政府审计与国有企业过度投资※

内容提要：过度投资作为一种非效率投资,严重削弱了国有经济的竞争力,需要切实有效的方法抑制国有企业过度投资。基于央企审计结果公告,运用双重差分模型实证检验政府审计对国有企业过度投资的作用效果。研究发现,政府审计能够有效缓解国有上市公司的过度投资问题,该结果在经过平行趋势检验、倾向得分匹配、替换因变量、更换计量模型、考虑个体固定效应等敏感性测试后依旧保持稳健。进一步分析表明,政府审计主要抑制了由于委托代理而导致的过度投资问题;经济后果检验发现,政府审计对国有企业过度投资的抑制作用能进一步降低企业财务风险、提高企业价值;异质性分析结果表明,在信息透明度越低和公司资源越丰富的国有企业,政府审计的过度投资抑制作用发挥越有效。

一、 引 言

国有企业是中国特色社会主义的重要物质和政治基础,是中国特色社会主义经济的“顶梁柱”。中共二十大对国有企业改革作出明确指示,提出要推动国有资本和国有企业做强做优做大,提升企业核心竞争力。作为一项重要的经营决策,投资在很大程度上影响着企业的存续与发展。合理的投资决策能够帮助企业提高经营业绩、实现资产的增值保值;而低效投资则会导致企业陷入财务困境、破坏公司的市场价值(Higgins和Schall,1975;姜付秀等,2009;Chen等,2011;Chen等,2017)。因此,国有企业坚持有效、高效投资,对实现国有资产增值保值、提高国有经济竞争力就显得尤为重要。但现实情况却是,国有企业的投资效率损失严重,其中尤其存在大量的过度投资问题(1)从审计署官方网站公布的央企财务收支审计结果公告中不难发现,几乎所有被审计的央企及其下属公司都或多或少地出现了过度投资问题,其普遍性与严重性可见一斑。(刘建丽等,2014)。

政府审计是党和国家治理体系的重要组成部分,在国有企业治理的过程中发挥着常态化的“经济体检”功能。近年来,政府审计一直致力于维护国有资产安全,防止国有资产流失和损失浪费(刘家义,2012)。2015年12月,中共中央办公厅、国务院办公厅印发了《关于完善审计制度若干重大问题的框架意见》及相关配套文件,其中明确将国有资产重大投资决策及投资绩效情况等列为国有资产审计全覆盖的工作重点,以维护国有资产安全,促进提高国有资产运营绩效。2021年6月,中央审计委员会办公室、审计署印发的《“十四五”国家审计工作发展规划》将国有资本的投资、运营绩效列为审计重点。

那么,对于国有企业严重存在的过度投资问题,政府审计究竟能否产生有效的抑制作用?其中又存在着怎样的作用机制与经济后果?

为了验证这些问题,本文基于审计署2010-2018年发布的央企审计结果公告,以其中涉及的央企及其控股上市公司为实验组,其他国有上市公司为对照组,构建多期双重差分模型实证检验政府审计对国有企业过度投资的作用效果,并在此基础上通过中介和调节效应模型进一步探究其中可能存在的作用机制和经济后果。本文的研究既是政府审计微观治理功能相关文献的有益补充,验证了党和国家不断推进国有资产审计全覆盖所具备的理论与实践意义,还为政府审计如何有效抑制国有企业的过度投资问题、实现国有经济的高质量发展提供了经验证据与实践参考。

二、 文献回顾

围绕企业非效率投资的影响因素,学者们进行了广泛而深刻的研究探讨。部分文献以公司内部特征为切入点,研究发现,随着管理层能力的提升,企业的资源配置效率和信息透明度也会相应地增加,从而使公司拥有更高的投资效率(姚立杰等,2020)。但同时,能力越强管理者的过度自信问题也越严重。他们可能会过度高估他们的经营能力,而忽略了投资活动中可能存在的风险,产生更多的过度投资问题(姜付秀等,2009)。会计保守主义则是缓解该类非效率投资的重要手段。具体地,会计保守主义通过鼓励管理者放弃净现值为正但风险较高的项目,有效地减少了企业管理者因过度自信而产生的过度投资决策(Bushman等,2011;Lara等,2016)。

然而,上述文献是基于公司委托代理问题并不严重的前提下进行讨论的,当企业内部的信息不对称和委托代理问题趋于严重时,公司管理者的经营活动就会具有较强的自利动机。因此,更多的文献则是基于信息不对称和委托代理框架,验证公司内外部治理机制对企业非效率投资的作用成效,研究发现:公司内部高质量的内部控制水平(李万福等,2011;Cheng等,2013)和完善的董事会制度(陈运森和谢德仁,2011)可以有效抑制管理层的机会主义行为,优化管理者的经营决策,以此提升企业的投资效率。同时,随着来自公司外部的分析师预测质量的提高(Chen等,2017;Choi等,2020)和机构投资者关注程度的增加(Cao等,2018),公司的信息透明度和披露质量也会相应地得到优化,从而有效抑制被关注企业的非效率投资问题。此外,王兵等(2017)基于央企审计结果公告,通过倾向得分匹配和双重差分法实证研究发现,国家审计能够抑制公司过度投资行为,并且这种抑制作用主要体现在被非“十大”小所审计的公司中。

