曹治（中南財經(jīng)政法大學會計學院 湖北武漢 430073）

一、引言

在我國經(jīng)濟轉型的背景下，企業(yè)金融化趨勢引起了政府和學術界的廣泛關注。大量企業(yè)熱衷于債券、股票、金融衍生產(chǎn)品、投資性房地產(chǎn)等金融資產(chǎn)的投資，企業(yè)金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的比重不斷攀升。其中企業(yè)對房地產(chǎn)的投資偏好尤其不容忽視，“超半數(shù)上市公司持有投資性房地產(chǎn)過萬億”的新聞屢屢見諸報端，上市公司如此“不務正業(yè)”集體“炒房”的行為引起了市場的廣泛關注。金融化趨勢下實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟聯(lián)動效應的加強，可能引起系統(tǒng)性金融風險積聚，不利于宏觀經(jīng)濟環(huán)境的穩(wěn)定（彭俞超等，2018）［1］，對此黨中央也是高度關注。習近平總書記在中共中央政治局第十三次集體學習時強調(diào)，應“深化金融改革開放，增強金融服務實體經(jīng)濟能力，堅決打好防范化解包括金融風險在內(nèi)的重大風險攻堅戰(zhàn)”。針對房地產(chǎn)市場過度膨脹可能存在的潛在風險，習總書記也多次對我國房地產(chǎn)市場作出指示：需“緊緊把握‘房子是用來住的、不是用來炒的’的定位，保持房地產(chǎn)市場穩(wěn)定，實現(xiàn)房地產(chǎn)市場動態(tài)均衡”。那么，如果企業(yè)金融化趨勢的加強會誘發(fā)金融和房地產(chǎn)市場的宏觀經(jīng)濟風險，是否同樣會引起微觀企業(yè)風險的產(chǎn)生和積聚呢？又是通過何種路徑影響企業(yè)風險呢？本文認為企業(yè)金融化投資不僅是對資產(chǎn)的重新配置，更是對企業(yè)實體生產(chǎn)資源的再分配，繼而引發(fā)企業(yè)盈利結構和獲利能力的變動，有可能會導致企業(yè)會計行為的轉變；金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)投資規(guī)模的迅速膨脹，為企業(yè)的盈余操縱提供了更大空間，會引發(fā)企業(yè)會計信息質(zhì)量下降的風險。因此，本文重點關注金融化影響企業(yè)風險的盈余管理路徑。對這一問題的研究對于全面認識金融化的經(jīng)濟后果，降低我國系統(tǒng)性風險、引導企業(yè)“脫虛向?qū)崱庇兄浅Ｖ匾囊饬x。

之前的研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)存在不當劃分金融資產(chǎn)調(diào)節(jié)利潤（葉建芳，2009）［2］的現(xiàn)象，間接揭示了企業(yè)利用傳統(tǒng)金融資產(chǎn)進行盈余操縱的路徑。企業(yè)熱衷于購置房產(chǎn)的現(xiàn)狀和賣房保殼案例的大量涌現(xiàn)表明，以企業(yè)房地產(chǎn)投資為代表的金融化投資已經(jīng)成為盈余操縱的新方式。雖然也有文獻從金融化投資角度研究對盈余管理的影響（惠麗麗等，2018）［3］，但在企業(yè)金融化的度量中沒有將投資性房地產(chǎn)包含在內(nèi)，顯然房地產(chǎn)投資已經(jīng)成為上市公司金融化投資主要途徑之一，更能夠衡量企業(yè)金融化的最新趨勢，而且投資性房地產(chǎn)中潛在的盈余管理行為是不容忽視的。因此，本文以企業(yè)房地產(chǎn)投資作為切入點，尋求金融化投資影響盈余管理的經(jīng)驗證據(jù)。

本文可能的貢獻如下：首先，不同于現(xiàn)有文獻中金融化研究多數(shù)僅關注傳統(tǒng)金融資產(chǎn)，本文以我國上市公司“賣房保殼”的現(xiàn)狀為獨特背景，從投資性房地產(chǎn)這一具有實體和虛擬雙重屬性資產(chǎn)的角度來研究其對企業(yè)盈余管理的影響，充分考慮到金融化投資中各類金融資產(chǎn)的異質(zhì)性，豐富了企業(yè)金融化和房地產(chǎn)投資在微觀層面的經(jīng)濟后果研究。其次，本文利用2007年我國開始實施的《企業(yè)會計準則第3號——投資性房地產(chǎn)》的獨特制度背景，發(fā)現(xiàn)企業(yè)實施盈余管理的時序特征，為研究企業(yè)金融化和盈余管理的關系提供了更精準的微觀證據(jù)。最后，本文的結論發(fā)現(xiàn)金融化投資對企業(yè)會計行為和會計信息質(zhì)量有負面效應，為我國政府提出的“房子是用來住的，不是用來炒的”房地產(chǎn)市場定位提供了學理支持。

