鄧超 彭斌

摘 要：基于2009-2018年滬深A(yù)股上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)，利用固定效應(yīng)模型，考量企業(yè)金融化對實(shí)體企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化程度與其信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，金融化企業(yè)主動降低信息披露質(zhì)量的行為特征十分明顯。進(jìn)一步研究表明，在外部監(jiān)管較為嚴(yán)格的國有企業(yè)、內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)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(zhì)量的負(fù)面影響較小;而低融資約束企業(yè)信息披露質(zhì)量對企業(yè)金融化水平更加敏感。機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，實(shí)體企業(yè)金融化主要是通過企業(yè)經(jīng)營業(yè)績和財務(wù)風(fēng)險兩條路徑對企業(yè)信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響。

關(guān)鍵詞： 企業(yè)金融化;信息披露質(zhì)量;經(jīng)營業(yè)績;財務(wù)風(fēng)險

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

一、引 言

中國實(shí)體企業(yè)面臨著越來越大的轉(zhuǎn)型升級壓力，而金融行業(yè)卻“逆勢上揚(yáng)”，呈現(xiàn)出欣欣向榮的發(fā)展態(tài)勢。面對日益嚴(yán)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(shí)體企業(yè)選擇通過涉足金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)進(jìn)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(jī)構(gòu)股份，且這一數(shù)據(jù)隨后幾年不斷增長。據(jù)Wind數(shù)據(jù)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(chǎn)品金額高達(dá)1.14萬億元，參與上市公司1143家，約占當(dāng)年A股上市公司數(shù)量的30%。上述現(xiàn)象和數(shù)據(jù)表明，中國部分實(shí)體企業(yè)的金融化趨勢越來越明顯。

針對實(shí)體企業(yè)的金融化行為，已有文獻(xiàn)主要從企業(yè)配置金融資產(chǎn)的“雙重效應(yīng)”展開分析。有學(xué)者認(rèn)為，金融資產(chǎn)發(fā)揮了“蓄水池”效應(yīng)[1，2]。企業(yè)在資金充裕時進(jìn)行合理的金融資產(chǎn)配置，有利于盤活閑置資金、提高資金利用率、分散投資風(fēng)險[3]、平滑投資波動等[4]。另有學(xué)者則認(rèn)為，金融資產(chǎn)對實(shí)體投資起到了“擠占”效應(yīng)。受到金融資產(chǎn)超額收益的吸引，企業(yè)將原本應(yīng)該投資實(shí)體的資金轉(zhuǎn)向金融活動[5]，擠占了實(shí)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(wù)風(fēng)險[8]，長遠(yuǎn)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(fù)面影響[9]。

與此同時，中國部分上市實(shí)體企業(yè)的信息披露質(zhì)量狀況令人堪憂。有數(shù)據(jù)顯示，在2007-2017年，中國A股上市公司信息披露不實(shí)事件高達(dá)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(guān)企業(yè)信息披露質(zhì)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(quán)集中度將導(dǎo)致控股股東和管理層合謀，更有可能降低其信息披露質(zhì)量[10]。根據(jù)信號理論，當(dāng)上市公司的財務(wù)狀況良好[11]、經(jīng)營業(yè)績改善的時候[12]，企業(yè)更有動力如實(shí)披露企業(yè)信息，從而提高信息披露質(zhì)量;相反，如果企業(yè)盈利能力下降、財務(wù)風(fēng)險提高，企業(yè)管理者將盡可能遮掩真實(shí)的企業(yè)經(jīng)營狀況和財務(wù)狀況，導(dǎo)致信息披露質(zhì)量降低。從企業(yè)所處的外部環(huán)境來看，獨(dú)立董事的外部監(jiān)管機(jī)制[13]、更為嚴(yán)格的市場監(jiān)管制度[13]、企業(yè)法制環(huán)境[14]、以及產(chǎn)品市場競爭壓力[15]都會對企業(yè)信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響。