纵观上述文献发现,学者们关于企业非效率投资的影响因素研究已经十分丰富,主要探究了管理者特征、来自公司内外治理机制对企业非效率投资的作用效果。然而,对于国家监督治理体系与国有企业过度投资的关系,仅有少量文献关注到了政府审计对国有企业过度投资的抑制作用,对于其中可能存在的路径机制与经济后果,既有文献的研究分析相对匮乏,仍有待进一步地揭示与探索。

相较于已有文献,本文的边际贡献主要体现在:第一,本文运用双重差分模型,基于2010-2018年央企审计结果公告,实证分析政府审计对国有企业过度投资问题的抑制作用,有效缓解了王兵等(2017)的研究由于样本量较小而导致回归结果可能产生偏差的问题,丰富了国家监督治理体系与国有企业过度投资的关系研究。第二,本文在验证政府审计能够抑制国有企业过度投资并确保稳健性的基础上,进一步区分了不同因素所导致的过度投资问题,探究其中可能存在的作用机制与公司特征异质性,为政府审计更好地发挥其维护国有资产安全、促进提高国有资产运营绩效作用提供经验证据和方法探索。第三,本文还尝试着通过中介效应模型打开其中有关经济后果的“黑箱”,检验政府审计抑制过度投资问题以后对国有企业财务风险和公司价值更深层次的作用效果,为实现国有资产审计全覆盖提供理论依据与证据支持。

三、 理论分析与假设提出

1. 国有企业过度投资溯因

过度投资是指经营者将企业资金用于投资净现值为负的项目的一种低效投资(Jensen,1986)。在完美市场的假设前提下,企业的投资行为仅取决于项目的净现值是否为正。然而在现实经济中,市场往往存在大量的摩擦与干扰影响着企业的投资效率,其中委托代理和政府干预就是导致企业过度投资的重要因素(Bushman和Smith,2001;Stein,2003;Cheng等,2013)。

一方面,由于信息不对称和委托代理问题的存在,管理者的投资决策更可能会出于自利动机而非实现公司价值的最大化。对于拥有“经济人”和“政治人”双重身份的国企高管而言,其薪酬激励长久以来受到较为严格的管制,而在职消费和政治晋升则是国企高管个人收益的重要来源(陈冬华等,2005)。因此,国企高管往往倾向于通过过度投资构建自己的商业帝国(Aggarwal和Samwick,2006),提高自身谈判要价的筹码(Shleifer和Vishny,1989),从而获取更多的在职消费和政治晋升机会(陈冬华等,2005;李云鹤,2014)。

另一方面,地方政府的干预也会导致国有企业的投资效率下降。为了在晋升锦标赛中取得优势,地方官员会通过“有形之手”对国有企业实施大量的干预(周黎安,2007)。这种干预不仅包含国有企业所需额外承担的战略性和社会性政策负担,还包括地方政府为其提供的相关政策倾斜(林毅夫和李志赟,2004)。然而,不论是转移地方政府压力的“掠夺之手”还是鼓励企业经营发展的“扶持之手”,都会在一定程度上削弱企业的投资效率。其一,为了实现地方政府转移的社会目标,国有企业不得不投资部分能够有效产生社会效益但净现值为负的项目(Chen等,2011)。其二,地方政府的政策资金支持也于无形中为国有企业提供了更多的自由现金流和预算软约束,而充裕的现金流是导致企业过度投资的重要原因(Blanchard等,1994;Richardson,2006)。其三,由于政府“有形之手”的存在,国企高管可以将投资失败归因于国有企业所承担的政策性负担(申慧慧等,2012),并享有政府为其提供的税收、补贴和政策的倾斜兜底(刘瑞明和石磊,2010),从而导致更多过度投资的滋生。

2. 政府审计缓解国有企业过度投资的机制分析

政府审计主要通过对投资活动实施的“经济体检”以矫正国有企业过度投资问题。首先,政府审计能够发挥“查病”功能,充分揭示国有企业的过度投资问题和其中的机会主义行为。政府审计拥有广泛的审计覆盖面,不论是记录投资活动的会计记账,还是投资行为是否符合相关规章制度的规定,都是政府审计的重要实施对象(王兵等,2017)。并且得益于宪法赋予国家审计机关的超然的独立性和权威性,政府审计在对国有企业实施审计时,既没有任何利益的牵绊,也不会受到其他行政机关、社会团体和个人的干涉(刘家义,2012)。因此,政府审计能够客观公正且全面地揭示国有企业存在的过度投资问题。同时,针对审计过程中发现的问题和疑点,审计人员不会局限于过度投资的问题表面,而是会以过度投资为线索,依法强制要求被审单位提供更进一步的材料信息,并依靠审计人员强大的专业能力和追溯能力,揭示更深层次的投资问题和其中隐藏的国企管理层出于自利动机而从事的机会主义行为,有效缓解公司内部的信息不对称和委托代理问题。

