政府審計與國有企業過度投資※

內容提要：過度投資作為一種非效率投資,嚴重削弱了國有經濟的競爭力,需要切實有效的方法抑制國有企業過度投資。基于央企審計結果公告,運用雙重差分模型實證檢驗政府審計對國有企業過度投資的作用效果。研究發現,政府審計能夠有效緩解國有上市公司的過度投資問題,該結果在經過平行趨勢檢驗、傾向得分匹配、替換因變量、更換計量模型、考慮個體固定效應等敏感性測試后依舊保持穩健。進一步分析表明,政府審計主要抑制了由于委托代理而導致的過度投資問題;經濟后果檢驗發現,政府審計對國有企業過度投資的抑制作用能進一步降低企業財務風險、提高企業價值;異質性分析結果表明,在信息透明度越低和公司資源越豐富的國有企業,政府審計的過度投資抑制作用發揮越有效。

一、 引 言

國有企業是中國特色社會主義的重要物質和政治基礎,是中國特色社會主義經濟的“頂梁柱”。中共二十大對國有企業改革作出明確指示,提出要推動國有資本和國有企業做強做優做大,提升企業核心競爭力。作為一項重要的經營決策,投資在很大程度上影響著企業的存續與發展。合理的投資決策能夠幫助企業提高經營業績、實現資產的增值保值;而低效投資則會導致企業陷入財務困境、破壞公司的市場價值(Higgins和Schall,1975;姜付秀等,2009;Chen等,2011;Chen等,2017)。因此,國有企業堅持有效、高效投資,對實現國有資產增值保值、提高國有經濟競爭力就顯得尤為重要。但現實情況卻是,國有企業的投資效率損失嚴重,其中尤其存在大量的過度投資問題(1)從審計署官方網站公布的央企財務收支審計結果公告中不難發現,幾乎所有被審計的央企及其下屬公司都或多或少地出現了過度投資問題,其普遍性與嚴重性可見一斑。(劉建麗等,2014)。

政府審計是黨和國家治理體系的重要組成部分,在國有企業治理的過程中發揮著常態化的“經濟體檢”功能。近年來,政府審計一直致力于維護國有資產安全,防止國有資產流失和損失浪費(劉家義,2012)。2015年12月,中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《關于完善審計制度若干重大問題的框架意見》及相關配套文件,其中明確將國有資產重大投資決策及投資績效情況等列為國有資產審計全覆蓋的工作重點,以維護國有資產安全,促進提高國有資產運營績效。2021年6月,中央審計委員會辦公室、審計署印發的《“十四五”國家審計工作發展規劃》將國有資本的投資、運營績效列為審計重點。

那么,對于國有企業嚴重存在的過度投資問題,政府審計究竟能否產生有效的抑制作用?其中又存在著怎樣的作用機制與經濟后果?

為了驗證這些問題,本文基于審計署2010-2018年發布的央企審計結果公告,以其中涉及的央企及其控股上市公司為實驗組,其他國有上市公司為對照組,構建多期雙重差分模型實證檢驗政府審計對國有企業過度投資的作用效果,并在此基礎上通過中介和調節效應模型進一步探究其中可能存在的作用機制和經濟后果。本文的研究既是政府審計微觀治理功能相關文獻的有益補充,驗證了黨和國家不斷推進國有資產審計全覆蓋所具備的理論與實踐意義,還為政府審計如何有效抑制國有企業的過度投資問題、實現國有經濟的高質量發展提供了經驗證據與實踐參考。

二、 文獻回顧

圍繞企業非效率投資的影響因素,學者們進行了廣泛而深刻的研究探討。部分文獻以公司內部特征為切入點,研究發現,隨著管理層能力的提升,企業的資源配置效率和信息透明度也會相應地增加,從而使公司擁有更高的投資效率(姚立杰等,2020)。但同時,能力越強管理者的過度自信問題也越嚴重。他們可能會過度高估他們的經營能力,而忽略了投資活動中可能存在的風險,產生更多的過度投資問題(姜付秀等,2009)。會計保守主義則是緩解該類非效率投資的重要手段。具體地,會計保守主義通過鼓勵管理者放棄凈現值為正但風險較高的項目,有效地減少了企業管理者因過度自信而產生的過度投資決策(Bushman等,2011;Lara等,2016)。

然而,上述文獻是基于公司委托代理問題并不嚴重的前提下進行討論的,當企業內部的信息不對稱和委托代理問題趨于嚴重時,公司管理者的經營活動就會具有較強的自利動機。因此,更多的文獻則是基于信息不對稱和委托代理框架,驗證公司內外部治理機制對企業非效率投資的作用成效,研究發現:公司內部高質量的內部控制水平(李萬福等,2011;Cheng等,2013)和完善的董事會制度(陳運森和謝德仁,2011)可以有效抑制管理層的機會主義行為,優化管理者的經營決策,以此提升企業的投資效率。同時,隨著來自公司外部的分析師預測質量的提高(Chen等,2017;Choi等,2020)和機構投資者關注程度的增加(Cao等,2018),公司的信息透明度和披露質量也會相應地得到優化,從而有效抑制被關注企業的非效率投資問題。此外,王兵等(2017)基于央企審計結果公告,通過傾向得分匹配和雙重差分法實證研究發現,國家審計能夠抑制公司過度投資行為,并且這種抑制作用主要體現在被非“十大”小所審計的公司中。