二、理論分析與研究假設

企業(yè)金融化是在實體投資收益率下滑的背景下，企業(yè)資本熱衷于金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)等金融資產(chǎn)配置以獲取利潤的現(xiàn)象（Davis，2017）［4］。傳統(tǒng)上房地產(chǎn)作為一項實物資產(chǎn)直接參與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，是生產(chǎn)要素的重要組成部分。但因房地產(chǎn)資本化的定價方式具有金融產(chǎn)品的特征，也屬于廣義金融資產(chǎn)的范疇，與其他金融資產(chǎn)既有共性，更有其獨特特征。這主要表現(xiàn)在：首先，房地產(chǎn)不同于其他金融資產(chǎn)具有實體資產(chǎn)和虛擬資產(chǎn)雙重屬性，可以作為經(jīng)營性資產(chǎn)或投資品，這為管理層實施機會主義行為提供了激勵；其次，上市公司持有房地產(chǎn)的體量相比較其他金融資產(chǎn)更大，會對企業(yè)實體投資產(chǎn)生更深遠的影響。2007年以來，受益于火爆的房地產(chǎn)行情，上市公司投資性房地產(chǎn)市值從2007年的759億元上升到2019年的1.3萬億元，上漲超過10倍。這表現(xiàn)出房地產(chǎn)投資因其投資收益高的特性更受管理層的偏好，公司傾向于將更多資源投入到房地產(chǎn)領域，對實體投資的擠出效應愈加明顯。再次，房地產(chǎn)市場具有與金融市場相似的風險傳染效應，而且該風險還會向?qū)嶓w經(jīng)濟傳導蔓延。楊海生和楊禎奕（2019）［5］的研究表明，房地產(chǎn)投資風險的增加會通過放大金融風險來抑制實體經(jīng)濟發(fā)展，從而顯著提高實體經(jīng)濟風險，危及實體企業(yè)的主業(yè)發(fā)展。最后，從會計準則角度來看，投資性房地產(chǎn)具有成本和公允價值兩種計量模式，相較其他金融資產(chǎn)的會計處理有更廣闊的盈余管理空間?；谝陨戏治?，本文認為，金融投資中的房地產(chǎn)投資對盈余管理的影響方向雖與其他金融資產(chǎn)一致，但影響程度更高。

在當前金融與房地產(chǎn)市場投資收益率持續(xù)處于高位和實體投資收益率收窄的宏觀背景下，管理層更傾向于配置高比例金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)來實現(xiàn)短期業(yè)績最大化（許罡和伍文中，2018）［6］，以滿足薪酬合約中的業(yè)績條款從而實現(xiàn)個人報酬的增加。而房地產(chǎn)區(qū)別于其他金融資產(chǎn)的雙重屬性特征使其可以轉化為經(jīng)營性資產(chǎn)。在公司所有權和經(jīng)營權分離的背景下，管理者為追逐私人收益傾向于房地產(chǎn)過度投資等帝國構建活動（Hart，2001）［7］，惡化了管理層和股東的委托代理沖突（Sing和 Sirmans，2008）［8］。因此，房地產(chǎn)投資的高收益特征和房地產(chǎn)的實體資產(chǎn)屬性可能增加管理者謀取私利以及為保住職位隱藏虧損投資的動機，激發(fā)管理者隱蔽性機會主義行為（杜勇等，2019）［9］，盈余管理就是管理者隱蔽性機會主義行為的主要表現(xiàn)形式之一。

金融化的高額投資收益會彌補主營業(yè)務利潤的不足，增強企業(yè)的盈利能力。但從長期來看，金融化擠出創(chuàng)新投資（田梓青，2020）［10］，降低企業(yè)生產(chǎn)效率（胡海峰等，2020）［11］，進而對企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績具有負向影響（杜勇等，2017）［12］。房地產(chǎn)投資對實體投資的擠出效應相比較其他金融資產(chǎn)會更加顯著，已有大量文獻證實房地產(chǎn)投資的擠出效應（Miao 和 Wang，2014）［13］，會阻礙企業(yè)創(chuàng)新能力的提升，進而對主業(yè)業(yè)績具有不利影響。