其次,政府审计通过发挥“治已病”功能,及时纠正国有企业的过度投资问题和管理层的机会主义行为。在充分揭示国有企业的过度投资问题基础上,审计机关可以依法要求被审计单位立刻整改落实。这不仅可以帮助被实施审计的国有企业纠正偏离生产经营目标的投资行为,避免过度投资问题的再度产生,还能够促进企业内部投资决策制度的完善,实现企业未来投资行为的合理高效决策。而针对国有企业过度投资问题所暴露的管理层违法违规行为,审计机关也会依法实施相应的处理处罚,并将相关审计线索移送至司法纪检部门处理,从而缓解其中存在的委托代理问题,减少由于管理层自利动机而进行的过度投资活动。以审计署官网发布的2017年第28号公告为例,审计署在对中国电力建设集团有限公司及其所属公司2015年度财务收支情况实施审计以后,发现了相关公司“未充分考虑国资委和集团投资评委会风险提示,向境外项目投资”“未进行可行性研究和尽职调查,批准下属企业投资,且未按规定进行国有产权登记”等过度投资问题,并要求被审计单位及时整改并自行公告。针对审计过程中发现的违纪违法问题线索,审计署也“已依纪依法移送有关部门进一步调查处理”。通过查阅《中国电力建设集团有限公司关于审计整改结果的公告》后发现,被审计单位就审计署揭示的过度投资问题都一一进行回应并列示了相关的整改情况,完善了相关的工作制度和程序。

第三,政府审计通过发挥“防未病”功能,充分有效预防未来国有企业过度投资问题的产生。政府审计针对发现的问题,提出具体的审计建议,严肃审计整改和问责,可以产生强有力的审计威慑。一方面,作为一项有效的政策工具,政府审计对国有企业实施的审计工作并不会局限于揭示和处理相关问题,更重要的是审计人员会凭借其积累的丰富专业知识和实践经验,向被审计单位和政府部门提供建设性的审计建议,以此促进企业投资决策程序的优化和国家法律法规的完善(Avis等,2018;刘家义,2015)。而随着国有企业投资决策程序的优化和地方政府相关法律法规、政策制度的健全完善,国有企业未来投资决策的合理性和合规性能够得到有效提升,管理层可能存在的机会主义行为也被限制,从而缓解了由于企业自身投资决策失误或委托代理问题所导致的过度投资问题。另一方面,政府审计实施的审计工作对国有企业的投资活动还具有强大的事前威慑作用(褚剑和方军雄,2016)。考虑到国企高管“经济人”和“政治人”的双重身份,政府审计对国有企业实施的审计工作不仅是一场“经济考核”,更是一场“政治考核”。当国有企业的过度投资问题被曝光后,国企高管的经营管理能力会遭受公司股东和政府部门的质疑,导致其薪酬降低、在经理人市场失去职业竞争力,甚至丧失政治晋升的机会。

另外,中国从2003年开始施行的审计结果公告制度也进一步扩大了企业过度投资问题被曝光时产生的负面影响,强化了政府审计的威慑作用。具体而言,由于审计结果公告制度的存在,社会公众能够迅速了解国有企业被审计揭示的过度投资问题,并通过“用脚投票”的方式惩罚相关国企(Barwick等,2019);而新闻媒体的集中报道会快速传播国企过度投资的信息,导致国企高管声誉的下降,并于无形中增加国企高管过度投资决策所需支付的额外成本与风险(Dyck等,2008)。因此,不论是出于经济利益还是政治晋升的考虑,国企高管都会迅速整改已经被曝光的过度投资行为,并抑制自身的自利动机,更加谨慎地进行投资决策,以避免过度投资问题的再度发生。

综上可知,审计机关实施的审计工作能够有效揭示国有企业可能存在过度投资问题,并督促其落实规范整改和审计建议,从而实现投资决策的合理有效执行。基于此,本文提出研究假设:

H1:在其他条件不变的情况下,被审计机关审计过的国有企业,其过度投资问题会得到有效改善。

四、 研究设计

1. 样本选择与数据来源

本文选取2007年至2018年所有沪深A股上市公司作为初始研究样本,然后按照如下操作进行筛选:考虑到金融行业上市公司财务报表的特殊性,本文予以剔除;考虑到被PT、ST等特殊处理企业的财务报表数据不具备代表性,本文予以剔除;对于关键变量缺失的样本,本文予以剔除,从而获得用于估计企业资本投资水平的初始样本21771个。本文选择该研究样本期的主要原因在于:一是相较于审计结果公告年份,政府审计实施的年份存在1年的滞后期,以审计署2017年第28号公告为例,审计结果公告的年份为2017年,而审计实施的年份为2016年,被审计的财务报表年份则为2015年。本文使用双重差分模型进行实证研究样本期至少需要向前延伸一年,而审计署披露单独完整的央企财务收支审计结果公告的起始年份为2010年,也就是说审计实施的最早年份为2009年。二是2006年年底,财政部更新了《企业会计准则》,企业财务数据的统计口径有所改变,将样本起始年份确定为2007年可以确保样本期间企业财务数据的统计口径保持一致。三是审计署公布的央企审计结果公告的截止年份为2018年,将样本期确定在2007-2018年可以涵盖所有被审计署实施审计的样本观测值。考虑到审计署实施审计的对象是央企及其控股上市公司,以民营企业为对照组不合适,因此在使用初始研究样本估计企业资本投资水平之后,本文仅保留了具有过度投资问题的国有企业(共3059个公司-年度观测值)作为最终参与实证分析的样本数据。

