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，是党执政兴国的重要支柱和依靠力量。作为中国经济发展的主导力量，国有企业控制着国家经济命脉，也承担着重大的政治、社会责任，对推动经济体制改革、促进经济持续稳定增长具有重要作用。但目前国有企业在发展质量、经营效率等方面仍存在一定不足，国有企业“大而不强”、易受政府干预而进行非效率投资（白俊和连立帅，2014）、依靠规模及垄断驱动发展（赵杨等，2013）等问题依旧突出。为此，中共中央、国务院2015年印发的《关于深化国有企业改革的指导意见》明确提出要完善现代企业制度和国有资产管理体制，提高国有资本配置和运行效率，确保国有资产保值增值。这为国有企业混合所有制改革指明了方向，也标志着国资委的国有企业监管职能逐步从“管人管事管资产”转向“管资本”（郭檬楠和吴秋生，2019）。资金是企业的“血液”，现金持有作为重要的财务决策事项，既是提高企业资源配置效率的关键，也是国有企业实施投融资战略、推进改革创新的重要保障（杨兴全和尹兴强，2018）。已有研究认为企业的现金持有水平受其内部财务状况、绩效考核机制（梁上坤等，2019）以及公司治理水平（辛宇和徐莉萍，2006）的影响，并与其所处行业和市场竞争环境密切相关（杨兴全等，2016），同时货币政策、产业政策等外部宏观政策和经济因素也会对企业现金持有水平产生影响（祝继高和陆正飞，2009）。针对国有企业的现金持有问题，杨兴全和尹兴强（2018）认为存在“柔性假说”和“耗散假说”两种解释，国有企业管理层既可能出于寻租或在职消费等自利动机而保有大量自由现金流（Jensen，1986），也可能基于晋升动机开展企业并购（Harford等，2008）、进行过度投资，进而导致企业现金持有水平的降低，或在上述机制的共同作用下，国有企业的现金持有水平不发生明显变化，由此产生“现金持有之谜”。

近年来，国家审计在推进国家治理体系与治理能力现代化进程中发挥着日益重要的作用。党的十八届三中全会后，中国逐渐形成横向到边、纵向到底、全面覆盖的国家审计监督体系，并逐步将公共资金、国有资产、国有资源和领导干部履行经济责任情况等纳入国家审计范围。自2010年起，审计署开始披露中央企业财务收支的审计结果，其中包括财务收支、企业重大决策和管理、政策落实跟踪以及国有企业领导人经济责任等内容。中共中央办公厅、国务院办公厅2015年发布的《关于实行审计全覆盖的实施意见》指出：“审计机关要依法对行政事业单位、国有和国有资本占控股或主导地位的企业等管理、使用和运营的境内外国有资产进行审计。”作为国家层面重要的监督治理机制，国家审计能够从多个维度对国有企业产生影响。一方面，在经历国家审计后，国有企业的盈余管理行为将会受到抑制（陈宋生等，2014；王海林和张丁，2019），这有助于提升企业信息透明度，缓解委托代理问题。同时，国有企业内部控制质量在国家审计监督下得到有效提升（褚剑和方军雄，2018），这也有助于国家审计抑制高管超额在职消费（褚剑和方军雄，2016）、虚增收入（杨华领和宋常，2019）以及避税等违规行为。另一方面，国家审计凭借其威慑力和权威性，在抑制国有企业高管非效率投资（王兵等，2017）的同时，还可以治理管理层的“慵懒怠”和“不作为”现象，鼓励企业进行研发创新（程军和刘玉玉，2018），提高国有企业资源配置效率，最终提高国有企业经营绩效（张立民等，2015），实现国有资产保值增值（郭檬楠和吴秋生，2019）。虽然已有大量文献探究国家审计对国有企业的影响，但多数研究仅从公司治理角度分析两者间关系，鲜有文献探究国家审计对国有企业资产配置、投融资决策的影响。而现金持有作为企业重要的财务决策，不仅与公司治理机制密切相关，而且关系到国有企业能否提高资源配置效率和经营绩效，实现国有资产保值增值。那么，国家审计是否以及如何影响国有企业现金持有水平？国有企业持有超额现金的内在动机是什么？对这些问题的探索，既有助于剖析国有企业财务决策动机及公司治理机制，也可以增强对国有资本配置和运行效率等问题的了解，具有较强理论和现实意义。

