實體企業(yè)金融化行為與信息披露質量關系的研究

鄧超 彭斌

摘 要：基于2009-2018年滬深A股上市公司財務數據，利用固定效應模型，考量企業(yè)金融化對實體企業(yè)信息披露質量的影響。結果顯示，實體企業(yè)金融化程度與其信息披露質量顯著負相關，金融化企業(yè)主動降低信息披露質量的行為特征十分明顯。進一步研究表明，在外部監(jiān)管較為嚴格的國有企業(yè)、內部治理結構完善的規(guī)模較大企業(yè)中，金融化水平對企業(yè)信息披露質量的負面影響較小;而低融資約束企業(yè)信息披露質量對企業(yè)金融化水平更加敏感。機制檢驗發(fā)現，實體企業(yè)金融化主要是通過企業(yè)經營業(yè)績和財務風險兩條路徑對企業(yè)信息披露質量產生影響。

關鍵詞： 企業(yè)金融化;信息披露質量;經營業(yè)績;財務風險

中圖分類號：F275.5;F832.5 ?文獻標識碼： A ? ?文章編號：1003-7217（2021）03-0110-08

一、引 言

中國實體企業(yè)面臨著越來越大的轉型升級壓力，而金融行業(yè)卻“逆勢上揚”，呈現出欣欣向榮的發(fā)展態(tài)勢。面對日益嚴峻的生存環(huán)境和投資者對于企業(yè)盈利能力的硬性要求，不少實體企業(yè)選擇通過涉足金融業(yè)、房地產業(yè)進行跨行套利。以上市企業(yè)為例，僅2015年就有321家非金融類上市公司持有金融機構股份，且這一數據隨后幾年不斷增長。據Wind數據統(tǒng)計顯示，截至2020年11月，A股上市公司累計購買銀行理財產品金額高達1.14萬億元，參與上市公司1143家，約占當年A股上市公司數量的30%。上述現象和數據表明，中國部分實體企業(yè)的金融化趨勢越來越明顯。

針對實體企業(yè)的金融化行為，已有文獻主要從企業(yè)配置金融資產的“雙重效應”展開分析。有學者認為，金融資產發(fā)揮了“蓄水池”效應[1，2]。企業(yè)在資金充裕時進行合理的金融資產配置，有利于盤活閑置資金、提高資金利用率、分散投資風險[3]、平滑投資波動等[4]。另有學者則認為，金融資產對實體投資起到了“擠占”效應。受到金融資產超額收益的吸引，企業(yè)將原本應該投資實體的資金轉向金融活動[5]，擠占了實物資本投資和創(chuàng)新研發(fā)投入[6]，不僅降低其短期績效[7]、加大業(yè)績波動和財務風險[8]，長遠來看，還會損害企業(yè)的主業(yè)發(fā)展能力，最終對企業(yè)價值造成負面影響[9]。

與此同時，中國部分上市實體企業(yè)的信息披露質量狀況令人堪憂。有數據顯示，在2007-2017年，中國A股上市公司信息披露不實事件高達4800多起，約占違規(guī)事件的80%。企業(yè)通過盈余管理等手段掩蓋自身業(yè)績下滑的行為更是普遍且難以識別。有關企業(yè)信息披露質量的影響因素，已有研究主要從企業(yè)的自身特征和外部環(huán)境展開分析。從企業(yè)特征來看，過高的股權集中度將導致控股股東和管理層合謀，更有可能降低其信息披露質量[10]。根據信號理論，當上市公司的財務狀況良好[11]、經營業(yè)績改善的時候[12]，企業(yè)更有動力如實披露企業(yè)信息，從而提高信息披露質量;相反，如果企業(yè)盈利能力下降、財務風險提高，企業(yè)管理者將盡可能遮掩真實的企業(yè)經營狀況和財務狀況，導致信息披露質量降低。從企業(yè)所處的外部環(huán)境來看，獨立董事的外部監(jiān)管機制[13]、更為嚴格的市場監(jiān)管制度[13]、企業(yè)法制環(huán)境[14]、以及產品市場競爭壓力[15]都會對企業(yè)信息披露質量產生影響。