綜上所述，日益嚴(yán)峻的內(nèi)、外部環(huán)境倒逼實(shí)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(zhì)量以掩蓋其業(yè)績下滑的現(xiàn)象也愈演愈烈。當(dāng)前，對于中國企業(yè)配置金融資產(chǎn)的效果究竟是以“蓄水池”效應(yīng)為主還是“擠占”效應(yīng)為主，學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界尚無明確定論，而上述兩種現(xiàn)象的同時發(fā)生也不斷引發(fā)學(xué)界和監(jiān)管層的擔(dān)憂。企業(yè)信息披露質(zhì)量的下降和其金融化程度有沒有直接聯(lián)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(zhì)量產(chǎn)生相應(yīng)的影響？本文以2009-2018年滬深A(yù)股上市公司為對象，運(yùn)用固定效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)金融化程度與信息披露質(zhì)量水平間的關(guān)系。

二、研究假設(shè)與研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

企業(yè)持有金融資產(chǎn)具有雙重效應(yīng)。首先，企業(yè)持有金融資產(chǎn)具有“蓄水池”效應(yīng)，即在企業(yè)盈余時盤活資金、分散投資風(fēng)險，在企業(yè)拮據(jù)時彌補(bǔ)企業(yè)資金缺口，降低經(jīng)營風(fēng)險。在現(xiàn)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(chǎn)調(diào)整成本高、流動性差、投資周期長且難以變現(xiàn)[16]，企業(yè)難免面臨著資金鏈斷裂風(fēng)險。因此，企業(yè)若能發(fā)揮金融資產(chǎn)的“蓄水池”效應(yīng)，可有效緩解現(xiàn)金流波動帶來的不利沖擊、降低企業(yè)財務(wù)風(fēng)險，起到維持企業(yè)經(jīng)營狀況的功能[17];當(dāng)企業(yè)財務(wù)狀況變好、經(jīng)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(shí)信息，使得信息披露質(zhì)量得到提高。

同時，企業(yè)配置金融資產(chǎn)還能分散投資風(fēng)險、提高資金利用率，最終起到改善企業(yè)業(yè)績的作用。實(shí)體企業(yè)經(jīng)營有著一定的周期性，當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)不景氣、實(shí)體投資收益率下降、企業(yè)業(yè)績下滑時，金融資產(chǎn)帶來的投資收益能緩沖企業(yè)業(yè)績下滑帶來的負(fù)面影響;在經(jīng)濟(jì)上行、有效需求增加、投資機(jī)會變多時，企業(yè)管理者就能通過變現(xiàn)金融資產(chǎn)以把握投資機(jī)會，改善企業(yè)經(jīng)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(jù)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(zhì)量自然逐步提高[12]。

另一方面，企業(yè)持有金融資產(chǎn)具有“擠占”效應(yīng)，即在企業(yè)總資源有限的前提下，配置金融資產(chǎn)意味著對實(shí)體投資的“擠占”，直接導(dǎo)致企業(yè)用于維持自身日常生產(chǎn)經(jīng)營活動的管理費(fèi)用以及研發(fā)投入縮減[18]。短期來看，雖然金融資產(chǎn)投資收益率遠(yuǎn)超固定資產(chǎn)投資，但金融資產(chǎn)投資收益具有不確定性高、波動性大的特點(diǎn)[8，19]，配置金融資產(chǎn)往往會導(dǎo)致企業(yè)業(yè)績波動加大、提高企業(yè)經(jīng)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(zhì)量。

從長期來看，資本運(yùn)作依賴專業(yè)的經(jīng)營和管理[20，22]。隨著企業(yè)金融資產(chǎn)配置的增加，企業(yè)管理重心必將不斷偏離傳統(tǒng)生產(chǎn)經(jīng)營模式，導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險抵抗力受到影響;另外，企業(yè)配置金融資產(chǎn)可能會將金融行業(yè)的高風(fēng)險傳導(dǎo)給實(shí)體企業(yè)，致使實(shí)體企業(yè)整體經(jīng)營風(fēng)險增加[23]，進(jìn)而影響企業(yè)信息披露質(zhì)量[10]。