为探究国有企业的“现金持有之谜”，本文基于2008−2018年中央企业控股上市公司数据，实证检验了国家审计对国有企业现金持有的影响。研究发现，在经历国家审计后，国有企业的现金持有水平显著提高。进一步研究发现，当企业融资约束程度较高、风险承担水平较低以及大股东持股比例较高时，国家审计与企业现金持有水平的正相关关系更为显著。此外，国家审计还提升了国有企业的现金持有价值。

本文可能的贡献在于：（1）拓展了国家审计的经济后果研究。已有研究大多从信息披露、公司治理等方面分析国家审计对国有企业的影响，鲜有文献探究国家审计对国有企业财务决策的影响，而本文的研究提供了国家审计影响国有企业现金持有水平和现金持有价值的经验证据。（2）丰富了国有企业现金持有的影响因素研究。现金持有作为企业重要的财务决策，一直受到理论界和实务界的关注。鉴于国有企业的特殊性，分析其现金持有动机更具理论价值和实践价值。本文以国家审计为切入点，探究其对国有企业现金持有水平的影响，进一步结合融资约束、风险承担以及股权结构对两者间的关系进行研究，并探讨了国家审计对国有企业现金持有价值的影响，拓展了研究深度。（3）本文的研究结论对促进国有企业改革与发展具有一定的启示意义。国有企业存在“一股独大”“所有者缺位”等问题，需要强有力的外部监督机制。国家审计作为党和国家监督体系的重要组成部分，能够帮助国有企业提高公司治理水平，并通过影响现金持有等财务决策，提高国有资本配置效率，实现国有资产保值增值。因此，进一步发挥国家审计的监督治理功能，将有助于国有企业高质量发展。

鉴于国家审计对国有企业的公司治理以及经营决策具有诸多影响，在接受国家审计后，国有企业的现金持有策略也可能会发生变化。充裕的现金流有助于企业及时抓住投资机会并防范潜在的财务风险，但企业持有过多现金也可能降低资金的边际价值，导致资金闲置、投资不足、代理成本增加等问题（潘俊等，2015）。结合国有企业特征以及国家审计对国有企业的影响来看，国家审计能够抑制国有企业过度投资，减少高管超额在职消费，改善企业经营绩效并提高企业价值，由此提高国有企业现金持有水平。但国家审计也可能促进国有企业的信息披露，提高其内部控制有效性，进而缓解企业融资约束，促使企业降低风险预期、减少现金持有。据此，本文提出一组竞争性假说，从正反两方面分析国家审计对国有企业现金持有的影响。

一方面，国家审计可能会提高国有企业现金持有水平。国有企业的“一股独大”及“所有者缺位”导致其委托代理和信息不对称问题相对严重，大股东或管理层可能出于自利或操纵业绩的动机，将企业现金用于在职消费、关联交易以及构建“商业帝国”等方面（杨兴全和尹兴强，2018），且国有企业“半政半企”的性质以及高管的准官员身份，可能导致其在政府干预下进行非效率投资（白俊和连立帅，2014）。因此，当国有企业受到国家审计的监督后，过度投资（王兵等，2017）和高管超额在职消费行为（褚剑和方军雄，2016）会受到有效抑制，且随着消耗现金的违规行为的减少，国有企业现金持有水平可能会随之提升（杨兴全等，2020）。同时，国家审计有助于国有企业提升创新投入水平（程军和刘玉玉，2018），企业为进行创新研发并将创新成果产业化，需要充足的资金支持。但创新研发的风险相对较高，难以吸引足够的外部投资。根据优序融资理论，相比于成本较高的外源融资，企业可能更倾向于选择内部资金作为研发资金来源（Bates等，2009）。因此，在接受国家审计后，国有企业可能通过增持现金满足其加大研发创新的需求。在国家审计的有效监督下，国有企业内部控制水平将得到一定提升（褚剑和方军雄，2018），其经营绩效也会随之改善（张立民等，2015），而随着经营绩效的改善和利润水平的提高，国有企业可能拥有更充裕的现金流，由此提升其现金持有水平。此外，国家审计结果公告会披露国有企业虚增收入、避税等违法违规行为，这些信息可能会对企业声誉产生一定负面影响，减弱市场对企业的信心，造成融资约束。因此，国有企业经历国家审计后，可能会选择提高现金持有水平，以此应对审计结果公告发布后产生的潜在风险。综上，在经历国家审计后，国有企业的资金使用效率和经营绩效将得到提高与改善，并且企业可能基于加大创新投资和防范融资约束的动机提高现金持有水平。因此，本文提出假说H1a：