綜上所述，日益嚴峻的內、外部環(huán)境倒逼實體企業(yè)不得不選擇走上金融化道路，而企業(yè)通過降低信息披露質量以掩蓋其業(yè)績下滑的現象也愈演愈烈。當前，對于中國企業(yè)配置金融資產的效果究竟是以“蓄水池”效應為主還是“擠占”效應為主，學術界和實務界尚無明確定論，而上述兩種現象的同時發(fā)生也不斷引發(fā)學界和監(jiān)管層的擔憂。企業(yè)信息披露質量的下降和其金融化程度有沒有直接聯系？如果有，金融化又是通過怎樣的途徑左右企業(yè)的信息披露行為并對其質量產生相應的影響？本文以2009-2018年滬深A股上市公司為對象，運用固定效應模型，實證檢驗企業(yè)金融化程度與信息披露質量水平間的關系。

二、研究假設與研究設計

（一）研究假設

企業(yè)持有金融資產具有雙重效應。首先，企業(yè)持有金融資產具有“蓄水池”效應，即在企業(yè)盈余時盤活資金、分散投資風險，在企業(yè)拮據時彌補企業(yè)資金缺口，降低經營風險。在現有金融體系下，銀行與企業(yè)間存在著信息不對稱問題，使得企業(yè)往往面臨著不同程度的融資約束，再加之固定資產調整成本高、流動性差、投資周期長且難以變現[16]，企業(yè)難免面臨著資金鏈斷裂風險。因此，企業(yè)若能發(fā)揮金融資產的“蓄水池”效應，可有效緩解現金流波動帶來的不利沖擊、降低企業(yè)財務風險，起到維持企業(yè)經營狀況的功能[17];當企業(yè)財務狀況變好、經營業(yè)績呈上升趨勢時，管理者有較高的積極性傳遞企業(yè)真實信息，使得信息披露質量得到提高。

同時，企業(yè)配置金融資產還能分散投資風險、提高資金利用率，最終起到改善企業(yè)業(yè)績的作用。實體企業(yè)經營有著一定的周期性，當宏觀經濟不景氣、實體投資收益率下降、企業(yè)業(yè)績下滑時，金融資產帶來的投資收益能緩沖企業(yè)業(yè)績下滑帶來的負面影響;在經濟上行、有效需求增加、投資機會變多時，企業(yè)管理者就能通過變現金融資產以把握投資機會，改善企業(yè)經營狀況、提高自身競爭力[3]。若企業(yè)盈利狀況呈上升趨勢，依據信號傳遞理論，為了獲得更多投資，管理層會在資本市場積極披露自身信息，降低與投資者之間的信息不對稱程度，信息披露質量自然逐步提高[12]。

另一方面，企業(yè)持有金融資產具有“擠占”效應，即在企業(yè)總資源有限的前提下，配置金融資產意味著對實體投資的“擠占”，直接導致企業(yè)用于維持自身日常生產經營活動的管理費用以及研發(fā)投入縮減[18]。短期來看，雖然金融資產投資收益率遠超固定資產投資，但金融資產投資收益具有不確定性高、波動性大的特點[8，19]，配置金融資產往往會導致企業(yè)業(yè)績波動加大、提高企業(yè)經營的不確定性[20，21]，企業(yè)管理層為了掩蓋這些不穩(wěn)定信息，可能會選擇降低信息披露質量。

從長期來看，資本運作依賴專業(yè)的經營和管理[20，22]。隨著企業(yè)金融資產配置的增加，企業(yè)管理重心必將不斷偏離傳統(tǒng)生產經營模式，導致企業(yè)風險抵抗力受到影響;另外，企業(yè)配置金融資產可能會將金融行業(yè)的高風險傳導給實體企業(yè)，致使實體企業(yè)整體經營風險增加[23]，進而影響企業(yè)信息披露質量[10]。

綜合以上分析，由于持有金融資產存在“雙重效應”，金融化對企業(yè)信息披露質量的影響取決于“蓄水池”效應和“擠占”效應的相對大小，若企業(yè)配置金融資產的“蓄水池”效應大于“擠占”效應，則企業(yè)金融化行為能起到提高信息披露質量的作用，反之將會降低信息披露質量。據此，提出競爭性假設H1a和H1b：

H1a 企業(yè)配置金融資產主要表現為“蓄水池”效應，提高了信息披露質量。

H1b 企業(yè)配置金融資產主要表現為“擠占”效應，降低了信息披露質量。

（二）樣本選擇及數據來源

以2009-2018年滬深A股上市公司為研究對象，樣本企業(yè)的基本面數據來自于Wind（萬德）和同花順（iFinD）數據庫，企業(yè)信息披露質量的數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS）數據庫，并對數據進行如下處理：（1）剔除金融行業(yè)、房地產行業(yè)的樣本;（2）剔除ST類及中途退市的樣本;（3）剔除數據缺失和異常的樣本。根據上述原則處理，最后得到9774個觀測值;為了消除極端觀測值對于回歸結果的影響，對所有連續(xù)變量在1%的水平上進行了雙側Winsorize縮尾處理。

