政府审计与国有企业金融化治理

张龙平 刘 翠

(中南财经政法大学 会计学院，湖北 武汉 430073)

一、引言

当前中国经济社会发展面临许多新的课题。在国内国际需求增长速度趋缓、产能过剩现象凸显的情况下，实体经济投资回报率出现了趋势性下降，大量实业资本纷纷进入金融和房地产等投资回报率较高的泛金融行业，寻找新的利润增长点。根据CSMAR数据，2009～2018年国有非金融类上市公司年平均金融资产持有量和年平均金融资产持有比例均高于民营非金融类上市公司。现有研究发现，企业较多的金融资产配置会影响企业技术创新[1][2]，减少企业实物资本投资[3]，抑制全要素生产率的提升[4]，影响核心业务未来增长潜力[5]，损害未来主业业绩[6]，降低企业价值[7]。党的十九大报告指出：“建设现代化经济体系，必须把发展经济的着力点放在实体经济上”，“深化金融体制改革，增强金融服务实体经济能力”；十三届全国人大二次会议再次强调应“引导金融支持实体经济”，这体现了中央政府对企业金融化问题和实体经济发展的关注和重视。开展企业金融化治理研究对优化企业金融资产配置，提升金融服务实体经济发展的能力，做实做强实体经济具有积极意义。

国有企业是中国特色社会主义的重要物质基础和政治基础，我国《宪法》和《审计法》赋予审计机关监督国有企业运用国有资本从事生产经营的职责。政府审计能够促进国有企业内控制度的完善[8]，有效降低盈余管理程度[9]，提升风险承担水平[10]，抑制过度投资[11]，提高创新投入和创新产出[12]，抑制金融衍生品投机交易和场外交易[13],提高全要素生产率[14]，提升企业价值[15]，促进企业高质量发展[16]。那么政府审计能否对国有企业金融化产生治理效应呢？又是通过什么途径产生治理效应呢?

本文基于2009～2018年审计署公布的央企审计结果公告，研究政府审计对国有企业金融化的治理效应以及审计力度对国有企业金融化治理的强化作用。本文的边际贡献在于：(1)现有文献主要从公司治理的视角研究企业金融化治理，较少文献从外部监管的视角研究企业金融化治理。陈文川等(2021)研究了政府审计对国有企业金融化的影响[17]，本文进一步分析了审计力度对国有企业金融化治理的强化作用，发现审计监督覆盖面越大、审计揭露问题越多以及对相关责任人的问责力度越大，政府审计对国有企业金融化的治理效应越显著，从而丰富了政府审计对国有企业金融化治理的相关研究。(2)现有文献较少涉及政府审计对国有企业金融化治理的作用机理，本文从监事会效能和股东决策参与度两个方面检验了政府审计对国有企业金融化治理的作用机制，有助于深入理解政府审计对国有企业金融化治理的内在机理，从而丰富了对政府审计的国有企业治理效应的认识。(3)现有文献较少涉及政府审计对国有企业金融化治理的动态效应，本文研究发现政府审计在审计介入当年和审计介入后三年对国有企业金融化具有显著的治理效应，在审计介入后第四年治理效应不再显著，这为审计机关设计更加合理有效的审计实施方案提供了经验证据。

二、文献综述、理论分析与研究假设

(一)文献综述

1.企业金融化的影响因素和经济后果。企业金融化的影响因素包括外部因素和内部因素。在外部因素方面，彭俞超等(2018)发现经济政策的不确定性增加了金融市场风险，降低了金融资产质量和银行资金供给，从而显著抑制企业金融化[18]。李元和王擎(2020)认为宽松的货币政策具有资金供给效应和投资需求效应，能够显著促进银行信贷较多的企业和内源融资不足的企业的金融资产配置[19]。步晓宁等(2020)的研究结果表明，产业振兴规划缓解了产业内企业的融资约束，显著提升了产业内非金融企业的金融化水平[20]。在内部因素方面，许罡(2018)发现具有投行经历的高管能够有效地评估和选择金融投资市场，优先获取渠道信息，从而激励企业进行金融投资[21]。赵彦锋(2021)认为实际控制人拥有境外居留权强化了企业的金融资产配置偏好[22]。曹丰和谷孝颖(2021)发现非国有股东的引入强化了对经理人的监督，降低了管理层通过金融资产配置进行盈余管理、交易套利和获利的动机[23]。李鑫等(2021)认为股权激励加强了管理层与股东的利益协同，促使管理层在经营管理中按照股东利益最大化的原则进行决策，从而有助于抑制实体企业的金融化程度[24]。