縱觀上述文獻發現,學者們關于企業非效率投資的影響因素研究已經十分豐富,主要探究了管理者特征、來自公司內外治理機制對企業非效率投資的作用效果。然而,對于國家監督治理體系與國有企業過度投資的關系,僅有少量文獻關注到了政府審計對國有企業過度投資的抑制作用,對于其中可能存在的路徑機制與經濟后果,既有文獻的研究分析相對匱乏,仍有待進一步地揭示與探索。

相較于已有文獻,本文的邊際貢獻主要體現在:第一,本文運用雙重差分模型,基于2010-2018年央企審計結果公告,實證分析政府審計對國有企業過度投資問題的抑制作用,有效緩解了王兵等(2017)的研究由于樣本量較小而導致回歸結果可能產生偏差的問題,豐富了國家監督治理體系與國有企業過度投資的關系研究。第二,本文在驗證政府審計能夠抑制國有企業過度投資并確保穩健性的基礎上,進一步區分了不同因素所導致的過度投資問題,探究其中可能存在的作用機制與公司特征異質性,為政府審計更好地發揮其維護國有資產安全、促進提高國有資產運營績效作用提供經驗證據和方法探索。第三,本文還嘗試著通過中介效應模型打開其中有關經濟后果的“黑箱”,檢驗政府審計抑制過度投資問題以后對國有企業財務風險和公司價值更深層次的作用效果,為實現國有資產審計全覆蓋提供理論依據與證據支持。

三、 理論分析與假設提出

1. 國有企業過度投資溯因

過度投資是指經營者將企業資金用于投資凈現值為負的項目的一種低效投資(Jensen,1986)。在完美市場的假設前提下,企業的投資行為僅取決于項目的凈現值是否為正。然而在現實經濟中,市場往往存在大量的摩擦與干擾影響著企業的投資效率,其中委托代理和政府干預就是導致企業過度投資的重要因素(Bushman和Smith,2001;Stein,2003;Cheng等,2013)。

一方面,由于信息不對稱和委托代理問題的存在,管理者的投資決策更可能會出于自利動機而非實現公司價值的最大化。對于擁有“經濟人”和“政治人”雙重身份的國企高管而言,其薪酬激勵長久以來受到較為嚴格的管制,而在職消費和政治晉升則是國企高管個人收益的重要來源(陳冬華等,2005)。因此,國企高管往往傾向于通過過度投資構建自己的商業帝國(Aggarwal和Samwick,2006),提高自身談判要價的籌碼(Shleifer和Vishny,1989),從而獲取更多的在職消費和政治晉升機會(陳冬華等,2005;李云鶴,2014)。

另一方面,地方政府的干預也會導致國有企業的投資效率下降。為了在晉升錦標賽中取得優勢,地方官員會通過“有形之手”對國有企業實施大量的干預(周黎安,2007)。這種干預不僅包含國有企業所需額外承擔的戰略性和社會性政策負擔,還包括地方政府為其提供的相關政策傾斜(林毅夫和李志赟,2004)。然而,不論是轉移地方政府壓力的“掠奪之手”還是鼓勵企業經營發展的“扶持之手”,都會在一定程度上削弱企業的投資效率。其一,為了實現地方政府轉移的社會目標,國有企業不得不投資部分能夠有效產生社會效益但凈現值為負的項目(Chen等,2011)。其二,地方政府的政策資金支持也于無形中為國有企業提供了更多的自由現金流和預算軟約束,而充裕的現金流是導致企業過度投資的重要原因(Blanchard等,1994;Richardson,2006)。其三,由于政府“有形之手”的存在,國企高管可以將投資失敗歸因于國有企業所承擔的政策性負擔(申慧慧等,2012),并享有政府為其提供的稅收、補貼和政策的傾斜兜底(劉瑞明和石磊,2010),從而導致更多過度投資的滋生。

2. 政府審計緩解國有企業過度投資的機制分析

政府審計主要通過對投資活動實施的“經濟體檢”以矯正國有企業過度投資問題。首先,政府審計能夠發揮“查病”功能,充分揭示國有企業的過度投資問題和其中的機會主義行為。政府審計擁有廣泛的審計覆蓋面,不論是記錄投資活動的會計記賬,還是投資行為是否符合相關規章制度的規定,都是政府審計的重要實施對象(王兵等,2017)。并且得益于憲法賦予國家審計機關的超然的獨立性和權威性,政府審計在對國有企業實施審計時,既沒有任何利益的牽絆,也不會受到其他行政機關、社會團體和個人的干涉(劉家義,2012)。因此,政府審計能夠客觀公正且全面地揭示國有企業存在的過度投資問題。同時,針對審計過程中發現的問題和疑點,審計人員不會局限于過度投資的問題表面,而是會以過度投資為線索,依法強制要求被審單位提供更進一步的材料信息,并依靠審計人員強大的專業能力和追溯能力,揭示更深層次的投資問題和其中隱藏的國企管理層出于自利動機而從事的機會主義行為,有效緩解公司內部的信息不對稱和委托代理問題。