（三）主要變量的度量

1.被解釋變量。參考曾穎和陸正飛（2006）[24]的做法，采用深交所和上交所對A股上市公司信息披露質量的評級來衡量上市公司的信息披露總體質量。深交所和上交所根據會計信息質量的相關特征構建了上市企業(yè)信息披露質量的評分體系，并對上市公司全年的信息披露行為、信息披露質量做出全面評價。評價分為“優(yōu)秀”“良好”“合格”和“不合格”四個等級。因無法獲得具體的評分分值數據，在替代變量選取上采取邏輯變量定義的形式，根據信息披露考評結果，將“優(yōu)秀”“良好”“及格”和“不及格”分別進行賦值，即信息披露質量評價為“優(yōu)秀”時賦值為“4”，“良好”賦值為“3”，依次類推。

2.解釋變量。參考黃賢環(huán)和王瑤（2019）[25]、張成思和鄭寧（2019）[26]的研究，用金融資產占比來衡量企業(yè)金融化水平，具體計算公式為Fin=（持有至到期投資+交易性金融資產+可供出售金融資產+投資性房地產+金融衍生工具+發(fā)放貸款及墊款）/總資產。需要注意的是，雖然長期股權投資科目也屬于金融資產的范疇，但許多企業(yè)進行長期股權投資的目的更多是對聯營和合營企業(yè)的股權控制，出于保守原則，本文僅在進行穩(wěn)健性檢驗時將長期股權投資納入金融資產范疇。

3.其他控制變量。參考胡奕明等（2017）[2]的做法，選取了企業(yè)經營層面和治理結構層面的兩組控制變量。其中，企業(yè)經營層面的控制變量包括資本密集度（F）、企業(yè)規(guī)模（Size）、杠桿率（Lev）、企業(yè)成長性（Growth）、經營性現金流（Cfo）、企業(yè)價值（Tq）、企業(yè)年齡（Age）;公司治理結構層面的控制變量則包括董事會規(guī)模（Board）、股權集中度（Top1）、機構持股者比例（Insti）、兩職合一（Dual）以及獨立董事比例（Inde）。具體變量定義及度量見表1，主要變量描述性統(tǒng)計結果如表2所示。

（四）研究設計

參考以往文獻可以發(fā)現，企業(yè)金融化是一個十分復雜的投資決策過程，受到許多無法觀測的因素影響，為了避免遺漏變量對實證結果產生影響，本文控制了時間、行業(yè)以及地區(qū)固定效應來確保實證結果的可靠性?；诖?，構建模型（1）對假設H1進行檢驗。

Scorei，t=α0+α1Fini，t+δControli，t+ ∑industry+∑region+εi，t（1）

其中，解釋變量代表Fini，t代表i企業(yè)在t年的金融化程度;被解釋變量Scroei，t代表i企業(yè)在t年的信息披露質量;Controli，t為其他可能對企業(yè)金融資產配置行為產生影響的因素，ε為隨機擾動項。除此之外還控制了行業(yè)、年度以及地區(qū)固定效應。

三、實證結果分析

表3為基準回歸的分析結果，其中，表3的第（1）列為不考慮控制變量和固定效應的回歸結果;第（2）列和第（3）列為依次加入企業(yè)經營層面、公司治理結構層面控制變量后的回歸結果;第（4）列則在此基礎上進一步控制了行業(yè)、時間以及地區(qū)固定效應。

從回歸結果上來看，金融化程度（Fin）在模型（1）-（4）中均在1%顯著性水平上顯著，表明企業(yè)配置金融資產會給企業(yè)信息披露質量帶來負面影響。而據前文分析，若實體金融化主要表現為“擠占”效應，其配置金融資產的行為會擠占實體投資和研發(fā)投入，加大企業(yè)業(yè)績波動和財務風險，迫使企業(yè)管理者降低信息披露質量，假設H1b得到證明。背后的經濟原因可能是：企業(yè)配置金融資產雖然可能會給企業(yè)帶來額外的投資收益，但是需要依賴于企業(yè)管理層更加專業(yè)化的管理，企業(yè)管理層管理重心的偏移和管理精力的分散使得企業(yè)的經營能力下滑[3，27]，再加上金融資產投資的“擠占”效應對企業(yè)長期價值和抗風險能力造成損害[22，23]，為了保護其自身利益，企業(yè)管理層會選擇降低信息披露質量掩蓋或推遲相關信息的披露。

