要写好一篇逻辑清晰的论文,离不开文献资料的查阅，小编为大家找来了《现金审计论文(精选5篇)》，供大家参考借鉴，希望可以帮助到有需要的朋友。【摘要】现有审计质量的研究主要基于公司治理、审计任期和会计师事务所规模，没有利用奔福德(Benford)法则，将基于Benford法则与审计报告的准确性联系起来的研究，没有基于Benford法则对现金流量表的审计质量进行评价。
盈余操纵风险、现金股利与审计收费关系分析
摘要： 本文利用深市上市公司2014-2018年数据为样本，实证研究盈余操纵风险、现金股利与审计收费的关系。结果显示：一是盈余操纵风险与审计收费具有显著的正相关关系，表明企业盈余操纵风险越高，审计收费越高;二是其他条件相同，相比于未支付现金股利的客户，现金股利支付抑制了盈余操纵风险和审计收费的正相关关系。注册会计师向支付现金股利的客户收取的费用低于向未支付现金股利的客户收取的费用，丰富了审计收费影响因素的研究。
关键词： 盈余操纵风险 现金股利 审计收费 风险导向审计
一、引言
审计定价的高低，不仅关系到注册会计师的审计投入，而且影响审计质量。遵循风险导向审计，盈余操纵风险是注册会计师评估被审计单位重大错报风险的重要依据，对审计收费的影响不可忽视。同时，现金股利基于其信号传递功能，提供了被审计单位盈余操纵风险的增量信息。2018年，证监会披露了北八道市场操纵案和王法铜操纵“次新股”案件。隨着大量财务报表舞弊案件的发生，盈余操纵风险引起了越来越多的投资者关注。由于我国目前并未制定完全统一的审计收费标准制度，根据现代风险导向模型的推行，注册会计师只能根据对上市公司审计风险评估进行审计定价决策。因此，本文将研究我国上市公司的现金股利政策对盈余操纵风险与审计收费关系的影响。
二、研究设计
(一)研究假设
大量实证检验得出，盈余操纵风险与审计费用存在显著的正相关关系。Ferdmand (2009)提出可操控应计盈余越高，管理层的机会主义动机越大，注册会计师将承担更高的诉讼风险，可操控应计盈余幅度和审计定价之间存在正相关关系。张瑞(2015)对被审计单位管理层运用的盈余管理手段与审计收费的关系展开研究，发现审计收费的高低与企业的盈余操纵程度存在显著的正相关关系，即流动性操控利润越多，审计费用增加得也越多。但是，我国也有研究提出不同观点。夏立军(2002)表明，盈余操纵风险不会对审计定价决策产生影响。郑婷婷(2010)实证检验提出，盈余管理对审计收费具有反方向的影响，但是二者关系并不显著。
一般而言，当被审计单位进行了盈余操控，注册会计师评估财务报表的重大错报风险越大，执行的审计程序更加复杂。同时，事务所为弥补声誉损失和诉讼风险，将提高审计收费。
假设1：盈余操纵风险与审计收费显著正相关。
Caskey和Hanlon(2013)研究了现金股利在降低故意错报概率方面的作用。研究结果显示，支付现金股利的公司比未支付现金股利的公司更不可能进行财务报表舞弊。Lawson和Dechun Wang(2016)通过检查现金股利信息是否与审计师对其客户盈余操纵风险的评估相关联，扩展审计收费影响因素的研究，结果显示现金股利在盈余操纵方面具有调节效应：现金股利支付抑制了盈余操纵风险和审计费用之间的正相关关系。这一结果意味着现金股利通过提高客户的盈余操纵风险的信息含量，降低了注册会计师评估的重大错报风险水平，注册会计师将减少审计收费。
假设2：其他条件相同，相比于未支付现金股利的客户，支付现金股利抑制了盈余操纵风险和审计费用的正相关关系。
(二)样本选取与数据来源
选取深市A股公司2014-2018年数据作为样本，数据处理使用stata15.0软件。数据筛选遵循以下原则：一是剔除金融类上市公司数据;二是剔除模型定义中所有变量年度数据缺失的上市公司。完成数据筛选程序后，获得5055个样本。
(三)变量定义与模型构建
审计费用(LNAFEES)：借鉴郭梦岚(2010)的研究，采用上市公司审计收费的自然对数计算取得。盈余操纵风险(EI)：参考裴育(2017)的研究，采用上市公司非经常性损益绝对值的自然对数来表示。现金股利(DPS)：参考程子健(2015)的研究，选取每股税后现金股利作为调节变量衡量现金股利支付状况。控制变量见表1。
三、实证结果分析
本文首先进行描述性统计和多重共线性检验，各变量的方差膨胀因子均小于2，各变量间不存在严重的多重共线性。表2第二列为模型一回归结果。盈余操纵风险与审计收费在1%水平上显著正相关，验证了假设1。表2第三列为模型二回归结果，现金股利对盈余操纵风险与审计收费的关系有调节作用，验证了假设2。说明支付现金股利抑制了盈余操纵风险与审计收费的正相关关系。此外，企业规模与财务报表审计收费显著正相关，说明被审计单位规模越大，注册会计师需要投入的工作量越多，审计收费将提高;国际“四大”向上市公司收取更高的审计费用;审计意见类型、产权性质与财务报表审计收费显著负相关;行业专长、应收账款占比与财务报表审计收费显著正相关。
四、结论
(一)盈余操纵风险与审计收费正相关
盈余操纵风险越高，企业财务信息脱离企业实际经营状况的程度越高。在高风险领域，注册会计师将投入更多审计资源，实施更多审计程序，从而必然导致审计成本上升。此外，管理层盈余操纵活动体现更高的舞弊风险，为弥补潜在的声誉损失和诉讼风险，只能增加更多的风险溢价。
(二)现金股利对盈余操纵风险与审计收费的关系具有调节作用
其他条件相同，相比于未支付现金股利的客户，支付现金股利抑制了盈余操纵风险与审计费用的正相关关系。在评估公司的盈余操纵风险时，公司的现金股利支付状态为注册会计师和其他人提供盈余质量的增量信息，如果企业派发现金股利，注册会计师将降低其评估的重大错报风险，减少审计收费。
参考文献：
[1]赵国宇，王善平.盈余管理、审计收费与审计独立性[J].中南财经政法大学学报，2008(03)：58-62.
