劉少波，楊俊宇，張友澤，3

（1.暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632；2.暨南大學(xué)南方高等金融研究院，廣東 廣州 510632；3.廣東華商學(xué)院廣東華商金融科技研究院，廣東 廣州 511300）

一、引言

實(shí)體企業(yè)金融化是近年來我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展普遍存在的現(xiàn)象，并伴隨實(shí)體經(jīng)濟(jì)持續(xù)疲軟而愈演愈烈，逐漸受到社會(huì)各界的關(guān)注。實(shí)體企業(yè)金融化指的是非金融企業(yè)持有的金融資產(chǎn)占總投資的比例日益提高，或利潤(rùn)來源中金融渠道逐漸占據(jù)主導(dǎo)地位（Orhangazi，2008；張成思和張步曇，2016）。實(shí)體企業(yè)金融化現(xiàn)象的產(chǎn)生源于金融部門和實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資收益率之差引發(fā)的資本逐利，增配金融資產(chǎn)有助于提升企業(yè)短期業(yè)績(jī)，增加管理層的業(yè)績(jī)報(bào)酬，因而實(shí)體企業(yè)金融化是公司經(jīng)理人基于自身利益最大化而選擇的行為。然而，企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)將擠占其投入經(jīng)營(yíng)性業(yè)務(wù)的資金，使經(jīng)營(yíng)發(fā)展偏離主業(yè)。公司經(jīng)理人為追逐短期利益而增加金融投資，削減創(chuàng)新研發(fā)投入會(huì)損害企業(yè)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的潛力，既不利于股東的長(zhǎng)期利益，亦無益于我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

就本質(zhì)而言，實(shí)體企業(yè)金融化是公司經(jīng)理人的真實(shí)盈余管理行為之一，其“不務(wù)正業(yè)”的屬性侵蝕了公司創(chuàng)造長(zhǎng)期價(jià)值的能力，這與公司股東的利益相悖，因此公司經(jīng)理人存在掩蓋企業(yè)金融化行為的動(dòng)機(jī)。當(dāng)信息透明度較低時(shí)，外部投資者難以監(jiān)督公司經(jīng)理人的經(jīng)營(yíng)行為，此時(shí)公司經(jīng)理人通過“走捷徑”推動(dòng)企業(yè)金融化，抑或是通過“腳踏實(shí)地”聚焦主業(yè)提高經(jīng)營(yíng)利潤(rùn)，在短期內(nèi)對(duì)公司業(yè)績(jī)而言并無明顯差異。企業(yè)金融化可以使公司管理人更容易獲得短期績(jī)效獎(jiǎng)勵(lì)，但對(duì)于公司股東與經(jīng)濟(jì)社會(huì)的長(zhǎng)期影響卻截然不同。那么，提高公司信息透明度是否可以抑制實(shí)體企業(yè)金融化呢？基于此，本文將考察我國(guó)信息透明度較低這一市場(chǎng)環(huán)境是否加劇了企業(yè)金融化，以及證券分析師是否承擔(dān)起了提高信息透明度，從而抑制實(shí)體企業(yè)金融化的社會(huì)責(zé)任。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)為：一是從信息透明度的角度解構(gòu)實(shí)體企業(yè)金融化現(xiàn)象，拓寬了學(xué)界對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的研究視閾，豐富了實(shí)體企業(yè)金融化形成原因的研究維度；二是探討了分析師關(guān)注在“信息透明度—企業(yè)金融化”關(guān)系中發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)，揭示了分析師關(guān)注在我國(guó)資本市場(chǎng)上發(fā)揮的作用，為監(jiān)管層面治理實(shí)體企業(yè)金融化問題提供了可能的解決方案；三是在考察分析師關(guān)注調(diào)節(jié)效應(yīng)的基礎(chǔ)之上，通過對(duì)地區(qū)板塊與所有權(quán)性質(zhì)的劃分考察了區(qū)域異質(zhì)性問題與所有權(quán)異質(zhì)性問題，為政府因地制宜治理實(shí)體企業(yè)金融化提供了有力的實(shí)證判斷。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）實(shí)體企業(yè)金融化的動(dòng)因、影響因素與經(jīng)濟(jì)后果

