政府审计、公款消费与费用操纵

李 佳，罗正英，权小锋

(苏州大学 东吴商学院，江苏 苏州 215006)

一、引言

在职消费是公司正常经营所需和契约不完备性的产物，在我国企业中普遍存在，具有一定的合理性[1]，但是过度的在职消费会转变成公司的代理成本[2]，国有企业中严重的在职消费甚至会发展成为高管的隐性腐败问题[3]。公款消费常常是隐性腐败的来源，包括业务招待费、差旅费、办公费、会议费、董事会费、通讯费等，特征主要表现为消费性现金支出。政府对国企高管薪酬的刚性管制使得显性激励不足，作为“内部人”的管理层往往会最大限度地寻求在职消费[1,4]，以至于国有企业的“三公”开支较大，上市公司消费性支出较为严重，即公款消费问题十分突出。2012年12月4日，中共中央政治局会议审议通过了《关于改进工作作风、密切联系群众的八项规定》(以下简称为“八项规定”)，严格监督记入费用中的公款消费具体内容，销售费用与管理费用成为监督考核的重点科目。对于国企管理层来说，违反“八项规定”会影响其晋升，严重者甚至要受到纪律处分。因此，“八项规定”实施后，销管费用规模得到了显著抑制[5]，三公开支等公款消费明显下降，但很多事例表明国有企业管理层通过费用操纵来规避“八项规定”的监管，例如：金融界网站2014年4月17日报告，中国铁建等12家国企为应对中央“八项规定”，在年报中不再列报业务招待费，而是计入其他会计科目中作模糊处理；《中国会计报》2014年4月25日报告，一些国有企业可能将业务招待费计入“固定资产”，甚至利用“在建工程”科目来规避“八项规定”的监管。有研究发现，管理层通过费用归类操纵等手段规避八项规定的监督，将公款消费的各项条目计入除销管费用以外的其他会计科目中[6-8]。

归类操纵源于会计信息的决策有用性，不同会计科目的经济含义不同，利益相关者对不同科目的关注度也存在着明显差异，这使得管理层有动机通过改变相关会计科目归类来谋取私利[9]。叶康涛和臧文佼研究发现，“八项规定”实施后，国有企业的消费性现金支出计入当期销管费用的比例虽然有所下降，但持续性较低，而且计入本期存货科目的比例明显上升，管理层有可能通过改变公款消费的科目归类来规避“八项规定”的监管[6]。田园和万寿义研究发现，国有上市公司可能会将本应计入销售和管理费用的消费性现金支出部分计入营业成本科目来规避“八项规定”的监管[7]。徐莉萍等认为公款消费的减少只是表面现象，而且存货和营业成本不是公款消费的常用归类操纵科目，国有企业更有可能将公款消费转入资本性支出和非流动资产处置损失科目[8]。张嘉兴和傅绍正研究发现，较好的内部控制和“四大”事务所的审计能够有效减少管理层的费用归类操纵行为[10]。

图1 研究框架

“八项规定”的实施对机关事业单位和国有企业的公款消费活动以及相关的会计行为产生了重要影响，那么针对该项政策实施的政府审计活动是否进一步起到了监督和治理作用呢？虽然研究“八项规定”对公款消费影响的文献较多，但是目前尚未有文献研究政府审计对公款消费的影响。大量文献认为政府审计具有重要的外部治理作用，显著降低了国有企业的代理成本，如政府审计可以有效减少行政腐败的发生[11-12]、改善企业经营效率和经营绩效[13]、提高会计信息的质量[14]、促进国有企业的创新投入与产出[15]、完善内部控制[16]、降低国企过度负债[17]等。审计署依法对国有企业进行监督审计，揭示国企经营管理中存在的问题，这不仅包括经济责任方面的审计，还注重廉政责任的审计。审计署在2014年发布了《审计署关于加强公务支出和公款消费审计的若干意见》，强调各级审计机关和全体审计人员要“充分认识加强公务支出和公款消费审计的重要性和必要性，坚决反对铺张浪费，不断加大对各级党政机关及国有企事业单位公务支出和公款消费的审计力度”，注重“公务支出预算管理情况、公务接待管理情况、国有企业领导人员职务消费情况”等，而且从2015年开始国有企业审计公告中添加了“廉洁从业方面”的内容，从2017年开始国有企业审计公告中添加了“落实中央八项规定精神及廉洁从业规定方面”的内容。2014—2018年在政府审计介入之后，相较于未被审计的国企控股上市公司，被审计过的国企控股上市公司的销管费用率明显降低，那么这种相对较低的销管费用可以说明政府审计真的降低公款消费了吗？如果存在费用归类操纵行为，政府审计的信息发掘会对管理层的费用归类操纵行为产生抑制作用吗？公款消费的粘性特征可以在一定程度上衡量代理问题的程度，那么政府审计减少公款消费的粘性了吗？本文将对这些问题进行深入考察，研究框架如图1所示。

