買生 王賽
【摘要】選擇2009 ~ 2017年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù), 利用財務(wù)重述作為盈余質(zhì)量的測度指標(biāo), 實證檢驗微觀企業(yè)金融化對盈余質(zhì)量的影響。 研究發(fā)現(xiàn), 企業(yè)金融化顯著提高了上市公司發(fā)布財務(wù)重述的概率, 說明企業(yè)金融化降低了盈余質(zhì)量。 并且, 這一現(xiàn)象在非國有企業(yè)及機構(gòu)投資者持股比例較低、市場化程度較低地區(qū)的上市公司中更加明顯。 進一步研究表明:企業(yè)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(zhì)量; 企業(yè)金融化帶來的盈余風(fēng)險, 提高了上市公司的審計費用和被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計意見的概率。
【關(guān)鍵詞】企業(yè)金融化;財務(wù)重述;盈余質(zhì)量;信息披露
【中圖分類號】F276.3? ? ? 【文獻標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994(2020)22-0079-10
一、引言
習(xí)近平總書記在2017年全國金融工作會議上強調(diào), 金融是實體經(jīng)濟的血脈, 為實體經(jīng)濟服務(wù)是金融的天職, 是金融的宗旨。 金融與實體經(jīng)濟本應(yīng)相輔相成、相得益彰、協(xié)調(diào)前行, 但近年來, 我國經(jīng)濟卻呈現(xiàn)出顯著的“脫實向虛”傾向。 一方面, 實體企業(yè)大量配置金融資產(chǎn), 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(chǎn)品, 金額高達7268.76億元, 其利潤構(gòu)成超20%來自金融渠道。
經(jīng)濟發(fā)展“脫實向虛”對實體經(jīng)濟的健康發(fā)展和金融市場的穩(wěn)定提出了嚴峻挑戰(zhàn)。 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(wù)于實體經(jīng)濟的能力, 健全貨幣政策和宏觀審慎政策雙支柱調(diào)控框架, 完善金融監(jiān)管體系, 守住不發(fā)生系統(tǒng)性風(fēng)險的底線”。 可見, 在經(jīng)濟“脫實向虛”的背景下, 防范化解金融風(fēng)險, 促進金融與實體經(jīng)濟的良性循環(huán), 已經(jīng)成為維護社會經(jīng)濟平穩(wěn)運行的重要前提。 而探索企業(yè)金融化的經(jīng)濟后果, 有助于從微觀層面了解虛擬經(jīng)濟對實體經(jīng)濟的作用及其傳導(dǎo)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(tǒng)性金融風(fēng)險和促進實體經(jīng)濟健康發(fā)展具有重要意義。
從已有文獻來看, 關(guān)于企業(yè)金融化經(jīng)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(chǎn)配置對實體經(jīng)濟發(fā)展的抑制作用, 如抑制固定資產(chǎn)投資[2] 、阻礙企業(yè)創(chuàng)新[3] 、提高財務(wù)風(fēng)險[4] 等; 另一類文獻著重于探討企業(yè)金融化對金融市場穩(wěn)定的影響, 如破壞銀行體系穩(wěn)定[5] 、提高股價崩盤風(fēng)險[1] 等。 遺憾的是, 迄今鮮有文獻深入探究企業(yè)金融化對盈余質(zhì)量的影響。
盈余質(zhì)量一直是公司治理關(guān)注的焦點問題。 高質(zhì)量的盈余信息對于降低內(nèi)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(yè)價值具有重要作用[6] 。 但委托代理問題的存在, 使得企業(yè)的盈余質(zhì)量一直飽受質(zhì)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(quán)私利, 進而導(dǎo)致盈余質(zhì)量下降。 不同于現(xiàn)有研究主要從內(nèi)部治理機制[7] 、外部治理環(huán)境[8] 以及非正式制度[9] 等角度考察盈余質(zhì)量的影響因素, 本文聚焦于經(jīng)濟“脫實向虛”的宏觀經(jīng)濟背景, 主要探討企業(yè)金融化對盈余質(zhì)量的影響。 之所以選擇從該視角切入, 原因在于:一是關(guān)于宏觀經(jīng)濟環(huán)境對微觀企業(yè)行為的影響一直是公司財務(wù)與會計領(lǐng)域經(jīng)久不衰的研究話題, 但基于近年來經(jīng)濟“脫實向虛”對企業(yè)會計信息特別是盈余質(zhì)量的影響研究卻尚付闕如; 二是明晰企業(yè)金融化對盈余質(zhì)量的影響及其傳導(dǎo)路徑, 有助于從強化微觀企業(yè)信息披露質(zhì)量、提高資本市場信息透明度方面為抑制系統(tǒng)性金融風(fēng)險、促進金融與實體經(jīng)濟的良性循環(huán)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(shè)
資本的逐利性決定了企業(yè)的投資走向。 王竹泉等[10] 研究發(fā)現(xiàn), 資金逐利避險的本性會驅(qū)使其流向效率更高的行業(yè)、企業(yè)或部門。 現(xiàn)有文獻指出, 投機性和逐利性是現(xiàn)階段我國企業(yè)金融化的主要目的[3] 。 基于這一目的, 學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn), 金融化會惡化企業(yè)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(jīng)濟的健康發(fā)展, 提高系統(tǒng)性金融風(fēng)險。 本文認為, 企業(yè)金融化引致的代理沖突惡化, 亦會降低企業(yè)的盈余質(zhì)量。