企业金融化的经济后果研究主要包括企业金融化对企业创新、实物资本投资和企业价值等方面的影响研究。段军山等(2021)发现企业金融化显著抑制非金融企业的技术创新投入和产出[1]。Lee等(2020)认为随着金融化程度的提升，管理层短视情况加剧，经济实体将技术创新战略导向增量创新，牺牲了涉及高风险和长期投资的激进创新[2]。Barradas和Lagoa(2017)的研究表明，金融化导致非金融企业的资金偏离实物资本投资[3]。另外，也有学者研究发现，在较强市场套利动机下的金融资产配置不利于企业全要素生产率的提升[4]，降低了企业核心业务在未来的增长潜力[5]，损害了企业未来主业业绩[6]，对企业价值产生显著的负影响[7]。

2.政府审计对国有企业金融化治理的影响。政府审计是推动完善国有企业治理的重要机制，在国有企业金融化治理中发挥着独特作用。在企业内部治理方面，池国华等(2019)发现政府审计在被审计年份之后连续两个会计期间对内控制度的完善具有显著促进作用[8]；陈宋生等(2013)认为政府审计增加了管理层的政治成本和契约成本，有助于减少盈余管理操纵行为[9]；王美英等(2019)发现政府审计能够抑制管理层不作为，促使企业高管提高风险承担水平[10]。在企业投资行为方面，王兵等(2017)认为政府审计有动机和能力抑制企业的过度投资行为[11]；褚剑等(2018)的研究表明，政府审计总体上增加了国有企业的创新投入和创新产出[12]；刘芳和王美英(2021)发现政府审计能够抑制企业金融衍生品投机交易和场外交易[13]；陈文川等(2021)从“免疫系统”的角度解释了政府审计对企业金融化的抑制作用[17]。在企业高质量发展方面，郭金花和杨瑞平(2020)发现政府审计能够提高企业被审计当年和之后两年的全要素生产率[14]；马东山等(2019)认为政府审计能够通过发挥信息治理、市场治理和权力治理的作用，提升企业价值[15]；董志愿和张曾莲(2021)的研究表明，政府审计通过提高公司治理水平，促进企业高质量发展[16]。

综上研究可知，较高的金融资产持有量会对企业创新、实物资本投资、企业价值等方面产生不利影响，可以通过引入非国有股东和采取股权激励等内部治理措施抑制企业金融化趋势。目前，从外部监督视角研究企业金融化治理的文献并不多，政府审计在提升国有企业内部治理、规范投资行为和促进企业高质量发展等方面发挥重要的治理作用。陈文川等(2021)研究了政府审计与国有企业金融化的关系[17]，本文在此基础上进一步研究政府审计对国有企业金融化的治理效应以及审计力度对国有企业金融化治理的强化作用，探索政府审计对国有企业金融化治理的作用机理及有效的治理路径，拓展了政府审计对国有企业金融化治理的研究视角和深度，对规范国有企业金融资产配置、助推国有企业长期可持续发展具有积极意义。

(二)理论分析与研究假设

1.政府审计与国有企业金融化治理。受托责任理论认为，受托人具有运用受托的资金和资源尽职完成委托人托付的责任，并通过向委托人报告的方式，请求解除受托责任。Lee(1993)认为，受托责任产生了审计，审计是监督受托经济责任履行情况的有效手段。从受托责任理论运用的现实环境看，受托责任在履行过程中可能存在代理失灵而导致受托责任履行不到位(损害委托人利益)的情况，审计通过对代理人进行监督，可以评价代理人履行受托责任的全面性和有效性。公共管理理论认为，政府公共部门应当整合社会各种力量，强化政府治理能力，关注政府绩效和公共服务质量，提高公共福利与公共利益。公共管理理论既强调公共权力履行公共职能的必要性，也强调对公共权力的监督和规范。国有企业具备“公共性”和“公共权力”等特征，我国《宪法》和《审计法》赋予审计机关监督国有企业(受托人)运用国有资本从事生产经营并向本级人民代表大会常务委员会(代表委托人，人民是委托人)提出审计报告的法定职责，是政府在国家公共管理中有效发挥核心治理作用的重要方式和路径。国有企业高管作为代理人对企业拥有较大的控制权，但受到的监督和制约却往往不足[25]。由于金融和房地产等泛金融行业的投资回报率较高，且投资期限短，对业绩提升明显，企业管理层具有较强的动机投资金融资产，以弥补主业业绩不足或利用金融资产在会计处理上的灵活性进行盈余管理[22]，但较多的金融资产配置会对企业的长期可持续发展产生不利影响。政府审计是对经济权力监督的过程，是保证和促进受托经济责任有效履行的一种特殊的经济控制[26]，政府审计通过对国有企业实施经济权力监督发挥金融化治理效应。

