Hometown和RAM之间呈现显著的正相关关系，相关系数为0.027，随着模型2、3、4逐渐加入更多的控制变量，相关系数得到了增加，本土审计师的存在与RAM中约四分之一的公司内部标准偏差(0.121)的增加有关(假设除了盈余操纵以外，实际活动不会随着本土审计师的存在而改变)。企业控制和城市控制的进一步增加对估计的关系影响不大。稳健性检验：（1）本研究使用权责发生制作为因变量进行回归（表8）（2）本研究选择不受省级审计机构监管的国有企业的RAM进行分析（表9）（3）本研究选择不受省级审计机构监管的非国有企业的RAM进行分析（表10）结果分析：表8的结果显示，本土审计师的存在与盈余操纵之间存在正相关关系，但相关性相当弱。表9和表10的结果显示，在由中央政府审计的中央国有企业与非国有企业中，家乡关系的作用非常小，在统计下意义上基本等同于0。表8 国有企业权责发生操纵的公司水平回归分析

表9 国有企业实际活动操纵行为的企业水平回归分析

表10 非国有企业实际活动操纵的企业水平回归分析

4 结论

在这篇文章中，我们提供了强有力的统计证据，表明省级总审计师在审计家乡政府活动时发现的可疑支出较少。与这些反映对家乡政府宽大处理的结果一致，在省组织厅监督审计的年份，这种影响会减弱，这限制了省级总审计师的自由裁量权。我们在对地方国有企业盈利操纵的分析中找到了佐证，这些国有企业也是由省级审计长监督的。据我们所知，我们是第一个记录共同背景对政府审计质量影响的公司。我们的发现对政府监督机构的优化设计有影响--我们强调了在指派监督员时考虑更广泛的潜在利益冲突的重要性--也对政治经济学的研究人员、对官僚机构中社会关系的角色建模有影响。下面这些短链接文章属于合集，可以收藏起来阅读，不然以后都找不到了。

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