其次,政府審計通過發揮“治已病”功能,及時糾正國有企業的過度投資問題和管理層的機會主義行為。在充分揭示國有企業的過度投資問題基礎上,審計機關可以依法要求被審計單位立刻整改落實。這不僅可以幫助被實施審計的國有企業糾正偏離生產經營目標的投資行為,避免過度投資問題的再度產生,還能夠促進企業內部投資決策制度的完善,實現企業未來投資行為的合理高效決策。而針對國有企業過度投資問題所暴露的管理層違法違規行為,審計機關也會依法實施相應的處理處罰,并將相關審計線索移送至司法紀檢部門處理,從而緩解其中存在的委托代理問題,減少由于管理層自利動機而進行的過度投資活動。以審計署官網發布的2017年第28號公告為例,審計署在對中國電力建設集團有限公司及其所屬公司2015年度財務收支情況實施審計以后,發現了相關公司“未充分考慮國資委和集團投資評委會風險提示,向境外項目投資”“未進行可行性研究和盡職調查,批準下屬企業投資,且未按規定進行國有產權登記”等過度投資問題,并要求被審計單位及時整改并自行公告。針對審計過程中發現的違紀違法問題線索,審計署也“已依紀依法移送有關部門進一步調查處理”。通過查閱《中國電力建設集團有限公司關于審計整改結果的公告》后發現,被審計單位就審計署揭示的過度投資問題都一一進行回應并列示了相關的整改情況,完善了相關的工作制度和程序。

第三,政府審計通過發揮“防未病”功能,充分有效預防未來國有企業過度投資問題的產生。政府審計針對發現的問題,提出具體的審計建議,嚴肅審計整改和問責,可以產生強有力的審計威懾。一方面,作為一項有效的政策工具,政府審計對國有企業實施的審計工作并不會局限于揭示和處理相關問題,更重要的是審計人員會憑借其積累的豐富專業知識和實踐經驗,向被審計單位和政府部門提供建設性的審計建議,以此促進企業投資決策程序的優化和國家法律法規的完善(Avis等,2018;劉家義,2015)。而隨著國有企業投資決策程序的優化和地方政府相關法律法規、政策制度的健全完善,國有企業未來投資決策的合理性和合規性能夠得到有效提升,管理層可能存在的機會主義行為也被限制,從而緩解了由于企業自身投資決策失誤或委托代理問題所導致的過度投資問題。另一方面,政府審計實施的審計工作對國有企業的投資活動還具有強大的事前威懾作用(褚劍和方軍雄,2016)。考慮到國企高管“經濟人”和“政治人”的雙重身份,政府審計對國有企業實施的審計工作不僅是一場“經濟考核”,更是一場“政治考核”。當國有企業的過度投資問題被曝光后,國企高管的經營管理能力會遭受公司股東和政府部門的質疑,導致其薪酬降低、在經理人市場失去職業競爭力,甚至喪失政治晉升的機會。

另外,中國從2003年開始施行的審計結果公告制度也進一步擴大了企業過度投資問題被曝光時產生的負面影響,強化了政府審計的威懾作用。具體而言,由于審計結果公告制度的存在,社會公眾能夠迅速了解國有企業被審計揭示的過度投資問題,并通過“用腳投票”的方式懲罰相關國企(Barwick等,2019);而新聞媒體的集中報道會快速傳播國企過度投資的信息,導致國企高管聲譽的下降,并于無形中增加國企高管過度投資決策所需支付的額外成本與風險(Dyck等,2008)。因此,不論是出于經濟利益還是政治晉升的考慮,國企高管都會迅速整改已經被曝光的過度投資行為,并抑制自身的自利動機,更加謹慎地進行投資決策,以避免過度投資問題的再度發生。

綜上可知,審計機關實施的審計工作能夠有效揭示國有企業可能存在過度投資問題,并督促其落實規范整改和審計建議,從而實現投資決策的合理有效執行。基于此,本文提出研究假設:

H1:在其他條件不變的情況下,被審計機關審計過的國有企業,其過度投資問題會得到有效改善。

四、 研究設計

1. 樣本選擇與數據來源

本文選取2007年至2018年所有滬深A股上市公司作為初始研究樣本,然后按照如下操作進行篩選:考慮到金融行業上市公司財務報表的特殊性,本文予以剔除;考慮到被PT、ST等特殊處理企業的財務報表數據不具備代表性,本文予以剔除;對于關鍵變量缺失的樣本,本文予以剔除,從而獲得用于估計企業資本投資水平的初始樣本21771個。本文選擇該研究樣本期的主要原因在于:一是相較于審計結果公告年份,政府審計實施的年份存在1年的滯后期,以審計署2017年第28號公告為例,審計結果公告的年份為2017年,而審計實施的年份為2016年,被審計的財務報表年份則為2015年。本文使用雙重差分模型進行實證研究樣本期至少需要向前延伸一年,而審計署披露單獨完整的央企財務收支審計結果公告的起始年份為2010年,也就是說審計實施的最早年份為2009年。二是2006年年底,財政部更新了《企業會計準則》,企業財務數據的統計口徑有所改變,將樣本起始年份確定為2007年可以確保樣本期間企業財務數據的統計口徑保持一致。三是審計署公布的央企審計結果公告的截止年份為2018年,將樣本期確定在2007-2018年可以涵蓋所有被審計署實施審計的樣本觀測值。考慮到審計署實施審計的對象是央企及其控股上市公司,以民營企業為對照組不合適,因此在使用初始研究樣本估計企業資本投資水平之后,本文僅保留了具有過度投資問題的國有企業(共3059個公司-年度觀測值)作為最終參與實證分析的樣本數據。