本文可能的边际贡献是：(1)从费用操纵的视角探讨政府审计对公款消费的影响，尽管褚剑和方军雄认为政府审计能够抑制国企控股上市公司高管的超额在职消费行为[18]，但是他们的研究并不是特指公款消费行为，也没有考虑到费用归类操纵问题，因此本研究可以丰富政府审计治理效应和费用归类操纵的相关文献。(2)本文发现政府审计显著降低了管理层将公款消费计入存货的比例，但是管理层有可能将公款消费隐藏于非流动资产处置损失科目中，这表明非流动资产处置不仅是滋生利益输送和高管腐败的温床[19]，还是管理层隐藏公款消费的手段，丰富了非流动资产处置与高管腐败的相关文献。(3)本文探讨消费性现金支出的波动性和粘性，认为粘性是公款消费的一个重要特性，政府审计应考虑公款消费粘性的降低问题，这为相关公款消费审计工作提供了参考。

二、理论分析与研究假设

政府审计的独立性较强，有强烈的动机去监督国有企业，揭露经营活动中的违法违规以及内部管理漏洞等问题，政府审计对公款消费及管理层廉政责任的关注可以遏制公司管理层的公款消费等隐性腐败行为，处罚并及时纠正违规行为，进而产生威慑效应。审计公告也会权威披露存在的公款消费问题，新闻媒体的关注与报道会进一步放大政府审计的威慑力，使得国企高管投鼠忌器，这是因为公款消费方面的问题会严重影响其晋升道路，声誉受损也会使其在经理人市场上失去职业竞争力。政府审计还可以以监管者的身份，对公司管理发表评论，提出治理建议，规范财务流程，提高内部控制水平，并对企业整改情况进行监督，因此，在政府审计的强大威慑与治理作用下，公款消费的支出会实质性减少，使得国有企业的消费性现金支出计入本期销管费用的比率下降。

然而，国有企业所有者缺位、内部人控制等问题严重，再加上薪酬契约的不完备性以及显性激励的不足，使得国有企业公款消费这一根本问题并未彻底解决，管理层仍有很强的动机追求较高的公款消费水平。当公款消费受到约束且相关的会计信息可能受到审查时，管理层可能不再将公款消费按照正常的会计处理计入对应的明细项目，而是计入其他会计科目，以达到隐藏公款消费的目的。因此，在政府审计介入的国有企业中，管理层可能会将部分公款消费支出转移到其他会计科目中，以此来应对外界对于公款消费的关注，这种费用归类操纵行为同样会导致消费性现金支出费用化率的下降。因此，本文提出假设H1。

H1：政府审计介入当年及以后年度，国有企业的消费性现金支出计入本期销管费用的比率下降。

“八项规定”实施后，国有上市公司可能会将本应计入销管费用的消费性现金支出部分计入营业成本或存货科目，以此来规避“八项规定”的监管[6-7]。然而，政府审计人员具有较高的会计专业技能和较强的信息发现与挖掘能力，能够找出企业财务会计中的问题，揭露公款消费的舞弊行为，这种强大的震慑作用可能会减少国企管理层的费用操纵行为。此外，将业务招待费、办公费等公款消费项目计入营业成本或存货的行为属于利润表与资产负债表间平滑利润的归类操纵，政府审计产生的治理效应会明显减少这种会计行为。首先，营业成本直接影响企业的利润，倘若存在将公款消费计入营业成本的费用操纵行为，则会导致成本过多和利润降低，引起审计人员的注意，而且营业成本一直是政府审计的重点内容，审计手段多样，审计出错的可能性较小。其次，存货属于资产负债表的重要项目，直接影响财务状况的客观反映，存货审计对于降低产品成本和相关费用以及提高生产活动的经济效益都具有非常重要的意义，审计人员往往会使用多种手段进行重点审计。最后，政府审计对企业内部控制的强化也会使得可能的费用操纵行为减少，由此利用营业成本或存货科目的费用操纵行为也会减少。综上所述，我们提出假设H2。