首先，政府审计可以发现企业金融资产配置中的权力运用问题并提出整改建议，对金融资产配置问题直接纠偏。根据中共中央办公厅和国务院办公厅印发的《关于进一步推进国有企业贯彻落实“三重一大”决策制度的意见》和国资委发布的《关于切实加强金融衍生业务管理有关事项的通知》中的相关规定，审计机关会重点关注被审计国有企业与金融资产配置相关的业务管理、风险控制和资金管理等关键环节[13]。政府审计的高权威性、强独立性和专业性使其能够获取充分且适当的审计证据以判断企业在金融资产配置的关键环节是否存在权力运用问题，如企业大额金融资产配置是否经过集体决策，金融资产配置过程中的审批程序是否符合相关规定等。政府审计在揭示问题的同时还具有纠偏功能，针对审计中发现的金融资产配置的权力运用问题，审计机关从相关制度规范出发，提出整改建议并督促企业整改。如审计署2013年第9号公告显示，中国商飞公司2011年有1亿元以上的新增理财业务未按规定报经董事会或股东大会集体讨论决定，审计署要求其整改。作为企业投资者监督权的执行主体之一，监事会有职权要求董事和高管纠正其损害企业利益的行为。在政府审计的警示效应下[27]，审计发现的企业金融资产配置中的权力运用问题及提出的整改建议能够引起监事会的重视，促使其发挥监事会效能，要求企业董事和高管及时纠正不当行为，减少不合规配置的金融资产。

其次，政府审计发现的其他公司治理问题和内控缺陷及提出的整改建议，有助于提高公司治理水平和内控质量，规范企业的金融资产配置行为。政府审计的高权威性、强独立性和专业性使其能够深入到国有企业的业务流程中，清晰地了解企业的公司治理状况和内控运行情况，及时发现并揭示问题，深入分析并有针对性地提出建设性意见，督促企业整改。如审计署2017年第18号公告显示，中国石化集团所属中化美洲集团公司2002年至2015年未按要求召开董事会会议；2016年第17号公告显示，中铝公司本部及所属80多家企业在信息系统的授权访问、互联互通和数据接口等方面存在问题。监事会具有监督董事和高管执行公司职务行为的职权，随着政府审计对国有企业进行监督的地位和作用不断强化[10]，审计发现的其他公司治理问题和内控缺陷可以作为监事会实施监督职能的重要信息来源，以缓解其由于参与企业经营管理的有限性而带来的信息不对称问题，从而推动企业提高公司治理水平，改善内控质量，规范和约束权力运用，避免因权力过于集中而引发决策失误或决策短视等现象，提高企业投资的合理性，约束企业的金融资产配置行为，减少不合规配置的机会。

最后，审计结果公告的发布提高了股东的决策参与度，弱化了企业高管不合规配置金融资产的动机。审计机关对国有企业的审计结果公告增加了企业的信息透明度，审计结果公告中披露的问题会对企业及相关控股公司的社会声誉产生负面影响[28]，对相关控股上市公司的市场表现也会产生不利影响[29]，使股东利益受损。知情和参与决策分别是股东权利保护的前提和基础[30]，互联网的发展和网络投票制度的出现降低了非控股股东行使投票权的成本，经过政府审计的企业，其股东有较强的意愿参加股东大会，关注企业问题的整改和潜在问题的优化处理，防止不利于自身利益和公司发展的决策通过，弱化企业高管不合规配置金融资产的动机。

基于上述分析，本文提出以下假设：

H1：随着政府审计的实施，国有企业持有金融资产的比重会下降，即政府审计能抑制国有企业的金融化趋势，对国有企业金融化发挥治理效应。

2.政府审计力度与国有企业金融化治理。政府审计对国有企业金融化治理效应的发挥离不开自身的监督力度，政府审计力度的加大增强了政府审计的威慑力，使得央企及其控股公司在金融资产配置决策和审批等方面的权力运用问题被发现和问责的概率增加，有助于抑制高管的机会主义行为，增强企业高质量发展的意识。政府审计力度的加大可以体现在审计监督覆盖面的扩大、审计揭露问题的增加以及对相关责任人问责力度的增强等方面。审计力度越大，企业高管配置不合规金融资产的动机越弱、机会越少。

一是审计监督覆盖面的扩大弱化了企业高管配置不合规金融资产的动机。随着审计监督覆盖面的扩大，审计机关可以更加全面地了解国有企业高管受托责任的履行情况[31]，提高企业违规问题被揭露的概率，强化政府审计对企业高管的心理威慑作用，使其清楚意识到违法违规行为处于被监视的环境中，被发现和揭露的可能性很大，从而弱化企业高管通过配置不合规的金融资产实现高回报或进行盈余管理的动机。