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

H1a 企業(yè)配置金融資產(chǎn)主要表現(xiàn)為“蓄水池”效應(yīng)，提高了信息披露質(zhì)量。

H1b 企業(yè)配置金融資產(chǎn)主要表現(xiàn)為“擠占”效應(yīng)，降低了信息披露質(zhì)量。

（二）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

以2009-2018年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，樣本企業(yè)的基本面數(shù)據(jù)來自于Wind（萬德）和同花順（iFinD）數(shù)據(jù)庫，企業(yè)信息披露質(zhì)量的數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）數(shù)據(jù)庫，并對數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：（1）剔除金融行業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)的樣本;（2）剔除ST類及中途退市的樣本;（3）剔除數(shù)據(jù)缺失和異常的樣本。根據(jù)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(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行了雙側(cè)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(zhì)量的評級來衡量上市公司的信息披露總體質(zhì)量。深交所和上交所根據(jù)會計信息質(zhì)量的相關(guān)特征構(gòu)建了上市企業(yè)信息披露質(zhì)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(zhì)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(shù)據(jù)，在替代變量選取上采取邏輯變量定義的形式，根據(jù)信息披露考評結(jié)果，將“優(yōu)秀”“良好”“及格”和“不及格”分別進(jìn)行賦值，即信息披露質(zhì)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(chǎn)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(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+投資性房地產(chǎn)+金融衍生工具+發(fā)放貸款及墊款）/總資產(chǎn)。需要注意的是，雖然長期股權(quán)投資科目也屬于金融資產(chǎn)的范疇，但許多企業(yè)進(jìn)行長期股權(quán)投資的目的更多是對聯(lián)營和合營企業(yè)的股權(quán)控制，出于保守原則，本文僅在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時將長期股權(quán)投資納入金融資產(chǎn)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(jīng)營層面和治理結(jié)構(gòu)層面的兩組控制變量。其中，企業(yè)經(jīng)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(jīng)營性現(xiàn)金流（Cfo）、企業(yè)價值（Tq）、企業(yè)年齡（Age）;公司治理結(jié)構(gòu)層面的控制變量則包括董事會規(guī)模（Board）、股權(quán)集中度（Top1）、機(jī)構(gòu)持股者比例（Insti）、兩職合一（Dual）以及獨(dú)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(jié)果如表2所示。

（四）研究設(shè)計

參考以往文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化是一個十分復(fù)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(shí)證結(jié)果產(chǎn)生影響，本文控制了時間、行業(yè)以及地區(qū)固定效應(yīng)來確保實(shí)證結(jié)果的可靠性?；诖?，構(gòu)建模型（1）對假設(shè)H1進(jìn)行檢驗(yàn)。

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(zhì)量;Controli，t為其他可能對企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生影響的因素，ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。除此之外還控制了行業(yè)、年度以及地區(qū)固定效應(yīng)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

表3為基準(zhǔn)回歸的分析結(jié)果，其中，表3的第（1）列為不考慮控制變量和固定效應(yīng)的回歸結(jié)果;第（2）列和第（3）列為依次加入企業(yè)經(jīng)營層面、公司治理結(jié)構(gòu)層面控制變量后的回歸結(jié)果;第（4）列則在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了行業(yè)、時間以及地區(qū)固定效應(yīng)。

從回歸結(jié)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(chǎn)會給企業(yè)信息披露質(zhì)量帶來負(fù)面影響。而據(jù)前文分析，若實(shí)體金融化主要表現(xiàn)為“擠占”效應(yīng)，其配置金融資產(chǎn)的行為會擠占實(shí)體投資和研發(fā)投入，加大企業(yè)業(yè)績波動和財務(wù)風(fēng)險，迫使企業(yè)管理者降低信息披露質(zhì)量，假設(shè)H1b得到證明。背后的經(jīng)濟(jì)原因可能是：企業(yè)配置金融資產(chǎn)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(jīng)營能力下滑[3，27]，再加上金融資產(chǎn)投資的“擠占”效應(yīng)對企業(yè)長期價值和抗風(fēng)險能力造成損害[22，23]，為了保護(hù)其自身利益，企業(yè)管理層會選擇降低信息披露質(zhì)量掩蓋或推遲相關(guān)信息的披露。