H2：政府审计介入当年及以后年度，国有企业的消费性现金支出计入营业成本或存货的比率会下降。

政府审计介入后，管理层利用存货或营业成本等敏感性会计科目的费用操纵行为可能会减少，但也存在寻找不太敏感、更加隐蔽的会计科目来隐藏公款消费的可能。企业经营支出分为损益性支出和资本性支出，损益性支出直接扣减当期净利润，而资本性支出予以资本化计入长期资产，不影响当期净利润。倘若将公款消费以资本性支出的方式确认为长期待摊费用、固定资产、无形资产等长期资产，则随着长期资产的使用，资本化的公款消费会通过折旧或摊销方式逐期转入企业损益，对利润的影响具有递延性和分散性，难以被审计人员发现。然而，由于固定资产和无形资产是资产负债表的重要科目，也是常规的重点审计科目，管理层不可能将公款消费转入其账面价值中，而企业的长期待摊费用则不是很常见，属于非敏感性会计科目，便于隐藏公款消费支出，因此管理层存在将公款消费转入长期待摊费用科目的可能，即政府审计介入后，国企控股上市公司管理层可能会将公款消费转入长期待摊费用科目中。

影响非经常性损益的非流动资产处置行为发生的频率及金额已经成为企业不可忽视的经营活动，由于非经常性损益不具有持续性[20]，因此利益相关者更多关注的是剔除了非经常性损益后的核心盈余[21]，管理层常常借助非流动资产处置损失进行盈余管理来提高核心盈余[22]。对于国有企业来讲，非流动资产处置损失很可能是管理层隐藏公款消费进行费用操纵的重要科目。一方面，将公款消费转入非流动资产处置损失科目既能够提高核心盈余，又可以达到隐藏公款消费的目的，而且这种利润表内的归类操纵不改变企业的净利润，也不会影响资产负债表结构，被发现的概率较低[23]；另一方面，借助非流动资产处置损失隐藏公款消费不影响后期净利润，从而降低了费用归类操纵的成本。此外，国有企业资产处置的不规范也为费用归类操纵提供了条件(1)审计公告中经常出现关于资产处置的问题，例如中国华电“资产处置净收益等核算不准确等”，中储粮“违规进行投资、资产处置及其他经济行为”，矿冶集团“北矿科技因管理不严等造成资产处置等损失7623.81万元”，华润集团“资产处置和投资项目建设等方面仍存在不够规范和严格的问题”，东风公司“资产处置办法缺失或不健全”等。，因此政府审计介入后，国有企业存在将公款消费计入非流动资产处置损失科目的可能。

综上所述，政府审计介入当年及以后年度，为了继续享受较高的公款消费水平，管理层可能会将消费性现金支出计入更加隐蔽的长期待摊费用或非流动资产处置损失科目。为此，我们提出假设H3。

H3：政府审计介入当年及以后年度，国有企业的消费性现金支出计入长期待摊费用或非流动资产处置损失科目的比例会提高。

三、研究设计

(一)样本选择和数据来源

“八项规定”实施后，国有上市公司销管费用的会计操作发生了变化，如将原来计入销管费用的消费性现金支出计入存货科目[6]、营业成本科目[7]，或者将部分异常管理费用计入资本性支出和非流动资产处置损失科目[8]。为了排除“八项规定”产生的影响，同时考虑到审计署明确提出针对公款消费和“八项规定”的审计是在2014年，因此本文选择2014—2018年的数据进行实证检验。我们参考已有文献[7-8]对年份进行界定，如果审计署在第n年发布审计公告，那么第n年就是公告年份，n-1年就是介入年份，n-2年则是审计年份。首先，确定被审企业样本。本文选择的样本为公告年份是2014—2018年经政府审计的企业，其对应的介入年份为2013—2017年。根据审计署公告统计结果，五年被审计国企共104家，其中3家属于重复审计。结合CSMAR和Wind数据库中的信息，我们查找实际控制人和直接控制人为被审计国有企业的A股上市公司。当数据库中信息与企业官方公开信息不一致时，我们结合工商总局企业信息公示平台的信息进行判断，并剔除金融行业和ST等上市公司，最终获得1245个观测样本。其次，确定未被审计企业样本。因为政府审计的范围是中央国有企业，未被审计的央企控股上市公司可能会因为政府审计的溢出效应而存在与被审计的央企控股上市公司相同的结果，所以我们选择未被审计的所有国有企业作为对照组，以排除溢出效应的影响。根据Wind数据库中的公司属性，我们选择属性为“国有企业”的未被审计企业，并剔除金融类和ST类上市公司，最终得到2014—2018年未被审计国有企业4075个观测样本。最后，我们将两类样本合并，一共得到5320个观测样本。