H1a：在其他条件不变的情况下，国家审计会提高国有企业现金持有水平。

另一方面，国家审计也可能会降低国有企业现金持有水平。国有企业在经历国家审计后，其盈余管理行为将会受到抑制（王海林和张丁，2019），信息透明度也会随之提升，媒体及社会公众可以通过审计结果公告了解企业财务收支以及经营管理情况，从而缓解信息不对称问题，降低企业融资约束。当企业面临的融资约束程度较低时，为提高资金使用效率，企业则会避免持有过多现金。同时，为缓解国家审计结果公告披露后产生的负面影响，国有企业可能通过积极履行社会责任进行形象管理，或发放现金股利缓解委托代理问题（Kalcheva和Lins，2007），借此释放企业发展前景良好的信号以提振市场信心，而这些活动均会消耗企业储备的现金。此外，低效的公司治理往往对应高额的现金持有（Guney等，2007），国家审计有助于提高国有企业的公司治理水平，抑制高管“不作为”的隐性腐败现象，并促进国有企业提高风险承担水平，由此促使国有企业积极寻找投资机会，进而降低其现金持有水平。再者，国有企业在接受国家审计后需要进行相应的整改，如调整账务处理、补交税款、弥补亏空等，这也会消耗部分资金，由此导致国有企业现金持有水平下降。综上，国家审计有助于提高国有企业财务透明度和风险承担水平，降低其融资约束，而为缓解国家审计结果公告披露产生的负面影响，国有企业可能通过履行社会责任、发放现金股利等方式消耗企业现金存量，导致企业现金持有水平降低。因此，本文提出竞争性假说H1b：

H1b：在其他条件不变的情况下，国家审计会降低国有企业现金持有水平。

鉴于审计署主要针对中央企业总部及其所属上市公司进行审计，且自2010年开始披露中央企业财务收支审计结果，本文选取2008−2018年中央企业控股的上市公司作为研究样本。其中，中央企业控股上市公司是指直接控股股东名称或实际控制人名称为中央企业的上市公司，这里主要依据上市公司股权性质文件中的控股股东名称、股权性质以及层级判断等信息进行识别和确认。本文对初始样本进行了如下处理：剔除金融行业公司；剔除B股公司；剔除ST、^*ST公司以及存在缺失值的数据，最终获得3,127个样本。国家审计数据来自2010−2018年审计署公布的中央企业审计结果公告，通过手工查找被审计的中央企业所属上市公司得到，其他数据均来自CSMAR数据库。为控制极端值的影响，本文对所有连续变量在1%水平上进行了Winsorize处理。

审计署公布的国家审计结果公告为本文研究提供了准自然实验的研究数据，其中，未被审计的中央企业属于控制组，而被审计的中央企业则属于实验组。本文借鉴Bertrand和Mullainathan（2003）提出的双重差分模型，参考褚剑和方军雄（2018）的做法，建立模型（1）检验国家审计对国有企业现金持有水平的影响。

其中，被解释变量为现金持有水平Cash，Cash=现金及现金等价物/（总资产−现金及现金等价物）；解释变量Postaudit为国家审计前后哑变量，上市公司所属中央企业集团被审计署审计当年及之后年度取1，否则取0。选择审计介入年份而非审计结果公告年份是因为中央企业的整改情况公告和国家审计结果公告往往在同一天先后发布，这说明中央企业可能在审计署审计介入之后，便开始根据自身情况进行相应调整。Controls为一组控制变量，参考杨兴全等（2016）、梁上坤等（2019）的研究，本文控制如下变量：公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产收益率（Roa）、营业收入增长率（Growth）、营运资本（Nwc）、两职兼任情况（Dual）、独立董事比例（Indepe）、高管薪酬水平（Salary）、是否由四大审计（Big4）以及第一大股东持股比例（Top1）。此外，本文还控制了公司个体固定效应和年份固定效应，具体变量定义如表1所示。