其中,政府審計的相關數據為手工整理獲得。借鑒褚劍和方軍雄(2016)、王兵等(2017)的研究,本文手工整理審計署官方網站公布的央企財務收支審計結果公告,根據上市公司的實際控制人或直接控制人信息,逐一識別審計公告涉及的央企及其控股上市公司。對于樣本期內被多次實施審計的上市公司,本文僅保留第一次的審計結果公告。本文涉及的相關財務數據均來自國泰安(CSMAR)和萬得(WIND)數據庫。為了緩解極端值對回歸結果的影響,本文對主要連續變量進行上下1%的縮尾(Winsorize)處理。本文的數據處理和實證分析過程均在Stata17.0上進行。

2. 模型設計與變量定義

為了驗證假設H1,本文構建如下多期雙重差分模型:

Overinvi,t=α0+α1Postauditi,t+α2Auditi,t+α3Controlsi,t+δt+μi+εi,t

(1)

(1) 因變量:國有企業過度投資。Richardson(2006)認為,企業的新增投資主要由預期投資和非預期投資兩部分組成,其中非預期投資即為企業存在的過度投資或投資不足問題。因此,他通過預期投資模型估計i企業第t年的預期資本投資水平,然后將該年的實際投資量減去預期投資量,其中差值大于0的部分即表示存在過度投資問題,而差值小于0的部分即表示存在投資不足問題。然而,該模型是基于上市公司整體資本投資行為正常的假定提出的,沒有考慮公司可能存在的適度投資和系統性的過度投資問題,因此很容易產生系統性偏差。為了緩解該類偏差,本文在使用初始樣本對Richardson(2006)的預期投資模型進行回歸后,將回歸殘差從大到小分為三組,僅保留殘差最大組以衡量國有企業的過度投資情況,用Overinv表示,Overinv取值越大,說明過度投資問題越嚴重(2)事實上,即便不考慮Richardson(2006)模型的系統性偏誤,也不會影響本文的所有研究結論。(姚立杰等,2020)。具體的估計模型為:

Invi,t=β0+β1Growthi,t-1+β2Cashi,t-1+β3Levi,t-1+β4Agei,t-1+β5Sizei,t-1+β6Reti,t-1+β7Invi,t-1+δt+μi+εi,t

(2)

其中:Invi,t和Invi,t-1分別代表i公司第t年和第t-1年的實際資本投資量,參照陳運森和謝德仁(2011)的研究,本文使用資產負債表中固定資產、在建工程、長期投資和無形資產的凈增加額除以期初總資產衡量。Growthi,t-1為i公司第t年的成長機會,考慮到中國股市投機氛圍較濃,上市公司托賓Q值并不能很好地反映公司的成長性,因此本文借鑒李云鶴(2014)的研究,使用營業收入增長率進行衡量。同時,在穩健性檢驗部分,本文也使用上市公司托賓Q值作為成長機會的代理變量重新計算公司過度投資水平。Cashi,t-1為i公司第t-1年的現金持有量,以年末貨幣資金/總資產衡量。Levi,t-1、Agei,t-1和Sizei,t-1分別代表i公司第t-1年的資產負債率、公司上市年限的自然對數和公司總資產的自然對數。Reti,t-1為考慮現金紅利再投資的年個股回報率。δt和μi分別代表年份固定效應和行業固定效應,εi,t為模型的隨機擾動項。

(2) 自變量:政府審計。Postaudit為本文的核心解釋變量,當審計署對某央企集團實施過財務收支審計時,該央企及其控股上市公司被審計署實施審計的當年及以后取1,否則取0。Audit為政府審計的分組啞變量,若樣本期內該上市公司被審計署實施過財務收支審計即取1,否則取0。根據前文的分析,被審計署實施過審計的國有企業,其過度投資問題能夠得到明顯的抑制,因此本文對Postaudit的系數α1預期顯著為負。

(3) 控制變量。借鑒Lara等(2016)、Cao等(2018)的研究,本文控制了以下可能影響企業過度投資狀況的變量:現金流比率(Cashflow)、營業收入增長率(Growth)、第一大股東持股比例(Top1)、股權制衡度(Balance)、機構投資者持股比例(Inst)、管理層持股比例(Share)、管理費用(Mfee)、企業規模(Size)、資產負債率(Lev)、總資產凈利潤率(Roa),具體的變量定義和計算方式如表1所示。同時,本文還控制了行業固定效應和年份固定效應,并對回歸標準誤進行公司層面的聚類(Cluster)處理,以避免可能存在的自相關、異方差等問題。

表1 變量定義表

3. 描述性統計

表2列示的變量描述性統計中,過度投資Overinv的均值為0.1,標準差為0.15,最小值和最大值分別為0和0.76,說明國有企業的過度投資較為嚴重且不同企業之間存在一定的差異;政府審計分組變量Audit的均值為0.27,表明存在過度投資問題的國有企業中約有27%的樣本在樣本期內被審計署實施過審計。文中未匯報的相關性分析顯示,Postaudit和Overinv的皮爾森(Pearson)相關性系數為-0.013,但不顯著;斯皮爾曼(Spearman)相關性系數為-0.052,且通過了1%的顯著性水平檢驗,初步驗證了本文的假設H1。另外,本文還對模型(1)進行了方差膨脹因子(VIF)檢驗,檢驗結果顯示,VIF的均值為1.6,最大值為2.41,說明各變量間均不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 描述性統計