關(guān)于實(shí)體企業(yè)金融化的動(dòng)因，學(xué)界較為認(rèn)可的觀點(diǎn)有蓄水池理論和投資替代理論。蓄水池理論認(rèn)為非金融企業(yè)持有金融資產(chǎn)的動(dòng)因是儲(chǔ)備流動(dòng)性（Smith和Stulz，1985），當(dāng)企業(yè)面臨融資約束和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)時(shí)可以通過快速變現(xiàn)流動(dòng)性強(qiáng)的金融資產(chǎn)緩解資金壓力（Ding等，2013）。投資替代理論則認(rèn)為，企業(yè)金融化的本質(zhì)是對(duì)利潤(rùn)最大化的追求（Orhangazi，2008；Demir，2009），適度的企業(yè)金融化能夠平滑企業(yè)在實(shí)業(yè)投資上所遭遇的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)（Duchin，2010），幫助企業(yè)緩解潛在的財(cái)務(wù)困境（Kliman和Williams，2015），貨幣擴(kuò)張、資本逐利和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避是驅(qū)動(dòng)企業(yè)金融化的關(guān)鍵因素（張成思和鄭寧，2020）。

還有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)政策、管理層特征、企業(yè)社會(huì)責(zé)任等角度對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響因素展開探討。譬如，經(jīng)濟(jì)政策的不確定性（彭俞超等，2018）、限制銀行信貸的宏觀審慎政策（馬勇和陳點(diǎn)點(diǎn)，2020）等均能夠有效抑制企業(yè)金融化水平。擁有金融背景的CEO，特別是非銀金融背景的CEO更有可能推動(dòng)企業(yè)金融化（杜勇等，2019）。另外，企業(yè)通過承擔(dān)社會(huì)責(zé)任緩解融資約束也會(huì)提高金融資產(chǎn)配置水平，加劇了企業(yè)金融化的程度（顧雷雷，2020）。

關(guān)于實(shí)體企業(yè)金融化的經(jīng)濟(jì)后果，已有大量文獻(xiàn)基于微觀、中觀與宏觀視角展開研究。從微觀個(gè)體層面來看，企業(yè)金融化不僅會(huì)降低企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（盛明泉等，2018），還會(huì)削弱企業(yè)的創(chuàng)新能力和長(zhǎng)期投資（謝家智等，2014；許罡等，2017；欒天虹和袁亞冬，2019；鐘華明，2021）。從中觀市場(chǎng)的層面來看，企業(yè)金融化破壞了金融市場(chǎng)的穩(wěn)定并引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)（彭俞超等，2018），不僅如此，企業(yè)金融化還能憑借其自我增強(qiáng)機(jī)制形成部門同族傳染效應(yīng)，不斷在部門同族企業(yè)內(nèi)部擴(kuò)大風(fēng)險(xiǎn)并影響金融穩(wěn)定（劉景卿和李璐，2021）。從宏觀經(jīng)濟(jì)的層面來看，實(shí)體企業(yè)金融化會(huì)加劇宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)（肖崎等，2020）。

（二）信息透明度與實(shí)體企業(yè)金融化

信息透明度①自1996年為美國(guó)證券交易委員會(huì)（SEC）首次提出“信息透明度”以來，學(xué)界和業(yè)界對(duì)這個(gè)概念的理解經(jīng)歷了一個(gè)從會(huì)計(jì)信息的局部質(zhì)量特征到公司信息的全面質(zhì)量特征，到系統(tǒng)整合輸出產(chǎn)物，再到以使用者評(píng)價(jià)為中心的過程，其內(nèi)容也從僅包含財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息過渡到了包含所有的公司信息，而實(shí)質(zhì)都是市場(chǎng)參與者能夠透過公司信息的“現(xiàn)象”了解公司的“本質(zhì)”。是上市公司向市場(chǎng)所有參與者及時(shí)提供清晰和可理解的有關(guān)價(jià)格信息的程度（潘越等，2011）。信息透明度存在相對(duì)性特征，在金融市場(chǎng)中沒有完全的透明，信息不對(duì)稱始終存在，但在法規(guī)管制下也沒有完全的不透明，制度與公司策略的不同使得同一時(shí)間上不同的公司或同一公司不同時(shí)間的信息透明度有所不同，應(yīng)從一個(gè)動(dòng)態(tài)的視角對(duì)之加以理解（張程睿和王華，2006）。

