1、78丝路经济管理金融审计介入对商业银行成本效率影响的实证研究文/梁烨摘要：“十四五”国家审计工作发展规划对进一步深化发展金融审计作出新的要求。本文基于国家审计与商业银行成本效率及风险的理论阐述，选取我国规模较大、国有资产占比较高的上市商业银行作为研究对象，采用 CSMAR 数据库中 15 家商业银行在2007-2020 年共 14 年的平衡面板数据，将国家审计看作一项准自然实验，运用多期双重差分模型进行实证分析。研究发现，政府审计对商业银行成本效率的提升有着重要作用，且这种显著效应随着时间的推移呈递减趋势。关键词：金融审计；商业银行；成本效率一、引言在现代经济发展中，间接融资仍是我国金融市场的
2、主要融资手段，银行也一直是经营市场中最庞大的主体。金融审计的开展有助于防范化解金融风险、提高金融服务实体经济的质量以及推进金融监管体制的改革。在此背景下，研究金融审计对商业银行成本效率的影响有着一定的理论与现实意义。二、文献回顾国外涉及银行的研究文献和实证研究表明：1.现场审计对银行高风险行为的影响。Poghosyan指出现场审计在一定程度上限制了银行过度承担风险的行为，成为一种对银行高风险可能性的补救措施。2.审计对象差异对监督作用的影响。金融危机期间，四大会计师事务所发挥监督作用，限制银行对利润进行操纵的行为。但是，Kanagaretnam 等研究发现审计师的审计受到小型银行审计费用的影响
3、，能通过支付额外审计和非审计费用来获取更高的盈余管理，而此影响在大型银行审计中较小。当前有关金融审计介入对商业银行效率的研究大致分为两层次。第一层次是针对金融审计介入对商业银行整体成本效率的研究。从理论分析层面看，金融审计是应对金融风险和金融监管效率低下的有效手段。国家审计与金融安全之间存在内在的作用机理关系，制定监管机制是维护国家金融安全的客观要求。从实现机制层面看，利用国家审计来维护金融安全的路径包括宏观层面的再监督评价机制、中观层面的调控协调机制、微观层面的监测预警机制以及金融危机情况下对危机金融机构的救援机制。监控系统性风险是政府审计维护金融安全的核心内容，国家审计的早期预警有助于监控
4、系统性风险，从而达到维护国家金融安全的目的。第二层次是基于金融审计介入对商业银行流动性及相关风险影响的研究。李永华提出要建立完善有效的商业银行全面风险管理体系，必须在遵循相关法规基础上确立垂直化、专业化、联动制衡、权责利匹配四个管理原则。商业银行审计的作用体现在通过提高流动性和改善资产质量来实现金融机构的平稳运行，确保政府审计对系统性风险的有效监控。三、理论与假设国家金融审计是国家审计的重要组成部分。从宏观层面看，它有利于保障国家金融安全及金融业的稳定发展，通过查处、纠正、预警等方式抵御金融风险。从微观层面看，它揭示了银行等相关经济实体存在的问题，有利于保障市场经济的健康发展和社会公平正义。银
5、行审计的研究主要从成本效率和审计实施情况图1 国家审计与金融安全的内在机理关系图1 国家审计与金融安全的内在机理关系79SI LU JING JI GUAN LI 两个层面展开。一方面，国家审计在关注相关财务情况的真实性、客观性的同时，还着力于揭示违规业务操作、违反国家经济政策等带来的成本效率低下的问题。据此，本文做出假设（1）：国家审计与商业银行的成本效率成正相关关系，即国家审计的发挥在一定程度上可以提升银行的成本效率。另一方面，近年来对银行等金融机构的监管仍存在明显漏洞，商业银行在经过审计后对于问题的整改并非及时到位。据此，本文做出假设（2）：国家审计对商业银行成本效率的促进作用呈递减趋势
6、。四、研究设计（一）样本数据选取与说明本文选取我国规模较大、国有资产占比较高的上市商业银行作为研究对象，数据来源于 CSMAR 数据库及各商业银行 2007-2020 年的合并年度报表，筛除数据严重缺失的样本银行，最后共搜集到 15 家商业银行 14 年的平衡面板数据。在这 15 家银行中有 11 家曾受到过审计署的审计。（二）基准计量模型设计为了正确认识国家审计介入对商业银行成本效率的影响和其作用机制，本文将国家审计看作一项准自然实验，运用多期双重差分模型进行实证分析。第一步，验证审计介入对商业银行成本效率的影响。回归模型设定如下：EFFi,t=C+1AUDITi,t+1Xi,t+i+t+i