五、 實證結果分析

1. 基準回歸結果

表3報告了政府審計與國有企業過度投資的基準回歸結果。其中列(1)是未加入控制變量時的回歸結果,政府審計(Postaudit)的系數在10%的統計水平上顯著為負;列(2)為加入控制變量之后的回歸結果,在納入控制變量以后,模型的擬合優度有了明顯的提升,表明本文的控制變量選取具有一定的合理性。Postaudit的系數為-0.023,通過了5%的顯著性水平檢驗,說明央企及其控股上市公司在被審計署實施審計以后,其過度投資顯著降低,具體而言平均降低了0.023個單位,約占過度投資平均值的23%,這表明政府審計對國有企業過度投資的抑制作用不僅體現在統計意義上,在經濟意義上也同樣顯著。綜上,在被審計機關實施審計之后,國有企業能夠及時意識并矯正自身存在的過度投資問題,積極采納審計機關提供的審計建議并落實整改,從而有效緩解國有企業的過度投資問題,假設H1得到了有效驗證。

表3 基準回歸結果

2. 穩健性檢驗

為了確保上述結論的可靠性,本文主要從平行趨勢檢驗、傾向得分匹配、替換因變量、更換計量模型和額外控制個體固定效應五個方面進行敏感性測試。

(1) 平行趨勢檢驗。運用雙重差分模型進行實證分析需要滿足的一項重要前提為:處理組與對照組要具有相同的事前時間趨勢。本文使用事件研究法(Event Study)檢驗平行趨勢假設。具體而言,本文構建了政府審計實施前兩年至后兩年的窗口變量,替換模型(1)中的關鍵解釋變量Postaudit重新進行回歸分析,并根據各窗口變量的回歸系數繪制動態趨勢變化圖,橫軸表示政府審計實施前后的窗口期,縱軸是回歸系數的大小。如圖1所示,窗口變量d_2和d_1的系數并不顯著異于0,說明至少在審計機關對國有企業實施審計的前兩期,被實施與未被實施審計國有企業的過度投資情況基本保持平行,并不存在系統性的趨勢差異;窗口變量current和d1的系數顯著為負,而d2的系數不顯著異于0,說明審計署實施的政府審計工作能夠有效抑制國有企業的過度投資問題,并且這種抑制作用主要體現在國有企業被審計署實施審計的當年及之后一年,基準回歸的平行趨勢假設得以滿足。但這同時也說明,雖然政府審計對國有企業過度投資的抑制作用明顯,但其預防作用的發揮仍有待進一步完善與強化。

圖1 平行趨勢檢驗

(2) 傾向得分匹配。為了緩解模型可能存在的內生性和樣本選擇偏差問題,本文使用傾向得分匹配法,為樣本期內被審計署實施過審計的國有企業匹配公司特征最為接近的對照組,具體的匹配流程為:首先選擇與模型(1)相同的控制變量作為協變量,采用Logit模型計算傾向得分;然后使用最近鄰匹配法,按照一比二的比例從樣本期內未被審計署實施過審計的國有企業選取匹配樣本;最后將匹配成功的樣本按照模型(1)重新進行回歸分析。具體的回歸結果如表4列(1)所示,Postaudit的系數在5%的統計水平上顯著為負,與基準模型的回歸結果并無顯著差異。

表4 穩健性檢驗

(3) 替換因變量。現有文獻在使用Richardson(2006)的預期投資模型估計企業非效率投資時,關于公司成長機會的衡量主要有兩種方式,一是本文所使用的營業收入增長率,二是上市公司的托賓Q值。為了增加本文研究結論的穩健性,本文進一步使用托賓Q值作為公司成長機會的代理變量,重新估計企業的過度投資情況(Overinv_tq),并代入模型(1)進行回歸分析,具體的回歸結果如表4列(2)所示,政府審計Postaudit的系數和顯著性與基準回歸結果基本保持一致。另外,本文在主檢驗中使用的是資產負債表中的數據構建實際資本投資量以估計企業的過度投資狀況。在穩健性檢驗中,本文也使用現金流量表中的實際資本投資量估計企業的過度投資狀況(Overinv2)。具體的構建方式為:構建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付的現金與購買子公司及其他營業單位所支付的現金之和減去處置固定資產、無形資產、其他長期資產和公司及其他營業單位收回的現金凈額與固定資產折舊、油氣資產折耗、生產性生物資產折舊之和后再除以期初總資產。將Overinv2作為模型(1)因變量的回歸結果如表4列(3)所示,Postaudit與Overinv2依舊在10%的統計水平上顯著負相關。

(4) 更換計量模型。一是借鑒詹雷和王瑤瑤(2013)的研究,本文在使用模型(2)估計企業過度投資時,將殘差大于0的部分直接作為企業過度投資水平,將殘差小于0的部分企業過度投資水平計為0,從而得出新的企業過度投資水平(Overinv_tobit),然后在模型(1)的基礎上通過Tobit模型進行回歸分析以緩解該衡量方式所導致的因變量“左歸并”問題。表4列(4)的結果顯示Postaudit的回歸系數依舊在5%的水平上顯著為負,本文的研究結論依然成立。二是參照鄧路等(2017)的研究,根據模型(2)計算得到的殘差,將殘差大于0的樣本定義為過度投資,Overinv_logit取值為1,否則Overinv_logit取值為0,然后將模型(1)的Overinv替換為Overinv_logit,使用Logit模型重新回歸分析,回歸結果如表4列(5)所示,與前文并無顯著差異。

(5) 增加公司固定效應。考慮到可能會存在一些不隨時間變化且難以量化的個體效應對回歸的結果產生影響,因此,本文在模型中額外控制了公司個體固定效應并重新進行回歸分析(3)由于個體固定效應的添加,模型中的Audit變量已被個體固定效應所吸收。。表4列(6)的回歸結果顯示,即使額外控制了公司個體的固定效應,Postaudit的系數依舊在10%的統計水平上顯著為負,說明本文的回歸結果是穩健的。

3. 進一步分析——政府審計抑制的過度投資究竟是來自委托代理還是政府干預?