[2]BRADLEY P.LAWSON，DECHUN WANG，The Earnings Quality Information Content of Dividend Policies and Audit Pricing[J].Contemporary Accounting Research，2016，33：128-160.
作者单位：东华大学旭日工商管理学院
作者：高美玲 卢宁文
近几年来出现的财务造假事件不计其数，除会计利润外，现金流量表也一样会存在虚假舞弊现象，财务报表使用者对现金流量表的关注也越来越多，对现金流量表审计也提出了新的要求。基于现金流量表现有的特点，本文就在现金流量表审计过程中出现的问题进行分析。
一、对现金流量表进行审计的意义
(一)预防企业做假账及虚假财务报表
企业的现金流量表本期与前期现金流量的差额等同于企业筹资活动、经营活动、投资活动现金净流量与汇率变动总和。通过此等式可以检查现金流量表是否平衡，该表也可以查找现金等价物发生差异的原因。企业若做假账调整资产负债表和利润表里面的数据，就一定会引起现金流中相应数据的增减变动，即使前面所讲等式依然平衡，但通过对现金流量表的资料补充说明依次审查也能查出虚假数据。所以说，现金流量表可以预防企业做虚假报表。
(二)提高会计信息质量，改善企业内部的经营管理
对现金流量表进行审计不仅可以预防企业现金流失，预防企业出具虚假财务报告，提高会计信息质量。在对企业进行审计过程中，如果发现本年度现金净流量比上年度减少，且减幅已经超过50%以上，说明企业的经营状况可能存在着比较严重的问题，能够从以下三个角度来进行分析，分别为筹资活动、经营活动、投资活动。目前，企业在经营活动中通过提供劳务、销售商品等途径积累现金，特定时期内现金流量的减少说明企业的销售能力有所下降。其次从投资活动角度看，投资收益下滑，而投资成本增加也是造成现金流量减少的主要原因，在这種情况下，投资应当谨慎，若后续出现资金断裂问题那么将会给企业带来极大地危害。最后从筹资活动来看，企业需要经营活动来不断补充现金流出的缺失，会影响企业整体流动资金周转，降低资金周转率，影响企业整体运转，易造成企业危机。
二、在实际审计过程中存在的问题
(一)审计人员不重视现金流量表的审计
现阶段，中小企业忽略了现金流量表在企业中的重要性，并没有使得发挥出真正的作用和优势，使得多数会计人员审计意识淡薄，在日常的审计过程中不重视现金流量表，甚至直接忽略其的存在。实践中企业通常会借助现金流量表来掩饰资产负债表和利润表，通过现金流量表来为两者提供更多的财务信息，以此来弥补审计过程中的不足和漏洞。另外，由于审计人员的意识淡薄，使得其仅仅将审计的重点放在资产负债表和利润表上，而对于现金流量表的审计则流于形式，只是进行简单的过程性分析，显然，这种观点已不符合财务报表使用者的需求了。
(二)注册会计师代编自审现金流量表
市场部分中小企业的会计工作人员专业素质能力低下，其不具备编制现金流量表的能力，不能准确地根据企业的经营状况编制精准的数据，导致编制的现金流量表无法反映企业真实发展状况。另外，还有部分审计人员为了提高效率，更愿意选择自己编制现金流量表，就会很容易出现舞弊的行为。
(三)对现金流量表不进行实质性审计
目前，大部分审计人员不会灵活地运用现金流量表来进行分析，仅仅将其用做简单的数据核对，在审计过程中，分析复核程序和实质性测试程序根本没有发挥出其应有的作用，无法准确地定位问题的所在。
三、对现金流量表的审计提出合理化的建议
(一)重视现金流量表与相关报表之间内在勾稽关系
企业在日常的审计过程要关注资产负债表、利润表和现金流量表三者之间的关联性，学会合理地运用三者之间存在的勾稽关系。在审核的同时应当重点围绕现金流量信息是否与附注信息相一致，一旦发现信息不符时，就要将其记录在 “其他”一栏中，仅此为了勾稽关系平衡，而不是根据企业实际发生的业务往来核查分析填列，因此应当重视各报表彼此之间的勾稽关系。
(二)将审核现金流量信息作为每个报表项目审计的必备程序
目前，企业通常适用现金流量表来单独进行审计，并没有将其综合地应用于各个科目中。然而，由于现金流量的内容较为分散，其在不同的科目中均有所体现，因此，企业可以适当在不同的科目中加入现金流量审核的内容，从而提升现金流量审核的精准性。例如，企业在经营活动中，如何判断收到销售产品的现金流量是否准确，审核是否符合标准等问题时，通常很难做出决断，笔者认为传统的审计模式仅仅只是对单一的销售先进流量进行审计，无法体现综合的现金流量变动，因此，可以适当地在经营活动审计中引入现金流量审核。
(三)对现金流量表中的重要项目进行抽查验算
在完成验证重要勾稽关系的同时，还要加强对重点项目的抽查和核验，以此来保证现金流量审核的准确性和完整性。例如，企业可以通过验证 “销售商品、提供劳务收到的现金”、“购买商品、接受劳务支付的现金”项目，将验证的结果与现金流量表的数据相核对，如果相符合，则表明现金流量表编制没有任何问题，反之，则存在差错。
现金流量表是衡量企业经营状况和是否具有发展企案例的重要指标，学会科学合理的使用现金流量表能够保证企业稳定长远的运行。在激烈的市场竞争中，对现金流量表进行审计也变得越来越必要。(作者单位：西京学院)
作者：刘芳芳 佟明昌 常广润
【摘 要】 现有审计质量的研究主要基于公司治理、审计任期和会计师事务所规模，没有利用奔福德(Benford)法则，将基于Benford法则与审计报告的准确性联系起来的研究，没有基于Benford法则对现金流量表的审计质量进行评价。通过对样本公司与配对样本公司现金流量表数据首位数据与奔福德定律进行相关分析，对2012年上市公司的审计报告进行分析评价，得出我国2012年上市公司现金流量表审计报告50.56%正确和49.44%不正确的结论。
【关键词】 奔福德定律; 现金流量表; 审计质量