7、,t （1）其中，I 和 T 分别表示商业银行个体和年份序列；EFFi,t为核心被解释变量，表示特定商业银行在特定年份的成本效率；Xi,t为银行的其他关键指标，用作控制变量；i表示银行个体固定效应，t为年份固定效应，i,t为随机扰动项。第二步，基于模型（1）的核心被解释变量相关系数，分别延长审计实施节点一期和二期，重新代入模型（1）检验国家审计效果的持续性。（三）变量选取测算与描述性统计1.商业银行成本效率的测算。商业银行成本效率反映其产出能力、资源利用效果和成本控制等方面的经营特征，是商业银行竞争力水平的集中体现。本文选取商业银行的成本效率作为核心被解释变量。参考迟国泰、郭晔等人的研究，采用
8、 SFA（STOCHASTIC FRONTIER APPROACH）随机前沿法进行效率测算，选取如下的超越对数生产函数：In(RC/w2)=A+B1In(w1/w2)+C1lny1+C2lny2+C3lny3+D11In2(w1/w2)+E11In2y1+E22In2y2+E33In2y3+E12lny1lny2+E13lny1lny3+E23lny2lny3+F11In(w1/w2)lny1+F12In(w1/w2)lny2+F13In(w1/w2)lny3+i,t+i,t （2）其中，RC为实际总成本，wi表示投入，yi表示产出；i,t是服从 N（0，）的随机干扰项，i,t表示非负非效率项
9、，服从 N+（0，）；各指标含义及其计算如表 1。根据公式（2）中 i,t和 i,t的分布方式及最大似然法计算出模型（2）中的其他待定参数，再根据 SFA法原理确定各样本的成本效率 EFFi,t。由于理论最小成本不可能大于实际成本，EFFi,t的分布范围为（0，1），EFFi,t越接近于 1，表示商业银行的成本效率越高。2.解释变量说明。本文研究政府审计在提高商业银行成本效率上的作用，使用审计署是否对样本银行开展审计工作作为政府审计功能的代理变量。政府审计对商业银行的审计形式有资产负债损益、政策落实执行跟踪、专项调查等多种方式，无论采取何种审计方式，本文统一采用“1”来代表收到了政府审计的监督
10、，“0”表示未开展任何政府审计项目。3.控制变量说明。参考李斐等学者的做法，本文选用一系列反映商业银行个体特征的指标作为控制变量，具体为总资产自然对数（size）、存贷比(lc)、资产负债率(alr)、资产收益率(roa)、贷款增长率(gloan)。4.变量描述性统计。表2为各变量描述性统计信息。表1 投入产出指标及其计算表1 投入产出指标及其计算指标含义计算方式RC实际总成本手续费+利息支出+营业费用w1可贷资金平均价格（手续费+利息支出）/平均可贷资金w2营业投入平均价格营业费用/平均总资产y1贷款余额年度贷款平均余额y2非利息收入非利息收入y3投资与证券短期投资、长期投资、其他证券投资表
11、2 变量描述表2 变量描述变量含义N平均值标准差最小值最大值EFF成本效率2100.5670.2260.0950.922AUDIT审计介入2100.5050.50101size资产规模21029.1771.02926.6631.138lc存贷比2101.2051.8120.34614.136alr资产负债率2100.9360.0180.8790.988roa资产收益率2100.0090.00300.014gloan贷款增长率2100.1120.287-0.9762.244注：涉及资金数量均以“亿元”为单位计算注：涉及资金数量均以“亿元”为单位计算80丝路经济管理由表可见，成本效率（EFF）的最