二是审计揭露问题的增加减少了企业高管配置不合规金融资产的机会。政府审计揭露问题体现了政府工作的高透明度和政府解决问题的决心[32]，审计查出并披露的问题越多，暴露出企业在会计处理、内部管理、重大财务或非财务决策等方面存在的缺陷越多，越有助于督促企业从制度和决策层面深入分析原因，并有针对性和深度地进行整改，从而规范会计核算，完善内部治理，减少企业高管通过配置不合规的金融资产实现高回报或进行盈余管理的机会。

三是对相关责任人问责力度的增强进一步弱化了企业高管配置不合规金融资产的动机。审计机关将审计中发现的违法违规线索移送相关部门进一步处理，能够增加相关责任人的政治成本和契约成本，增强责任人的责任意识和危机意识[9]，加大相关责任人不敢违的威慑力，促使其提高自身能力并积极参与公司治理，重视和解决审计发现的问题，减少问题的发生，进一步弱化企业高管利用不合规的金融资产配置实现高回报或进行盈余管理的动机。

基于上述分析，本文提出以下假设：

H2：政府审计力度越大，政府审计对国有企业金融化的治理效应越明显。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

审计署自2010年至2018年对外发布了所审计的央企财务收支审计报告，由于审计介入年度为审计公告年度的上一年，本文以2009～2018年为样本区间，将实际控制人或直接控股股东为央企的A股上市公司作为研究对象，剔除金融行业公司、ST和*ST公司以及数据缺失的样本，最终获得2966个样本观测值。政府审计的相关数据根据审计署网站公布的央企财务收支审计报告手工收集，其他数据来自CSMAR数据库。为减少极端值对研究结果的影响，本文对连续变量按1%的标准进行缩尾处理，并采用STATA15.0进行数据处理和分析。

(二)变量定义

1.企业金融化程度(FINA)。本文借鉴杜勇等(2017)、曹丰和谷孝颖(2021)的研究[6][23]，用企业金融资产与总资产之比衡量企业金融化程度，金融资产包括交易性金融资产、发放贷款及垫款、可供出售的金融资产、衍生金融资产、持有至到期投资和投资性房地产。

2.政府审计前后虚拟变量(AUDIT)。由于政府审计对国有企业产生治理效应具有一定的滞后性，审计署介入央企审计时审计的是介入年度上一年的财务收支报告，本文将审计署审计过的央企控股上市公司在审计介入年度及以后年度的AUDIT赋值1，审计介入年度前赋值0。如果存在央企多次被审计署审计的情况，审计介入年度取第一次审计介入的时间，同时将从未经审计署审计的央企控股上市公司的AUDIT赋值0。

3.审计组虚拟变量(TREAT)。经审计署审计的央企控股上市公司在样本区间时TREAT赋值1，未经审计署审计的央企控股上市公司在样本区间时TREAT赋值0。

4.审计力度(AUDIT_LD)。本文用审计监督覆盖面(SHJJDFG)、审计揭露问题数量(SHJJLWT)和审计问责力度(SHFYS)三个指标衡量审计力度。审计监督覆盖面(SHJJDFG)根据审计署审计央企的结果公告中披露问题所涵盖的种类数量进行衡量；审计揭露问题数量(SHJJLWT)用审计署审计央企的结果公告中披露各类问题的总数量之和加1的自然对数衡量；审计问责力度(SHFYS)根据审计署审计央企的结果公告中是否披露相关移送信息进行衡量，如果有移送信息SHFYS则为1，否则为0。

5.控制变量。参考相关文献，本文还控制了可能影响企业金融化程度的如下变量：公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、营业收入增长率(GROWTH)、总资产收益率(ROA)、总资产周转率(TATR)、固定资产占比(GDZCBZ)、现金回收率(CASHRATIO)、公司年龄(AGE)、前十大股东持股比(TOP10)、独董占比(INDEPR)、董事会规模(BROADSIZE)和两职合一(LZHY)。此外，本文还控制了个体和年度固定效应。本文的主要变量定义与说明具体如表1所示。

表1 主要变量定义与说明

(三)模型设定

为检验假设H1和假设H2，本文参考曹丰和谷孝颖(2021)、柳光强和王迪(2021)等学者的研究[23][24]，构建模型(1)和模型(2)，模型(1)为多期DID模型：

FINA=a0+a1AUDIT_TREAT+∑CONTROLS+∑FIRM+∑YEAR+ε

(1)

FINA=β0+β1AUDIT_LD+∑CONTROLS+∑FIRM+∑YEAR+∂

(2)

模型(1)中，AUDIT_TREAT为政府审计前后虚拟变量(AUDIT)与审计组虚拟变量(TREAT)的交互项，其系数用于度量政府审计对国有企业金融化治理的净效应。

四、实证结果分析

(一)描述性统计

表2描述性统计结果显示，企业金融化程度(FINA)的均值为0.024，最大值和最小值分别为0.378和0，表明央企控股上市公司的金融化程度存在较大的差异。政府审计前后虚拟变量(AUDIT)