首先, 股東利益最大化的價值導(dǎo)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(quán)私利, 在金融資產(chǎn)投資的暴利誘導(dǎo)下, 管理層的投資視野將縮短, 會將更多的產(chǎn)業(yè)資本投向金融、房地產(chǎn)行業(yè)以謀取短期資本套利[3] , 而忽視更有利于企業(yè)長遠發(fā)展的實體經(jīng)濟投資。 加之我國企業(yè)對金融資產(chǎn)投資存在“重獎輕罰”的現(xiàn)象[12] , 進一步加劇了管理層投資金融資產(chǎn)的短視行為。 但不可忽視的是, 我國金融市場發(fā)展并不完善, 風(fēng)險應(yīng)對機制尚不健全, 金融資產(chǎn)的價格波動較劇烈, 受國內(nèi)外外生事件的沖擊較大, 大量配置金融資產(chǎn)而忽略主業(yè)發(fā)展的行為勢必會加劇企業(yè)的盈利波動和經(jīng)營風(fēng)險。 為滿足企業(yè)的業(yè)績考核要求和迎合資本市場的盈利預(yù)測, 進而維護自身的職業(yè)生涯前景, 管理層有動機操縱報表以隱藏負面消息[1] , 導(dǎo)致財務(wù)報告的舞弊風(fēng)險增加, 企業(yè)的盈余質(zhì)量下降。
其次, 我國的產(chǎn)權(quán)保護制度和法律執(zhí)行機制尚在建設(shè)過程中, 股東權(quán)益保護還不完善, 金融資產(chǎn)投資很可能淪為管理層調(diào)節(jié)利潤的工具。 一方面, 金融資產(chǎn)公允價值計量過程涉及的主觀判斷和估值技術(shù)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(gòu)建等自利行為對企業(yè)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(wù)報告舞弊風(fēng)險較高。 另一方面, 管理層可以通過改變金融資產(chǎn)的確認和計量方式進行盈余管理。 按照《企業(yè)會計準(zhǔn)則第22號——金融工具確認和計量》的相關(guān)規(guī)定, 企業(yè)持有的交易性金融資產(chǎn)和可供出售金融資產(chǎn)均按成本進行初始計量, 以公允價值進行后續(xù)計量。 但后續(xù)計量中兩種金融資產(chǎn)公允價值變動的計入科目不同, 交易性金融資產(chǎn)變動計入當(dāng)期損益, 而可供出售金融資產(chǎn)變動計入所有者權(quán)益。 在這種情況下, 管理層可依據(jù)預(yù)期資產(chǎn)未來公允價值的變動情況進行盈余操縱。 具體地, 當(dāng)預(yù)期公允價值上升時, 可通過多確認交易性金融資產(chǎn)來提高短期利潤, 反之, 可通過多確認可供出售金融資產(chǎn)來減少對當(dāng)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(chǎn)投資可能會淪為自利管理層調(diào)節(jié)利潤的工具, 進而導(dǎo)致企業(yè)盈余質(zhì)量下降。
最后, “一股獨大”作為我國股權(quán)結(jié)構(gòu)的突出特征, 在產(chǎn)權(quán)保護程度和法律執(zhí)行效率較低的情況下, 金融資產(chǎn)投資也可能成為控股股東謀取控制權(quán)私利的工具, 導(dǎo)致盈余質(zhì)量進一步下降。 文春暉、任國良[15] 研究發(fā)現(xiàn), 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(chǎn)行業(yè)以實現(xiàn)掏空和侵占上市公司利益的目的。 杜勇等[11] 研究指出, 當(dāng)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(chǎn)投資很可能淪為控股股東謀取控制權(quán)私利的工具。 據(jù)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(chǎn)以謀取控制權(quán)私利, 進而導(dǎo)致上市公司盈余質(zhì)量的下降。 綜上所述, 本文提出如下研究假設(shè):
H:企業(yè)金融化會降低上市公司的盈余質(zhì)量。
三、研究設(shè)計
(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)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(chǎn)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫, 使用stata軟件進行統(tǒng)計分析。
(二)模型設(shè)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(zhì)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(fā)布了財務(wù)重述來測度盈余質(zhì)量(Restate)。 具體地, 首先在和訊網(wǎng)上查閱上市公司年報和其他公告, 確定上市公司的財務(wù)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(shù)原因引起的財務(wù)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(fā)的財務(wù)重述樣本, 經(jīng)篩選最終得到633份不涉及任何技術(shù)問題的財務(wù)重述公告。