四、進一步研究

如前文所分析，企業(yè)金融化會給企業(yè)信息披露質量造成負面效應，那么，企業(yè)金融化與信息披露質量之間的關系是否會受到其他因素的影響？本文立足于影響信息披露質量的兩大要素——外部環(huán)境和企業(yè)特征，分別基于企業(yè)的產權性質、面臨的融資約束水平以及總體規(guī)模進行分組回歸。

（一）基于企業(yè)性質分組回歸的分析

依據前文分析，企業(yè)信息披露質量的高低由企業(yè)的內外部因素共同決定[28-30]，企業(yè)的外部環(huán)境因素，尤其是監(jiān)督機制對于企業(yè)信息披露質量也有著重要影響?，F有研究普遍認為嚴格的外部監(jiān)管能有效地提高信息披露質量[13]。相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)在其內部管理更為嚴格的同時還受到更多的外界關注，這使得國有企業(yè)無法輕易掩蓋企業(yè)真實狀況來欺騙監(jiān)管部門和投資者。因此，在理論層面，外部監(jiān)管相對松懈的非國有企業(yè)信息披露行為更容易受到自身金融化的影響。據此，參考張成思和鄭寧（2019）[26]的做法，按照上市公司企業(yè)性質將樣本分為兩組進行分組回歸?；貧w結果如表4所示。

表4的第（1）列和第（2）列分別列示了根據企業(yè)性質分組的企業(yè)金融化對信息披露質量影響的回歸結果。在國有企業(yè)樣本組中，金融化程度（Fin）的回歸系數為-0.135但不顯著，而在非國有企業(yè)樣本組內金融化程度（Fin）的回歸系數為-0.558且在1%的水平上顯著。該結果說明，國有企業(yè)自身較強的內部監(jiān)管和受到的外部監(jiān)督有效地抑制了管理層投機行為，因此，國有企業(yè)配置金融資產的行為對其信息披露質量的負面影響更小。同時，本文還進行了組間系數差異檢驗，組間差異檢驗在5%的水平上拒絕原假設，說明企業(yè)金融化程度的回歸系數在國有企業(yè)和非國有企業(yè)之間存在顯著差異。

（二）基于企業(yè)融資約束分組回歸的分析

已有研究證明，不同類型和經營狀況的企業(yè)配置金融資產所產生的后果也不盡相同[25]。受到外部融資約束較強的企業(yè)主要是利用金融資產的高流動性和保值性，通過配置金融資產預防現金流波動帶來的不確定性沖擊，以增強其抵御風險和償還債務的能力，換言之，面臨較強融資約束的企業(yè)配置金融資產時更有可能表現出“蓄水池”效應。相反，融資約束較低的企業(yè)本身流動性風險較低，配置金融資產更有可能是為了謀取超額利潤，進而表現出“擠占”效應。據前文分析，企業(yè)金融化主要表現為“擠占”效應時，會降低企業(yè)信息披露質量。為了考察不同融資約束的企業(yè)金融化行為對于信息披露質量的影響，采用Hadlock和Pierce（2010）構建的SA綜合指數來衡量融資約束[31]，并根據企業(yè)融資約束是否大于年度行業(yè)融資約束的中位數，將樣本劃分為高融資約束組和低融資約束組。

表4的第（3）列和第（4）列則列示了不同融資約束的企業(yè)樣本組中，企業(yè)金融化對信息披露質量的回歸結果。在兩個樣本組中金融化程度（Fin）的回歸系數皆顯著為負，說明不論是高融資約束企業(yè)還是低融資約束企業(yè)，其配置金融資產都表現為“擠占”效應，但低融資約束組的系數絕對值明顯大于高融資約束組。該結果說明，融資約束較低的企業(yè)資金更為寬裕，更加偏好配置更多金融資產牟利，其“擠占”效應也更為強烈，金融化對其信息披露質量的負面影響更大。組間差異檢驗的P值為0.037且在5%的水平上拒絕原假設，說明企業(yè)金融化程度的回歸系數在兩組之間存在顯著差異。