信息透明度的提升能夠抑制管理層利己主義與大股東掏空，保護(hù)中小股東利益（陳紅等，2014），還能夠提升公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效（林有志和張雅芬，2007）。由于實(shí)體企業(yè)金融化不僅侵蝕公司主營(yíng)業(yè)務(wù)的生存空間，更阻礙了公司的創(chuàng)新活力與長(zhǎng)期發(fā)展，與股東利益嚴(yán)重悖離。通過提高信息透明度，外部投資者能夠更有效地對(duì)管理層短視行為進(jìn)行監(jiān)督。準(zhǔn)確的運(yùn)營(yíng)信息是公司董事會(huì)制定契約與外部投資者進(jìn)行決策的重要依據(jù)（Watts 和Zimmerman，1990）。因此，在信息透明度較高的背景下，公司經(jīng)理人通過本質(zhì)是真實(shí)盈余管理的金融資產(chǎn)超配手段提高短期經(jīng)營(yíng)績(jī)效的行為可以被外部投資者識(shí)別，因此不僅不能幫助管理層“走捷徑”獲得業(yè)績(jī)獎(jiǎng)勵(lì)，反而提高了外部投資者“用腳投票”的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而影響公司經(jīng)理人的職業(yè)口碑，使其無法獲得利益最大化的行為結(jié)果?；谏鲜龇治觯疚奶岢龅谝粋€(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)1：信息透明度的提高可以抑制實(shí)體企業(yè)金融化。

（三）證券分析師關(guān)注對(duì)信息透明度與實(shí)體企業(yè)金融化關(guān)系的影響

證券分析師全方位地介入金融市場(chǎng)信息生產(chǎn)、傳遞、吸收的流程，可以起到提高信息透明度和促進(jìn)股票正確定價(jià)的作用（潘越等，2011）。就信息生產(chǎn)環(huán)節(jié)而言，證券分析師相較普通投資者具有更廣泛的信息獲取渠道，因此分析師可以對(duì)與公司經(jīng)理人推動(dòng)企業(yè)金融化行為有關(guān)的信息做出更透徹的解讀與更專業(yè)的判斷。就信息傳遞環(huán)節(jié)而言，證券分析師的專業(yè)研判能通過網(wǎng)絡(luò)、電視、報(bào)紙迅速而廣泛地傳播出去，因此分析師關(guān)注可以使更多的投資者獲知企業(yè)金融化的內(nèi)容。就信息吸收環(huán)節(jié)而言，證券分析師具有更熟稔的專業(yè)能力，可以從冗長(zhǎng)的年報(bào)中提取關(guān)鍵詞，并編碼為更易理解的研報(bào)形式，提高了公司信息透明度。分析師通過提高信息透明度，可以抑制公司經(jīng)理人通過將長(zhǎng)期項(xiàng)目資金挪用至短平快的金融投資上以實(shí)現(xiàn)短期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)提高的傾向，從而降低企業(yè)金融化的程度。基于上述分析，本文提出第二個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)2：證券分析師關(guān)注可以通過提高信息透明度降低企業(yè)金融化水平。