表2报告了变量的描述性统计结果：现金持有水平（Cash）的均值为0.224，最大值为1.490，最小值为0.008，说明不同企业的现金持有水平差异较大；资产负债率（Lev）的均值为0.512，最大值为0.955，最小值为0.077，说明国有企业的负债水平存在较大差异，这可能对现金持有、投融资等财务决策产生一定影响；第一大股东持股比例（Top1）的均值为0.407，最大值为0.758，最小值为0.120，说明不同企业的股权结构存在较大差异。

表3报告了国家审计对国有企业现金持有水平影响的回归结果。本文首先仅控制公司和年份固定效应，然后进一步加入控制变量进行回归分析。实证结果表明，国家审计（Postaudit）与国有企业现金持有水平（Cash）呈正相关关系，国家审计（Postaudit）的系数分别为0.027和0.026，且均在5%水平上显著，验证了本文假说H1a，即国家审计会提高国有企业现金持有水平。这说明在经历国家审计后，国有企业为提高资金使用效率和经营绩效，可能基于预防性和投机性动机提高其现金持有水平。假说H1b被拒绝，可能是因为国有企业股权相对集中、公司治理水平较低，且高管具有风险规避倾向，经营战略相对保守，更偏好持有现金；同时，鉴于金融危机后企业外部的经济、政策不确定性加剧，且国有企业改革也进入“深水区”，国有企业更有可能存储大量现金以应对潜在风险。

首先，借鉴褚剑和方军雄（2016）的做法，本文构建模型（2）如下：

其中，本文新增国家审计哑变量Audit ，上市公司所属中央企业集团被审计署审计取1，否则取0；Postaudit为国家审计前后哑变量，上市公司所属中央企业集团被审计署审计当年及之后年度取1，否则取0；Controls为相关控制变量；Industry和Year分别为行业和年度固定效应。本文重点关注Postaudit的系数α₂，若α₂为正，则说明经历国家审计后，国有企业现金持有水平将在之后年度有所提升。其次，变换解释变量。本文采用国家审计结果公告前后哑变量（Postaudit2）替换原有解释变量，审计结果公告当年及之后年度取1，否则取0。再次，调整样本规模。为排除金融危机影响，本文剔除2008年公司样本。最后，变换被解释变量。本文采用替代变量Cash2衡量现金持有水平，Cash2=（货币资金+交易性金融资产）/（总资产−现金及现金等价物）。稳健性检验结果如表4所示，均支持本文假说H1a，说明本文研究结论较为稳健。

一般而言，企业主要基于交易成本动机、预防性动机以及投机性动机持有现金（Bates等，2009），公司面临的融资约束程度是影响其现金持有决策的重要因素（祝继高和陆正飞，2009）。当企业预期未来将面临较高程度融资约束时，会出于预防性动机储存现金，以应对可能发生的财务困境。已有研究也发现，融资约束能够影响企业投资效率（Fazzari等，1988），当企业超额持有现金时，融资约束程度低的企业更易产生过度投资，而融资约束企业进行非效率投资的倾向则并不明显（王彦超，2009）。因此，现金持有对具有较高融资约束的企业而言，具有更重要的意义和价值，为满足日常经营或捕捉投资机会的需要，融资约束企业会更积极地持有现金。因此，本文预期：融资约束程度较高的国有企业，在经历国家审计后更倾向于提高现金持有水平，而融资约束程度较低的国有企业现金持有水平可能不受影响。

借鉴Kaplan和Zingales（1997）、魏志华等（2014）的研究，本文根据公司经营性净现金流、现金股利、现金持有、资产负债率以及Tobin’s Q等财务指标构建融资约束指数KZ，具体步骤如下：