根據前文的分析,導致國有企業過度投資的主要原因為公司內部的委托代理問題和來自地方政府的干預。然而,本文在基準回歸部分僅驗證了政府審計的過度投資抑制作用,缺乏對國有企業過度投資進一步地區分和探討。為了更好厘清政府審計對國有企業的治理作用,本文在模型(1)的基礎上構建了模型(3)和模型(4),進一步探究政府審計抑制的國有企業過度投資究竟是來自委托代理還是政府干預:

Overinvi,t=γ0+γ1Postauditi,t+γ2Auditi,t+γ3Peaki,t+γ4Govi,t+γ5Peaki,t×Auditi,t+γ6Peaki,t×Postauditi,t+γ7Controlsi,t+δt+μi+εi,t

(3)

Overinvi,t=η0+η1Postauditi,t+η2Auditi,t+η3Peaki,t+η4Govi,t+η5Govi,t×Auditi,t+η6Govi,t×Postauditi,t+η7Controlsi,t+δt+μi+εi,t

(4)

其中,Peak為企業委托代理問題的度量指標。考慮到在職消費是管理層侵占公司資源的隱性手段,管理層的在職消費水平越高,意味著公司內部的代理問題越嚴重,其內部管控成本也會相應提高,同時公司價值越容易遭受破壞(Yermack,2006)。因此,本文選擇公司的在職消費水平作為企業委托代理狀況的度量指標。具體而言,本文參照陳冬華等(2005)的研究,使用現金流量表中支付的其他與經營活動有關的現金項目金額與當期營業收入的比值來衡量高管的在職消費水平。Gov為衡量政府干預程度的代理指標。借鑒陳運森和謝德仁(2011)的研究,本文選取樊綱市場化指數報告中的“政府與市場的關系”指數作為政府干預的代理變量,該變量取值越大,表明地方政府的干預程度越低。其余變量均與模型(1)保持一致。

在模型(3)中,本文關注的核心解釋變量為委托代理與政府審計的交互項Peak×Postaudit,若Peak×Postaudit的系數γ6顯著為負,則說明委托代理問題能夠顯著強化政府審計與國有企業過度投資的負相關關系,即政府審計能夠有效緩解國有企業由于委托代理問題所導致的過度投資問題。在模型(4)中,本文關注的核心解釋變量為政府干預與政府審計的交互項Gov×Postaudit,若Gov×Postaudit的系數η6顯著為正,則表明隨著政府干預程度的提高,政府審計對過度投資的抑制作用也會相應增強,即政府審計能夠有效緩解國有企業由于政府干預所導致的過度投資問題。另外,考慮到委托代理和政府干預對國有企業過度投資的影響是“并駕齊驅”而非是“此消彼長”的,本文在探究政府審計對某一因素影響的過度投資的作用效果時,均對另一影響因素加以控制(4)即在模型(3)和模型(4)中同時控制了委托代理的度量指標Peak和政府干預的代理變量Gov。。

根據表5列(1)的回歸結果顯示,政府審計與委托代理問題的交互項Peak×Postaudit在1%的統計水平上顯著為負,說明隨著企業內部的委托代理問題愈發嚴重,審計署實施的審計工作越能緩解國有企業的過度投資問題。而表5列(2)的回歸結果顯示,政府審計與政府干預的交互項Gov×Postaudit為負,且沒有通過任何顯著性水平檢驗,說明政府審計的過度投資抑制作用并沒有因為政府干預程度的不同而產生異質性。綜合上述實證結果表明,政府審計對國有企業過度投資的抑制作用主要體現在緩解由于委托代理問題而導致的非效率投資,并不能對政府干預所引起的過度投資問題產生顯著的治理作用。其中可能的原因在于:政府審計主要通過發揮信息效應對國有企業產生治理作用(褚劍和方軍雄,2016)。在委托代理問題較為嚴重的企業,管理層可能會從事更多的過度投資決策以滿足其自利動機,相應地,審計機關能夠發揮更為顯著的信息效應,揭示更多的過度投資問題并加以矯正,同時有針對性地提出審計建議并督促被審計單位落實整改,從而避免未來由于委托代理問題而導致的過度投資問題。而面對政府干預所主導的國有企業過度投資,政府審計的信息效應所能發揮的治理作用就較為有限。

表5 進一步分析

六、 拓展性檢驗

1. 經濟后果檢驗

在前面的部分,本文研究發現,政府審計能夠有效緩解國有企業的過度投資問題,尤其是抑制由于委托代理問題而導致的過度投資。然而,對于政府審計究竟能否在有效改善國有企業投資績效的基礎上進一步實現“維護國有資產安全、提高國有資產運營績效”的終極目標,仍需要充分的實證分析加以驗證。