四、進(jìn)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(zhì)量造成負(fù)面效應(yīng)，那么，企業(yè)金融化與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)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(zhì)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(chǎn)權(quán)性質(zhì)、面臨的融資約束水平以及總體規(guī)模進(jìn)行分組回歸。

（一）基于企業(yè)性質(zhì)分組回歸的分析

依據(jù)前文分析，企業(yè)信息披露質(zhì)量的高低由企業(yè)的內(nèi)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(jī)制對于企業(yè)信息披露質(zhì)量也有著重要影響?，F(xiàn)有研究普遍認(rèn)為嚴(yán)格的外部監(jiān)管能有效地提高信息披露質(zhì)量[13]。相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)在其內(nèi)部管理更為嚴(yán)格的同時還受到更多的外界關(guān)注，這使得國有企業(yè)無法輕易掩蓋企業(yè)真實(shí)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(jù)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(zhì)將樣本分為兩組進(jìn)行分組回歸?；貧w結(jié)果如表4所示。

表4的第（1）列和第（2）列分別列示了根據(jù)企業(yè)性質(zhì)分組的企業(yè)金融化對信息披露質(zhì)量影響的回歸結(jié)果。在國有企業(yè)樣本組中，金融化程度（Fin）的回歸系數(shù)為-0.135但不顯著，而在非國有企業(yè)樣本組內(nèi)金融化程度（Fin）的回歸系數(shù)為-0.558且在1%的水平上顯著。該結(jié)果說明，國有企業(yè)自身較強(qiáng)的內(nèi)部監(jiān)管和受到的外部監(jiān)督有效地抑制了管理層投機(jī)行為，因此，國有企業(yè)配置金融資產(chǎn)的行為對其信息披露質(zhì)量的負(fù)面影響更小。同時，本文還進(jìn)行了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)，組間差異檢驗(yàn)在5%的水平上拒絕原假設(shè)，說明企業(yè)金融化程度的回歸系數(shù)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(jīng)營狀況的企業(yè)配置金融資產(chǎn)所產(chǎn)生的后果也不盡相同[25]。受到外部融資約束較強(qiáng)的企業(yè)主要是利用金融資產(chǎn)的高流動性和保值性，通過配置金融資產(chǎn)預(yù)防現(xiàn)金流波動帶來的不確定性沖擊，以增強(qiáng)其抵御風(fēng)險和償還債務(wù)的能力，換言之，面臨較強(qiáng)融資約束的企業(yè)配置金融資產(chǎn)時更有可能表現(xiàn)出“蓄水池”效應(yīng)。相反，融資約束較低的企業(yè)本身流動性風(fēng)險較低，配置金融資產(chǎn)更有可能是為了謀取超額利潤，進(jìn)而表現(xiàn)出“擠占”效應(yīng)。據(jù)前文分析，企業(yè)金融化主要表現(xiàn)為“擠占”效應(yīng)時，會降低企業(yè)信息披露質(zhì)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(zhì)量的影響，采用Hadlock和Pierce（2010）構(gòu)建的SA綜合指數(shù)來衡量融資約束[31]，并根據(jù)企業(yè)融資約束是否大于年度行業(yè)融資約束的中位數(shù)，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(zhì)量的回歸結(jié)果。在兩個樣本組中金融化程度（Fin）的回歸系數(shù)皆顯著為負(fù)，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(chǎn)都表現(xiàn)為“擠占”效應(yīng)，但低融資約束組的系數(shù)絕對值明顯大于高融資約束組。該結(jié)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(chǎn)牟利，其“擠占”效應(yīng)也更為強(qiáng)烈，金融化對其信息披露質(zhì)量的負(fù)面影響更大。組間差異檢驗(yàn)的P值為0.037且在5%的水平上拒絕原假設(shè)，說明企業(yè)金融化程度的回歸系數(shù)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(xiàn)，公司資產(chǎn)規(guī)模大小會對企業(yè)的信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響[12，13]。而大企業(yè)的組織架構(gòu)更為完整、內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制也更加成熟，可以有效地遏制管理者掩蓋企業(yè)真實(shí)狀況的機(jī)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(jīng)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(zhì)量的影響，按照三等分點(diǎn)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(jìn)行分組回歸。