（三）基于企業(yè)規(guī)模分組回歸的分析

已有研究發(fā)現，公司資產規(guī)模大小會對企業(yè)的信息披露質量產生影響[12，13]。而大企業(yè)的組織架構更為完整、內部監(jiān)督機制也更加成熟，可以有效地遏制管理者掩蓋企業(yè)真實狀況的機會主義行為[11，32，33]。因此，大規(guī)模企業(yè)的的信息披露行為受到企業(yè)經營狀況的影響也相對較小。為了考察不同規(guī)模的企業(yè)金融化行為對于信息披露質量的影響，按照三等分點將企業(yè)分為大、中、小三種規(guī)模，并選擇大規(guī)模企業(yè)樣本和小規(guī)模企業(yè)樣本進行分組回歸。

表4的第（5）列和第（6）列的回歸結果展示了金融化對不同規(guī)模企業(yè)信息披露質量的影響。在小規(guī)模企業(yè)組中，金融化程度（Fin）的系數為-0.703且在1%的水平上顯著，而在大規(guī)模企業(yè)中，金融化程度（Fin）不顯著。該結果說明，小企業(yè)缺乏完善的管理制度，管理者降低信息披露質量的邊際收益遠高于其邊際成本，企業(yè)管理者有更強的動機通過選擇性披露策略以達成其目的，金融化對其信息披露質量的負面影響更大。而組間差異檢驗的p值為0.037且在5%的水平上拒絕原假設，說明企業(yè)金融化程度的回歸系數在兩組之間存在顯著差異。

五、作用機制檢驗

前文研究表明，企業(yè)配置金融資產會導致信息披露質量的下降，那企業(yè)金融化又是通過何種途徑影響信息披露質量呢？理論上，當企業(yè)金融化表現為“擠占”效應時，企業(yè)配置金融資產除了會使其主營業(yè)績受損，還會提高其整體經營風險。因此，本文試圖通過中介效應模型，檢驗企業(yè)金融化是否通過經營業(yè)績和經營風險兩條渠道影響企業(yè)信息披露質量。

（一）企業(yè)金融化、經營業(yè)績與信息披露質量

前文已提到，隨著實體企業(yè)金融化水平不斷提高，企業(yè)管理重心可能發(fā)生嚴重的偏移，資源錯配的可能性也會提高。管理層的“不務正業(yè)”會給企業(yè)經營能力帶來負面影響，資源錯配也會使得企業(yè)研發(fā)生產能力下降，最終將導致企業(yè)價值[17，34，35]、收益能力[36-38]嚴重下滑。迫于股東和投資者的壓力，管理層有動機通過披露更加“漂亮”的報表，向股東以及外部投資者隱瞞那些反映企業(yè)價值下降、收益降低的真實信息，進而導致企業(yè)信息披露質量下降。為考察企業(yè)金融化是否是通過影響企業(yè)收益能力的路徑影響企業(yè)信息披露行為，采用Baron和Kenny（1986）的中介效應檢驗模型對“企業(yè)金融化—經營業(yè)績—信息披露質量”這一路徑進行檢驗。模型設定如下：

模型（2）檢驗企業(yè)金融化對于企業(yè)信息披露質量的影響，模型（3）檢驗金融化對經營業(yè)績的影響，模型（4）則同時檢驗金融化、經營業(yè)績對企業(yè)金融化的影響，具體結果見表5。表5的第（1）列中，企業(yè)金融化程度（Fin）的系數顯著為負，說明企業(yè)金融化與信息披露質量負相關，第（2）列中，金融化程度（Fin）的系數顯著為負，表明企業(yè)配置金融資產會對企業(yè)經營業(yè)績產生負面影響;在第（3）列中，融資約束程度系數和金融化程度的系數均在1%的水平上顯著為負，說明融資約束程度越高，企業(yè)的金融化程度越高，而金融化的回歸系數依舊顯著，表明企業(yè)經營業(yè)績在企業(yè)金融化影響自身信息披露質量的過程中發(fā)揮部分中介效應。