當國有企業出現過度投資時,就意味著企業的資源配置效率低下,投資了凈現值小于0的項目,這可能會導致企業價值下降(Chen等,2011),甚至使公司陷入財務危機(Higgins和Schall,1975)。姜付秀等(2009)的研究發現,過度自信的管理者往往會產生大量的過度投資行為,從而提高企業陷入財務困境的可能性。杜興強等(2011)的研究表明,即使控制了國有企業的政治關聯因素,其過度投資行為依舊會導致公司價值的降低。基于此,本文在模型(1)的基礎上構建如下中介效應模型,從緩解財務風險和提升企業價值兩個方面探究政府審計緩解國有企業過度投資問題所帶來的經濟后果:

Consequencesi,t=θ0+θ1Postauditi,t+θ2Auditi,t+θ3Controlsi,t+δt+μi+εi,t

(5)

Consequencesi,t=λ0+λ1Overinvi,t+λ2Postauditi,t+λ3Auditi,t+λ4Controlsi,t+δt+μi+εi,t

(6)

其中,Consequence為本文驗證的經濟后果變量。在緩解財務風險方面,本文借鑒詹雷和王瑤瑤(2013)的研究,采用Altman(1968)的Z指數(Zscore)衡量企業所面臨的財務風險(5)具體的計算公式為:Zscore=(0.012×營運資金/總資產+0.014×留存收益/總資產+0.033×息稅前利潤/總資產+0.006×股票總市值/負債賬面價值+0.999×銷售收入/總資產)×100。,該指標為正向指標,Z指數越大,企業的財務狀況越好。同時,考慮到各國根據Altman(1968)模型分析的結果顯示,“財務失敗”組的Z值均值都低于1.8。因此,本文也根據Z值是否大于1.8設置虛擬變量,當某公司的Z值大于1.8時,公司財務狀況良好,Zscore_dum取1,否則取0(姜付秀等,2009)。在提升企業價值方面,本文參照杜興強等(2011)的研究,使用上市公司托賓Q值(Tobinq)作為公司價值的代理變量,Tobinq值越高,公司價值也就越高。其余變量均與模型(1)保持一致。根據前文的實證結果,政府審計能夠顯著緩解國有企業的過度投資問題,而過度投資又是導致企業財務風險嚴重和公司價值下降的重要原因,本文認為審計機關實施的審計工作至少能夠通過緩解過度投資問題降低企業財務風險、提升企業價值。因此本文對模型(5)Postaudit的系數θ1的系數預期顯著為正,對模型(6)Overinv的系數λ1預期顯著為負。同時,考慮到政府審計對企業財務風險和企業價值的優化作用并不局限于緩解過度投資問題一條渠道,本文對模型(6)Postaudit的系數λ2預期顯著為正。

根據表6的回歸結果,列(1)至列(4)政府審計Postaudit的系數均至少在5%的水平上顯著為正,而列(2)和列(4)Overinv的系數均為負數,且通過了1%的顯著性水平檢驗,結合本文基準回歸的檢驗結果說明,不論是以Zscore為企業財務風險的度量指標還是以Zscore_dum為企業財務風險的代理變量,政府審計均可以通過抑制國有企業的過度投資問題從而提高資源配置效率,降低財務風險。表6列(5)Postaudit的系數在10%的水平上顯著為正,說明在審計機關實施審計以后,國有企業的公司價值明顯提高;列(6)Postaudit的系數為正,且通過了10%的顯著性檢驗,Overinv在1%的統計水平上顯著為負,說明政府審計對國有企業公司價值的提升作用有部分是通過緩解國有企業過度投資實現的。

表6 經濟后果檢驗

2. 異質性分析

首先,信息不對稱是導致企業非效率投資的重要因素(Stein,2003),當企業內部的信息不對稱趨于嚴重時,管理層就擁有更多從事機會主義行為的機會,此時,管理者的投資決策可能會出于自利動機而非實現公司的投資經營目標。同時,信息透明度低下還會導致內部和外部利益相關者(如股東、機構投資者、新聞媒體等)無法對代理人進行有效的監督,從而產生更多的代理成本,加劇企業的非效率投資問題。基于此,本文借鑒Bowen等(2008)、姚立杰等(2020)的研究,分別采用分析師跟蹤數量和被研報關注度作為信息透明度的代理變量,并按照其年度中位數作為分組依據,將樣本劃分為信息透明度低(Mtransparency1/2=0)和信息透明度高(Mtransparency1/2=1)兩組,分別對模型(1)進行回歸分析,考察政府審計在企業信息透明度不同時對國有企業過度投資抑制作用的異質性,具體的回歸結果如表7所示。

表7 信息透明度異質性

表7的回歸結果顯示,不論是以分析師跟蹤數量還是以被研報關注度作為企業信息透明度的代理變量,在信息透明度較低的樣本中(列(1)和列(3)),政府審計Postaudit的系數均在5%的統計水平上顯著為負;而在信息透明度較高的樣本中(列(2)和列(4)),Postaudit則不具備統計意義上的顯著性,且系數接近于0。費舍爾組合檢驗方法得出的組間差異系數也表明在信息透明度低的企業中,政府審計發揮的過度投資抑制作用要明顯強于信息透明度較高的企業。這說明,公司的信息透明度越低,企業內部的委托代理問題越嚴重,經理人的投資決策越有可能出于自利動機,同時企業內外部的監督者也難以發揮有效的監督作用,從而導致了更為嚴重的過度投資問題。而根據前文的分析,政府審計擁有超然的獨立性和權威性,其審計工作不會由于被審計單位的信息透明度低下而導致質量和力度的下降。因此,在信息透明度較低的企業,政府審計能夠揭示更多的代理問題和機會主義行為,從而更為有效地抑制其過度投資問題。