解釋變量為企業(yè)金融化(Fin)。 借鑒杜勇等[11] 、彭俞超等[1] 的研究, 采用金融資產(chǎn)規(guī)模來衡量。 其中, 金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、買入返售金融資產(chǎn)凈額、長期股權(quán)投資。 由此, 金融資產(chǎn)規(guī)模(Fin)=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額+買入返售金融資產(chǎn)凈額+長期股權(quán)投資)/資產(chǎn)總額。
控制變量包括企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、總資產(chǎn)報酬率(Roa)、成長能力(Growth)、經(jīng)營現(xiàn)金流(Cash)、管理者薪酬(Msalary)、股權(quán)集中度(OwnshipC)、獨董比例(Rinde)、兩權(quán)分離度(Seperation)、事務(wù)所規(guī)模(Big10)及企業(yè)年齡(Age)。
主要變量定義及說明見表1。
(三)描述性統(tǒng)計
表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計。 可以看到, 盈余質(zhì)量(Restate)的均值為0.044, 說明約有4.4%的“公司—年度”樣本發(fā)生了財務(wù)重述。 企業(yè)金融化(Fin)的均值和中位數(shù)分別為0.067和0.028, 最大值和最小值分別為0.521和0, 標(biāo)準(zhǔn)差為0.098, 說明不同企業(yè)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(chǔ)。 控制變量的統(tǒng)計值與李春濤等[6] 、何威風(fēng)等[17] 的研究較為接近。
四、實證結(jié)果與分析
(一)企業(yè)金融化與盈余質(zhì)量
表3中第(1)列報告了企業(yè)金融化與盈余質(zhì)量的回歸結(jié)果。 可以看到, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)為0.039, 在5%的水平上顯著, 說明企業(yè)金融化提高了上市公司發(fā)布財務(wù)重述的概率, 降低了其盈余質(zhì)量, H得到驗證。 對于控制變量來說, 企業(yè)規(guī)模(Size)的回歸系數(shù)為負, 說明企業(yè)規(guī)模越大, 企業(yè)發(fā)布財務(wù)重述的可能性越小, 盈余質(zhì)量也就越好; 資產(chǎn)負債率(Lev)的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正, 表明企業(yè)的債務(wù)規(guī)模越大, 盈余質(zhì)量越差, 可能的原因是企業(yè)為防止債務(wù)違約風(fēng)險而對財務(wù)報表進行操縱, 從而使得上市公司發(fā)布財務(wù)重述的概率提高; 總資產(chǎn)回報率(Roa)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負, 說明上市公司盈利能力越好, 發(fā)布財務(wù)重述的概率越小, 盈余質(zhì)量越高; 成長能力(Growth)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正, 說明企業(yè)成長能力越強, 盈余質(zhì)量越差。 上述結(jié)果均與李春濤等[6] 的研究結(jié)論相一致。
(二)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響
國有企業(yè)由于所有者缺位和委托代理鏈條過長, 經(jīng)常被認為缺乏有效的監(jiān)督和激勵機制, 代理成本更高[6] , 國有企業(yè)高管利用金融資產(chǎn)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(yè)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(yè)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(yè)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(guān)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(jié)構(gòu)的企業(yè)中, 企業(yè)金融化對盈余質(zhì)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(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行了分組檢驗, 表3中第(2)、(3)列報告了分組回歸結(jié)果。 可以看到, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)在國有企業(yè)組不顯著, 而在非國有企業(yè)組顯著為正。 這說明企業(yè)金融化提高公司發(fā)布財務(wù)重述的概率、降低盈余質(zhì)量的效應(yīng)在非國有企業(yè)中更明顯。
(三)機構(gòu)投資者持股比例的影響
機構(gòu)投資者的治理效應(yīng)已得到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注, 相比普通的散戶投資者, 機構(gòu)投資者有更強的能力和動機監(jiān)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(zhì)量。 一方面, 機構(gòu)投資者擁有專業(yè)化的團隊, 具有更強的資金實力和規(guī)模優(yōu)勢, 同時也具有更多的專業(yè)知識、更強的信息發(fā)現(xiàn)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(chǎn)投資來操縱盈余、粉飾報表的行為。 另一方面, 機構(gòu)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(jiān)督上市公司中獲得的收益超過成本[6] , 因而機構(gòu)投資者更有動機通過內(nèi)部治理機制和外部控制權(quán)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(zhì)量。 由此, 本文推斷, 企業(yè)金融化降低上市公司盈余質(zhì)量的效應(yīng)主要體現(xiàn)在機構(gòu)投資者持股比例較低的企業(yè)中。