分析師對(duì)某一股票的標(biāo)準(zhǔn)化評(píng)級(jí)是投資者決策的重要參考，分析師觀點(diǎn)出現(xiàn)分歧將影響投資者的抉擇。分析師觀點(diǎn)出現(xiàn)分歧既可能源于企業(yè)經(jīng)營(yíng)的不確定性擴(kuò)大了分析師預(yù)測(cè)盈余的空間（Wang等，2015），又可能是因?yàn)槭袌?chǎng)上和該企業(yè)有關(guān)的公共信息數(shù)量少或質(zhì)量差（管考磊和鐘梅花，2021），信息透明度低影響了分析師的判斷。企業(yè)金融化是一種偏離主業(yè)的行為，增加了企業(yè)未來經(jīng)營(yíng)的不確定性。同時(shí)，由于公司經(jīng)理人存在掩蓋企業(yè)金融化行為的動(dòng)機(jī)，主觀上可能有意識(shí)地降低信息透明度，減少企業(yè)經(jīng)營(yíng)有關(guān)的公共信息供給的數(shù)量和質(zhì)量，因此其表現(xiàn)就是分析師觀點(diǎn)出現(xiàn)分歧。另外，也有學(xué)者認(rèn)為，分析師意見分歧可以為投資者提供更豐富更多元的觀點(diǎn)和視角（Louis等，2008）。特別是在我國(guó)，證券分析師不僅能告知投資者企業(yè)是否進(jìn)行了盈余管理，更能準(zhǔn)確地告知投資者企業(yè)所進(jìn)行盈余管理的形式與方向（吳武清和萬嘉澄，2018），因此投資者可以從分析師觀點(diǎn)的分歧中識(shí)別企業(yè)金融化的行為，并據(jù)此做出投資決策。基于此，本文認(rèn)為分析師觀點(diǎn)的異質(zhì)性提升了企業(yè)的信息透明度，外部投資者從存在意見分歧的分析師觀點(diǎn)中可以更容易獲知企業(yè)金融化的信息，據(jù)此提高決策質(zhì)量?；谏鲜龇治?，本文提出第一個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)3：分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性會(huì)弱化低信息透明度的企業(yè)金融化效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以我國(guó)A股上市公司2008-2019年的年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為初始樣本，并剔除了：①金融保險(xiǎn)類公司；②凈資產(chǎn)為負(fù)的公司；③所屬行業(yè)觀測(cè)樣本不足10個(gè)的公司；④財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司。最終得到2008-2019年12年共16691個(gè)樣本觀測(cè)值。本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize縮尾處理，控制異常值對(duì)回歸結(jié)果的影響。所有財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自于CSMAR國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，行業(yè)分類參考證監(jiān)會(huì)上市公司分類標(biāo)準(zhǔn)。

（二）變量選取和測(cè)度

1.被解釋變量

本文借鑒顧雷雷（2020）的相關(guān)做法，從資產(chǎn)端衡量企業(yè)金融化的水平。企業(yè)金融化的度量主要依據(jù)上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表，將交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、其他應(yīng)收款、買入返售金融資產(chǎn)、一年內(nèi)到期的非流動(dòng)資產(chǎn)、其他流動(dòng)資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長(zhǎng)期股權(quán)投資、長(zhǎng)期債權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)、其他非流動(dòng)資產(chǎn)等13個(gè)科目定義為企業(yè)投資的金融資產(chǎn)。相較于顧雷雷（2020）的定義，本文進(jìn)一步納入了對(duì)長(zhǎng)期債權(quán)投資的考慮。長(zhǎng)期債權(quán)投資是企業(yè)購(gòu)買的各種一年期以上的債券，包括其他企業(yè)的債券、金融債券和國(guó)債等，具有典型的虛擬化特征，因此也應(yīng)當(dāng)計(jì)入金融資產(chǎn)。將從科目名稱上并不顯著具有金融資產(chǎn)特點(diǎn)的一年內(nèi)到期的非流動(dòng)資產(chǎn)、其他流動(dòng)資產(chǎn)和其他非流動(dòng)資產(chǎn)科目納入金融資產(chǎn)的原因在于，從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的角度看，企業(yè)購(gòu)買理財(cái)產(chǎn)品或?qū)⒆杂匈Y金、集團(tuán)借款、低成本銀行貸款通過金融機(jī)構(gòu)或影子金融機(jī)構(gòu)貸給非合并范圍的法人都會(huì)被計(jì)入一年內(nèi)到期的非流動(dòng)資產(chǎn)、其他流動(dòng)資產(chǎn)和其他非流動(dòng)資產(chǎn)科目。綜上所述，本文將企業(yè)金融化Fin定義如下：

2.解釋變量

持續(xù)較高且波動(dòng)較大的操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目象征著更低的信息透明度（王亞平等，2009），因此本文借鑒Hutton等（2009）、潘越等（2011），采用加總前三期可操控性總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的絕對(duì)值的方法構(gòu)建了信息透明度變量Opaque，其絕對(duì)值越大，公司的信息透明度越低。具體構(gòu)建方法如式（2）所示：