其中,政府审计的相关数据为手工整理获得。借鉴褚剑和方军雄(2016)、王兵等(2017)的研究,本文手工整理审计署官方网站公布的央企财务收支审计结果公告,根据上市公司的实际控制人或直接控制人信息,逐一识别审计公告涉及的央企及其控股上市公司。对于样本期内被多次实施审计的上市公司,本文仅保留第一次的审计结果公告。本文涉及的相关财务数据均来自国泰安(CSMAR)和万得(WIND)数据库。为了缓解极端值对回归结果的影响,本文对主要连续变量进行上下1%的缩尾(Winsorize)处理。本文的数据处理和实证分析过程均在Stata17.0上进行。

2. 模型设计与变量定义

为了验证假设H1,本文构建如下多期双重差分模型:

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

(1)

(1) 因变量:国有企业过度投资。Richardson(2006)认为,企业的新增投资主要由预期投资和非预期投资两部分组成,其中非预期投资即为企业存在的过度投资或投资不足问题。因此,他通过预期投资模型估计i企业第t年的预期资本投资水平,然后将该年的实际投资量减去预期投资量,其中差值大于0的部分即表示存在过度投资问题,而差值小于0的部分即表示存在投资不足问题。然而,该模型是基于上市公司整体资本投资行为正常的假定提出的,没有考虑公司可能存在的适度投资和系统性的过度投资问题,因此很容易产生系统性偏差。为了缓解该类偏差,本文在使用初始样本对Richardson(2006)的预期投资模型进行回归后,将回归残差从大到小分为三组,仅保留残差最大组以衡量国有企业的过度投资情况,用Overinv表示,Overinv取值越大,说明过度投资问题越严重(2)事实上,即便不考虑Richardson(2006)模型的系统性偏误,也不会影响本文的所有研究结论。(姚立杰等,2020)。具体的估计模型为:

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分别代表i公司第t年和第t-1年的实际资本投资量,参照陈运森和谢德仁(2011)的研究,本文使用资产负债表中固定资产、在建工程、长期投资和无形资产的净增加额除以期初总资产衡量。Growthi,t-1为i公司第t年的成长机会,考虑到中国股市投机氛围较浓,上市公司托宾Q值并不能很好地反映公司的成长性,因此本文借鉴李云鹤(2014)的研究,使用营业收入增长率进行衡量。同时,在稳健性检验部分,本文也使用上市公司托宾Q值作为成长机会的代理变量重新计算公司过度投资水平。Cashi,t-1为i公司第t-1年的现金持有量,以年末货币资金/总资产衡量。Levi,t-1、Agei,t-1和Sizei,t-1分别代表i公司第t-1年的资产负债率、公司上市年限的自然对数和公司总资产的自然对数。Reti,t-1为考虑现金红利再投资的年个股回报率。δt和μi分别代表年份固定效应和行业固定效应,εi,t为模型的随机扰动项。

(2) 自变量:政府审计。Postaudit为本文的核心解释变量,当审计署对某央企集团实施过财务收支审计时,该央企及其控股上市公司被审计署实施审计的当年及以后取1,否则取0。Audit为政府审计的分组哑变量,若样本期内该上市公司被审计署实施过财务收支审计即取1,否则取0。根据前文的分析,被审计署实施过审计的国有企业,其过度投资问题能够得到明显的抑制,因此本文对Postaudit的系数α1预期显著为负。

(3) 控制变量。借鉴Lara等(2016)、Cao等(2018)的研究,本文控制了以下可能影响企业过度投资状况的变量:现金流比率(Cashflow)、营业收入增长率(Growth)、第一大股东持股比例(Top1)、股权制衡度(Balance)、机构投资者持股比例(Inst)、管理层持股比例(Share)、管理费用(Mfee)、企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、总资产净利润率(Roa),具体的变量定义和计算方式如表1所示。同时,本文还控制了行业固定效应和年份固定效应,并对回归标准误进行公司层面的聚类(Cluster)处理,以避免可能存在的自相关、异方差等问题。

表1 变量定义表

3. 描述性统计

表2列示的变量描述性统计中,过度投资Overinv的均值为0.1,标准差为0.15,最小值和最大值分别为0和0.76,说明国有企业的过度投资较为严重且不同企业之间存在一定的差异;政府审计分组变量Audit的均值为0.27,表明存在过度投资问题的国有企业中约有27%的样本在样本期内被审计署实施过审计。文中未汇报的相关性分析显示,Postaudit和Overinv的皮尔森(Pearson)相关性系数为-0.013,但不显著;斯皮尔曼(Spearman)相关性系数为-0.052,且通过了1%的显著性水平检验,初步验证了本文的假设H1。另外,本文还对模型(1)进行了方差膨胀因子(VIF)检验,检验结果显示,VIF的均值为1.6,最大值为2.41,说明各变量间均不存在严重的多重共线性问题。