(二)变量选择与模型设定

借鉴相关研究[6-7]，本文采用现金流量表中披露的“支付的其他与经营活动相关的现金”的调整金额作为消费性现金支出的代理变量。由于消费性现金支出和往来性现金支出构成了“支付的其他与经营活动相关的现金”的重要内容，而往来性现金不属于消费性现金，因此我们将本期支付的其他与经营活动相关的现金减去其他应收款的增加额，再加上其他应付款的增加额，并且除以平均总资产后进行标准化，即为调整后的其他经营活动现金支出(Ocfd)，作为消费性现金支出的度量变量。本文使用双重差分法进行检验，Postlist表示政府审计；上市公司所属国有企业被政府审计介入当年及以后年度取1，否则取0(2)本文还设置了List变量，上市公司所属集团公司被政府审计过取1，否则取0。多重共线性检验发现，List×Ocfd与Postlist×Ocfd之间存在严重的多重共线性问题，剔除List×Ocfd之后，多重共线性检验结果符合要求，因此本文剔除了List变量。；Postlistit×Ocfdit表示政府审计介入及以后年度上市公司消费性现金支出与被解释变量之间的相关性，Postlist×Ocfd的系数如果显著为负，则表示相关性程度显著降低，消费性现金计入被解释变量的程度及可能性降低，如果显著为正，则表示相关性程度显著提高，消费性现金计入被解释变量的程度及可能性提高。

在假设H1中，被解释变量为Expense，表示使用平均总资产标准化后的销管费用，这里以销管费用作为因变量(3)由于附注中披露的业务招待费等项目属于自愿披露，有些公司选择不披露，因此为了避免样本自选择以及数据严重缺失问题，本文这里不采用年报附注中的明细项目。。此外，我们加入了控制变量：Size表示企业规模，用营业总收入的自然对数值表示；Salary表示职工薪酬现金支出，为当期支付给职工以及为职工支付的现金除以平均总资产；Fixed表示固定资产，为期末固定资产净值除以平均总资产；控制年度效应和行业效应。同时，本文构建如下检验模型：

Expense/Cost/Cinven=β0+β1Ocfd+β2Postlist+β3(Postlist×Ocfd)+β4Size+β5Salary+β6Fixed+∑Industry+∑Year+ε

(1)

为了检验假设H2，我们采用营业成本(Cost)和存货增加额(Cinven)作为被解释变量，营业成本是利润表中的“营业成本”项目，并除以平均总资产后进行标准化；存货增加额(Cinven)是期末存货净额减去期初存货净额的差额，并除以平均总资产后进行标准化。此外，控制变量和式(1)相同。

为了检验假设H3，我们采用长期待摊费用变化额(Clongpreexp)和非流动资产处置损失(Acdlnl)作为被解释变量，长期待摊费用变化额为长期待摊费用的本期余额减去上期余额，并除以平均总资产后进行标准化；非流动资产处置损失为本期非流动资产处置损失除以平均总资产。同时，我们加入了控制变量：Size表示企业规模；Roa表示资产收益率，为当期净利润除以期末总资产；Fixed表示固定资产，为期末固定资产净值除以平均总资产；Lev表示财务杠杆，为期末总负债除以期末总资产；Cash表示现金比率，为期末现金及其等价物除以平均总资产；Q表示托宾Q值，为股票总市值与债券市值的和除以平均总资产；控制年度效应和行业效应。同时，本文构建如下检验模型：

Clongpreexp/Acdlnl=β0+β1Ocfd+β2Postlist+β3(Postlist×Ocfd)+β4Size+β5Roa+β6Fixed+β7Lev+β8Cash+β9Q+∑Industry+∑Year+ε

(2)

相关变量的具体定义见表1。

表1 变量定义

四、实证检验及分析

表2 变量的描述性统计结果

(一)描述性统计

表2报告了变量的描述性统计结果。Expense的平均值为0.081，Ocfd的平均值为0.062，表明销管费用平均占总资产的比例为8.1%，消费性现金支出平均占总资产的比例为6.2%，两者较为接近，但由于销管费用中还包含部分折旧、摊销以及管理人员薪酬等，因此销管费用大于消费性现金支出。Cost的平均值为0.526，Cinven的平均值为0.014，Clongpreexp的平均值为0.007，Acdlnl的平均值为0.003，表明营业总成本平均为总资产的52.6%，存货增加额平均占到总资产的1.4%，而长期待摊费用变化额占总资产的比例平均为0.7%，非流动资产处置损失则为0.3%，数额相对较小，但也不可忽视其绝对数值。