表2 描述性统计结果

的均值为0.349，表明有34.9%的样本观测值经过政府审计，说明经过政府审计的样本观测值并不多。审计监督覆盖面(SHJJDFG)的均值为2.206，中位数为3，最大值为6，表明审计署审计央企的审计监督覆盖面整体不高且存在较大差异；审计揭露问题数量(SHJJLWT)的均值为11.281，最大值为43，中位数为11，表明审计署审计央企发现的问题数量存在较大差异；审计问责力度(SHFYS)的均值为0.396，表明经审计署审计的央企控股的上市公司观测值中发生审计移送的占39.6%。SIZE的均值为22.850，LEV的均值为0.509，这说明平均来说，央企控股上市公司的规模较大，负债水平适中。其他变量的统计结果与现有文献基本一致，在此不再赘述。

(二)基本回归结果分析

表3报告了政府审计对国有企业金融化治理效应的回归结果及审计力度对国有企业金融化治理强化作用的回归结果，第(1)(2)列均显示政府审计(AUDIT_TREAT)与企业金融化程度(FINA)显著负相关，列(2)的回归系数为-0.0074，在5%的水平上显著。这说明经过政府审计的样本企业金融化程度比未经过政府审计的样本低0.74%，占样本公司整体金融投资水平的30.83%(0.0074/0.024)，反映了政府审计(AUDIT_TREAT)对企业金融化程度(FINA)的影响具有经济显著性。以上结果表明，政府审计能够发现企业金融资产配置中的权力运用问题以及其他公司治理问题和内控缺陷，促使企业监事会有效发挥监督效能，使企业及时解决现有金融资产配置中的问题，约束金融资产配置行为。同时，审计结果公告的发布提升了股东的决策参与度，弱化了企业高管不合规配置金融资产的动机，最终使得被审计国有企业的金融化趋势得到抑制，政府审计对国有企业金融化发挥了治理效应，从而验证了本文的研究假设H1。表3的第(3)～(5)列为模型(2)的回归结果，自变量分别为审计监督覆盖面(SHJJDFG)、审计揭露问题数量(SHJJLWT)和审计问责力度(SHFYS)。实证结果显示，审计监督覆盖面、审计揭露问题数量和审计问责力度均与企业金融化程度(FINA)显著负相关，即审计监督覆盖面越大、审计揭露问题越多以及对相关责任人问责力度越大，政府审计对国有企业金融化的治理效应越显著。这表明政府审计力度的加大增强了政府审计的威慑力，使得企业存在的问题被发现、整改和问责的概率增加，弱化了企业高管通过配置不合规金融资产实现高回报或进行盈余管理的动机，同时也减少了企业高管配置不合规金融资产的机会，从而验证了本文的研究假设H2。

表3 政府审计、审计力度与国有企业金融化治理

(三)稳健性检验

1.平行趋势检验。本文构建的模型(1)为多期DID模型，运用该模型的前提是审计组和控制组在审计前企业的金融化程度不存在显著性差异。参考柳光强和王迪(2021)的研究[33]，设置如下动态模型(3)进行检验，其中， AUDIT_2、AUDIT_1、 AUDIT0、 AUDIT1、 AUDIT2 、AUDIT3 和AUDIT4分别代表审计署审计介入央企的前2年、前1年、审计当年、审计后1年、后2年、后3年和后4年。

FINA=γ0+γ1AUDIT_2+γ2AUDIT_1+γ3AUDIT0+γ4AUDIT1+γ5AUDIT2+

γ6AUDIT3+γ7AUDIT4+∑CONTROLS+∑FIRM+∑YEAR+φ

(3)

从表4平行趋势检验结果来看，在审计署审计介入的前两年回归系数不显著，而在审计署审计介入的当年及后三年回归系数显著为负，通过平行趋势检验。从审计介入后的动态效应可以看出，政府审计在审计介入当年和审计介入后三年对国有企业金融化产生显著的抑制效应，在第四年抑制效应不显著，这可能是由于政府审计的非连续性使得其对国有企业金融化的治理效应随时间的推移而逐渐减弱。

表4 稳健性检验：平行趋势检验

2.更改样本区间。 由于受2008年金融危机的影响，2009～2012年企业的金融资产持有量呈下降态势。在2013年经济进入结构转型期后，许多实体企业大量投资金融资产以缓解利润下滑的困境，为了排除2009～2012年企业金融资产持有量普遍下降趋势对实证结果的影响，本文更改样本区间为2013～2018年。表5第(1)～(4)列显示，政府审计(AUDIT_TREAT)和审计力度(AUDIT_LD)的回归系数均显著为负，表明在排除2008年金融危机的影响后，政府审计(AUDIT_TREAT)对国有企业金融化的治理效应及审计力度(AUDIT_LD)对国有企业金融化治理的强化作用仍然显著。