樣本的可操控性總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)DTACi,t參照分行業(yè)分年度的拓展版Jones模型（Dechow等，1995；陸建橋，1999）計(jì)算，計(jì)算模型如式（3）與式（4）所示。

3.控制變量

參考有關(guān)企業(yè)金融化方面的文獻(xiàn)，選取幾個(gè)具有代表性的公司層面的控制變量，具體包括：公司規(guī)模Size，資產(chǎn)負(fù)債率Leverage，總資產(chǎn)收益率ROA，公司年齡Age，前五大股東持股占比First5，獨(dú)立董事數(shù)量InDirector，機(jī)構(gòu)投資者持股比例InsShare，是否存在兩職合一的啞變量Dual，以及是否采用四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所作為該公司當(dāng)年的外部審計(jì)的啞變量Big4。除了采用以上公司層面的變量作為控制變量，還采用年份虛擬變量Year和行業(yè)虛擬變量Industry來控制年份和行業(yè)效應(yīng)。

4.中介變量與調(diào)節(jié)變量

（1）融資約束。參考Kaplan和Zingales（1997），根據(jù)公司經(jīng)營(yíng)性凈現(xiàn)金流、股利、現(xiàn)金持有、資產(chǎn)負(fù)債率以及 Tobin's Q 等財(cái)務(wù)指標(biāo)構(gòu)建融資約束指數(shù)KZ。

（2）分析師關(guān)注。通過對(duì)在一年內(nèi)跟蹤分析過某一公司的分析師（團(tuán)隊(duì)）數(shù)量加1取對(duì)數(shù)，得到該公司的分析師關(guān)注度。如果有一個(gè)團(tuán)隊(duì)在本年度跟蹤分析過該公司，就計(jì)數(shù)為1，不單獨(dú)列出其成員數(shù)量。

（3）分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性。采用HHI指數(shù)的構(gòu)建方式構(gòu)建分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性的代理變量。分析師對(duì)被研究公司做出五種標(biāo)準(zhǔn)化評(píng)級(jí)——賣出、減持、中性、增持、買入。對(duì)這五種標(biāo)準(zhǔn)化評(píng)級(jí)分別賦值1、2、3、4、5。通過計(jì)算得到某一類評(píng)級(jí)占當(dāng)年總評(píng)級(jí)數(shù)的比例后，將比例帶入HHI指數(shù)計(jì)算公式，得到分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性變量。

表1列示了主要變量的定義。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)計(jì)

為了分析信息透明度如何影響企業(yè)金融化水平，首先設(shè)定模型（5），以考察信息透明度對(duì)于企業(yè)金融化水平的影響。

控制變量組中包括前文描述的公司層面的9個(gè)控制變量。同時(shí)，構(gòu)建遞歸模型（6）、（7）和（8），以識(shí)別信息透明度影響企業(yè)金融化水平的機(jī)制。另外，模型控制了行業(yè)固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)。

第一步，對(duì)模型（6）進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)信息透明度的企業(yè)金融化效應(yīng)是否真實(shí)存在，若β1顯著為正，則說明信息透明度越低，企業(yè)金融化的程度就越高；第二步，對(duì)模型（7）進(jìn)行回歸，以考察信息透明度與中介變量融資約束之間的關(guān)系。根據(jù)融資約束的定義，系數(shù)λ應(yīng)當(dāng)顯著為正，因?yàn)樾畔⑼该鞫容^低正是企業(yè)融資約束的來源；第三步，對(duì)模型（8）進(jìn)行回歸。最終，根據(jù)β1、β2、λ、θ來判定中介效應(yīng)是否存在。當(dāng)β1、β2、λ、θ均顯著時(shí)，中介效應(yīng)顯著；當(dāng)λ、θ顯著而β2不顯著時(shí)，中介效應(yīng)為完全中介效應(yīng)；當(dāng)λ、θ其中之一不顯著時(shí)，本文將進(jìn)一步做Sobel檢驗(yàn)以判斷中介效應(yīng)是否存在。

