企業金融化會降低盈余質量嗎

買生 王賽

【摘要】選擇2009 ～ 2017年滬深A股上市公司數據， 利用財務重述作為盈余質量的測度指標， 實證檢驗微觀企業金融化對盈余質量的影響。 研究發現， 企業金融化顯著提高了上市公司發布財務重述的概率， 說明企業金融化降低了盈余質量。 并且， 這一現象在非國有企業及機構投資者持股比例較低、市場化程度較低地區的上市公司中更加明顯。 進一步研究表明：企業金融化通過提高控股股東資金占用、增加管理層在職消費等途徑降低上市公司盈余質量; 企業金融化帶來的盈余風險， 提高了上市公司的審計費用和被出具非標準審計意見的概率。

【關鍵詞】企業金融化;財務重述;盈余質量;信息披露

【中圖分類號】F276.3? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2020）22-0079-10

一、引言

習近平總書記在2017年全國金融工作會議上強調， 金融是實體經濟的血脈， 為實體經濟服務是金融的天職， 是金融的宗旨。 金融與實體經濟本應相輔相成、相得益彰、協調前行， 但近年來， 我國經濟卻呈現出顯著的“脫實向虛”傾向。 一方面， 實體企業大量配置金融資產， 另一方面， 其利潤來源越來越依賴金融渠道[1] 。 截至2016年， 有767家非金融上市公司購買了證券、私募等金融產品， 金額高達7268.76億元， 其利潤構成超20%來自金融渠道。

經濟發展“脫實向虛”對實體經濟的健康發展和金融市場的穩定提出了嚴峻挑戰。 黨的十九大報告明確指出， 要“深化金融體制改革， 增強金融服務于實體經濟的能力， 健全貨幣政策和宏觀審慎政策雙支柱調控框架， 完善金融監管體系， 守住不發生系統性風險的底線”。 可見， 在經濟“脫實向虛”的背景下， 防范化解金融風險， 促進金融與實體經濟的良性循環， 已經成為維護社會經濟平穩運行的重要前提。 而探索企業金融化的經濟后果， 有助于從微觀層面了解虛擬經濟對實體經濟的作用及其傳導路徑， 并制定針對性的措施以化解“虛實失衡”對資本市場的不利沖擊， 對防范系統性金融風險和促進實體經濟健康發展具有重要意義。

從已有文獻來看， 關于企業金融化經濟后果的研究大致可分為兩大方向：一類文獻集中于探討金融資產配置對實體經濟發展的抑制作用， 如抑制固定資產投資[2] 、阻礙企業創新[3] 、提高財務風險[4] 等; 另一類文獻著重于探討企業金融化對金融市場穩定的影響， 如破壞銀行體系穩定[5] 、提高股價崩盤風險[1] 等。 遺憾的是， 迄今鮮有文獻深入探究企業金融化對盈余質量的影響。

盈余質量一直是公司治理關注的焦點問題。 高質量的盈余信息對于降低內部人與外部投資者之間的信息不對稱、提高信息透明度、保護投資者利益， 以及提升企業價值具有重要作用[6] 。 但委托代理問題的存在， 使得企業的盈余質量一直飽受質疑。 在信息不對稱條件下， 管理層或大股東有動機進行盈余操縱以謀取控制權私利， 進而導致盈余質量下降。 不同于現有研究主要從內部治理機制[7] 、外部治理環境[8] 以及非正式制度[9] 等角度考察盈余質量的影響因素， 本文聚焦于經濟“脫實向虛”的宏觀經濟背景， 主要探討企業金融化對盈余質量的影響。 之所以選擇從該視角切入， 原因在于：一是關于宏觀經濟環境對微觀企業行為的影響一直是公司財務與會計領域經久不衰的研究話題， 但基于近年來經濟“脫實向虛”對企業會計信息特別是盈余質量的影響研究卻尚付闕如; 二是明晰企業金融化對盈余質量的影響及其傳導路徑， 有助于從強化微觀企業信息披露質量、提高資本市場信息透明度方面為抑制系統性金融風險、促進金融與實體經濟的良性循環提供針對性政策建議， 具有重要的理論及實踐意義。