（二）企業(yè)金融化、經營風險與信息披露質量

金融資產投資雖然有著較高的收益，但是其投資風險和收益的不穩(wěn)定性也相對較高，投資風險和收益不確定性的提高增加了企業(yè)經營風險，在營運資金有限的前提下，過高經營風險往往預示著企業(yè)可能出現嚴重的財務危機。此外，配置金融資產必然會造成對于固定資產投資的擠出，缺乏抵押品使得企業(yè)信貸融資變得困難，企業(yè)更容易面臨財務困境。企業(yè)財務風險越高，被投資者低估的可能性越大[11];為消除財務風險提高對于股價的影響，企業(yè)管理者往往在信息披露上做文章，導致信息披露質量下降。為考察企業(yè)金融化是否是通過影響企業(yè)財務風險的路徑影響企業(yè)信息披露行為，采用Baron和Kenny（1986）的中介效應檢驗模型對“企業(yè)金融化—財務風險—信息披露質量”這一路徑進行檢驗[39]。模型設定如下：

參考翟勝寶等（2014）的文章，選擇修正后的Z-score指數來衡量企業(yè)的財務風險，該指數越大，企業(yè)的財務風險越小[40]。其具體計算方式為：Z-score=（0.717×營運資金+0.847×留存收益+3.107×息稅前利潤+0.42×股票總市值+0.998×銷售收入）/資產總計。

模型（5）同樣用來檢驗企業(yè)金融化對于企業(yè)信息披露質量的影響，模型（6）檢驗金融化對財務風險的影響，模型（7）則同時檢驗金融化、財務風險對企業(yè)金融化的影響，具體結果見表6。表6的第（2）列中，金融化程度（Fin）的系數顯著為負，表明企業(yè)配置金融資產會提高其財務風險;在第（3）列中，財務風險的系數在1%的水平上顯著為正，說明財務風險越高，企業(yè)的信息披露質量越低，而金融化程度（Fin）的系數在1%的水平上顯著為負，表明企業(yè)經營風險在企業(yè)金融化影響自身信息披露質量的過程中發(fā)揮部分中介效應。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）替換解釋變量

不同的金融化衡量方式可能會導致結果的不同。參考張昭等（2018）的做法，將投資性房產剔除后重新構建企業(yè)金融化的衡量指標，考察其對于企業(yè)信息披露質量的影響[41]。檢驗結果與基準回歸一致①。

（二）子樣本回歸

為應對2008年美國次貸危機給中國經濟帶來的不利影響，中國政府推出了4萬億計劃拉動內需，直到2012年末，經濟危機的影響才得以平復。為了排除數據異常年份對于回歸結果的干擾，參考黃賢環(huán)和王瑤（2019）的研究，選擇2013-2018年子樣本數據進行穩(wěn)健性檢驗[25]。檢驗結果再次證實假設H1b。

（三）工具變量法

根據前文分析，模型可能存在反向因果的內生性問題，即信息披露質量越低的企業(yè)會配置更多的金融資產。為了排除反向因果造成的內生性干擾，參考王紅建等（2016）的做法，使用投資收益占凈利潤之比（FAiv）構建工具變量進行回歸[6]，該指標受到金融資產投資的影響，但作為單一經營指標通常不會對企業(yè)的信息披露行為產生直接的影響，滿足工具變量基本要求。檢驗結果與基準回歸一致。

七、結論與建議

本文使用A股上市實體企業(yè)2009-2018年的經驗數據，實證檢驗了企業(yè)金融化與自身信息披露質量的內在聯系。研究發(fā)現：（1）企業(yè)金融化與信息披露質量顯著負相關，該結果說明目前大部分企業(yè)金融化主要表現為“擠占”效應，即企業(yè)配置金融資產的行為擠占了實體投資，其經營重心也有偏于實體經營活動，進而誘發(fā)管理層選擇一系列降低信息披露質量的行為，以掩蓋企業(yè)價值下降、經營風險上升的現實狀況;（2）外部監(jiān)管較為嚴格的國有企業(yè)、內部治理結構完善的大規(guī)模企業(yè)能夠有效地遏制企業(yè)管理者的投機行為，因而企業(yè)金融化水平對企業(yè)信息披露質量負面影響較小;（3）按照企業(yè)融資約束高低對企業(yè)分組并進行回歸分析，發(fā)現低融資約束企業(yè)信息披露質量對于企業(yè)金融化水平更加敏感;（4）機制檢驗發(fā)現，企業(yè)金融化主要是通過企業(yè)的經營業(yè)績和財務風險兩條路徑對企業(yè)信息披露質量產生影響。