表3比较了国企控股上市公司销管费用率的年度平均值，被审计的国企销管费用率显著低于未被审计的国企控股上市公司，这初步说明政府审计介入后，国企控股上市公司的销管费用率降低了。

表3 国企控股上市公司销管费用年度平均值比较

(二)回归分析

式(1)的回归结果如表4所示。从表4中可以看出，当Expense作为被解释变量时，Ocfd的系数在1%的显著性水平上为正，而Postlist×Ocfd的系数在1%的显著性水平上为负，可见政府审计介入后，国企控股上市公司的消费性现金支出与销管费用的相关性显著下降了，H1得到支持，即在政府审计介入当年及以后年度，国有企业的消费性现金支出计入本期销管费用的比率下降，这可能是由公款消费的下降引起的，但也可能是因为管理层为了隐藏公款消费支出而将其中的一部分计入了其他会计科目。当Cinven作为被解释变量时，Ocfd的系数在1%的显著性水平上为正，说明“八项规定”实施后，国有企业的管理层为了逃避监管，存在将部分公款消费支出计入存货的费用操纵行为；而Postlist×Ocfd的系数在1%的显著性水平上为负，说明在政府审计介入后，由于政府审计的威慑作用，这种费用操纵行为得到了抑制，H2得到支持，政府审计对某些费用操纵行为的抑制作用得到了肯定，因此在审计国企的公款消费方面，政府审计的确发挥了监督和治理职能。当Cost作为被解释变量时，Ocfd和Postlist×Ocfd的系数均不具有显著性，说明国有企业中不存在将消费性现金支出计入营业成本的普遍行为，政府审计对这种行为也没有显著影响。

表4 常规会计科目的回归结果

政府审计介入后，国有企业可能会将消费性支出转移到更为隐蔽的会计科目中，由此我们分别选择长期待摊费用和非流动资产处置损失科目来进行实证检验，按照不包括控制变量和包括控制变量分别做回归分析，式(2)的回归结果如表5所示。由表5中的列(1)和列(2)可知，当Clongpreexp作为被解释变量时，Ocfd和Postlist×Ocfd的系数均不具有显著性，可见长期待摊费用与消费性现金的费用操纵行为无关，国有企业不存在将消费性现金支出计入长期待摊费用的可能。由表5中的列(3)和列(4)可知，当Acdlnl作为被解释变量时，

表5 长期待摊费用和非流动资产处置损失的回归结果

Ocfd的系数在1%的显著性水平上为负，而Postlist×Ocfd的系数则分别在1%和5%的水平上显著为正，说明非流动资产处置损失可能与消费性现金的费用操纵行为有关。Ocfd的系数显著为负，说明消费性现金支出越多，非流动资产处置损失越低，两者之间存在一定的负相关关系。Postlist×Ocfd的系数显著为正，说明政府审计介入后，消费性现金支出存在计入非流动资产处置损失科目的可能，有部分消费性现金支出被隐藏到了非流动资产处置损失中，导致消费性现金支出越大，非流动资产处置损失越大，于是两个不同科目之间呈现出正相关关系，H3得到支持，即政府审计介入后，管理层通过将部分消费性现金支出计入非流动资产处置损失科目来达到隐藏公款消费的目的。然而，非流动资产处置损失的数额一般不大，管理层如果将过多的公款消费计入非流动资产处置损失，则会导致当期非流动资产处置损失的数额过高，引起审计人员的怀疑，可见公款消费转移至非流动资产处置损失的数额是有限的。综上，政府审计减少了企业的公款消费以及相关的费用操纵行为，但审计人员应该注重非流动资产处置损失科目的审计，以进一步揭示高管隐藏公款消费的问题。

(三)稳健性检验

1.采取可替代指标，剔除生产性现金支出的影响

“支付的其他与经营活动相关的现金”也包含部分与生产相关的生产性现金(如制造费用)，而这部分现金并不属于消费性现金，且无法直接获得数据。由于与制造费用相关的现金支出往往和企业的材料采购规模高度正相关，因此借鉴叶康涛和臧文佼的方法[6]，本文采用Ocfd对“企业购买原材料、商品和劳务的现金支出”进行回归，将回归残差(Cocash)作为消费性现金支出的衡量变量，以剥离生产性现金支出的影响。表6和表7报告了以Cocash作为消费性现金支出衡量变量的回归结果。