二、理論分析與研究假設

資本的逐利性決定了企業的投資走向。 王竹泉等[10] 研究發現， 資金逐利避險的本性會驅使其流向效率更高的行業、企業或部門。 現有文獻指出， 投機性和逐利性是現階段我國企業金融化的主要目的[3] 。 基于這一目的， 學者們研究發現， 金融化會惡化企業的代理問題， 加劇管理層或控股股東的短視行為[11] ， 最終損害實體經濟的健康發展， 提高系統性金融風險。 本文認為， 企業金融化引致的代理沖突惡化， 亦會降低企業的盈余質量。

首先， 股東利益最大化的價值導向和管理層的私利取向在金融部門超額收益的刺激下會進一步強化， 為減輕股東價值最大化的壓力和謀取自身的管理權私利， 在金融資產投資的暴利誘導下， 管理層的投資視野將縮短， 會將更多的產業資本投向金融、房地產行業以謀取短期資本套利[3] ， 而忽視更有利于企業長遠發展的實體經濟投資。 加之我國企業對金融資產投資存在“重獎輕罰”的現象[12] ， 進一步加劇了管理層投資金融資產的短視行為。 但不可忽視的是， 我國金融市場發展并不完善， 風險應對機制尚不健全， 金融資產的價格波動較劇烈， 受國內外外生事件的沖擊較大， 大量配置金融資產而忽略主業發展的行為勢必會加劇企業的盈利波動和經營風險。 為滿足企業的業績考核要求和迎合資本市場的盈利預測， 進而維護自身的職業生涯前景， 管理層有動機操縱報表以隱藏負面消息[1] ， 導致財務報告的舞弊風險增加， 企業的盈余質量下降。

其次， 我國的產權保護制度和法律執行機制尚在建設過程中， 股東權益保護還不完善， 金融資產投資很可能淪為管理層調節利潤的工具。 一方面， 金融資產公允價值計量過程涉及的主觀判斷和估值技術會損害會計信息的可靠性[13] ， 會加劇管理層與外部投資者之間的信息不對稱， 管理層為掩飾諸如在職消費、帝國構建等自利行為對企業績效的損害， 有動機利用公允價值進行盈余管理。 郭飛等[14] 研究指出， 金融衍生品公允價值計量模型的選用以及套期會計處理的判定均涉及管理層的大量主觀判斷， 財務報告舞弊風險較高。 另一方面， 管理層可以通過改變金融資產的確認和計量方式進行盈余管理。 按照《企業會計準則第22號——金融工具確認和計量》的相關規定， 企業持有的交易性金融資產和可供出售金融資產均按成本進行初始計量， 以公允價值進行后續計量。 但后續計量中兩種金融資產公允價值變動的計入科目不同， 交易性金融資產變動計入當期損益， 而可供出售金融資產變動計入所有者權益。 在這種情況下， 管理層可依據預期資產未來公允價值的變動情況進行盈余操縱。 具體地， 當預期公允價值上升時， 可通過多確認交易性金融資產來提高短期利潤， 反之， 可通過多確認可供出售金融資產來減少對當期利潤的影響。 因此， 在第一類代理問題較為突出的中國資本市場， 金融資產投資可能會淪為自利管理層調節利潤的工具， 進而導致企業盈余質量下降。

最后， “一股獨大”作為我國股權結構的突出特征， 在產權保護程度和法律執行效率較低的情況下， 金融資產投資也可能成為控股股東謀取控制權私利的工具， 導致盈余質量進一步下降。 文春暉、任國良[15] 研究發現， 虛擬終極控制人在金字塔組織的掩護下， 熱衷于將資金投向高利潤的金融、房地產行業以實現掏空和侵占上市公司利益的目的。 杜勇等[11] 研究指出， 當公司大股東與中小股東之間的代理沖突較為嚴重時， “短平快”的金融資產投資很可能淪為控股股東謀取控制權私利的工具。 據此， 本文認為， 在第二類代理沖突較為嚴重時， 控股股東有動機和能力投資金融、房地產以謀取控制權私利， 進而導致上市公司盈余質量的下降。 綜上所述， 本文提出如下研究假設：