表3中第(4)、(5)列報告了機構(gòu)投資者持股比例的分組回歸結(jié)果。 可以看到, 在機構(gòu)投資者持股比例較高組(InsHoldp-H), 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)為正但不顯著, 而在機構(gòu)投資者持股比例較低組(InsHoldp-L), 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)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(qū)的市場化進程存在較大差異, 外部治理環(huán)境的迥異導(dǎo)致微觀企業(yè)的公司治理與盈余質(zhì)量也存在著較大差異。 在市場化程度較高的地區(qū), 產(chǎn)權(quán)保護制度和法律執(zhí)行機制更為完善, 金融發(fā)展程度也更高, 良好的外部治理機制提升了企業(yè)內(nèi)部的治理效率, 從而降低了企業(yè)的盈余管理程度, 企業(yè)的盈余質(zhì)量較高[8] 。 同時, 市場化程度越高的地區(qū), 政府干預(yù)越少, 由此鼓勵了企業(yè)更多地以市場化方式參與競爭, 企業(yè)的盈余管理程度更低。 相反, 在市場化程度較低的地區(qū), 投資者保護強度較弱, 法律執(zhí)行效率較低, 政府干預(yù)更嚴重, 企業(yè)的盈余質(zhì)量較低[6] 。 程新生等[20] 發(fā)現(xiàn)在市場化程度較低的地區(qū), 控股股東掏空上市公司的現(xiàn)象更普遍, 由此導(dǎo)致更低的盈余質(zhì)量。 據(jù)此, 本文推斷, 企業(yè)金融化降低盈余質(zhì)量的作用主要體現(xiàn)在市場化程度較低的地區(qū)。
本文根據(jù)王小魯、樊綱等[21] 發(fā)布的中國市場化指數(shù)來衡量市場化程度, 并依據(jù)中位數(shù)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(jié)果。 可以看到, 在市場化程度較高組(Market-H), 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)為正但不顯著, 而在市場化程度較低組(Market-L), 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正, 證實了上述推斷。
五、內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗
為解決變量遺漏、樣本選擇及互為因果等內(nèi)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(jié)果顯示, 在考慮可能存在的內(nèi)生性問題后, 本文結(jié)論依舊成立。 此外, 本文還采用金融渠道收益占比度量企業(yè)金融化、應(yīng)計盈余管理度量盈余質(zhì)量、經(jīng)行業(yè)調(diào)整的金融資產(chǎn)占比度量企業(yè)金融化等進行穩(wěn)健性檢驗, 研究結(jié)果依然保持穩(wěn)健。
(一)內(nèi)生性檢驗
1. Heckman兩階段法。 本文參考彭俞超等[1] 的研究, 構(gòu)建模型(2)作為第一階段模型。 因變量是高金融資產(chǎn)配置(High_Fin)虛擬變量, 若企業(yè)的金融資產(chǎn)配置超過中位數(shù)取1, 否則取0。 自變量包括企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、總資產(chǎn)回報率(Roa)、成長能力(Growth)、經(jīng)營現(xiàn)金流(Cash)、管理者薪酬(Msalary)、股權(quán)集中度(OwnshipC)、獨董比例(Rinde)、兩權(quán)分離度(Seperation)、事務(wù)所規(guī)模(Big10)、企業(yè)年齡(Age)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、宏觀經(jīng)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(yè)、年份固定效應(yīng)。 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(jié)果。 可以看到, 在控制IMR的基礎(chǔ)上, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正, 支持了前文的結(jié)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(yè)其他企業(yè)金融資產(chǎn)投資的均值(IV_Fin1)和上一年度同一省份其他企業(yè)金融資產(chǎn)投資的均值(IV_Fin2)作為企業(yè)金融化(Fin)的工具變量。 相關(guān)統(tǒng)計檢驗的結(jié)果顯示:Shea's偏R2為0.053, 且“最小特征值統(tǒng)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(shè), 說明工具變量滿足相關(guān)性, 其選擇具有合理性。 同時, 外生性檢驗結(jié)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(shè), 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(jié)果。 可以看到, 在控制了內(nèi)生性問題后, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正, 驗證了本文結(jié)果的穩(wěn)健性。