在進(jìn)一步的討論中，本文進(jìn)行了調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)。通過引入分析師關(guān)注度與企業(yè)會(huì)計(jì)信息透明度的交互項(xiàng)以及分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性與企業(yè)會(huì)計(jì)信息透明度的交互項(xiàng)，從分析師關(guān)注的行為與結(jié)果兩個(gè)層面探究分析師關(guān)注對(duì)于“信息透明度—企業(yè)金融化”關(guān)系的影響。具體模型如模型（9）所示，控制變量與模型（5）相同。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。樣本內(nèi)企業(yè)配置金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重平均為13.66%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1306，最大值為64.54%，最小值為0.31%，說明不同年份不同公司金融化程度差異較大，且平均而言實(shí)體企業(yè)金融化程度較高。信息透明度均值為0.1689，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1142，說明不同年份不同公司信息透明度差異較大。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸分析

使用公司層面面板數(shù)據(jù)，基于Hausman檢驗(yàn)確定使用年份—行業(yè)雙固定效應(yīng)模型。表3報(bào)告了基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。表3第（1）列報(bào)告了回歸模型（5）的回歸結(jié)果，信息透明度的回歸系數(shù)為0.0911，在1%顯著性水平下顯著，為假設(shè)1提供了統(tǒng)計(jì)學(xué)支撐，即信息透明度的降低會(huì)加劇企業(yè)金融化。表3第（2）列與第（3）列列示了中介效應(yīng)遞歸模型的回歸結(jié)果。第（2）列中，信息透明度的回歸系數(shù)為0.6982，且在1%顯著性水平下顯著，表明信息透明度越低，企業(yè)所面臨的融資約束就越強(qiáng)。第（3）列中，信息透明度與企業(yè)融資約束的回歸系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著，這說明融資約束會(huì)提高企業(yè)金融化水平，且融資約束在信息透明度和企業(yè)金融化的關(guān)系中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。具體而言，較低的信息透明度加劇了企業(yè)所面臨的融資約束，而更強(qiáng)的融資約束進(jìn)一步抬升了企業(yè)金融化的水平。

表3 模型回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換被解釋變量

本文參考張成思和張步曇（2016）對(duì)企業(yè)金融化的定義，采用投資收益占當(dāng)年?duì)I業(yè)收入總額比重作為企業(yè)金融化程度的另一種度量，記為Fin_S。同F(xiàn)in一致，該變量越大，代表企業(yè)金融化的程度越大。替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表3第（4）至（6）列所示。檢驗(yàn)結(jié)果與前文基本一致，證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。除此之外，表3的第（5）、（6）列列示了從收益端衡量企業(yè)金融化時(shí)，融資約束的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。與基準(zhǔn)回歸中的中介效應(yīng)遞歸模型回歸結(jié)果一致，替換被解釋變量后融資約束依然發(fā)揮著部分中介效應(yīng)。

2.控制內(nèi)生性的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為控制核心解釋變量的內(nèi)生偏誤，本文將核心解釋變量滯后一期?；貧w結(jié)果如表4第（1）列所示，L.Opaque的回歸系數(shù)為0.0896，且在1%顯著性水平下顯著。該結(jié)果與表3第（1）列相比基本不改變，有效地證明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。由于北上廣深的金融體系更為完善，金融發(fā)展水平明顯優(yōu)于其他城市，注冊(cè)地位于四座城市的上市公司在進(jìn)行金融投資方面有更好的優(yōu)勢(shì)，與此同時(shí)相關(guān)企業(yè)的會(huì)計(jì)信息也更加透明。本文剔除這四座城市的樣本后重新進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸。表4第（2）列表明，Opaque的回歸系數(shù)為0.1138，且在1%顯著性水平下顯著。該結(jié)果與基準(zhǔn)回歸相比基本相同，表明了信息不透明的金融化效應(yīng)的可靠性。2016年以來，監(jiān)管政策的轉(zhuǎn)向和經(jīng)濟(jì)動(dòng)能的改善一定程度上促進(jìn)了社會(huì)資金的脫虛向?qū)?。考慮到企業(yè)金融化會(huì)受到相關(guān)監(jiān)管政策轉(zhuǎn)向的沖擊而對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生影響，截取2016-2019年的子樣本進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸。表4第（3）列表明，Opaque的回歸系數(shù)為0.1055，且在1%顯著性水平下顯著。該結(jié)果與表3第（1）列的基準(zhǔn)回歸結(jié)果幾乎沒有差異，信息不透明的金融化效應(yīng)是穩(wěn)健的。最后，為避免信息透明度較高企業(yè)與信息透明度較低企業(yè)之間存在系統(tǒng)性差別而使回歸結(jié)果不穩(wěn)健的可能，本部分采用PSM方法進(jìn)行內(nèi)生性回歸。先將信息透明度大于較大四分位數(shù)的樣本設(shè)置為處理組，其他組設(shè)置為對(duì)照組，而后按照公司規(guī)模、盈利能力、資產(chǎn)負(fù)債率、大股東持股比例、獨(dú)立董事占比等控制變量進(jìn)行一一有放回匹配。進(jìn)一步地，對(duì)匹配后的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行城市層面的聚類回歸，回歸結(jié)果如表4第（4）列所示。Opaque的回歸系數(shù)為0.0894，且在1%顯著性水平下顯著，支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)果，進(jìn)一步證明了基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（控制內(nèi)生性）