H：企業金融化會降低上市公司的盈余質量。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本研究選擇2009 ～ 2017年A股上市公司為研究樣本， 為保證樣本的有效性，初始樣本剔除ST和PT類上市公司、金融保險及房地產類上市公司、資不抵債及銷售收入小于0等異常值類公司以及主變量數據缺失的樣本。 最終獲得14440個公司年度樣本值。 同時， 本研究對樣本進行了前后1%的縮尾處理以控制極端值的影響。 樣本數據主要來自國泰安數據庫， 使用stata軟件進行統計分析。

（二）模型設計與變量定義

為驗證研究假說， 本文建立了如下Logit回歸模型：

模型（1）中， 被解釋變量為盈余質量。 參考Dechow等[16] 以及李春濤等[6] 的研究， 采用上市公司是否發布了財務重述來測度盈余質量（Restate）。 具體地， 首先在和訊網上查閱上市公司年報和其他公告， 確定上市公司的財務報表是否在以后年度被重述， 如果被重述取1， 否則取0。 需指出的是， 排版、計算錯誤等技術原因引起的財務重述一般不會影響公司的價值， 所以， 本文參考李春濤等[6] 的研究， 剔除了此類問題引發的財務重述樣本， 經篩選最終得到633份不涉及任何技術問題的財務重述公告。

解釋變量為企業金融化（Fin）。 借鑒杜勇等[11] 、彭俞超等[1] 的研究， 采用金融資產規模來衡量。 其中， 金融資產包括交易性金融資產、衍生金融資產、發放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產凈額、買入返售金融資產凈額、長期股權投資。 由此， 金融資產規模（Fin）=（交易性金融資產+衍生金融資產+發放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產凈額+買入返售金融資產凈額+長期股權投資）/資產總額。

控制變量包括企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產報酬率（Roa）、成長能力（Growth）、經營現金流（Cash）、管理者薪酬（Msalary）、股權集中度（OwnshipC）、獨董比例（Rinde）、兩權分離度（Seperation）、事務所規模（Big10）及企業年齡（Age）。

主要變量定義及說明見表1。

（三）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計。 可以看到， 盈余質量（Restate）的均值為0.044， 說明約有4.4%的“公司—年度”樣本發生了財務重述。 企業金融化（Fin）的均值和中位數分別為0.067和0.028， 最大值和最小值分別為0.521和0， 標準差為0.098， 說明不同企業間的金融化程度存在較大差別， 這為后文的回歸分析提供了必要的基礎。 控制變量的統計值與李春濤等[6] 、何威風等[17] 的研究較為接近。

四、實證結果與分析

（一）企業金融化與盈余質量

表3中第（1）列報告了企業金融化與盈余質量的回歸結果。 可以看到， 企業金融化（Fin）的回歸系數為0.039， 在5%的水平上顯著， 說明企業金融化提高了上市公司發布財務重述的概率， 降低了其盈余質量， H得到驗證。 對于控制變量來說， 企業規模（Size）的回歸系數為負， 說明企業規模越大， 企業發布財務重述的可能性越小， 盈余質量也就越好; 資產負債率（Lev）的回歸系數在5%的水平上顯著為正， 表明企業的債務規模越大， 盈余質量越差， 可能的原因是企業為防止債務違約風險而對財務報表進行操縱， 從而使得上市公司發布財務重述的概率提高; 總資產回報率（Roa）的回歸系數在1%的水平上顯著為負， 說明上市公司盈利能力越好， 發布財務重述的概率越小， 盈余質量越高; 成長能力（Growth）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 說明企業成長能力越強， 盈余質量越差。 上述結果均與李春濤等[6] 的研究結論相一致。