表2 描述性统计

五、 实证结果分析

1. 基准回归结果

表3报告了政府审计与国有企业过度投资的基准回归结果。其中列(1)是未加入控制变量时的回归结果,政府审计(Postaudit)的系数在10%的统计水平上显著为负;列(2)为加入控制变量之后的回归结果,在纳入控制变量以后,模型的拟合优度有了明显的提升,表明本文的控制变量选取具有一定的合理性。Postaudit的系数为-0.023,通过了5%的显著性水平检验,说明央企及其控股上市公司在被审计署实施审计以后,其过度投资显著降低,具体而言平均降低了0.023个单位,约占过度投资平均值的23%,这表明政府审计对国有企业过度投资的抑制作用不仅体现在统计意义上,在经济意义上也同样显著。综上,在被审计机关实施审计之后,国有企业能够及时意识并矫正自身存在的过度投资问题,积极采纳审计机关提供的审计建议并落实整改,从而有效缓解国有企业的过度投资问题,假设H1得到了有效验证。

表3 基准回归结果

2. 稳健性检验

为了确保上述结论的可靠性,本文主要从平行趋势检验、倾向得分匹配、替换因变量、更换计量模型和额外控制个体固定效应五个方面进行敏感性测试。

(1) 平行趋势检验。运用双重差分模型进行实证分析需要满足的一项重要前提为:处理组与对照组要具有相同的事前时间趋势。本文使用事件研究法(Event Study)检验平行趋势假设。具体而言,本文构建了政府审计实施前两年至后两年的窗口变量,替换模型(1)中的关键解释变量Postaudit重新进行回归分析,并根据各窗口变量的回归系数绘制动态趋势变化图,横轴表示政府审计实施前后的窗口期,纵轴是回归系数的大小。如图1所示,窗口变量d_2和d_1的系数并不显著异于0,说明至少在审计机关对国有企业实施审计的前两期,被实施与未被实施审计国有企业的过度投资情况基本保持平行,并不存在系统性的趋势差异;窗口变量current和d1的系数显著为负,而d2的系数不显著异于0,说明审计署实施的政府审计工作能够有效抑制国有企业的过度投资问题,并且这种抑制作用主要体现在国有企业被审计署实施审计的当年及之后一年,基准回归的平行趋势假设得以满足。但这同时也说明,虽然政府审计对国有企业过度投资的抑制作用明显,但其预防作用的发挥仍有待进一步完善与强化。

图1 平行趋势检验

(2) 倾向得分匹配。为了缓解模型可能存在的内生性和样本选择偏差问题,本文使用倾向得分匹配法,为样本期内被审计署实施过审计的国有企业匹配公司特征最为接近的对照组,具体的匹配流程为:首先选择与模型(1)相同的控制变量作为协变量,采用Logit模型计算倾向得分;然后使用最近邻匹配法,按照一比二的比例从样本期内未被审计署实施过审计的国有企业选取匹配样本;最后将匹配成功的样本按照模型(1)重新进行回归分析。具体的回归结果如表4列(1)所示,Postaudit的系数在5%的统计水平上显著为负,与基准模型的回归结果并无显著差异。

表4 稳健性检验

(3) 替换因变量。现有文献在使用Richardson(2006)的预期投资模型估计企业非效率投资时,关于公司成长机会的衡量主要有两种方式,一是本文所使用的营业收入增长率,二是上市公司的托宾Q值。为了增加本文研究结论的稳健性,本文进一步使用托宾Q值作为公司成长机会的代理变量,重新估计企业的过度投资情况(Overinv_tq),并代入模型(1)进行回归分析,具体的回归结果如表4列(2)所示,政府审计Postaudit的系数和显著性与基准回归结果基本保持一致。另外,本文在主检验中使用的是资产负债表中的数据构建实际资本投资量以估计企业的过度投资状况。在稳健性检验中,本文也使用现金流量表中的实际资本投资量估计企业的过度投资状况(Overinv2)。具体的构建方式为:构建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金与购买子公司及其他营业单位所支付的现金之和减去处置固定资产、无形资产、其他长期资产和公司及其他营业单位收回的现金净额与固定资产折旧、油气资产折耗、生产性生物资产折旧之和后再除以期初总资产。将Overinv2作为模型(1)因变量的回归结果如表4列(3)所示,Postaudit与Overinv2依旧在10%的统计水平上显著负相关。

(4) 更换计量模型。一是借鉴詹雷和王瑶瑶(2013)的研究,本文在使用模型(2)估计企业过度投资时,将残差大于0的部分直接作为企业过度投资水平,将残差小于0的部分企业过度投资水平计为0,从而得出新的企业过度投资水平(Overinv_tobit),然后在模型(1)的基础上通过Tobit模型进行回归分析以缓解该衡量方式所导致的因变量“左归并”问题。表4列(4)的结果显示Postaudit的回归系数依旧在5%的水平上显著为负,本文的研究结论依然成立。二是参照邓路等(2017)的研究,根据模型(2)计算得到的残差,将残差大于0的样本定义为过度投资,Overinv_logit取值为1,否则Overinv_logit取值为0,然后将模型(1)的Overinv替换为Overinv_logit,使用Logit模型重新回归分析,回归结果如表4列(5)所示,与前文并无显著差异。