近年不断出现的审计失败案例，给资本市场带来了不小的冲击。审计质量对会计师事务所至关重要。社会审计行业繁荣的同时，难免存在审计质量无法保证，审计质量低下已是不争的事实。上市公司年报审计中存在非常严重的问题。社会公众主要依赖于审计师提供的审计报告判断管理当局有没有做出欺骗社会公众的报告陈述，而社会公众对注册会计师审计质量日渐缺乏信任。因此，关于上市公司年报审计质量的评价是当前社会公众关注的热点问题。
一、国内外研究综述
Carslaw(1988)首次将奔福德定律(Benford)应用到会计领域;Nigrini(1996)发现纳税申报的数据亦符合奔福德定律;Nigrini(1997)将奔福德定律应用扩展到审计领域。Charles E.Jordan，Stanley J. Clark(2011)应用奔福德定律证实了美国公司近年来盈余管理的发生率已经减少但依然存在;高晓明(2004)通过对2000—2002年样本的描述性统计和多元逻辑回归分析，得出了注册会计师倾向于在带说明段无保留审计意见和保留意见之间进行变通的结论;张苏彤(2005)通过2003年1 394家上市公司的主要财务数据进行了奔福德定律的验证性测试;刘福清、陈义文(2012)通过案例验证了在审计实务中引进奔福德定律的数值分析技术的必要性和可行性。现有国内外研究成果主要将Benford法则用于发现数据异常，进行审计定位和发现舞弊，审计质量的研究主要基于公司治理、审计任期和会计师事务所规模，没有将Benford法则与审计报告的准确性联系起来研究，没有基于Benford法则对现金流量表的审计质量进行评价。
本文试图将2008—2012年标准审计报告公司与非标准审计报告公司现金流量表数据首位分别与Benford法则进行相关分析，指出审计师对现金流量表所出具的审计报告的准确性，即基于Benford法则来评价现金流量表审计质量。
二、奔福德定律
19世纪末，美国数学家兼天文学家西蒙·纽康(Simon Newcomb，1881)首次发现了奔福德定律。他指出以1为首位的随机数出现的概率要大于以2为首位的随机数出现的概率，而以2为首位的随机数出现的概率要大于以3为首位的随机数出现的概率，以此类推。但他并未对此结论进行验证和解释。1938年美国通用电器的光学物理学家弗兰克·奔福德(Frank Benford)收集了20 229个20组数据，得出了一个完整的规律——第一位数分布规律：首位数为1的概率约为30%，首位数为2的概率约为17%，首位数为3的概率约为12%，依次递减，首位数为8和首位数为9的概率分别约为5%和4%。
奔福德定律计算1—9各个整数在首位出现的概率的数学表达式如下：
P0=■=log(1+■) (1)
其中，D=1，2，3，…，9;P=probability表示概率。
将整数1—9代入上式可以计算得出各个整数在首位出现的概率如表1所示。
三、研究设计
(一)样本选取
根据中国注册会计师协会2012年年报审计情况快报第14期报告，将89家非标准审计报告公司作为研究样本，根据同行业、同规模选择了相应的89家标准审计报告公司作为配对样本，样本与配对样本如表2所示。收集2008—2012年研究样本与配对样本的现金流量表相关数据，并与奔福德定律进行相关分析。本文所有数据均来自于中国注册会计师协会网站与和讯财经网站。
(二)指标选取
一张完整的现金流量表共有57个项目，但并非每个上市公司都会发生所有项目，将这些大多数公司缺失或者数据总数不及样本总数一半的项目予以剔除，主要选取了“经营活动类”的销售商品提供劳务收到的现金、收到其他与经营活动有关的现金、购买商品接受劳务支付的现金等;“投资活动类”的购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金，投资活动产生的现金流量净额等;“筹资活动类”的取得借款收到的现金，偿还债务支付的现金，分配股利利润或偿付利息支付的现金，筹资活动产生的现金流量净额，净利润，经营性应收项目的减少，经营性应付项目的增加，经营活动产生的现金流量净额等25个项目作为分析指标。
(三)研究假设
根据《上市公司信息披露管理办法》相关要求，本文提出以下假设：
H1：非标准审计报告公司与标准审计报告公司现金流量表年报存在显著差异。
将标准审计报告公司现金流量表各年年报与奔福德定律的相关系数和非标准审计报告公司现金流量表各年年报与奔福德定律的相关系数进行比较，前者应大于后者。
H2：非标准审计报告公司与标准审计报告公司现金流量表季报存在显著差异。
将标准审计报告公司现金流量表各年季报与奔福德定律的相关系数和非标准审计报告公司现金流量表各年季报与奔福德定律的相关系数进行比较，前者应大于后者。
H3：非标准审计报告公司与标准审计报告公司现金流量表各个报表项目存在显著差异。
将标准审计报告公司现金流量表各年各个报表项目与奔福德定律的相关系数和非标准审计报告公司现金流量表各年各个报表项目与奔福德定律的相关系数进行比较，前者应大于后者。
(四)审计质量的评价标准
将报表数据与奔福德定律的相关系数作为检验数据是否符合奔福德定律的评价标准。借鉴张苏彤等(2005)的经验分级评价标准，如果相关系数大于0.97，则认为财务数据符合奔福德定律，财务数据正常，财务数据真实;如果相关系数小于0.97，则认为财务数据符合奔福德定律，财务数据不正常，财务数据不真实。表3给出了不同相关系数分布标准以及相应的审计对策。
(五)数据处理方法
本文数据处理和分析软件采用微软公司的Microsoft Office(2003)中的Excel。其中，LEFT函数和COUNTIF函数用于基本数据处理，CORREL函数用于数据的相关分析。
四、实证分析
(一)实证分析过程
1.现金流量表年报
通过对标准审计报告公司和非标准审计报告公司现金流量表年报数据的首位数以及与奔福德定律理论分布值的比较，结果如表4和图1所示。