（二）產權性質的影響

國有企業由于所有者缺位和委托代理鏈條過長， 經常被認為缺乏有效的監督和激勵機制， 代理成本更高[6] ， 國有企業高管利用金融資產投資來粉飾報表、操縱盈余的問題可能更為嚴重。 但國有企業高管選拔的行政化特點， 以及地方政府出于“父愛主義”對國有企業的政策扶持與財政補助又會降低高管通過盈余管理粉飾報表的動機[18] 。 相反地，非國有企業融資較為困難、市場約束多， 面臨的盈利壓力也更大， 這種情況下， 其利用相關政策進行盈余操縱的動機也會更強烈[19] 。 因此， 在不同所有制結構的企業中， 企業金融化對盈余質量的影響是否存在不同， 仍是一個懸而未決的問題。 為檢驗這一影響是否存在差異， 本文利用模型（1）、基于產權性質進行了分組檢驗， 表3中第（2）、（3）列報告了分組回歸結果。 可以看到， 企業金融化（Fin）的回歸系數在國有企業組不顯著， 而在非國有企業組顯著為正。 這說明企業金融化提高公司發布財務重述的概率、降低盈余質量的效應在非國有企業中更明顯。

（三）機構投資者持股比例的影響

機構投資者的治理效應已得到學術界的廣泛關注， 相比普通的散戶投資者， 機構投資者有更強的能力和動機監督管理層和控股股東的私利行為， 進而提升上市公司的盈余質量。 一方面， 機構投資者擁有專業化的團隊， 具有更強的資金實力和規模優勢， 同時也具有更多的專業知識、更強的信息發現與挖掘能力， 能夠充分識別管理層或控股股東利用金融資產投資來操縱盈余、粉飾報表的行為。 另一方面， 機構投資者廣泛持有上市公司股票， 持股比例相對較高， 更加注重長期收益， 其從監督上市公司中獲得的收益超過成本[6] ， 因而機構投資者更有動機通過內部治理機制和外部控制權市場來參與公司治理， 進一步抑制了管理層或控股股東的短視行為， 提高了上市公司的盈余質量。 由此， 本文推斷， 企業金融化降低上市公司盈余質量的效應主要體現在機構投資者持股比例較低的企業中。

表3中第（4）、（5）列報告了機構投資者持股比例的分組回歸結果。 可以看到， 在機構投資者持股比例較高組（InsHoldp-H）， 企業金融化（Fin）的回歸系數為正但不顯著， 而在機構投資者持股比例較低組（InsHoldp-L）， 企業金融化（Fin）的回歸系數在5%的水平上顯著為正， 證實了上述推斷。

（四）市場化程度的影響

我國幅員遼闊， 不同地區的市場化進程存在較大差異， 外部治理環境的迥異導致微觀企業的公司治理與盈余質量也存在著較大差異。 在市場化程度較高的地區， 產權保護制度和法律執行機制更為完善， 金融發展程度也更高， 良好的外部治理機制提升了企業內部的治理效率， 從而降低了企業的盈余管理程度， 企業的盈余質量較高[8] 。 同時， 市場化程度越高的地區， 政府干預越少， 由此鼓勵了企業更多地以市場化方式參與競爭， 企業的盈余管理程度更低。 相反， 在市場化程度較低的地區， 投資者保護強度較弱， 法律執行效率較低， 政府干預更嚴重， 企業的盈余質量較低[6] 。 程新生等[20] 發現在市場化程度較低的地區， 控股股東掏空上市公司的現象更普遍， 由此導致更低的盈余質量。 據此， 本文推斷， 企業金融化降低盈余質量的作用主要體現在市場化程度較低的地區。