表4的第（5）列和第（6）列的回歸結(jié)果展示了金融化對不同規(guī)模企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響。在小規(guī)模企業(yè)組中，金融化程度（Fin）的系數(shù)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(jié)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(zhì)量的邊際收益遠(yuǎn)高于其邊際成本，企業(yè)管理者有更強(qiáng)的動機(jī)通過選擇性披露策略以達(dá)成其目的，金融化對其信息披露質(zhì)量的負(fù)面影響更大。而組間差異檢驗(yàn)的p值為0.037且在5%的水平上拒絕原假設(shè)，說明企業(yè)金融化程度的回歸系數(shù)在兩組之間存在顯著差異。

五、作用機(jī)制檢驗(yàn)

前文研究表明，企業(yè)配置金融資產(chǎn)會導(dǎo)致信息披露質(zhì)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(zhì)量呢？理論上，當(dāng)企業(yè)金融化表現(xiàn)為“擠占”效應(yīng)時，企業(yè)配置金融資產(chǎn)除了會使其主營業(yè)績受損，還會提高其整體經(jīng)營風(fēng)險。因此，本文試圖通過中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)企業(yè)金融化是否通過經(jīng)營業(yè)績和經(jīng)營風(fēng)險兩條渠道影響企業(yè)信息披露質(zhì)量。

（一）企業(yè)金融化、經(jīng)營業(yè)績與信息披露質(zhì)量

前文已提到，隨著實(shí)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(yán)重的偏移，資源錯配的可能性也會提高。管理層的“不務(wù)正業(yè)”會給企業(yè)經(jīng)營能力帶來負(fù)面影響，資源錯配也會使得企業(yè)研發(fā)生產(chǎn)能力下降，最終將導(dǎo)致企業(yè)價值[17，34，35]、收益能力[36-38]嚴(yán)重下滑。迫于股東和投資者的壓力，管理層有動機(jī)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(shí)信息，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)信息披露質(zhì)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(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯Α捌髽I(yè)金融化—經(jīng)營業(yè)績—信息披露質(zhì)量”這一路徑進(jìn)行檢驗(yàn)。模型設(shè)定如下：

模型（2）檢驗(yàn)企業(yè)金融化對于企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響，模型（3）檢驗(yàn)金融化對經(jīng)營業(yè)績的影響，模型（4）則同時檢驗(yàn)金融化、經(jīng)營業(yè)績對企業(yè)金融化的影響，具體結(jié)果見表5。表5的第（1）列中，企業(yè)金融化程度（Fin）的系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)金融化與信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)，第（2）列中，金融化程度（Fin）的系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)配置金融資產(chǎn)會對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生負(fù)面影響;在第（3）列中，融資約束程度系數(shù)和金融化程度的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，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(shù)依舊顯著，表明企業(yè)經(jīng)營業(yè)績在企業(yè)金融化影響自身信息披露質(zhì)量的過程中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