本文提出如下建議：第一，企業(yè)配置金融資產是正常的經營行為，但是為了獲取金融投資的超額收益不惜以損害企業(yè)正常經營為代價，這種竭澤而漁的做法必須加以制約，監(jiān)管部門可以對實體企業(yè)設置金融資產監(jiān)控紅線，防止企業(yè)過度金融化。第二，企業(yè)應當建立科學、完整和合理的信息披露監(jiān)督制度，保障企業(yè)信息披露真實完整，同時加強企業(yè)內部監(jiān)督，完善企業(yè)治理結構，嚴格監(jiān)督管理者的權力使用，保障投資者利益。而政府機構和監(jiān)管部門除了完善信息披露制度以外，還應該發(fā)揮主流權威媒體的監(jiān)督作用，打造內外部共同發(fā)力的復合監(jiān)督體系。

注釋：

① 囿于篇幅，此處穩(wěn)健性檢驗的實證報告，結果備索，下同。

參考文獻：

[1] Demir F. Financial liberalization， private investment and portfolio choice： Financialization of real sectors in emerging markets[J]. Journal of Development Economics， 2009， 88（2）：314-324.

[2] 胡奕明， 王雪婷， 張瑾. 金融資產配置動機：“蓄水池”或“替代”？——來自中國上市公司的證據[J]. 經濟研究， 2017， 52（1）：181-194.

[3] 戴靜， 劉貫春， 許傳華， 等. 金融部門人力資本配置與實體企業(yè)金融資產投資[J]. 財貿經濟， 2020（4）：35-49.

[4] 劉貫春， 劉媛媛， 張軍. 金融資產配置與中國上市公司的投資波動[J]. 經濟學（季刊）， 2019， 18（2）：164-187.

[5] Davi， Leila E. Identifying the “financialization” of the nonfinancial corporation in the US economy： A decomposition of firm-level balance sheets[J]. Journal of Post Keynesian Economics， 2016， 39（1）：115-141.

[6] 王紅建， 李茫茫， 湯泰劼. 實體企業(yè)跨行業(yè)套利的驅動因素及其對創(chuàng)新的影響[J]. 中國工業(yè)經濟， 2016（11）：73-89.

[7] 宋軍， 陸旸.非貨幣金融資產和經營收益率的U形關系——來自我國上市非金融公司的金融化證據[J].金融研究，2015（6）：111-127.

[8] 蔡艷萍，陳浩琦.實體企業(yè)金融化對企業(yè)價值的影響[J].財經理論與實踐，2019（3）：24-31.

[9] 鐘華明. 企業(yè)金融化對創(chuàng)新投資的影響[J]. 經濟學家， 2021（2）：92-101.

[10]Schadewitz H J， Blevins D R. Major determinants of interim disclosures in an emerging market[J]. American Business Review， 1998， 16（1）：41-55.

[11]王斌， 梁欣欣. 公司治理、財務狀況與信息披露質量——來自深交所的經驗證據[J]. 會計研究， 2008（2）：31-38.

[12]高鳳蓮， 王志強. “董秘”社會資本對信息披露質量的影響研究[J]. 南開管理評論， 2015（4）：60-71.

[13]譚興民， 宋增基， 蒲勇健. 公司治理影響信息披露了嗎？——對中英資本市場的實證比較研究[J]. 金融研究， 2009（8）：171-181.

[14]何平林， 孫雨龍， 寧靜， 等. 高管特質、法治環(huán)境與信息披露質量[J]. 中國軟科學， 2019（10）： 112-128.

[15]任宏達， 王琨. 產品市場競爭與信息披露質量——基于上市公司年報文本分析的新證據[J]. 會計研究， 2019（3）：34-41.

[16]盛明泉， 汪順， 商玉萍. 金融資產配置與實體企業(yè)全要素生產率：“產融相長”還是“脫實向虛”[J]. 財貿研究， 2018， 29（10）：91-101，114.

[17]閆海洲， 陳百助. 產業(yè)上市公司的金融資產：市場效應與持有動機[J]. 經濟研究， 2018， 53（7）： 154-168.

[18]許罡， 朱衛(wèi)東. 金融化方式、市場競爭與研發(fā)投資擠占——來自非金融上市公司的經驗證據[J]. 科學學研究， 2017（5）：72-82，91.

[19]彭俞超， 韓珣， 李建軍. 經濟政策不確定性與企業(yè)金融化[J]. 中國工業(yè)經濟， 2018（1）：137-155.

[20]戴澤偉， 潘松劍. 高管金融經歷與實體企業(yè)金融化[J]. 世界經濟文匯， 2019（2）：76-99.