从表4和图1可以看出，非标准审计报告公司和标准审计报告公司现金流量表年报数据分布明显符合奔福德定律所描述的首位数概率递减的规律，两类公司首位数据分布与奔福德定律一致，两者相关系数均非常接近1(完全相关)。2012年、2011年、2009年标准审计报告公司的相关系数均高于非标准审计报告公司的相关系数，2008年、2010年标准审计报告公司的相关系数低于非标准审计报告公司的相关系数，说明两者之间存在差异。五年中两类公司与奔福德定律的相关系数基本同步，两者均是在2009年相关系数最低。样本公司数据和配对样本公司现金流量表年报数据在2009年、2011年、2012年存在显著差异，而在2008年和2010年差异不显著，假设1得以验证。
2.现金流量表季报
通过非标准审计报告公司和标准审计报告公司现金流量表季度数据的首位数分布情况以及与奔福德定律理论分布值的比较，结果如表5和图2所示。
从表5和图2可以看出，非标准审计报告公司和标准审计报告公司现金流量表季度主要财务数据的首位分布明显呈现出了奔福德定律所描述的数据首位数存在一定差异。从相关系数分析，非标准审计报告公司相关系数较高的是第二季度，标准审计报告公司相关系数较高的是第二季度和第四季度，各季度相关系数也存在一定差异;标准审计报告公司各季度的相关系数基本上高于非标准审计报告公司各季度相关系数，说明标准审计报告公司现金流量表真实性高于非标准审计报告公司。在全部总体中非标准审计报告公司2009年、2011年的第一季、2009年第四季的相关系数偏低，作假的可能性较大，假设2得以验证。
3.现金流量表主要项目
通过非标准审计报告公司和标准审计报告公司现金流量表五年主要项目数据的首位分布情况以及与奔福德定律理论分布值的比较，结果如表6和图3所示。
从表6和图3可以看出，非标准审计报告公司和标准审计报告公司现金流量表主要项目的首位数据五年合计分布明显呈现出奔福德定律所描述的数据首位数存在一定差异。从相关系数看，非标准审计报告公司相关系数较低的是“投资活动现金流入小计”、“支付的各项税费”、“筹资活动现金流出小计”、“净利润”和“期末现金及现金等价物余额”;标准审计报告公司相关系数较低的是“购买商品、接受劳务支付的现金”、“经营活动现金流入小计”、“经营活动现金流出小计”、“期初现金及现金等价物余额”和“投资活动现金流出小计”。在全部总体中非标准审计报告公司的“投资活动现金流入小计”的相关系数偏低，作假的可能性较大;标准审计报告公司的“购买商品、接受劳务支付的现金”、“经营活动现金流入小计”、“经营活动现金流出小计”、“期初现金及现金等价物余额”的相关系数偏低，作假的可能性较大。标准审计报告公司各个主要项目的相关系数基本上高于非标准审计报告公司各季度相关系数，假设3得以验证。
(二)实证分析结果
1.相关系数分析
利用上市公司的非标准审计报告公司和标准审计报告公司2012年现金流量表财务数据，将其首位数分布与奔福德定律进行相关分析，相关系数按照从高到低的降序排列如表7所示。
从表7可以看出，与奔福德定律相关系数高达0.98613、0.97291、0.97283、0.97045、0.96660的*ST盛润A、ST超日、*ST中基、*ST国商、宁波富邦等公司均被出具了非标准审计报告，与奔福德定律相关系数只有0.37995、0.32026、0.20316、0.01202的九鼎新材、中房地产、江泉实业、巨化股份等公司均被出具了标准审计报告。
2.审计质量分析
假如相关系数大于0.97，说明现金流量表数据可靠，它有可能被出具标准审计报告，当然也有可能被出具非标准审计报告。同理，假如相关系数小于0.97，说明现金流量表数据不可靠，它有可能被出具非标准审计报告，当然也有可能被出具标准审计报告。根据样本公司与配对公司的相关系数和相关系数分级及审计质量评价标准，将具体审计报告进行分组如表8所示。
从表8可以看出，样本公司与配对公司共178家上市公司中，与奔福德定律相关系数在0.97以上的只有5家，占2.81%，而与奔福德定律相关系数在0.97以下的有173家，占97.19%，也就是说不符合的上市公司数量远远多于符合的上市公司数量。如果上市公司现金流量表真实，现金流量表数据总体上就应该符合奔福德定律，因为虚假的现金流量表数据极少能够符合奔福德定律的随机性，而我国上市公司现金流量表数据首位数分布与奔福德定律符合度不高，说明现金流量表数据的真实性存在很大问题。
五、研究结论
(一)现金流量表首位数与奔福德定律相关系数高未必被出具标准审计报告
从表7中可以看出，排名前10位的上市公司中，有5家被出具非标准审计报告，占50%;排名前20位的上市公司中，有9家被出具非标准审计报告，占45%;排名前30位的上市公司中，有12家被出具非标准审计报告，占40%;排名前40位的上市公司中，有17家被出具非标准审计报告，占42.5%，说明与奔福德定律相关系数高的不一定被出具标准审计报告。
(二)现金流量表首位数与奔福德定律相关系数低未必被出具非标准审计报告
从表7中可以看出，排名后10位的上市公司中，竟然也有4家公司被出具了标准审计报告，尤其是排名最后一位的巨化股份，与奔福德定律的相关系数只有0.01202，也被出具了标准审计报告，这只能说明与奔福德定律相关系数低的未必被出具非标准审计报告。
(三)上市公司现金流量表审计质量仍有待提高
样本公司与配对公司共178家上市公司中，90家上市公司审计报告正确，占50.56%;88家公司审计报告不正确，占49.44%。虽然审计报告正确的上市公司数量略大于审计报告不正确的上市公司数量，但仍有49.44%%的上市公司现金流量表数据首位数不符合奔福德定律并且未被审计师发现，说明仍有近一半的上市公司现金流量表数据造假而未被审计师发现。因此，上市公司的现金流量表审计质量、现金流量表审计力度有待提升，以增强社会公众对注册会计师所出具审计报告的信任。●
【参考文献】
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作者：王大江
摘要：本文采用我国2005-2010年770家上市公司的面板数据，检验了现金流不确定性与现金股利政策之间的关系。研究发现，在控制了股利政策其他主要影响因素的情况下，现金流不确定性与现金股利支付倾向呈正相关，而与现金股利支付水平呈显著的负相关。