(5) 增加公司固定效应。考虑到可能会存在一些不随时间变化且难以量化的个体效应对回归的结果产生影响,因此,本文在模型中额外控制了公司个体固定效应并重新进行回归分析(3)由于个体固定效应的添加,模型中的Audit变量已被个体固定效应所吸收。。表4列(6)的回归结果显示,即使额外控制了公司个体的固定效应,Postaudit的系数依旧在10%的统计水平上显著为负,说明本文的回归结果是稳健的。

3. 进一步分析——政府审计抑制的过度投资究竟是来自委托代理还是政府干预?

根据前文的分析,导致国有企业过度投资的主要原因为公司内部的委托代理问题和来自地方政府的干预。然而,本文在基准回归部分仅验证了政府审计的过度投资抑制作用,缺乏对国有企业过度投资进一步地区分和探讨。为了更好厘清政府审计对国有企业的治理作用,本文在模型(1)的基础上构建了模型(3)和模型(4),进一步探究政府审计抑制的国有企业过度投资究竟是来自委托代理还是政府干预:

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为企业委托代理问题的度量指标。考虑到在职消费是管理层侵占公司资源的隐性手段,管理层的在职消费水平越高,意味着公司内部的代理问题越严重,其内部管控成本也会相应提高,同时公司价值越容易遭受破坏(Yermack,2006)。因此,本文选择公司的在职消费水平作为企业委托代理状况的度量指标。具体而言,本文参照陈冬华等(2005)的研究,使用现金流量表中支付的其他与经营活动有关的现金项目金额与当期营业收入的比值来衡量高管的在职消费水平。Gov为衡量政府干预程度的代理指标。借鉴陈运森和谢德仁(2011)的研究,本文选取樊纲市场化指数报告中的“政府与市场的关系”指数作为政府干预的代理变量,该变量取值越大,表明地方政府的干预程度越低。其余变量均与模型(1)保持一致。

在模型(3)中,本文关注的核心解释变量为委托代理与政府审计的交互项Peak×Postaudit,若Peak×Postaudit的系数γ6显著为负,则说明委托代理问题能够显著强化政府审计与国有企业过度投资的负相关关系,即政府审计能够有效缓解国有企业由于委托代理问题所导致的过度投资问题。在模型(4)中,本文关注的核心解释变量为政府干预与政府审计的交互项Gov×Postaudit,若Gov×Postaudit的系数η6显著为正,则表明随着政府干预程度的提高,政府审计对过度投资的抑制作用也会相应增强,即政府审计能够有效缓解国有企业由于政府干预所导致的过度投资问题。另外,考虑到委托代理和政府干预对国有企业过度投资的影响是“并驾齐驱”而非是“此消彼长”的,本文在探究政府审计对某一因素影响的过度投资的作用效果时,均对另一影响因素加以控制(4)即在模型(3)和模型(4)中同时控制了委托代理的度量指标Peak和政府干预的代理变量Gov。。

根据表5列(1)的回归结果显示,政府审计与委托代理问题的交互项Peak×Postaudit在1%的统计水平上显著为负,说明随着企业内部的委托代理问题愈发严重,审计署实施的审计工作越能缓解国有企业的过度投资问题。而表5列(2)的回归结果显示,政府审计与政府干预的交互项Gov×Postaudit为负,且没有通过任何显著性水平检验,说明政府审计的过度投资抑制作用并没有因为政府干预程度的不同而产生异质性。综合上述实证结果表明,政府审计对国有企业过度投资的抑制作用主要体现在缓解由于委托代理问题而导致的非效率投资,并不能对政府干预所引起的过度投资问题产生显著的治理作用。其中可能的原因在于:政府审计主要通过发挥信息效应对国有企业产生治理作用(褚剑和方军雄,2016)。在委托代理问题较为严重的企业,管理层可能会从事更多的过度投资决策以满足其自利动机,相应地,审计机关能够发挥更为显著的信息效应,揭示更多的过度投资问题并加以矫正,同时有针对性地提出审计建议并督促被审计单位落实整改,从而避免未来由于委托代理问题而导致的过度投资问题。而面对政府干预所主导的国有企业过度投资,政府审计的信息效应所能发挥的治理作用就较为有限。

表5 进一步分析

六、 拓展性检验

1. 经济后果检验

在前面的部分,本文研究发现,政府审计能够有效缓解国有企业的过度投资问题,尤其是抑制由于委托代理问题而导致的过度投资。然而,对于政府审计究竟能否在有效改善国有企业投资绩效的基础上进一步实现“维护国有资产安全、提高国有资产运营绩效”的终极目标,仍需要充分的实证分析加以验证。