（1）对全样本各个年度均按经营性净现金流/上期总资产（CF_i,t/Asset_i,t-1）、现金股利/上期总资产（DIV_i,t/Asset_i,t-1）、现金持有/上期总资产（C_i,t/Asset_i,t-1）、资产负债率（LEV_i,t）、Tobin’s Q（Q_i,t）进行分类。若CF_i,t/Asset_i,t-1低于中位数，则KZ₁取1，否则取0；若DIV_i,t/Asset_i,t-1低于中位数，则KZ₂取1，否则取0；若C_i,t/Asset_i,t-1低于中位数，则KZ₃取1，否则取0；若LEV_i,t高于中位数，则KZ₄取1，否则取0；若Q_i,t高于中位数，则KZ₅取1，否则取0。

（2）计算KZ指数，KZ=KZ₁+KZ₂+KZ₃+KZ₄+KZ₅。

（3）采用排序逻辑回归（Ordered Logistic Regression），将KZ指数作为因变量对CF_i,t/Asset_i,t-1、DIV_i,t/Asset_i,t-1、C_i,t/Asset_i,t-1、LEV_i,t、Q_i,t进行回归，估计各变量回归系数。

（4）运用上述回归模型的估计结果，计算每一家上市公司融资约束程度的KZ指数，KZ指数越大，意味着上市公司面临的融资约束程度越高。

根据构建的KZ指数，本文将样本分为融资约束高低两组进行回归，结果如表5所示。在企业融资约束程度较高的情况下，国家审计（Postaudit）与国有企业现金持有水平（Cash）呈正相关关系，回归系数为0.034，且在1%水平上显著；但在融资约束程度低的分组中，国家审计（Postaudit）对国有企业现金持有水平（Cash）的影响并不显著，符合前文的理论预期，即面临融资约束的国有企业可能出于预防动机和交易成本动机，选择提高企业现金持有水平，以此满足企业日常经营或捕捉投资机会的需要。

国家审计有助于降低国有企业代理成本，抑制高管“不作为”等隐性腐败现象，促进国有企业风险承担水平的提高（王美英等，2019），这有助于国有企业积极参与市场竞争，提高资源配置效率，确保国有资产的保值增值。同时，企业风险承担水平反映了其在投融资决策中的风险偏好，企业风险承担水平越高，越可能选择高风险、高回报的投资项目，即采用较为积极的企业发展战略。因此，在国家审计监督和晋升激励的影响下，风险承担水平高的国有企业更可能利用企业持有的现金积极捕捉投资机会，由此导致其现金持有水平降低。反之，风险承担水平较低的国有企业为了规避未来可能发生的风险，即便拥有较为充足的现金储备也会谨慎开展投资活动，从而维持较高的现金持有水平。

借鉴余明桂等（2013）、王美英等（2019）的研究，本文采用企业收益率ROA的波动性（观测期前后两年的ROA指标减去行业ROA的均值）衡量企业风险承担水平，并将样本分为风险承担水平高低两组进行回归。结果如表6所示，在企业风险承担水平较低的情况下，国家审计（Postaudit）与国有企业现金持有水平（Cash）呈正相关关系，回归系数为0.029，且在5%水平上显著；而在企业风险承担水平高的分组中，国家审计（Postaudit）对国有企业现金持有水平（Cash）的影响并不显著。这说明，相较于风险承担水平较高的国有企业，风险承担水平较低的国有企业在经过国家审计后会持有更多现金，以防范经营风险和应对国家审计结果公告后可能带来的负面影响。

公司治理机制能够影响企业现金持有水平，低效的公司治理一般对应着较高的现金持有水平（Guney等，2007），而公司治理水平较高的企业，其现金持有量较低（廖理和肖作平，2009）。国有企业“一股独大”，公司治理水平较低，这从侧面解释了国有企业现金持有水平较高的原因。而股权结构是公司治理机制的核心，已有研究认为大股东持股比例以及大股东的国有属性对企业现金持有具有重要影响（高雷和张杰，2008；陆贤伟和王建琼，2015）。当股权结构较为集中时，中小股东无法对大股东形成制约和监督，大股东可能通过占用上市公司资金产生“掏空效应”（沈艺峰等，2008）。因此，在大股东持股比例较高的情况下，国有企业可能具有较强动机和能力持有超额现金。