表5 稳健性检验：更改样本区间和更换自变量

3.更换自变量。本文将模型(1)中按照审计介入年度赋值的AUDIT更换为按照审计结果公告年度赋值的AUDIT_GG，即审计署发布央企审计结果公告当年及以后年度赋值1，公告之前年度赋值0，AUDIT_GG与TREAT的交互项用AUDITTR_GG表示。模型(2)的自变量更换为审计公告年度审计力度(AUDIT_LD_GG)，用审计公告年度监督覆盖面(SHJJDFG_GG)、审计公告年度揭露问题数量(SHJJLWT_GG)和审计公告年度问责力度(SHFYS_GG)三个指标衡量。表5第(5)～(8)列显示，AUDITTR_GG和AUDIT_LD_GG的回归系数仍然显著为负，表明在进一步考虑了政府审计的国有企业治理效应的滞后性后，政府审计(AUDITTR_GG)对国有企业金融化的治理效应及审计力度(AUDIT_LD_GG)对国有企业金融化治理的强化作用仍然显著。

4.Heckman两阶段检验。本文采用Heckman两阶段模型对基准检验结果进行再检验，在选择模型中加入SIZE、LEV、GROWTH、ROA、TATR、GDZCBZ、CASHRATIO、AGE、TOP10、INDEPR、BROADSIZE、LZHY和TOBINQ等对是否经过政府审计(AUDIT_TREAT)这一变量进行回归，将计算出的逆米尔斯比率(IMR)带入修正模型以检验在控制政府审计(AUDIT_TREAT)的选择偏误后，政府审计(AUDIT_TREAT)与企业金融化程度(FINA)的关系。表6的第(1)(2)列显示，在控制政府审计(AUDIT_TREAT)的选择偏误后，政府审计(AUDIT_TREAT)与企业金融化程度(FINA)仍然显著负相关。

5.安慰剂检验 。本文将审计署审计央企的介入时间提前两年，虚拟政府审计变量AUDIT_XN，然后将其替代政府审计变量AUDIT_TREAT。如果政府审计确实能显著抑制企业金融化程度，那么用虚拟的政府审计变量AUDIT_XN回归时将无法观测到企业金融化程度被显著抑制。表6的第(3)列显示AUDIT_XN的回归系数不再显著，这表明政府审计对企业金融化程度的降低确实发挥了重要的作用。另外，为了进一步确保本文研究结论的可靠性，本文随机假定审计署审计央企的介入时间，重复进行1000次，并带入模型(1)中重新进行检验。从政府审计对国有企业金融化治理效应的抽样检测伪系数分布情况来看①，AUDIT _XN的系数分布在0附近，远离基准检验中AUDIT_TREAT的回归系数-0.0074。这表明政府审计对国有企业金融化的抑制作用并非随机因素导致的，进一步证实了政府审计(AUDIT_TREAT)与企业金融化程度(FINA)降低之间的因果关系。

表6 稳健性检验：Heckman两阶段检验和安慰剂检验

五、机制检验

如上文所述，政府审计发现的企业金融资产配置的权力运用问题、其他公司治理问题和内控缺陷及提出的整改建议，有助于督促企业监事会发挥监督效能，促使企业解决金融资产配置中的权力运用问题，提高公司治理水平和内控质量。同时，审计结果公告的发布提升了股东的决策参与度，弱化了企业高管不合规配置金融资产的动机。由此可知，监事会效能和股东决策参与度可能是政府审计发挥国有企业金融化治理效应的两种机制，下面分别进行检验。

(一)政府审计提升企业监事会效能的治理路径

监事会是公司治理体系中的监督机构，具有监督董事、高管并要求其纠正损害公司利益行为的职权。政府审计的警示效应及其对国有企业监督的地位和作用的不断强化使其揭示的企业问题能够引起监事会的重视，促使监事会更好地发挥监督效能，及时了解企业相关信息，强化对企业现有问题的整改和对重大决策行为的过程监督，对董事会形成有力的外部制衡，抑制机会主义行为，提高公司治理水平，改善内控环境，进而减少企业现有不合规配置的金融资产和未来不合规配置金融资产的机会。因此，我们预测政府审计会提升企业监事会效能，进而对企业金融化产生治理效应。

(二)政府审计提升企业股东决策参与度的治理路径

随着资本市场的成熟，非控股股东的权益意识逐渐提高，政府审计发现和披露企业金融资产配置的权力运用问题和其他公司治理问题及内控缺陷会引起非控股股东的关注。股东大会是股东参与企业决策的重要机制，网络投票平台的快速发展为非控股股东参与股东大会提供了便利。经过政府审计的企业，其股东有较强的意愿参加股东大会，关注企业对现有问题的整改和对潜在问题的优化处理。股东大会出席会议股份比例的增加也可以产生股权制衡作用，阻止对企业长期发展不利的决议通过，引导管理层更加关注企业的长远利益。因此，我们预测政府审计会提升股东决策参与度，进而对企业金融化产生治理效应。