(二)穩(wěn)健性檢驗
1. 采用金融渠道收益占比度量企業(yè)金融化。 企業(yè)金融化的一個重要特征表現(xiàn)為企業(yè)的利潤構(gòu)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(lián)營企業(yè)取得的收益占營業(yè)利潤的比例來度量企業(yè)金融化程度。 表6中第(1)列報告了回歸結(jié)果。 可以看到, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正, 說明企業(yè)金融化程度越高, 上市公司發(fā)布財務(wù)重述的概率越大, 盈余質(zhì)量越低, 結(jié)論保持穩(wěn)健。
2. 采用應(yīng)計盈余管理度量盈余質(zhì)量。 為進一步增強研究結(jié)論的穩(wěn)健性, 本文還采用修正的Jones模型計算出來的可操縱應(yīng)計利潤的絕對值(|DA|)來度量盈余質(zhì)量。 表6中第(2)列報告了回歸結(jié)果。 可以看到, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正, 說明企業(yè)金融化提高了上市公司的盈余管理程度, 企業(yè)的盈余質(zhì)量下降, 支持了前文的結(jié)論。
3. 采用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的金融資產(chǎn)占比度量企業(yè)金融化。 考慮到不同行業(yè)企業(yè)配置金融資產(chǎn)的比重可能存在差異, 本文采用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來測度企業(yè)金融化(Fin)。 表6中第(3)列報告了回歸結(jié)果。 可以看到, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正, 結(jié)論保持不變。
六、進一步研究
(一)作用機制檢驗
前文結(jié)論表明, 在產(chǎn)權(quán)保護制度和法律執(zhí)行機制尚在建設(shè)過程中、股東權(quán)益保護還不完善的我國資本市場, 企業(yè)金融化會加劇代理問題, 提高上市公司發(fā)布財務(wù)重述的概率, 降低其盈余質(zhì)量。 為提供進一步的經(jīng)驗證據(jù), 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(yè)金融化影響盈余質(zhì)量的傳導(dǎo)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(fā)生往往會引起企業(yè)盈余管理的增加和盈余質(zhì)量的下降。 文春暉、任國良[15] 研究發(fā)現(xiàn), 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(chǎn)行業(yè)以實現(xiàn)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(chǎn)以獲取短期收益, 并采取資金占用等方式謀取控制權(quán)私利。
為檢驗企業(yè)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(zhì)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(yīng)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(jié)果。 列(1)結(jié)果顯示, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正, 說明企業(yè)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(jié)果顯示, 控股股東資金占用(Occupy)的回歸系數(shù)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(zhì)量。 而在控制控股股東資金占用(Occupy)之后, 企業(yè)金融化(Fin)回歸系數(shù)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(yè)金融化降低上市公司盈余質(zhì)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(zhì)量。 一方面, 金融資產(chǎn)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(chǎn)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(yè)績的損害, 管理層可能會利用金融資產(chǎn)投資進行盈余操縱, 以調(diào)節(jié)利潤和粉飾報表[1] , 導(dǎo)致盈余質(zhì)量下降。 為檢驗企業(yè)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(zhì)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(jù)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(jié)果。 第(3)列結(jié)果顯示, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正, 說明企業(yè)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(jié)果顯示, 管理層在職消費(Perk)的回歸系數(shù)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(zhì)量。 而在控制管理層在職消費(Perk)之后, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)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(yè)金融化降低上市公司盈余質(zhì)量的部分中介因子。