[21]鄧超， 夏文珂， 陳升萌. 非金融企業(yè)金融化：“股價穩(wěn)定器”還是“崩盤助推器”[J]. 金融經濟學研究， 2019， 34（3）：120-136.

[22]胡海峰， 竇斌， 王愛萍. 企業(yè)金融化與生產效率[J]. 世界經濟， 2020， 43（1）：70-96.

[23]韓珣， 李建軍. 非金融企業(yè)影子銀行化與經營風險[J]. 經濟研究， 2019（8）：21-35.

[24]曾穎， 陸正飛. 信息披露質量與股權融資成本[J]. 經濟研究， 2006（2）：71-81，93.

[25]黃賢環(huán)， 王瑤. 集團內部資本市場與企業(yè)金融資產配置：“推波助瀾”還是“激濁揚清”[J]. 財經研究， 2019， 45（12）：124-137.

[26]張成思， 鄭寧. 中國實業(yè)部門金融化的異質性[J]. 金融研究， 2019（7）： 1-18.

[27]鄧超， 陳升萌， 夏文珂. 金融資產配置是否增加了企業(yè)僵尸化風險[J]. 世界經濟文匯， 2020（6）：68-87.

[28]Brennan N. Voluntary disclosure of profit forecasts by target companies in takeover bids[J]. Journal of Business Finance & Accounting， 1999，26（7/8）： 883-917.

[29]Feng G U，Li J Q. The credibility of voluntary disclosure and insider sock transactions[J]. Journal of Accounting Research， 2007， 45（4）：771-810.

[30]肖土盛， 宋順林， 李路. 信息披露質量與股價崩盤風險：分析師預測的中介作用[J]. 財經研究， 2017， 43（2）：109-120.

[31]Hadlock C J， Pierce J R. New evidence on measuring financial constraints： Moving beyond the KZ index[J]. Review of Financial Studies， 2010， 23（5）：1909-1940.

[32]Lev B， Penman S H. Voluntary forecast disclosure， nondisclosure， and stock prices[J]. Journal of Accounting Research， 1990，28（1）： 49.

[33]Gelb D S， Zarowin P. Corporate disclosure policy and the informativeness of stock prices[J]. Review of accounting studies， 2002， 7（1）：33-52.

[34]杜勇， 張歡， 陳建英. 金融化對實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響：促進還是抑制[J]. 中國工業(yè)經濟， 2017（12）：113-131.

[35]胡亞峰， 馮科. 金融發(fā)展、現金持有水平及其市場價值[J]. 中央財經大學學報， 2018（9）：34-45.

[36]Stulz R M. Rethinking risk management[J]. Journal of Applied Corporate Finance，1996，9（3）：8-25.

[37]Dore R. Stock market capitalism and its diffusion[J]. New Political Economy， 2002， 7（1）：115-121.

[38]Krippner G R. The financialization of the American economy[J]. Socio-economic Review， 2005， 3（2）：173-208.

[39]Baron R M， Kenny D A. The moderator mediator variable distinction in social psychological research： Conceptual， strategic， and statistical considerations[J]. Journal of Personality Social Psychology， 1999， 51（6）：11-73.

[40]翟勝寶， 張勝， 謝露， 等. 銀行關聯與企業(yè)風險——基于我國上市公司的經驗證據[J]. 管理世界， 2014（4）：53-59.

[41]張昭， 朱峻萱， 李安渝. 企業(yè)金融化是否降低了投資效率[J]. 金融經濟學研究， 2018， 33（1）：104-116.

（責任編輯：鐘 瑤）

Abstract：Based on the financial data of Shanghai and Shenzhen A-share listed companies from 2009 to 2018， the fixed effects model is used to explore the impact of corporate financialization on the information disclosure quality of entity enterprises. The study found that the degree of corporate financialization is significantly negatively correlated with the information disclosure quality， which is obvious that entity enterprises with financialization behaviors actively reduce the information disclosure quality. Further research shows that， in the state-owned enterprises with strict external supervision and large-scale enterprises with sound internal governance structures， the level of financialization has less negative impact on the quality of corporate information disclosure; while the quality of corporate information disclosure with low financing constraints is more sensitive to corporate financialization. Mechanism inspection found that corporate financialization mainly affects the information disclosure quality through the following two paths： corporate operating performance and financial risk.

Key words：enterprise financialization; information disclosure quality; operating performance; financial risk