本文构建模型(4)和(5)检验监事会效能(JSHHHY)和股东决策参与度(CHGDCG)的中介效应，用监事会会议次数衡量监事会效能，用出席股东大会的股东持股比例衡量股东决策参与度。在检验监事会效能的中介效应时，模型(4)的控制变量在模型(1)控制变量的基础上，添加了股东人数(LNGDRSH)和高管人数(GGRSH)；模型(5)在模型(1)的基础上添加监事会效能(JSHHHY)中介变量。在检验股东决策参与度的中介效应时，模型(4)的控制变量在模型(1)控制变量的基础上，添加了股东人数(LNGDRSH)、高管人数(GGRSH)、股东大会会议次数(GDDHY)、董事会会议次数(DSHHY)和董事持股比例(DSHCHG)；模型(5)在模型(1)的基础上，添加股东决策参与度(CHGDCG)中介变量，由于CHGDCG与TOP10存在一定的共线性，模型(5)中的控制变量不包括TOP10。具体模型构建如下：

MEDIA=λ0+λ1AUDIT_TREAT+∑CONTROLS+∑FIRM+∑YEAR+μ

(4)

FINA=ρ0+ρ1AUDIT_TREAT+ρ2MEDIA+∑CONTROLS+∑FIRM+∑YEAR+υ

(5)

在模型(4)(5)中，MEDIA为中介变量，分别代表JSHHHY和CHGDCG，回归结果如表7所示。表7的第(1)列显示，政府审计(AUDIT_TREAT)的回归系数显著为正，表明政府审计能够显著提升企业监事会效能。第(2)列中监事会效能(JSHHHY)的系数为负，且不显著，但第(2)列的SOBEL检验结果显示Z值为-3.513，P值为0.000，中介效应成立。第(3)列显示，政府审计(AUDIT_TREAT)的回归系数显著为正，表明政府审计能够显著提升股东决策参与度。第(4)列中股东决策参与度(CHGDCG)的回归系数为负，且不显著，但第(4)列的SOBEL检验结果显示Z值为-2.418，P值为0.016，中介效应成立。以上结果表明，监事会效能和股东决策参与度是政府审计发挥国有企业金融化治理效应的有效作用路径。

表7 机制检验

六、进一步研究

(一)政府审计、金融资产配置动机与国有企业金融化治理

企业持有金融资产的动机主要有“蓄水池”动机和“逐利”动机。在“蓄水池”动机下，金融资产的强变现能力和低调整成本可以缓解企业在市场融资环境不确定性下的融资约束，助推主业发展。由于国有企业面临的融资约束和竞争压力较小，企业进行金融资产配置的“逐利”动机要强于“蓄水池”动机。在“逐利”动机下，企业通过配置金融资产获取短期超额回报率的行为会挤出企业未来的主业投资，影响可持续发展。因此，我们推测政府审计主要可以抑制企业在“逐利”动机下的金融资产配置。本文用SA指数衡量企业面临的融资约束，用投资收益与净利润之比衡量企业的“逐利”动机，根据SA指数和投资收益与净利润之比的年度行业均值划分企业融资约束高低组和“逐利”动机高低组，对模型(1)进行分组回归。表8的第(1)(2)列显示，在上期融资约束高组和上期融资约束低组，政府审计(AUDIT_TREAT)的回归系数分别在10%和5%的水平上显著为负；表8第(3)(4)列显示，在上期“逐利”动机强组，政府审计(AUDIT_TREAT)的回归系数在1%的水平上显著为负，在上期“逐利”动机弱组，政府审计(AUDIT_TREAT)的回归系数不显著。以上回归结果表明，政府审计主要可以抑制企业“逐利”动机下的金融资产配置。

表8 政府审计、金融资产配置动机与国有企业金融化治理

(二)政府审计、公司治理特征与国有企业金融化治理

股权制衡度的增加能够增强企业内部牵制，提高企业决策合理性，减少企业高管的短视行为。对董事会成员实施股权和薪酬激励在一定程度上能够调动董事的工作积极性，使其勤勉地履行监督和决策职责，减少企业配置不合规金融资产的机会。在股权制衡度低和董事会成员激励不足的情况下，企业高管的短视化行为受到的约束有限，企业配置不合规金融资产的机会较多。因此，我们预测在股权制衡度低、董事持股比例低和董事薪酬低的企业，政府审计对其金融化的治理效应更显著。本文用第二和第三大股东与第一大股东持股比、董事持股比例和前三名董事薪酬的年度行业均值作为划分股权制衡度高低组、董事持股比例高低组和董事薪酬高低组的标准，对模型(1)进行分组回归。表9的第(1)(3)和(5)列显示，在股权制衡度高组、董事持股比例高组和董事薪酬高组，政府审计(AUDIT_TREAT)的回归系数不显著；第(2)(4)和(6)列显示，在股权制衡度低组、董事持股比例低组和董事薪酬低组，政府审计(AUDIT_TREAT)的回归系数显著为负。以上回归结果表明，政府审计对股权制衡度低、董事持股比例低和董事薪酬低的企业具有显著的金融化治理效应。