当国有企业出现过度投资时,就意味着企业的资源配置效率低下,投资了净现值小于0的项目,这可能会导致企业价值下降(Chen等,2011),甚至使公司陷入财务危机(Higgins和Schall,1975)。姜付秀等(2009)的研究发现,过度自信的管理者往往会产生大量的过度投资行为,从而提高企业陷入财务困境的可能性。杜兴强等(2011)的研究表明,即使控制了国有企业的政治关联因素,其过度投资行为依旧会导致公司价值的降低。基于此,本文在模型(1)的基础上构建如下中介效应模型,从缓解财务风险和提升企业价值两个方面探究政府审计缓解国有企业过度投资问题所带来的经济后果:

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为本文验证的经济后果变量。在缓解财务风险方面,本文借鉴詹雷和王瑶瑶(2013)的研究,采用Altman(1968)的Z指数(Zscore)衡量企业所面临的财务风险(5)具体的计算公式为:Zscore=(0.012×营运资金/总资产+0.014×留存收益/总资产+0.033×息税前利润/总资产+0.006×股票总市值/负债账面价值+0.999×销售收入/总资产)×100。,该指标为正向指标,Z指数越大,企业的财务状况越好。同时,考虑到各国根据Altman(1968)模型分析的结果显示,“财务失败”组的Z值均值都低于1.8。因此,本文也根据Z值是否大于1.8设置虚拟变量,当某公司的Z值大于1.8时,公司财务状况良好,Zscore_dum取1,否则取0(姜付秀等,2009)。在提升企业价值方面,本文参照杜兴强等(2011)的研究,使用上市公司托宾Q值(Tobinq)作为公司价值的代理变量,Tobinq值越高,公司价值也就越高。其余变量均与模型(1)保持一致。根据前文的实证结果,政府审计能够显著缓解国有企业的过度投资问题,而过度投资又是导致企业财务风险严重和公司价值下降的重要原因,本文认为审计机关实施的审计工作至少能够通过缓解过度投资问题降低企业财务风险、提升企业价值。因此本文对模型(5)Postaudit的系数θ1的系数预期显著为正,对模型(6)Overinv的系数λ1预期显著为负。同时,考虑到政府审计对企业财务风险和企业价值的优化作用并不局限于缓解过度投资问题一条渠道,本文对模型(6)Postaudit的系数λ2预期显著为正。

根据表6的回归结果,列(1)至列(4)政府审计Postaudit的系数均至少在5%的水平上显著为正,而列(2)和列(4)Overinv的系数均为负数,且通过了1%的显著性水平检验,结合本文基准回归的检验结果说明,不论是以Zscore为企业财务风险的度量指标还是以Zscore_dum为企业财务风险的代理变量,政府审计均可以通过抑制国有企业的过度投资问题从而提高资源配置效率,降低财务风险。表6列(5)Postaudit的系数在10%的水平上显著为正,说明在审计机关实施审计以后,国有企业的公司价值明显提高;列(6)Postaudit的系数为正,且通过了10%的显著性检验,Overinv在1%的统计水平上显著为负,说明政府审计对国有企业公司价值的提升作用有部分是通过缓解国有企业过度投资实现的。

表6 经济后果检验

2. 异质性分析

首先,信息不对称是导致企业非效率投资的重要因素(Stein,2003),当企业内部的信息不对称趋于严重时,管理层就拥有更多从事机会主义行为的机会,此时,管理者的投资决策可能会出于自利动机而非实现公司的投资经营目标。同时,信息透明度低下还会导致内部和外部利益相关者(如股东、机构投资者、新闻媒体等)无法对代理人进行有效的监督,从而产生更多的代理成本,加剧企业的非效率投资问题。基于此,本文借鉴Bowen等(2008)、姚立杰等(2020)的研究,分别采用分析师跟踪数量和被研报关注度作为信息透明度的代理变量,并按照其年度中位数作为分组依据,将样本划分为信息透明度低(Mtransparency1/2=0)和信息透明度高(Mtransparency1/2=1)两组,分别对模型(1)进行回归分析,考察政府审计在企业信息透明度不同时对国有企业过度投资抑制作用的异质性,具体的回归结果如表7所示。

表7 信息透明度异质性

表7的回归结果显示,不论是以分析师跟踪数量还是以被研报关注度作为企业信息透明度的代理变量,在信息透明度较低的样本中(列(1)和列(3)),政府审计Postaudit的系数均在5%的统计水平上显著为负;而在信息透明度较高的样本中(列(2)和列(4)),Postaudit则不具备统计意义上的显著性,且系数接近于0。费舍尔组合检验方法得出的组间差异系数也表明在信息透明度低的企业中,政府审计发挥的过度投资抑制作用要明显强于信息透明度较高的企业。这说明,公司的信息透明度越低,企业内部的委托代理问题越严重,经理人的投资决策越有可能出于自利动机,同时企业内外部的监督者也难以发挥有效的监督作用,从而导致了更为严重的过度投资问题。而根据前文的分析,政府审计拥有超然的独立性和权威性,其审计工作不会由于被审计单位的信息透明度低下而导致质量和力度的下降。因此,在信息透明度较低的企业,政府审计能够揭示更多的代理问题和机会主义行为,从而更为有效地抑制其过度投资问题。