关键词：现金流不确定性 现金股利的支付倾向 现金股利的支付力度
自Lintner(1956)在《公司在股利、留存收益和税收中的收入分配》一文中提出股利政策与经济的周期性波动及长期成长趋势有关，并推断现金流的稳定性是股利发放的一个重要影响因素。Brav等和Michaely(2005)发现超过三分之二的CFO认为现金流不确定性是股利发放的一个重要影响因素，且公司采取回购股票方式以改变股票被低估的现状。迄今为止，学术界从实证角度对股利政策影响因素进行了实证研究，然而对现金流不确定性关注不够。基于此，本文利用我国2005-2010年770家上市公司的面板数据分析现金流不确定性对公司股利政策的影响。
一、文献综述
(一)国外文献 国外学者对股利政策的研究已有很多，其中信号理论和代理理论是两大主流观点。信号理论认为股利政策的变化代表着公司经营状况的变化，当公司现金流的不确定性大时，股利支付率将变小，从而传递出公司未来的风险大的信号。现金股利信号的研究始于Lintner(1956)对美国1945-1953年28家上市公司关于公司在股利、留存收益和税收中的收入分配问题的问卷调查，研究结果表明股利变化与公司长期的净收益呈正相关。但正式提出股利信号的概念是Miller和Modigliani(1961)，其指出股利的任何变化都会被投资者作为未来获利能力的信号进行评估。Saeid等通过对德黑兰证交所(TSE)2006—2010年上市公司数据进行研究，得出结论是现金流的不确定性与股利政策之间的关系成负相关。代理理论认为当现金流的不确定性大时，股东为了防止管理者过度浪费资金或者纳入己馕，减少代理成本，公司应该多发放股利。代理理论最早被用来解释股利政策的是Rozeff(1982)，其通过对64个行业1000家上市公司连续五年的数据进行研究得出代理成本对股利支付率有显著影响。Jensen(1986)认为自由现金流量应完全交付股东以降低代理人可支配的现金流，同时在资本市场上更新筹集再投资计划所需的资金将受到控制，由此可以降低代理成本。
(二)国内文献 相比国外两种股权结构模式，我国在经济体制建设的过程中，经股权分置改革后，存在流通股与非流通股，就必然存在着信号传递和代理问题。姜秀珍等(2004)结果表明现金流不确定性与每股股利的支付成负相关。王爱莲(2010)研究表明，现金流不确定性越大，公司越倾向于不支付或支付较少股利。白杨(2011)运用同样的测量方法研究2009-2010年沪深两市上市公司数据，结果支持上述观点。闫荣城等(2011)研究表明，现金流不确定性与上市公司支付倾向具有显著相关，但是与支付力度不相关。王珊珊和邓路(2009)研究表明现金流不确定性高的公司发放现金股利的倾向较低，随着现金流不确定性的增加，公司削减股利的可能性显著增加，如果现金流不确定性增大，现金流减少，公司增加股利的可能性显著下降。因此，已有文献以现金流不确定性为切入口研究其对股利政策影响的文献均反映出现金流不确定性与股利政策支付力度成负相关，符合信号理论。晏艳阳和陈共荣(2001)、陈洪涛和黄国良(2006)研究均表明股利支付可以减低代理成本。魏刚(2000)提出股利政策既可以减少代理成本，又可以作为一个信号，向投资者传递公司持久盈利的信息。
二、研究设计
(一)研究假设 从信号理论角度出发，上市公司股利发生变化意味着公司预期业绩及盈利能力将变化。现金流不确定性较高意味着未来风险较大，公司的价值将降低，公司将减少股利的发放。同时，外部融资受到金融约束的影响，公司将增大内部融资，从而降低股利的发放。投资者认为公司具有足够的实力并能产生足够量的现金流才选择发放现金股利，股利支付力度增加意味着管理者对公司可持续发展能力充满信心，且存在足够的现金流以满足预期资金需求。同时，财务保守行为通过采取措施提高公司现金流持有量的充足性，以应对外部不确定性带来的风险。当现金流不确定性增加时，管理者将减少现金股利的发放额，增加利润的内部留存额以缓解未来资金困境。另外，从代理理论角度出发，我国上市公司的代理问题主要是因为投资者和管理者利益不同，投资者希望管理者发放现金股利以获得红利，管理者偏好于公司可支配现金流增加而不以现金股利方式发放于投资者。高股利政策可以减少代理成本，同时现金股利的发放将会减少内部融资，从而使外部融资成本增加。根据以上理论回顾与分析，信号理论认为现金流不确定性与股利政策成负相关，代理理论认为现金流不确定性与股利政策成正相关，两种理论均具有一定的合理性。学术界对现金流不确定性与股利政策影响的实证研究起步较晚，研究较少。但国内外学者的实证研究结论表明现金流不确定性对股利政策的影响更符合信号理论的解释。本文认为公司面临现金流不确定性大时很可能不支付股利或支付较低股利，并将公司的收益留在公司以应付预期的资金短缺。由此，本文提出以下假设：
假设1：现金流不确定性与现金股利支付倾向负相关
假设2：现金流不确定性与现金股利支付力度负相关
(二)数据来源及样本选择 本文以深沪两市2005-2010年共6年的所有A股上市公司作为初始研究样本并做出了如下处理：剔除了ST和PT类上市公司，因为这些公司财务状况异常且不一定具备所需的真实特征，不能反映真实情况;剔除金融行业，因为金融行业的经营业务与其他行业存在较大差异且较为特殊;剔除新股(2004之后发行的股票)，因为新上市股票初入市场，IPO效应会对上市公司的经营状况造成影响，在本文中不具有可研究性;有些数据不全的公司通过巨潮咨询网补齐，剔除数据不全的公司。因为在研究期间无交易，导致无连续性，缺乏可研究性;去除资产负债率大于1和净资产小于0的异常数据。经过筛选后，最终得到770家非金融类上市公司6年的财务和交易数据组成的面板数据见表(1)。本文所使用的数据主要来自于国泰安数据库。