五、進(jìn)一步分析：分析師關(guān)注的調(diào)節(jié)作用

隨著資本市場(chǎng)的不斷完善，分析師在促進(jìn)信息透明度的提高上發(fā)揮著日益重要的作用。對(duì)于不同所有權(quán)性質(zhì)、不同地域的企業(yè)，分析師對(duì)于其信息透明度—企業(yè)金融化關(guān)系有著差異化的調(diào)節(jié)效應(yīng)。了解分析師在我國(guó)市場(chǎng)上發(fā)揮著什么樣的作用以及怎樣發(fā)揮作用，能夠幫助政策制定者更好地利用證券分析師這一機(jī)制治理企業(yè)金融化問題。

表5中，Panel A以企業(yè)所配置的金融資產(chǎn)占其總資產(chǎn)比重作為被解釋變量，從分析師關(guān)注的行為角度來解讀分析師關(guān)注如何影響信息透明度—企業(yè)金融化關(guān)系。第（1）列報(bào)告了基于全樣本的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果。交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.0126，且在10%顯著性水平下顯著。這表明證券分析師關(guān)注可以通過提高信息透明度降低企業(yè)金融化，即獲得證券分析師關(guān)注越多的公司，信息透明度低所誘發(fā)的企業(yè)金融化效應(yīng)越小。第（2）列與第（3）列基于企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)檢驗(yàn)了分析師關(guān)注對(duì)于信息透明度—企業(yè)金融化關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。分析師關(guān)注并不能有效緩解國(guó)有企業(yè)在信息透明度較低背景下的金融化行為，但卻能在信息透明度較低的背景下有效抑制非國(guó)有企業(yè)的金融化。第（4）列至第（5）列檢驗(yàn)了分析師關(guān)注對(duì)于信息透明度—企業(yè)金融化關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的地域異質(zhì)性。分析師關(guān)注對(duì)于東部地區(qū)企業(yè)的信息透明度—企業(yè)金融化關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不顯著，但能夠顯著緩解信息透明度較低對(duì)中西部地區(qū)企業(yè)產(chǎn)生的金融化效應(yīng)。

表5 調(diào)節(jié)作用及其異質(zhì)性分析

-0.0016***（-3.88）Opaque×AnaAttention -0.0024**（-2.56）AnaAttention -0.0024***（-16.84）-0.0027***（-12.53）-0.0022（-11.08）-0.0025***（-14.05）-0.0026***（-7.79）-0.0061**（-2.14）Obs. 16984 8473 8511 11547 3268 2169-0.0018（-1.32）-0.0027**（-2.09）-0.0004（-0.37）-0.0067**（-2.31）Panel D 因變量：Fin_S Opaque 0.0070***（5.94）0.0070**（2.03）AnaOpiHete -0.0078***（-12.67）0.1032***（8.21）0.0066***（4.10）0.0043***（3.16）0.0152***（4.41）-0.0047***（-2.90）Opaque×AnaOpiHete -0.0125**（-2.56）-0.0714***（-10.94）-0.0081***（-9.26）-0.0081***（-10.56）-0.0077***（-5.59）-0.0281**（-2.13）Obs 16984 8473 8511 11547 3268 2169 0.0120（0.23）-0.0177**（-2.53）-0.0022（-0.39）-0.0366**（-2.56）