其次,一家公司的投資活動不僅會受到公司內部治理因素的影響,而且還會受到外部經濟因素的影響(Choi等,2020)。當公司擁有豐富的財務資源時,管理者越有可能通過過度投資以實現其自利動機(Jensen,1986)。Blanchard等(1994)的研究發現,經理們往往會利用公司得到的意外之財投資那些沒有吸引力的項目,以達到自我滿足的目的。因此,本文認為融資約束較為寬松的企業,管理層可能會濫用公司資源,從而產生更多的過度投資行為,此時政府審計過度投資抑制作用也更為明顯。基于此,本文采用SA指數(6)具體的計算公式為:SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Firmage,Size為公司年總資產的自然對數,Firmage為公司的經營年度。SA指數為負,其取值越大,表明公司面臨的融資約束越嚴重。(FC1)和融資成本(7)計算方式為:利息支出/(短期借款+長期借款)。(FC2)作為公司資源的代理變量。FC1和FC2越小,表明企業獲得融資的難度越小、成本越低,掌握的資源也越豐富。然后,本文根據FC1和FC2的年度中位數進行分組,將樣本劃分為公司資源多(MFC1/2=0)和公司資源少(MFC1/2=1)兩組,分別對模型(1)進行回歸分析,以此探究公司掌握的融資資源不同對政府審計抑制國有企業過度投資的影響。具體的回歸結果如表8所示。

表8的回歸結果顯示,在融資約束和融資成本較低的樣本中(列(1)和列(3)),政府審計Postaudit的系數至少為在10%的統計性水平上顯著的負數,而在企業資源較為匱乏的企業樣本中(列(2)和列(4)),Postaudit則并未通過任何顯著性水平檢驗,且系數差異檢驗也表明,政府審計對融資資源豐富的企業產生了更為明顯的過度投資抑制作用。這與既有文獻的研究結論較為類似(Blanchard等,1994;Richardson,2006),擁有豐富資金資源的企業的投資活動往往充斥著資源配置效率的低下,導致了更為嚴重的過度投資問題,而審計機關實施的審計工作能夠及時矯正管理層對公司資源的濫用,從而有效抑制管理層的過度投資決策。

七、 研究結論與政策啟示

作為拉動經濟增長的“三駕馬車”之一,合理的投資決策在企業改善經營績效、提升自身價值的過程中發揮了舉足輕重的作用,然而,中國的國有企業長久以來一直具有嚴重的過度投資問題,顯然不利于實現國有資產運營績效的提升。本文基于審計署發布的央企財務收支審計結果公告,通過雙重差分模型實證檢驗政府審計對國有企業過度投資的微觀治理效應,研究發現:審計機關實施的審計工作能夠有效緩解國有企業的過度投資,尤其是由于委托代理問題而導致的過度投資問題;政府審計對國有企業過度投資的抑制作用能夠進一步降低企業財務風險、提升公司價值;政府審計在信息透明度較低、企業融資資源較為豐富的國企樣本中發揮了更為明顯的過度投資抑制作用。

結合相關研究成果,本文得到如下政策啟示:

一是完善公司內部治理和信息披露機制。研究發現,當國有企業的委托代理問題趨于嚴重時,政府審計發揮了更為明顯的過度投資抑制作用,這說明委托代理問題是導致企業過度投資的重要原因,而較低的信息透明度和豐富的公司資源為經理人的代理行為提供了契機,加劇了過度投資問題的產生。因此,國有企業應當充分發揮其主觀能動性,一方面及時完善公司內部控制制度等內部治理機制,從企業自身抑制代理人的機會主義行為。另一方面優化信息披露機制,為股東、機構投資者等利益相關者監督企業的投資活動提供優質的信息資源,從而發揮利益相關者的監督作用,改善企業投資效率。

二是全面推進國有企業審計全覆蓋。持續重視并發揮政府審計對國有企業過度投資的微觀治理作用。研究發現,政府審計能夠有效抑制國有企業的過度投資行為,并且在此基礎上,政府審計還能夠進一步緩解企業財務風險,提升公司價值。因此,需要不斷強化政府審計的“經濟體檢”功能,去年新修改的《審計法》,顯著拓展了審計監督對象、范圍和職責,著力強化審計報告以及審計成果運用。下一步通過《審計法實施條例》等相關法規和制度的細化和完善,全面有效落實開展審計全覆蓋。充分發揮政府審計的“經濟體檢”功能,及時揭示、糾正國有企業的過度投資問題。通過發現的問題和風險隱患,對國有企業投資決策的內容和程序等方面提出針對性的審計建議,推動國有企業不斷做強做優做大,提高核心競爭力。

三是切實開展研究型審計。研究發現,雖然政府審計對國有企業過度投資的抑制作用明顯,但其持續性仍有待進一步完善。因此需要深入開展研究型審計,要求加強審計成果的利用。堅持把研究貫穿國有企業審計工作全過程,深入分析國有企業審計全過程遇到的各種各類問題的難點和痛點,作為開展研究型審計的重點,把難點和痛點當作課題來研究,把如何推動審計建議和整改要求落地見效當作課題來研究。堅持深入開展大數據審計方法的探索和研究,創新審計組織方式,不斷推動國有企業審計提質增效,不斷實現國有企業更好發展。