(二)企業(yè)金融化與審計師決策
作為上市公司財務(wù)報告的鑒證者和審計失敗的償付人, 在“深口袋”理論和現(xiàn)代風(fēng)險導(dǎo)向?qū)徲嬆J较拢?審計師往往會做出更謹慎的審計決策以應(yīng)對上市公司的盈余風(fēng)險, 從而降低未來可能遭受的風(fēng)險和損失。 如果企業(yè)金融化提高了上市公司發(fā)布財務(wù)重述的概率, 降低了盈余質(zhì)量, 則作為專業(yè)人士的審計師必然能夠及時甄別客戶會計信息質(zhì)量的變化, 并據(jù)此做出相應(yīng)的風(fēng)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(yè)金融化是否提高了上市公司的審計費用和獲得非標(biāo)準(zhǔn)審計意見的概率, 進一步佐證本文研究結(jié)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(dāng)年審計費用總額的自然對數(shù); MAO表示審計意見的啞變量, 當(dāng)審計意見不是標(biāo)準(zhǔn)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(jié)果。 可以看到, 企業(yè)金融化(Fin)的回歸系數(shù)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(yè)金融化帶來的盈余質(zhì)量下降風(fēng)險, 會通過提高審計收費和發(fā)表非標(biāo)準(zhǔn)審計意見的方式來降低未來可能承擔(dān)的風(fēng)險和損失, 進一步佐證了本文的研究結(jié)論。
七、研究結(jié)論與啟示
本文選取2009 ~ 2017年滬深A(yù)股上市公司為樣本, 采用財務(wù)重述作為盈余質(zhì)量的測度指標(biāo), 實證檢驗了企業(yè)金融化與盈余質(zhì)量之間的關(guān)系。 檢驗結(jié)果表明, 企業(yè)金融化顯著提高了上市公司發(fā)布財務(wù)重述的概率, 說明企業(yè)金融化降低了盈余質(zhì)量。 并且, 這一關(guān)系在非國有企業(yè)、機構(gòu)投資者持股比例較低以及市場化程度較低地區(qū)的上市公司中更加顯著。 進一步研究發(fā)現(xiàn), 企業(yè)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(zhì)量。 此外, 本文還發(fā)現(xiàn), 金融化程度高的公司審計費用和被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計意見的概率也更高, 進一步佐證了企業(yè)金融化會降低上市公司盈余質(zhì)量的結(jié)論。
本文的研究啟示在于:①企業(yè)應(yīng)積極構(gòu)建現(xiàn)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(yè)業(yè)績之間的敏感性, 鼓勵管理層著眼于企業(yè)價值最大化的長期目標(biāo), 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(quán)結(jié)構(gòu), 健全大股東監(jiān)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(yè)內(nèi)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(fā)揮金融投資優(yōu)化企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、提高企業(yè)價值的作用。 ②對政府及證券市場監(jiān)管部門而言, 本文發(fā)現(xiàn)代理沖突誘發(fā)的金融投資偏好會降低上市公司盈余質(zhì)量, 這為完善資本市場監(jiān)管、抑制金融風(fēng)險提供了一定啟示。 政府相關(guān)部門不僅要加強金融行業(yè)內(nèi)部監(jiān)管, 健全風(fēng)險預(yù)警和市場準(zhǔn)入機制, 嚴厲打擊企業(yè)的投機套利行為, 而且應(yīng)提高對上市公司內(nèi)部治理和信息披露的要求, 利用規(guī)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(tǒng)性金融風(fēng)險。 ③本文發(fā)現(xiàn), 企業(yè)金融化降低盈余質(zhì)量的效應(yīng)在非國有企業(yè)、機構(gòu)投資者持股比例較低以及市場化程度較低地區(qū)的上市公司中更顯著, 說明這類企業(yè)的金融化行為對金融市場的沖擊也更大。 所以, 政府相關(guān)部門應(yīng)重點監(jiān)管此類企業(yè), 要求其提高信息披露質(zhì)量, 降低信息不對稱程度, 監(jiān)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(fēng)險、規(guī)范資本運作、促進經(jīng)濟與金融的良性發(fā)展。