本文根據王小魯、樊綱等[21] 發布的中國市場化指數來衡量市場化程度， 并依據中位數將樣本分為市場化程度較高組（Market-H）和市場化程度較低組（Market-L）。 表3中第（6）、（7）列報告了分組回歸結果。 可以看到， 在市場化程度較高組（Market-H）， 企業金融化（Fin）的回歸系數為正但不顯著， 而在市場化程度較低組（Market-L）， 企業金融化（Fin）的回歸系數在5%的水平上顯著為正， 證實了上述推斷。

五、內生性與穩健性檢驗

為解決變量遺漏、樣本選擇及互為因果等內生性問題， 本文采取Heckman兩階段法、兩階段最小二乘法（2SLS）予以檢驗。 研究結果顯示， 在考慮可能存在的內生性問題后， 本文結論依舊成立。 此外， 本文還采用金融渠道收益占比度量企業金融化、應計盈余管理度量盈余質量、經行業調整的金融資產占比度量企業金融化等進行穩健性檢驗， 研究結果依然保持穩健。

（一）內生性檢驗

1. Heckman兩階段法。 本文參考彭俞超等[1] 的研究， 構建模型（2）作為第一階段模型。 因變量是高金融資產配置（High_Fin）虛擬變量， 若企業的金融資產配置超過中位數取1， 否則取0。 自變量包括企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產回報率（Roa）、成長能力（Growth）、經營現金流（Cash）、管理者薪酬（Msalary）、股權集中度（OwnshipC）、獨董比例（Rinde）、兩權分離度（Seperation）、事務所規模（Big10）、企業年齡（Age）、產權性質（Soe）、宏觀經濟增長（Gdp）以及貸款利率水平（Loanrate）等。

在對模型（2）進行回歸時控制行業、年份固定效應。 將模型（2）回歸計算的逆米爾斯比率（IMR）納入模型（1）重新回歸。 表4中第（2）列報告了回歸結果。 可以看到， 在控制IMR的基礎上， 企業金融化（Fin）的回歸系數在10%的水平上顯著為正， 支持了前文的結論。

2. 兩階段最小二乘法（2SLS）。 參考彭俞超等[1] 的研究， 本文選取上一年度同行業其他企業金融資產投資的均值（IV_Fin1）和上一年度同一省份其他企業金融資產投資的均值（IV_Fin2）作為企業金融化（Fin）的工具變量。 相關統計檢驗的結果顯示：Shea's偏R2為0.053， 且“最小特征值統計量”達到346.797， 大于臨界值10， 故拒絕存在弱工具變量的原假設， 說明工具變量滿足相關性， 其選擇具有合理性。 同時， 外生性檢驗結果顯示：Sargan檢驗和Basmann檢驗的卡方值均不顯著， 所以不能拒絕所有工具變量外生的原假設， 說明工具變量滿足外生性要求。

表5報告了兩階段最小二乘法（2SLS）的檢驗結果。 可以看到， 在控制了內生性問題后， 企業金融化（Fin）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 驗證了本文結果的穩健性。

（二）穩健性檢驗

1. 采用金融渠道收益占比度量企業金融化。 企業金融化的一個重要特征表現為企業的利潤構成中來自金融渠道的部分占比不斷提升。 為此， 參考蘇坤等[22] 的研究， 本文采用投資收益、公允價值變動損益扣除從合營或聯營企業取得的收益占營業利潤的比例來度量企業金融化程度。 表6中第（1）列報告了回歸結果。 可以看到， 企業金融化（Fin）的回歸系數在10%的水平上顯著為正， 說明企業金融化程度越高， 上市公司發布財務重述的概率越大， 盈余質量越低， 結論保持穩健。

2. 采用應計盈余管理度量盈余質量。 為進一步增強研究結論的穩健性， 本文還采用修正的Jones模型計算出來的可操縱應計利潤的絕對值（|DA|）來度量盈余質量。 表6中第（2）列報告了回歸結果。 可以看到， 企業金融化（Fin）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 說明企業金融化提高了上市公司的盈余管理程度， 企業的盈余質量下降， 支持了前文的結論。