12、大值为 0.922，最小值为 0.095，标准差为 0.226，说明各样本银行及同一银行不同年份的成本效率之间存在较大差异，审计介入（AUDIT）平均值为 0.505，表明约有一半的样本受到过国家审计的监督，这为后续的实证检验提供了基础。从各个控制变量的描述性信息可看出各样本均存在差异，初步确认选其作为控制变量的合理性。五、实证结果和稳健性检验（一）审计介入对商业银行成本效率的效应1.基准回归结果。本文使用 stata15 对全样本进行回归检验，考虑年份固定效应和个体固定效应，标准误聚类到商业银行上，得出回归结果如表 3，其中列（1）控制了个体效应和时间效应，列（2）在此基础上加入一系列反映银
13、行的特征控制变量。表 3 说明在考虑到控制变量影响之后，审计介入将使商业银行的成本效率提高 0.101，国家审计对商业银行的成本效率在 99%的显著性水平有着明显的正向效应，验证了本文的假设（1）；由控制变量回归系数可以发现，商业银行的资产规模、存贷比和资产负债率和成本效率也存在显著的正比关系；而年贷款增加率和成本效率则呈现负效应，这是过度依赖信贷规模的增长，不利于商业银行提高总体业务的成长。2.反事实检验。双重差分模型的运用需要处理组和对照组满足平行趋势假定（parallel trend assumption），即处理组和对照组银行效率有着相似的趋势。参考同类研究，本文采用反事实方法验证平行
14、趋势，即提前审计的时点一年，重新带入模型（1）验证核心解释变量回归系数是否显著，结果如表 4。表 4 表明 AUDIT 的回归系数不显著，可见样本基本满足平行趋势假定。基准回归结果具备一定的稳健性。3.考虑滞后效应。从政府审计实践来看，商业银行在经过审计之后问题的整改并非一步到位，国家审计发现的问题在审计当年未得到及时整改，审计建议也未必得到有效落实。池国泰等人的研究发现，媒体关注度的提高有利于提升国家审计的揭示、预防和抵御功能。此外，公告也会促进治理和监管部门对审计问题的关注，从而促使被审计对象进行整改。考虑到国家审计影响力可能存在一定的滞后性，本文分别通过延迟审计节点一期和二期，重新带入模
15、型（1）进行验证滞后效应，回归结果如表 5。根据表 5 的回归结果，延迟一期后国家审计对商业银行成本效率的促进作用依然显著，但是延迟两期后回归系数不再显著，比较按照实际审计节点情况和分别延迟审计节点一期和两期的回归结果可以得出，政府审计对商业银行成本效率的促进作用在审计当年最为明显，其影响可以持续到第二年，但第二年的效用比当期小，到了第三年，国家审计的影响基本消失。六、结论和启示本文基于国家审计与商业银行成本效率和风险的理论阐述进行了平衡面板数据分析。（下转 83 页）表3 基准回归结果表3 基准回归结果变量（1）（2）EFFAUDIT0.102*（3.24）0.101*（3.51）size0
16、.374*（5.32）lc0.047*（5.37）alr1.981*（2.17）roa3.877（0.46）gloan-0.085*（-1.91）i（个体固定效应）是是t（年份固定效应）是是R20.4670.576N210210注：*、*和*分别表示 10%，5%，1%的显著性水平；表格中括号内为对应注：*、*和*分别表示 10%，5%，1%的显著性水平；表格中括号内为对应的 t 值的 t 值表5 延迟审计节点回归结果表5 延迟审计节点回归结果变量延迟1期延迟两期EFFAUDIT0.052*（1.76）0.030（1.29）size0.364*（4.97）0.407*（5.54）lc0.049*（5.38）0.046*（5.14）alr2.359*（2.43）1.926*（2.05）roa8.261（0.96）8.278（0.95）gloan-0.061（-1.34）-0.068（-1.49）i（个体固定效应）是是t（年份固定效应）是是R20.5550.550N210210注：*、*和*分别表示 10%，5%，1%的显著性水平；表格中括号内为对应注：*、*和*分别表示 10%，5%，1