Panel B則是從分析師關(guān)注的結(jié)果角度來解讀分析師如何影響信息透明度—企業(yè)金融化關(guān)系。全樣本下，分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性并不能顯著影響信息透明度—企業(yè)金融化關(guān)系。但根據(jù)第（3）列的結(jié)果，對(duì)于非國(guó)有企業(yè)而言，分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性確實(shí)能夠顯著緩解信息透明度較低所引致的企業(yè)金融化水平上升。與Panel A的回歸結(jié)果相似，就地域異質(zhì)性而言，西部地區(qū)企業(yè)受分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用最為顯著，中部地區(qū)企業(yè)次之，東部地區(qū)企業(yè)最次。造成地域異質(zhì)性的原因可能在于，東部地區(qū)交通方便、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、市場(chǎng)化程度高，該區(qū)域企業(yè)的信息透明度本就處于較高水平，分析師關(guān)注對(duì)其信息透明度的提高起不到顯著的邊際作用。但中西部地區(qū)交通條件相對(duì)惡劣，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)，市場(chǎng)化程度也有待提高。在這樣的背景下，分析師的介入能夠?qū)π畔⑼该鞫鹊奶岣弋a(chǎn)生非常大的邊際作用。

Panel C與Panel D從收益端衡量了企業(yè)金融化水平，其回歸結(jié)果對(duì)Panel A和Panel B的結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。雖然在Panel B的全樣本背景下，分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性對(duì)于信息透明度“企業(yè)金融化”的調(diào)節(jié)效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著，但在Panel D中（即從收益端衡量企業(yè)金融化的程度），全樣本下分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)在5%顯著性水平下顯著為負(fù)，為假設(shè)3提供了一定的支持證據(jù)。

六、 研究結(jié)論與啟示

本文基于我國(guó)A股非金融行業(yè)上市公司2008-2019年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)信息透明度與實(shí)體企業(yè)金融化之間的關(guān)系進(jìn)行了探討。在對(duì)所獲數(shù)據(jù)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸并結(jié)合一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性回歸的基礎(chǔ)上，得到以下結(jié)論：第一，信息透明度的下降會(huì)顯著提升實(shí)體企業(yè)金融化的程度；第二，信息透明度通過融資約束作用于企業(yè)金融化，即信息透明度降低會(huì)加劇企業(yè)面臨的融資約束，從而提高企業(yè)金融化水平；第三，對(duì)于國(guó)有企業(yè)與東部地區(qū)企業(yè)而言，分析師關(guān)注并不能有效緩解信息透明度的企業(yè)金融化效應(yīng)，但分析師關(guān)注能夠有力提高非國(guó)有企業(yè)與中西部地區(qū)企業(yè)的信息透明度并緩解信息透明度帶來的企業(yè)金融化效應(yīng)。

上述研究結(jié)論的政策啟示：第一，有關(guān)部門應(yīng)進(jìn)一步完善上市公司信息披露制度，提高資本市場(chǎng)的信息透明度，加強(qiáng)對(duì)企業(yè)管理層的監(jiān)督；第二，由于融資約束是低信息透明度引致實(shí)體企業(yè)金融化的重要中介，應(yīng)進(jìn)一步推動(dòng)金融科技為信貸賦能，緩解實(shí)體企業(yè)面臨的融資約束，切斷信息透明度—企業(yè)金融化的傳導(dǎo)途徑；第三，由于分析師關(guān)注度與分析師觀點(diǎn)異質(zhì)性的提高能夠緩解低信息透明度所引致的企業(yè)金融化效應(yīng)，應(yīng)鼓勵(lì)和支持證券分析師行業(yè)的蓬勃發(fā)展，保障資本市場(chǎng)上賣方分析師的獨(dú)立性。