3. 采用經行業調整的金融資產占比度量企業金融化。 考慮到不同行業企業配置金融資產的比重可能存在差異， 本文采用經行業調整的金融資產占總資產的比重來測度企業金融化（Fin）。 表6中第（3）列報告了回歸結果。 可以看到， 企業金融化（Fin）的回歸系數在5%的水平上顯著為正， 結論保持不變。

六、進一步研究

（一）作用機制檢驗

前文結論表明， 在產權保護制度和法律執行機制尚在建設過程中、股東權益保護還不完善的我國資本市場， 企業金融化會加劇代理問題， 提高上市公司發布財務重述的概率， 降低其盈余質量。 為提供進一步的經驗證據， 下文分別從控股股東資金占用和管理層在職消費兩條路徑探討企業金融化影響盈余質量的傳導機制。

1. 控股股東資金占用。 控股股東與外部中小股東的利益并非完全一致， 控股股東有強烈的動機采用資金占用等方式侵占中小股東利益和掏空上市公司[6] ， 這種利益侵占行為的頻繁發生往往會引起企業盈余管理的增加和盈余質量的下降。 文春暉、任國良[15] 研究發現， 虛擬終極控制人在金字塔組織的掩護下， 熱衷于將資金投向利潤高的金融、房地產行業以實現掏空、侵占上市公司利益的目的。 杜勇等[11] 研究指出， 控股股東熱衷于投資“短平快”的金融資產以獲取短期收益， 并采取資金占用等方式謀取控制權私利。

為檢驗企業金融化是否通過加劇控股股東資金占用行為， 進而降低上市公司的盈余質量， 本文建立如下回歸模型（3）和（4）：

模型中， Occupy表示控股股東資金占用， 借鑒宋順林、辛清泉[23] 的研究， 采用其他應收款/銷售收入來度量。 模型（3）和模型（4）中的控制變量與模型（1）一致。

表7前兩列報告了模型（3）和模型（4）的回歸結果。 列（1）結果顯示， 企業金融化（Fin）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 說明企業金融化會加劇控股股東的代理問題， 提高其資金占用程度; 列（2）結果顯示， 控股股東資金占用（Occupy）的回歸系數在5%的水平上顯著為正， 說明控股股東資金占用行為會降低上市公司的盈余質量。 而在控制控股股東資金占用（Occupy）之后， 企業金融化（Fin）回歸系數的顯著性由表4中的5%降至10%， 說明控股股東的資金占用行為是企業金融化降低上市公司盈余質量的部分中介因子。

2. 管理層在職消費。 在職消費作為管理層謀求私人收益、最大化自身效用的重要方式， 亦會提高公司的盈余管理程度， 降低盈余質量。 一方面， 金融資產投資加劇了管理層與外部投資者之間的信息不對稱， 增強了管理層利用金融資產投資謀取在職消費的動機; 另一方面， 為掩飾在職消費等自利行為對公司業績的損害， 管理層可能會利用金融資產投資進行盈余操縱， 以調節利潤和粉飾報表[1] ， 導致盈余質量下降。 為檢驗企業金融化是否通過提高管理層的在職消費程度， 進而降低上市公司的盈余質量， 本文建立如下回歸模型（5）和（6）：

模型中， Perk表示管理層在職消費， 由于管理費用率反映了管理層的代理行為， 而管理層的在職消費占據其中重要部分， 為此， 本文借鑒胡茜茜等[24] 的研究， 采用管理費用率衡量在職消費。 其他控制變量與前文模型相同。

表7中后兩列報告了模型（5）和模型（6）的回歸結果。 第（3）列結果顯示， 企業金融化（Fin）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 說明企業金融化會加劇管理層的代理問題， 提高其在職消費程度; 第（4）列結果顯示， 管理層在職消費（Perk）的回歸系數在10%的水平上顯著為正， 說明管理層在職消費會降低上市公司的盈余質量。 而在控制管理層在職消費（Perk）之后， 企業金融化（Fin）的回歸系數顯著性由表4中的5%降至10%， 說明管理層在職消費（Perk）是企業金融化降低上市公司盈余質量的部分中介因子。