从表6中可以看出，当Expense作为被解释变量时，Cocash的系数在1%的显著性水平上为正，而Postlist×Cocash的系数在1%的显著性水平上为负，可见政府审计介入后，企业的消费性现金支出与销管费用的相关性显著下降，说明在政府审计介入当年及以后年度，国有企业的消费性现金支出计入本期管理和销售费用的比率下降，H1得到支持。当Cinven作为被解释变量时，Cocash的系数在1%的显著性水平上为正，而Postlist×Cocash的系数在1%的显著性水平上为负，说明把部分消费性现金计入存货这种费用操纵行为在政府审计介入后得到了抑制，H2得到支持，政府审计对公款消费的费用操纵行为起到了治理作用。从表7中可以看出，当Acdlnl作为被解释变量时，Cocash的系数在1%的显著性水平上为负，而Postlist×Cocash的系数则在1%的显著性水平上为正，说明政府审计介入后，部分消费性现金支出转入非流动资产处置损失科目中，H3得到支持。

表6 以Cocash作为消费性现金支出的度量变量的回归结果(1)

表7 以Cocash作为消费性现金支出的度量变量的回归结果(2)

2.增加控制变量

为了缓解遗漏控制变量的影响，我们进一步引入更多的控制变量进行稳健性检验：(1)表示内部控制质量的内部控制指数；(2)是否为四大审计事务所审计的哑变量，表示审计质量；(3)表示高管薪酬差距的变量；(4)地域方面的影响。以上尝试所得结果(未列示，备索)基本不变。

3.PSM匹配样本配对检验

由于被审计国企和未被审计国企的控股上市公司之间可能存在一定的差异，这些差异可能会造成处理组和控制组的公款消费以及相关的会计行为在事件前就存在明显差异，从而降低双重差分方法的有效性，因此我们采用PSM匹配样本重新进行检验，选择年份、行业、消费性现金支出、营业总收入、管理费用等变量进行匹配，采用最相邻匹配法按照1∶3的比例为被审计公司寻找被审计当年最为接近的样本作为匹配的控制组，由此得到匹配的PSM样本。基于这一PSM样本重新进行回归分析，所得结果(未列示，备索)基本不变。

4.选择央企控股上市公司样本

由于央企控股上市公司可能会受到更多的监督，其公款消费情况与其他国有企业控股的上市公司可能存在不同，因此我们只选择央企控股上市公司进行样本回归，并进行PSM样本匹配，分别选择中组部管理哑变量、国资委管理哑变量、年度、行业、营业总收入等变量进行匹配，采用最相邻匹配法按照1∶1的比例为被审计公司寻找被审计当年最为接近的样本作为匹配的控制组，由此得到匹配的PSM样本。基于这一PSM样本重新进行回归，所得结果(未列示，备索)几乎不变。

五、进一步分析：政府审计与公款消费的特性

(一)政府审计能否抑制消费性现金支出的波动性

政府审计介入后，国企控股上市公司的消费性现金支出费用化比率明显下降，如果是因为消费性现金支出中公款消费的下降引起了费用化比率降低，那么这种费用下降行为应该具有较高的持续性，消费性现金支出变化率的波动性会降低。为了检验政府审计是否抑制了消费性现金支出变化率的波动性，我们构建如下模型：

Ocfdchangeit=α0+α1Postlistit+α2(Ocfdchangeit-1×Postlistit)+α3Ocfdchangeit-1+α4Salaryit+α5Ppeit+α6Size+εit

(3)

表8 消费性现金支出波动性的回归结果

其中，Ocfdchangit代表当年消费性现金支出的变化，Ocfdchangit-1代表上一年消费性现金支出的变化。如果国企费用化比率的下降源于消费性现金支出中公款消费的下降，那么消费性现金支出变化率的波动性会降低，Ocfdchangit-1×Postlistit的系数将与Ocfdchangit-1的系数符号相反，并且均具有显著性。表8报告了不含有控制变量和含有控制变量的回归结果，Ocfdchangit-1的系数显著为负，表明消费性现金支出具有明显的波动趋势，而Ocfdchangit-1×Postlistit的系数显著为正(0.321,p<1%;0.328,p<1%;0.327,p<1%)，这说明政府审计介入后的国有上市公司消费性现金支出的波动性降低了，即政府审计介入后被审计国企的消费性现金支出的波动性低于未被审计的国有企业，消费性现金支出中公款消费的下降是导致费用化比率降低的主要原因。综合本文的H2和H3可知，费用化比率的降低是公款消费下降和费用操纵的共同结果。