(三)变量定义 (1)被解释变量。国内学者对股利水平测定选取的变量一般为每股股利、每股现金股利/每股收益或每股现金股利/每股净资产。但是单独使用这几个变量存在一定程度的缺陷。首先，使用每股股利会因为公司规模而没有可比性。其次，我国上市公司中存在较为严重的盈余操纵问题，EPS难以反映真实情况。因此每股股利和每股股利/每股收益都不能反映股利支付程度的实际情况。本文从现金股利支付倾向和现金股利支付水平两个层面测度现金股利政策。其中，现金股利支付倾向采用哑变量(DD)衡量，现金股利支付水平采用股利支付率(DPR1)即每股现金股利/每股净资产(2)解释变量。本文采用现金流不确定性作为解释变量。由于现金流不确定性无法直接观测，必须构建一个替代变量。已有的研究主要采用以下指标衡量现金流不确定性：近两年的股票收益的标准差作为现金流的不确定性的变量。已有研究以股票收益的波动性、规模或者资产负债率来衡量现金流不确定性易产生内生问题。我国上市公司一般使用经营现金净流量(ONCF)，净现金流量(NCF)，公司自由现金流(EFCF)三个变量来反映现金流，由于本文探讨的现金流为公司全部活动产生的现金流，且经营现金净流量(ONCF)与净现金流量(NCF)具有较强的相关性，所以本文用净现金流量(NCF)，公司自由现金流(EFCF)两个变量最近三年的标准差来反映现金流的不确定性。(3)控制变量。本文选取了公司规模(SCALE)、资产负债率(LEV)、盈利能力(ROE)、流动性水平(QR)、系统风险(BETA)、公司成长性(RT)、股权集中度(L1)和(HERF)以及股份流通性(CRT)、资产专用型(AST)，资金的充足性(CR)作为控制变量，以控制相关变量的影响。变量定义如表(2)所示。
(四)模型构建 本文对现金股利政策的两个测度层面分别构建面板数据回归分析模型，采用probit二元选择模型探讨现金流不确定性对现金股利支付倾向的影响见模型(1);采用OLS、固定效应模型和随机效应模型探讨现金流不确定性对现金股利支付力度的影响见模型(2)，
F-1(P)= ?琢i+?茁iXit+?酌iYit+?着it (1)
F是累积的标准正态分布函数，所以F-1就是累积标准正态分布函数的逆函数或反函数。P为发放现金股利的概率，即现金股利发放为1的概率值，?琢i为截距，?茁i、?酌i为回归系数，Xit为自变量，Yit为控制变量，?着it代表随机误差项。
DPR1=?琢i+?茁iXit+?酌iYit+?着it (2)
其中DPR1表示每期现金股利/每股净资产，?茁i、?酌i为回归系数，Xit为自变量，Yit为控制变量;?琢i代表截面数据的个体效应，如果认为个体之间不存在差异，?琢i为常数;如果个体之间的差异性是系统的，则?琢i为与Xit相关的随机变量，应采用固定效应模型进行估计;如果个体之间的差异性是随机的，则?琢i为与Xit无关的随机变量，采用随机效应模型进行估计;实证过程中根据Hausman检验的结果选择固定效应或随机效应模型;?着it代表随机误差项。本文的自变量包括STNCF和STEFCF。首先将现金流不确定性指标(STNCF、STEFCF)代入模型1形成模型1.1、模型1.2和模型1.3，具体如下：
F-1(P)= ?琢i+?茁iSTNCF+?酌iYit+?着it (1.1)
F-1(P)= ?琢i+?茁iSTEFCF+?酌iYit+?着it (1.2)
F-1(P)= ?琢i+?茁iSTNCF+?茁iSTEFCF+?酌iYit+?着it (1.3)
其次将现金流不确定性指标(STNCF、STEFCF)代入模型2形成模型2.1、模型2.2和模型2.3，具体如下：
DPR1=?琢i+?茁iSTNCF+?酌iYit+?着it (2.1)
DPR1=?琢i+?茁iSTEFCF+?酌iYit+?着it (2.2)
DPR1= ?琢i+?茁iSTNCF+?茁iSTEFCF+?酌iYit+?着it (2.3)
三、实证检验分析
(一)描述性统计 本文首先对主要变量进行了一般描述性统计，结果见表(3)。从表(3)可以看出，我国上市公司的每股现金股利(DPS1)均值为0.09元，每股现金股利与净资产比(DPR1)均值低至2.4%，表明我国上市公司平均现金股利支付率处于较低的水平。另外，我国上市公司股利政策的制定存在“群聚”现象， 80%以上的上市公司的每股股利在0.2元以下(黄娟娟，2009)。这说明我国存在上市公司发放低股利迎合投资者对股利的偏好的一种普遍现象。
(二)回归分析 本文采用面板数据分别运用二项probit回归模型、OLS回归模型、随机效应模型和固定效应模型对现金流不确定性与股利政策的关系进行实证研究，其中随机效应模型和固定效应模型是根据Hausman检验结果对其进行选择。现金流不确定性与现金股利支付倾向及现金股利支付水平的回归结果分别如表(4)和表(5)所示。从表(4)中可以发现：STNCF在模型1.1中在远小于1%的水平上与现金股利支付倾向正相关，STEFCF在模型1.2中在远小于5%的水平上与现金股利支付倾向正相关。双因素回归中STNCF在模型1.3中在远小于5%的水平上与现金股利支付倾向正相关。表明公司现金流不确定性程度越高，公司越倾向于支付现金股利，这与假设1不相符。一方面是因为我国存在一种股利迎合现象，即管理者通常迎合投资者偏好制定股利政策(Malcolm Baker&Jeffrey Wurgler，2004)，在我国资本市场中存在投资者对股利的特殊偏好会驱动公司的股利政策变化的股利迎合行为(黄娟娟，2009;尹建海，2007;熊德华，刘力，2007)。另一方面当现金流具有高度不确定性时，管理者为了增强投资者对公司的信心或吸引潜在投资者，公司坚持发放股利以传递出公司良好发展的信号。因此，股利支付倾向和现金流不确定性呈正相关。从表(5)中可以看到，F统计值表明所有回归模型都在远小于1%的水平上显著，说明模型拟合的整体效果较好。在模型2.1和模型2.2中，现金流不确定性(STNCF、STEFCF)与每股股利/每股净资产(DPR1)均在远小于5%的水平上呈显著负相关，在双因素回归模型2.3中，现金流不确定性(STEFCF)与每股股利/每股净资产(DPR1)在远小于10%的水平上呈显著负相关。回归结果表明公司在制定股利分配决策时会考虑现金流不确定性的影响。现金流不确定性与股利支付率成负相关，这与假设2一致。当公司面临的现金流不确定性越大，公司会发放越少的现金股利，以维持公司经营所需的现金流。