其次,一家公司的投资活动不仅会受到公司内部治理因素的影响,而且还会受到外部经济因素的影响(Choi等,2020)。当公司拥有丰富的财务资源时,管理者越有可能通过过度投资以实现其自利动机(Jensen,1986)。Blanchard等(1994)的研究发现,经理们往往会利用公司得到的意外之财投资那些没有吸引力的项目,以达到自我满足的目的。因此,本文认为融资约束较为宽松的企业,管理层可能会滥用公司资源,从而产生更多的过度投资行为,此时政府审计过度投资抑制作用也更为明显。基于此,本文采用SA指数(6)具体的计算公式为:SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Firmage,Size为公司年总资产的自然对数,Firmage为公司的经营年度。SA指数为负,其取值越大,表明公司面临的融资约束越严重。(FC1)和融资成本(7)计算方式为:利息支出/(短期借款+长期借款)。(FC2)作为公司资源的代理变量。FC1和FC2越小,表明企业获得融资的难度越小、成本越低,掌握的资源也越丰富。然后,本文根据FC1和FC2的年度中位数进行分组,将样本划分为公司资源多(MFC1/2=0)和公司资源少(MFC1/2=1)两组,分别对模型(1)进行回归分析,以此探究公司掌握的融资资源不同对政府审计抑制国有企业过度投资的影响。具体的回归结果如表8所示。

表8的回归结果显示,在融资约束和融资成本较低的样本中(列(1)和列(3)),政府审计Postaudit的系数至少为在10%的统计性水平上显著的负数,而在企业资源较为匮乏的企业样本中(列(2)和列(4)),Postaudit则并未通过任何显著性水平检验,且系数差异检验也表明,政府审计对融资资源丰富的企业产生了更为明显的过度投资抑制作用。这与既有文献的研究结论较为类似(Blanchard等,1994;Richardson,2006),拥有丰富资金资源的企业的投资活动往往充斥着资源配置效率的低下,导致了更为严重的过度投资问题,而审计机关实施的审计工作能够及时矫正管理层对公司资源的滥用,从而有效抑制管理层的过度投资决策。

七、 研究结论与政策启示

作为拉动经济增长的“三驾马车”之一,合理的投资决策在企业改善经营绩效、提升自身价值的过程中发挥了举足轻重的作用,然而,中国的国有企业长久以来一直具有严重的过度投资问题,显然不利于实现国有资产运营绩效的提升。本文基于审计署发布的央企财务收支审计结果公告,通过双重差分模型实证检验政府审计对国有企业过度投资的微观治理效应,研究发现:审计机关实施的审计工作能够有效缓解国有企业的过度投资,尤其是由于委托代理问题而导致的过度投资问题;政府审计对国有企业过度投资的抑制作用能够进一步降低企业财务风险、提升公司价值;政府审计在信息透明度较低、企业融资资源较为丰富的国企样本中发挥了更为明显的过度投资抑制作用。

结合相关研究成果,本文得到如下政策启示:

一是完善公司内部治理和信息披露机制。研究发现,当国有企业的委托代理问题趋于严重时,政府审计发挥了更为明显的过度投资抑制作用,这说明委托代理问题是导致企业过度投资的重要原因,而较低的信息透明度和丰富的公司资源为经理人的代理行为提供了契机,加剧了过度投资问题的产生。因此,国有企业应当充分发挥其主观能动性,一方面及时完善公司内部控制制度等内部治理机制,从企业自身抑制代理人的机会主义行为。另一方面优化信息披露机制,为股东、机构投资者等利益相关者监督企业的投资活动提供优质的信息资源,从而发挥利益相关者的监督作用,改善企业投资效率。

二是全面推进国有企业审计全覆盖。持续重视并发挥政府审计对国有企业过度投资的微观治理作用。研究发现,政府审计能够有效抑制国有企业的过度投资行为,并且在此基础上,政府审计还能够进一步缓解企业财务风险,提升公司价值。因此,需要不断强化政府审计的“经济体检”功能,去年新修改的《审计法》,显著拓展了审计监督对象、范围和职责,着力强化审计报告以及审计成果运用。下一步通过《审计法实施条例》等相关法规和制度的细化和完善,全面有效落实开展审计全覆盖。充分发挥政府审计的“经济体检”功能,及时揭示、纠正国有企业的过度投资问题。通过发现的问题和风险隐患,对国有企业投资决策的内容和程序等方面提出针对性的审计建议,推动国有企业不断做强做优做大,提高核心竞争力。

三是切实开展研究型审计。研究发现,虽然政府审计对国有企业过度投资的抑制作用明显,但其持续性仍有待进一步完善。因此需要深入开展研究型审计,要求加强审计成果的利用。坚持把研究贯穿国有企业审计工作全过程,深入分析国有企业审计全过程遇到的各种各类问题的难点和痛点,作为开展研究型审计的重点,把难点和痛点当作课题来研究,把如何推动审计建议和整改要求落地见效当作课题来研究。坚持深入开展大数据审计方法的探索和研究,创新审计组织方式,不断推动国有企业审计提质增效,不断实现国有企业更好发展。