(二)政府审计能否抑制消费性现金支出的粘性

Anderson等借用经济学中价格粘性的概念，将企业费用在经济活动上升时增加的幅度大于经济活动下降时减少的幅度的现象称为费用粘性(cost stickiness)[24]。由于国有企业产权控制较弱，代理问题突出，消费性现金支出可能存在严重的粘性，那么政府审计的强大威慑作用是否会有效地减少这种粘性呢？我们采用双重差分的粘性成本模型来检验政府审计对消费性现金支出粘性的影响。

我们采用的实证方法借鉴了相关粘性成本模型[24-26]，并结合双重差分法进行了修改。首先，模型将消费性现金的变化对数Lnocfdit和同期销售收入的变化对数Lnsaleit相联系，如下式所示：

Lnocfdit=α0+α1itLnsaleit+α2it(Lnsaleit×Decit)+μit

(4.1)

其中，下标i和t分别代表公司和年份，Lnocfdit代表消费性现金的变化率，即Lnocfdi,t=Ln(ocfdi,t/ocfdi,t-1)为被解释变量。Lnsaleit代表销售收入的对数变化，表示主营业务收入的变化率；Decit是表示主营业务收入下降的虚拟变量，如果t年销售额下降则为1，否则为0；μit是一个误差项，平均值为零且与解释变量无关；系数α1it表示销售额增长1%时消费性现金支出增长的百分比；α1it+α2it表示销售额下降1%时消费性现金支出下降的百分比，粘性系数α2it反映了销售额下降和消费性现金支出增加的不对称程度，如果α1it为正值，α2it为负值，则消费性支出是粘性的。我们引入分层的线性模型，其中基础模型等式(4.1)的1级结果被构建为2级模型解释变量和控制变量的函数。

我们扩展了Anderson等的基本成本粘性模型[24]，允许政府审计变量和其他控制变量影响消费性支出粘性系数α2it。管理层代理问题的程度会影响消费性支出的粘性，管理费用率可以在一定程度上衡量管理层代理问题[27]，因此我们用销管费用率SelManexpratit作为代理问题的衡量变量，由企业的销管费用除以营业收入计算得到。Decit-1是一个虚拟变量，如果销售额从t-2年到t-1年下降，则取1，否则取0；Decit-1代表了管理层对未来需求的乐观或悲观预期，可能会影响消费性支出粘性，因此本文予以控制。具体来说，我们通过引进2级模型设定方程(4.1)中的系数α1it和α2it为政府审计变量Postlistit、管理层代理问题变量SelManexpratit和虚拟变量Decit-1的函数，v1和v2的平均值为零，与解释变量无关，具体如下：

α1it=β1+β2SelManexpratit+β3Decit-1+v1

(4.2a)

α2it=β4+β5Postlistit+β6SelManexpratit+β7Decit-1+v2

(4.2b)

在(4.2b)式中，我们采用双重差分方法。在政府审计介入当年及以后年度，Postlistit取值为1，否则为0。我们将式(4.1)和式(4.2a)、式(4.2b)相结合可得到如下测试公式：

Lnocfdit=α0+(β1+β2SelManexpratit+β3Decit-1)×Lnsaleit+(β4+β5Postlistit+β6SelManexpratit+β7Decit-1)×Lnsaleit×Decit+∑Yeart+∑Industryj+εit

(4.3)

其中，下标i、j和t分别代表公司、行业和年份，其余各个变量的含义同上。同时，我们加入行业Industry与年度Year虚拟变量，分别控制年度和行业固定效应的影响。我们主要关注Postlistit×Lnsaleit×Decit的系数β5，它捕获了政府审计介入对消费性现金支出粘性程度的影响。如果β5显著为正，说明政府审计介入后，企业消费性现金支出的粘性降低；如果β5显著为负，说明政府审计介入后，消费性现金支出的粘性显著增加。εit表示误差项，我们将以上四个式子结合起来可以得到下式：

εit=μit+v1Lnsaleit+v2(Lnsaleit×Decit)

(4.4)

表9 消费性现金支出粘性的回归结果

来自式(4.1)、式(4.2a)和式(4.2b)的原始误差项μit、v1和v2均是零均值，且与解释变量无关，因此综合误差项εit也是零均值，OLS将产生无偏且一致的估计。我们使用式(4.1)进行回归，得到了α1it和α2it的系数，如表9中列(1)所示；使用式(4.3)进行回归，所得结果如表9中列(2)至列(4)所示。以上回归结果不存在多重共线性问题，相关的VIF检验结果未列示，备索。