本文根据第一大股东持股比例将样本分为大股东持股比例高低两组进行回归，结果如表7所示。在大股东持股比例高的情况下，国家审计（Postaudit）与国有企业现金持有水平（Cash）呈正相关关系，回归系数为0.044，且在1%水平上显著；而在大股东持股比例低的分组中，国家审计（Postaudit）对国有企业现金持有水平（Cash）的影响并不显著。这说明，国家审计对国有企业现金持有水平的正向影响在大股东持股比例较高的企业中更为显著，国有企业股权结构集中导致的公司治理水平的降低，促使国有企业更有动机持有现金。

已有文献对企业现金持有行为的研究主要基于两个视角：一是现金持有水平，二是现金持有的价值效应。前文主要针对现金持有水平进行研究，发现国家审计会提高国有企业现金持有水平。那么，在经历国家审计之后，国有企业是出于防范风险还是提高企业价值的考量提高自身的现金持有水平？现金持有水平的上升是否会降低现金的持有价值？对此，本文进一步检验国家审计与国有企业现金持有价值之间的关系，从现金持有的角度分析国家审计对国有企业资本配置效率的影响。

为检验国家审计是否能够提升国有企业的现金持有价值，本文借鉴Faulkender和Wang（2006）、潘俊等（2015）的研究，构建模型（3）：

其中：BHR为超额收益率，由当年1−12月的累积持有至到期收益率平减同期市场回报率计算所得；Postaudit2为国家审计结果公告前后哑变量，审计结果公告当年及之后年度取1，否则取0；Controls为控制变量；Firm和Year分别为个体和年度固定效应。本文首先仅控制公司个体和年份固定效应，然后进一步加入控制变量进行回归分析，结果如表8所示。国家审计（Postaudit2）与国有企业现金持有价值（BHR）呈正相关关系，回归系数分别为0.064和0.054，且均在5%水平上显著，即在经过国家审计后，国有企业现金持有价值得到显著提升。结合上文研究可知，国家审计在提高国有企业现金持有水平的同时，并不会降低国有资本的配置效率，反而有助于提升国有企业现金持有价值，这表明国家审计具有完善国有企业公司治理机制、提高国有资本配置和运行效率的重要作用。

研究国有企业的现金持有问题，不仅能够剖析其财务决策及公司治理情况，也有助于了解国有资本配置效率等国有企业混合所有制改革中的关键症结，具有较高的理论和现实意义。本文基于2008−2018年中央企业控股上市公司数据，探究了国家审计对国有企业现金持有水平的影响。研究发现，国家审计会提高国有企业现金持有水平。同时，在企业融资约束程度较高、风险承担水平较低以及大股东持股比例较高的情况下，国家审计与国有企业现金持有水平的正相关关系更为显著。此外，国家审计在提高国有企业现金持有水平的同时，也有助于提升其现金持有价值。

基于上述发现，本文得到如下启示：（1）国家审计会促进国有企业现金持有水平和现金持有价值的提升，虽然充足的资金储备有助于企业获得市场竞争优势并进行改革创新，但过高的现金持有水平也可能滋生腐败或导致非效率投资。因此，国有企业仍需借助国家审计等外部监督机制，进一步完善公司治理，以提高国有资本配置效率，促进国有资产保值增值。（2）相比于非国有企业，国有企业大多处于垄断地位，享有较多资源，融资约束程度相对较低，因此国有企业应根据自身实际情况调整现金持有水平，避免留存现金的无效耗散，以提升企业价值。（3）特殊的绩效考核制度及高管限薪政策使得国有企业大多属于风险规避型企业，经营战略相对保守。因此，应进一步完善国有企业绩效考核和激励机制，促使国有企业积极把握市场脉搏，合理配置资金以捕捉投资机会和进行研发创新，实现国有企业高质量发展。（4）要进一步深化国有企业混合所有制改革，提高国有企业的公司治理水平，进而增强国有经济活力，实现国有资产保值增值目标。