四、结论
本文研究得出以下结论：中国上市公司发放的股利少，均值仅为0.09元，远远低于美国等国家的股利支付水平。现金流的不确定性与股利支付倾向成正相关，与股利支付力度呈负相关。即当面临的现金流不确定性较大的情况下，公司仍然会发放股利，但是在原来的基础上会减少股利发放的量。本文通过实证研究发现我国股利市场存在股利迎合现象，现金流不确定性大时，公司坚持发放股利且股利发放低。由于中国资本市场退市制度的不完善和现金股利政策受到再融资意图和监管层因素的严重影响，上市公司管理者为了迎合投资者对股利的偏好制定支付现金股利的政策，因此现金流不确定性与股利支付倾向成正相关，符合代理理论的解释。现金流不确定性与股利支付力度成负相关，支持信号理论，现金股利可以传达公司发展状况及盈利能力的信息，可为投资者考量公司发展状况及未来投资意愿提供依据。
参考文献：
[1]姜秀珍等：《现金流量不确定性对股利政策影响的实证研究》，《上海交通大学学报》2004年第3期。
[2]王珊珊、邓路：《现金流不确定性、公司特征与现金股利决策》，《第十六届中国财务学年会》2009年。
[3]闫荣城等：《上市公司现金股利政策影响因素分析——兼论现金流不确定性对现金股利政策的影响》，《社会科学家》2011年第10期。
[4]魏刚：《非对称信息下的股利政策》，《经济科学》2000年第2期。
[5]杨熠、沈艺峰：《现金股利：传递盈利信号还是起监督治理作用》，《中国会计评论》 2004年第4期。
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(编辑 梁 恒)
作者：王敏 刘彤 李良缘
【摘要】财政部自2006年开始开展中央国库现金管理业务，2012年，省级财政可以开展地方国库现金管理业务试点。文章在分析审计发现问题的基础上，介绍了国外市场经济发达国家开展国库现金管理业务的成功经验和做法，并从审计实践的角度提出了几点意见和建议。
【关键词】地方 国库现金管理 审计 思考
一、开展地方国库现金管理业务的现实需求
所谓国库现金管理，是在确保国库资金安全完整和财政国库支付需要的前提下，对国库现金进行有效的运作管理，以实现国库现金余额最小化、投资收益最大化。近年来，随着国家经济的持续快速增长，各级政府的财政收入也保持着持续增长势头，除了量入为出、确保政府公共支出等日常的合理需求及紧急需求外，在预算执行过程中由于各预算收支项目自身固有的进度不平衡规律等原因，会产生大量的国库资金结余。尤其是随着以国库单一账户体系为基础、资金缴拨以国库集中收付为主要形式的财政国库管理制度改革在省以下财政的不断推进和深入，更是产生了巨额财政资金在各级国库的沉淀和闲置。
在存在着巨额国库现金余额而又无法实现较高收益的情况下，一方面，各级财政部门在商业银行大量开设名目繁多的财政专户，采取“以拨代支”虚列财政支出等方式将本应存放在国库的财政资金调入财政专户直接用于投资理财，以追逐较高的资金收益率;另一方面，国库现金也成为地方政府扶持地方金融机构发展的有效、直接、便利的工具。更有甚者，巨额的国库现金成为了各商业银行竞相争取的“唐僧肉”，通过地方领导打招呼、私下给“返点”和好处费等各种公关手段进行揽储，导致财政部门违规将库款转移至商业银行存储，既产生财政国库资金的安全隐患，更滋生了权力寻租和腐败行为。
二、审计发现地方国库现金管理业务操作中的问题和情况
1.缺乏明确的试点办法和规定来指导地方国库现金管理业务。自2006年起，经国务院批准，财政部可以开展中央国库现金管理业务。财政部和人行为此制定了《中央国库现金管理暂行办法》《中央国库现金管理商业银行定期存款业务操作规程》等相关的办法和操作规程，对国库现金管理的操作部门、操作方式、定期存款商业银行的选择、风险防范等进行了明确的规定。2012年，财政部允许省级财政在确保库款资金安全的基础上开展地方国库现金管理业务试点，并明确试点办法由财政部会同中国人民银行(简称人行)抓紧制定，省级财政部门要会同人行在当地的分支机构制定本地区地方国库现金管理操作细则，并报财政部和人行备案。但两部门的试点办法至今尚未出台，审计抽查的某省也未制定具体的操作细则。
2.地方国库现金增值运作规模脱离财政部和人行的监控，存在冲击国家货币政策实施效果的隐患。为了加强财政政策与货币政策的协调配合，中央国库现金管理业务由财政部会同人行共同实施，财政部主要负责国库现金预测并根据预测结果制定操作规划，人行主要负责监测货币市场情况。财政部虽允许省级开展国库现金管理业务试点，但由于缺乏试点办法指导和试点规模控制，导致地方财政开展国库现金管理业务的无序性，且存入商业银行的国库资金规模脱离人行的控制，增加了商业银行的流动性，存在冲击国家货币政策效果的隐患。
3.缺乏制度约束及人行在当地分支机构的监督制约，财政资金安全存在隐患。财政部和人行在对中央国库现金管理业务操作中，要求实施商业银行定期存款方式时必须对商业银行进行招标选择，且中标银行必须以面值数额为存款金额120%的可流通国债现券作质押。2012年允许省级财政开展地方国库现金管理业务试点工作时，要求省级财政部门要会同人行在当地的分支机构制定本地区地方国库现金管理业务操作细则，并报财政部和中国人民银行备案。但抽查的某省财政厅并未按要求会同人行在当地分支机构制定相关细则，仅单独制定了省级财政资金增值运作存款存放商业银行考核评价操作规程并报省政府批准。
4.核算不够规范，未能如实体现地方国库现金管理业务运作情况。一方面，抽查的某省财政厅总预算会计未能如实反映国库资金在商业银行的定期存款情况，而是先将国库资金拨入其设立在某家商业银行的财政专户中，再分别在工商银行、建设银行、民生银行等15个国有、股份制、地方银行开展商业银行定期存款业务。上述定期存款挂总预算会计的往来科目，未能真实体现国库存款规模。且当年运作结束后，本金归还了国库，但累计上亿元的利息收入未及时缴入国库，仍置于其在商业银行开设的财政专户。