由表9中的列(1)可知，当Lnocfdit作为被解释变量时，我们对Lnsaleit和Lnsaleit×Decit两项进行回归，得到了系数α1it和α2it的平均值，α1it显著为正，而α1it显著为负，且均在1%的水平上具有显著性，说明国有企业的消费性现金支出存在粘性。此外，由列(2)至列(4)的回归结果可知，Postlistit×Lnsaleit×Decit的系数在三个回归中均不具有显著性，可见政府审计介入后，上市公司的消费性现金支出粘性没有受到显著影响。综上所述，政府审计虽然降低了消费性现金支出的波动性，整体上减小了公款消费的规模，但并没有降低消费性现金支出的粘性，国企高管仍然在公款消费方面存在代理问题，这需要引起审计人员的注意。

(三)政府审计滞后效应的检验

为了检验政府审计对国有企业公款消费影响的持续性，我们做了政府审计的滞后效应检验，在基本模型(1)中分别加入了Postlistit-1和Postlistit-1×Ocfd变量，检验政府审计滞后一年的作用效果，并且在基本模型(1)中加入变量Postlistit-1、Postlistit-2和Postlistit-2×Ocfd来检验政府审计滞后两年的作用效果，分别进行回归分析，结果见表10。当Expense作为被解释变量时，Ocfd的回归系数在1%的显著性水平上为正，而Postlistit×Ocfd和Postlistit-1×Ocfd的系数在1%的显著性水平上为负(-0.057和-0.040)，Postlistit-2×Ocfd的系数则在5%的显著性水平上为负(-0.020)，而且系数的绝对值依次降低，可见政府审计介入后，国企控股上市公司的消费性现金支出与销管费用的正相关性显著下降，即在政府审计介入当年及以后年度，国有企业的消费性现金支出计入本期销管费用的比率下降，而且这种政府审计的影响作用持续了两年以上。当Cinven作为被解释变量时，Ocfd的回归系数在1%的显著性水平上为正，说明“八项规定”实施后，国有企业的管理层为了逃避监管，存在将部分公款消费支出计入存货的费用操纵行为，而Postlistit×Ocfd、Postlistit-1×Ocfd以及Postlistit-2×Ocfd的系数在1%的显著性水平上为负(-0.170；-0.158；-0.141)，而且系数的绝对值依次降低，说明在政府审计介入后的年份中，政府审计的威慑作用使得费用操纵行为得到了抑制，并且政府审计的这种影响持续了两年以上，即对于公款消费来讲，政府审计的确发挥了监督和治理作用。

表10 政府审计的滞后效应回归结果

六、结论与启示

本文采用2014—2018年国有企业控股的上市公司样本数据，使用DID研究方法，从费用归类操纵的视角考察了政府审计对国企高管公款消费行为的影响，研究发现：在政府审计介入当年及以后年度，国企控股上市公司的消费性现金支出费用化比率显著下降，消费性现金支出的波动性降低，公款消费实质性减少，并且管理层将消费性现金支出计入存货的费用操纵行为显著减少。这些发现肯定了政府审计对国企高管公款消费的监督和治理职能。然而，我们也发现在政府审计介入后，国企高管仍然存在费用归类操纵行为，而且政府审计并没有显著降低消费性现金支出的粘性，说明国有企业公款消费等代理问题并未得到根本解决，管理层可能会继续享受过高的公款消费。

政府审计对国有企业的经营管理活动具有监督和治理职能，在监督和治理国企的公款消费方面充分发挥了审查与威慑作用，减少了消费性现金支出的波动性以及消费性现金支出计入存货科目的费用操纵行为，但管理层仍然会采用更加隐蔽的费用操纵手段(如将消费性现金支出计入非流动资产处置损失等营业外支出科目)来维持较高的公款消费。这些结论不仅证明了“上有政策，下有对策”的管理层机会主义行为倾向，还说明政策的执行需要专业化和深层次的监督体系。防范费用归类操纵是预防控制公款消费的源头，审计署在发挥审计监督作用的同时需要不断完善自身的监督执行职能，完善国有企业的激励机制和内部控制制度，严格细化相关会计科目明细的归类处理，抑制费用操纵行为，积极推进审计全覆盖，实现良好的治理效果。