表9 政府审计、公司治理特征与国有企业金融化治理

(三)政府审计、信息透明度与国有企业金融化治理

机构投资者在资金持有规模和专业技术能力等方面的优势，使其具有较高的解读和运用信息的能力。投资规模大的机构投资者通常有较强的动机收集、分析和处理持股企业的信息，利用大股东的身份对企业的信息披露决策实施一定程度的影响，助推企业信息披露质量的提高和信息流动性的提升。分析师通过全面解读企业已披露信息和深度挖掘未披露信息，提高企业的信息透明度，分析师关注度越高，企业的不良投资信息越容易被市场感知，产生的负面影响越大，为了规避风险，企业的投资行为也会更谨慎。在机构投资者持股比例低和分析师关注度低的企业，由于信息透明度相对不高，企业短视化行为受到的外部约束较少，我们预测在机构投资者持股比例低的企业和分析师关注度低的企业，政府审计对其金融化的治理效应更显著。本文用机构投资者持股比例的年度行业均值作为划分机构投资者持股比例高低的标准，用分析师跟踪数量和研报关注度的年度行业均值作为划分分析师关注度高低的标准，分组回归结果如表10所示。在机构投资者持股比例低组、分析师跟踪数量少组和研报关注度低组，政府审计(AUDIT_TREAT)的回归系数显著为负；在机构投资者持股比例高组、分析师跟踪数量多组和研报关注度高组，政府审计(AUDIT_TREAT)的回归系数不显著。以上回归结果表明，对于机构投资者持股比例低的企业和分析师关注度低的企业，政府审计具有显著的金融化治理效应。

表10 政府审计、信息透明度与国有企业金融化治理

七、研究结论及建议

本文利用2009～2018年审计署公布的央企审计结果公告，研究了政府审计对国有企业金融化的治理效应以及审计力度对国有企业金融化治理的强化作用，结果发现：政府审计对国有企业金融化具有显著的治理效应，审计监督覆盖面越大、审计揭露的问题越多以及对相关责任人的问责力度越大，政府审计对国有企业金融化的治理效应越显著；动态效应检验发现，政府审计在审计介入当年和审计介入后三年对国有企业金融化具有显著的治理效应；机制检验表明，企业监事会效能和股东决策参与度是政府审计发挥国有企业金融化治理效应的有效作用路径；进一步研究表明，政府审计显著抑制“逐利”动机下的金融资产配置，在股权制衡度低、董事持股比例低、董事薪酬低和信息透明度低的企业，政府审计对其金融化的治理效应更显著。

基于上述研究结论，本文提出以下建议：

一是加强对国有企业资金投向的监督，防止国有资本无序扩张。审计机关在对国有企业已持有的金融资产进行审计时，应重点关注企业配置金融资产的决策审批是否符合规定程序，大额金融资产配置的审批是否符合公司“三重一大”决策管理的规定，相关会计处理是否符合会计准则的规定，有无利用金融资产实施盈余操纵的行为，对于审计中发现的决策审批和盈余操纵等问题延长对企业整改情况的检查追踪期间，督促其进行整改，防止国有资本无序扩张。

二是强化对审计发现的其他公司治理问题和内控缺陷整改情况的监督，切实发挥审计治理效应。审计机关应深入分析审计中发现的其他公司治理问题和内控缺陷，提出建设性意见，引导企业完善股权结构和董事会职能，健全监督机制，提高公司治理水平和内控质量，加强企业内部对高管权力的监督和制约，从制度上减少企业通过不合规配置金融资产获取高收益或进行盈余管理的机会。

三是增强审计透明度，强化审计问责机制。审计机关应持续及时地披露审计结果公告，增强审计透明度，强化审计问责机制及其作用的发挥，严肃对责任人的责任追究，加大政府审计的威慑力，扩大政府审计对国有企业的影响。在高审计透明度和强问责力度下，审计披露的有关企业金融资产配置问题更有可能得到积极整改，企业金融资产配置的合理性和规范性也更有可能得到较大的提升。

注释：

①限于篇幅，正文中未报告具体结果，留存备索。