（二）企業(yè)金融化、經(jīng)營風(fēng)險與信息披露質(zhì)量

金融資產(chǎn)投資雖然有著較高的收益，但是其投資風(fēng)險和收益的不穩(wěn)定性也相對較高，投資風(fēng)險和收益不確定性的提高增加了企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險，在營運(yùn)資金有限的前提下，過高經(jīng)營風(fēng)險往往預(yù)示著企業(yè)可能出現(xiàn)嚴(yán)重的財務(wù)危機(jī)。此外，配置金融資產(chǎn)必然會造成對于固定資產(chǎn)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(wù)困境。企業(yè)財務(wù)風(fēng)險越高，被投資者低估的可能性越大[11];為消除財務(wù)風(fēng)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(dǎo)致信息披露質(zhì)量下降。為考察企業(yè)金融化是否是通過影響企業(yè)財務(wù)風(fēng)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(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯Α捌髽I(yè)金融化—財務(wù)風(fēng)險—信息披露質(zhì)量”這一路徑進(jìn)行檢驗(yàn)[39]。模型設(shè)定如下：

參考翟勝寶等（2014）的文章，選擇修正后的Z-score指數(shù)來衡量企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險，該指數(shù)越大，企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險越小[40]。其具體計算方式為：Z-score=（0.717×營運(yùn)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(chǎn)總計。

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

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）替換解釋變量

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

（二）子樣本回歸

為應(yīng)對2008年美國次貸危機(jī)給中國經(jīng)濟(jì)帶來的不利影響，中國政府推出了4萬億計劃拉動內(nèi)需，直到2012年末，經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響才得以平復(fù)。為了排除數(shù)據(jù)異常年份對于回歸結(jié)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(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)[25]。檢驗(yàn)結(jié)果再次證實(shí)假設(shè)H1b。

（三）工具變量法

根據(jù)前文分析，模型可能存在反向因果的內(nèi)生性問題，即信息披露質(zhì)量越低的企業(yè)會配置更多的金融資產(chǎn)。為了排除反向因果造成的內(nèi)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(gòu)建工具變量進(jìn)行回歸[6]，該指標(biāo)受到金融資產(chǎn)投資的影響，但作為單一經(jīng)營指標(biāo)通常不會對企業(yè)的信息披露行為產(chǎn)生直接的影響，滿足工具變量基本要求。檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致。

七、結(jié)論與建議

本文使用A股上市實(shí)體企業(yè)2009-2018年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)金融化與自身信息披露質(zhì)量的內(nèi)在聯(lián)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)金融化與信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，該結(jié)果說明目前大部分企業(yè)金融化主要表現(xiàn)為“擠占”效應(yīng)，即企業(yè)配置金融資產(chǎn)的行為擠占了實(shí)體投資，其經(jīng)營重心也有偏于實(shí)體經(jīng)營活動，進(jìn)而誘發(fā)管理層選擇一系列降低信息披露質(zhì)量的行為，以掩蓋企業(yè)價值下降、經(jīng)營風(fēng)險上升的現(xiàn)實(shí)狀況;（2）外部監(jiān)管較為嚴(yán)格的國有企業(yè)、內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)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(jī)行為，因而企業(yè)金融化水平對企業(yè)信息披露質(zhì)量負(fù)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(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)低融資約束企業(yè)信息披露質(zhì)量對于企業(yè)金融化水平更加敏感;（4）機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化主要是通過企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績和財務(wù)風(fēng)險兩條路徑對企業(yè)信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響。

本文提出如下建議：第一，企業(yè)配置金融資產(chǎn)是正常的經(jīng)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(jīng)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(shí)體企業(yè)設(shè)置金融資產(chǎn)監(jiān)控紅線，防止企業(yè)過度金融化。第二，企業(yè)應(yīng)當(dāng)建立科學(xué)、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(shí)完整，同時加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督，完善企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，嚴(yán)格監(jiān)督管理者的權(quán)力使用，保障投資者利益。而政府機(jī)構(gòu)和監(jiān)管部門除了完善信息披露制度以外，還應(yīng)該發(fā)揮主流權(quán)威媒體的監(jiān)督作用，打造內(nèi)外部共同發(fā)力的復(fù)合監(jiān)督體系。

注釋：

① 囿于篇幅，此處穩(wěn)健性檢驗(yàn)的實(shí)證報告，結(jié)果備索，下同。

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（責(zé)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