三、国外国库现金管理业务经验借鉴
1.在制度建设和保障方面，开展国库现金管理业务比较成熟的发达市场经济国家普遍通过制定比较完善的法律、法案、制度，从法律层面明确规定国库现金管理业务中财政部、中央银行、具体现金管理部门的职责界定、监督制约、风险控制、协调机制、具体操作方式等，因此国库现金管理运作比较规范。如加拿大针对国库定期存款拍卖，专门制定了《国库现金余额上午拍卖规定》(2002)和《国库现金余额下午拍卖规定》(2008)来加以约束和限制。
2.在负责操作的职能部门方面，一般都设立专门的机构负责该项业务，这些机构大多隶属于财政部门，有的属财政部门的内设机构，有的属下属的独立机构。例如，美国、英国和德国的地方国库现金管理由地方财政部门负责运作，加拿大和澳大利亚分别委托省政府投资管理公司和省国库公司负责运作，意大利在财政部内设一个部门负责国库现金管理，比利时、荷兰和法国都设立隶属于财政部的独立机构负责国库现金管理。同时，为了减少筹资成本、最大化发挥国库现金余额的时间价值，并避免财政部门的国库现金管理操作与央行的货币政策相冲突，多数国家建立了财政部门与央行之间畅通的沟通协调机制，明确界定了双方的职责划分，将国库现金管理业务与国债管理、货币政策相衔接。
3.在具体操作方式方面，都在全面实现了国库集中收支制度改革以确保财政收支完整性的基础上，通过科学预测计算收支及现金收支流量，保留合理规模的最低国库存款余额以备紧急支付前提下，对巨额闲置库款资金余额进行多种形式运作，真正实现国库现金余额最小化和投资收益最大化。主要包括商业银行定期存款、买回国债、国债回购与逆回购、购买高信用等级的商业票据等。例如，美国保留50亿美元的最低国库现金存款余额，超过部分由财政部存放在近1 000家存款机构。又如，英国保留2亿英镑的最低国库现金存款余额，对超出部分采取多种市场投融资方式进行管理。
4.在风险防范方面，一般都建立起了国库现金收支基础数据库，摸索总结出一套科学有效的国库资金现金流量预测方法，以确定合理的库底资金规模，随时满足必要的支付需求。同时，对国库现金管理操作中的准入标准、招投标方式、交易对手的信用评级、最高中标规模的限制、质押担保及担保品的范围等均进行了严格的限定，以防范国库现金管理投资风险，在确保国库资金安全性的基础上实现其收益性。如加拿大通过每日对国库多余资金以竞争性招标方式进行投资;设定了国库定期存款拍卖参与标准，对交易对手进行信用评级、限定最高中标规模等。
5.在地方国库现金管理的决策方面，主要采取两种方式：一种是地方政府自主决策并操作本级的国库现金管理业务的分权型，如美国、英国、澳大利亚等国家。另一种是国库现金管理的决策和操作权限由中央政府掌控，地方政府不能自主操作，如法国、德国等国家。
四、几点建议
1.尽快总结省级财政试点工作的成败经验，并从中央和地方两个层次抓紧制定完善地方国库现金管理业务的法律法规及具体操作管理的制度办法，对相关部门职责界定、风险控制、操作方式、业务流程、规范性要求等提出明确的要求，为地方国库现金管理业务开展提供政策依据和规范指导，使地方的这项工作做到有据可依，有章可循，风险可控，科学规范，公开透明。同时稳步推进对预算法等相关法律法规的修订和完善。省级财政部门也应会同人行在当地的分支机构，结合本地区试点工作开展实际，研究制定符合本地区实情的相关配套办法、措施和操作细则，并报财政部和中人行备案。
2.进一步推进和完善国库集中收付制度、国库单一账户体系建设等地方国库管理制度改革，为深入开展地方国库现金管理业务打好坚实基础。加快对预算收入执收部门收入过渡户、预算单位银行账户、以及财政部门财政专户的清理力度，提高财政部门及预算单位的财政财务管理水平，强化预算约束力，确保收入及时完整入库、支出按进度拨付预算单位、政府财政资金集中在国库单一账户管理，同时，出台明确的财政出借资金管理办法，为开展国库现金管理创造基础条件。
3.要树立全国一盘棋思想，强化财政部与人行对地方开展国库现金管理业务的通盘考虑和监督管理，以及地方财政与人行当地分支机构的沟通协调。按照我国目前实行“一级政府、一级事权、一级财权、一级预算”“一级财政、一级国库”的财政体制和管理模式，地方政府具有结合当地实际独立开展国库现金管理的自主性。各地政府在开展国库现金管理试点时，要加强与中国人民银行在当地分支机构的沟通协调，建立起畅通的协调共商机制和信息共享制度，同时要及时向财政部和中国人民银行备案。财政部应会同中国人民银行加强对各地国库现金管理的统筹指导，在全面掌握各地国库现金收支流和库底资金合理规模的基础上，统筹兼顾国家财政政策、货币政策及债务政策的政策目标和实施效果，统一部署和合理确定各地开展国库现金管理的规模和操作方式，并加强对地方国库现金管理业务的全过程监控力度，以防范金融风险和财政风险。
4.建立可操作性强的适合地方实际情况的地方国库现金管理风险防范机制。开展地方国库现金管理、实现国库现金的收益性必须建立在确保国库资金安全性和流动性基础之上。为了防范风险，针对中央国库现金管理业务，财政部确定了从易到难、稳妥有序开展的原则，并明确在中央国库现金管理初期，主要实施商业银行定期存款和买回国债两种操作方式。在实施商业银行定期存款方式时，要对商业银行进行公开招标，同时各商业银行要以国债为质押;在实施买回国债操作时，也明确要求通过公开招标方式进行，且对招标方式、招标时间、买回国债的期限、品种等要素进行了明确规定。而中央的国债质押等风险防范措施不适用于地方财政，因此地方不能生硬照搬，需要探索建立适合自身实际的风险防范体系机制。
参考文献
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作者：薛亚军
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