（二）企業金融化與審計師決策

作為上市公司財務報告的鑒證者和審計失敗的償付人， 在“深口袋”理論和現代風險導向審計模式下， 審計師往往會做出更謹慎的審計決策以應對上市公司的盈余風險， 從而降低未來可能遭受的風險和損失。 如果企業金融化提高了上市公司發布財務重述的概率， 降低了盈余質量， 則作為專業人士的審計師必然能夠及時甄別客戶會計信息質量的變化， 并據此做出相應的風險控制決策， 如提高審計收費和出具更嚴格的審計意見等[14] 。 為檢驗企業金融化是否提高了上市公司的審計費用和獲得非標準審計意見的概率， 進一步佐證本文研究結論， 建立如下回歸模型（7）和（8）：

上述模型中：被解釋變量Fee表示公司當年審計費用總額的自然對數; MAO表示審計意見的啞變量， 當審計意見不是標準無保留意見時取1， 否則取0。 模型（7）采用OLS回歸， 模型（8）采用Logit回歸。

表8報告了模型（7）和（8）的回歸結果。 可以看到， 企業金融化（Fin）的回歸系數至少在5%的水平上顯著為正。 說明審計師能夠及時識別企業金融化帶來的盈余質量下降風險， 會通過提高審計收費和發表非標準審計意見的方式來降低未來可能承擔的風險和損失， 進一步佐證了本文的研究結論。

七、研究結論與啟示

本文選取2009 ～ 2017年滬深A股上市公司為樣本， 采用財務重述作為盈余質量的測度指標， 實證檢驗了企業金融化與盈余質量之間的關系。 檢驗結果表明， 企業金融化顯著提高了上市公司發布財務重述的概率， 說明企業金融化降低了盈余質量。 并且， 這一關系在非國有企業、機構投資者持股比例較低以及市場化程度較低地區的上市公司中更加顯著。 進一步研究發現， 企業金融化會通過提高控股股東資金占用、增加管理層在職消費等途徑降低上市公司的盈余質量。 此外， 本文還發現， 金融化程度高的公司審計費用和被出具非標準審計意見的概率也更高， 進一步佐證了企業金融化會降低上市公司盈余質量的結論。

本文的研究啟示在于：①企業應積極構建現代公司治理體系， 減輕代理問題。 首先， 要健全管理層激勵機制， 強化管理層的薪資福利與企業業績之間的敏感性， 鼓勵管理層著眼于企業價值最大化的長期目標， 減少其利用金融投資謀取個人私利的短視行為。 其次， 要完善股權結構， 健全大股東監督機制， 防范大股東利用短期的金融投資來掏空、侵占上市公司利益。 最后， 要完善信息披露機制， 降低企業內部人與外部投資者之間的信息不對稱， 縮小管理層或大股東利用金融投資進行盈余管理的空間， 有效發揮金融投資優化企業資產結構、提高企業價值的作用。 ②對政府及證券市場監管部門而言， 本文發現代理沖突誘發的金融投資偏好會降低上市公司盈余質量， 這為完善資本市場監管、抑制金融風險提供了一定啟示。 政府相關部門不僅要加強金融行業內部監管， 健全風險預警和市場準入機制， 嚴厲打擊企業的投機套利行為， 而且應提高對上市公司內部治理和信息披露的要求， 利用規范透明的信息披露機制抑制管理層或大股東的盈余管理行為， 防范因資本市場信息不對稱而引致的系統性金融風險。 ③本文發現， 企業金融化降低盈余質量的效應在非國有企業、機構投資者持股比例較低以及市場化程度較低地區的上市公司中更顯著， 說明這類企業的金融化行為對金融市場的沖擊也更大。 所以， 政府相關部門應重點監管此類企業， 要求其提高信息披露質量， 降低信息不對稱程度， 監控并扼制管理層及大股東的金融投機行為， 從而防范金融風險、規范資本運作、促進經濟與金融的良性發展。