在企業(yè)金融化降低主業(yè)盈利能力的情況下，企業(yè)利潤的增長將更加依賴于金融投資收益的增加。但金融資產(chǎn)價值受到利率政策、匯率政策和政府監(jiān)管等多方面影響，投資收益具有高度不確定性。大量以公允價值屬性計量的金融資產(chǎn)，會顯著增加盈余波動（Hodder等，2006）［14］，這一點在投資性房地產(chǎn)上體現(xiàn)尤為明顯。2008年美國次貸危機期間，我國70個大中城市新房價格指數(shù)自2008年8月開始連續(xù)7個月環(huán)比下跌的景象給投資者信心和房地產(chǎn)市場穩(wěn)定都帶來了很大的震動。近十年來我國不斷出臺政策對房地產(chǎn)市場進行宏觀調(diào)控，從2010年的“國十條”到2011年的“國八條”，從2013年的“新國五條”到2016年的“9.30新政”，政府預期通過財政和貨幣手段穩(wěn)定房地產(chǎn)市場，防止暴漲暴跌，卻意外加劇了房地產(chǎn)市場的價格波動。自2002年5月國有土地使用權招拍掛制度正式實施以來，我國各地的房地產(chǎn)價格呈現(xiàn)快速上漲趨勢，這使得房地產(chǎn)市場潛在風險的積聚可能引發(fā)泡沫破滅的風險。房地產(chǎn)市場具有風險傳染效應，一旦價格下跌可能引起連鎖反應，造成資產(chǎn)賬面價值的縮水，對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和盈利能力帶來沖擊。當企業(yè)對投資性房地產(chǎn)采用公允價值計量模式，房地產(chǎn)的大幅度貶值增加公允價值變動損失；當采用成本計量模式，需要計提更多的減值準備，勢必對企業(yè)的盈余帶來沖擊。因此，為了降低金融化對企業(yè)盈利能力和盈余穩(wěn)定性帶來的負面影響，企業(yè)有動機通過盈余管理以平滑收益。當企業(yè)主業(yè)利潤降低或金融資產(chǎn)投資收益較上期下滑時，通過盈余管理調(diào)高利潤，降低盈余的波動。

企業(yè)金融化不僅激發(fā)和強化了管理層潛在的盈余管理動機，也為管理層實施盈余管理提供了廣闊的空間。首先，金融化投資大量采用以不確定性高、主觀性強為特征的公允價值計量模式。以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)由于缺少相關的可觀察市場參數(shù)，致使其估值更加困難（劉行健和劉昭，2014）［15］。尤其在管理層具有輸入值和估算技術選擇權的背景下，第二三層級計量的公允價值估計為盈余操縱帶來了巨大的空間。另外，投資性房地產(chǎn)還有不同于其他類金融資產(chǎn)的成本計量模式。當按照成本模式計量時，投資性房地產(chǎn)賬面價值和折舊年限的確定都有一定的選擇空間，而累計折舊直接計入其他業(yè)務成本影響利潤。此外，投資性房地產(chǎn)資產(chǎn)減值損失的確定也存在較大操縱風險，減值與否取決于人為判斷，管理層可能利用會計準則彈性實施盈余管理。這表明，在企業(yè)金融化投資越多的情況下，既增加了管理層實施盈余管理的動機，管理層自由裁量權的增加又提升了管理層進行盈余管理的能力。因此，本文提出假設：

H1：以房地產(chǎn)投資為代表的企業(yè)金融化投資越多，盈余管理程度越高。

三、研究設計

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

考慮到2007年我國開始實施新的會計準則，設置了“投資性房地產(chǎn)”這一科目，本文以2007—2019年我國滬深兩市A股上市公司為研究樣本。在剔除金融保險行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)的公司，PT、ST和退市的公司以及數(shù)據(jù)缺失的公司以后，最終得到17 500個樣本。

本文數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，為減少極端值的影響，對模型中的連續(xù)變量上1%進行Winsorize處理。

（二）變量度量

1.盈余管理的度量。Dechow 等（1995）［16］認為，經(jīng)過橫截面修正的Jones模型能更好地度量盈余管理，因此，本文主要采用截面修正的Jones模型來計算盈余管理。首先，我們根據(jù)模型（1）對同年度同行業(yè)的上市公司進行OLS回歸，得到相應系數(shù)β0、β1及β2的估計值。

其中，DAi，t代表第i家公司第t年的可操控應計利潤，TAi，t為總應計項目，其值為第i家公司第t年扣除經(jīng)常性損益后的凈利潤減當年經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額；△RETi，t表示第i家公司第t年和t-1年主營業(yè)務收入差額；△RECi，t表示第i家公司第t年和t-1年應收賬款凈額差額；PPEi，t為第i家公司第t年的固定資產(chǎn)原值；Ai，t-1表示第i家公司第t-1年末的總資產(chǎn)。

進一步地，根據(jù)模型（2），我們得出可操控應計利潤（DA）。由于正向或者負向的可操控應計利潤都能在一定程度上表明公司披露的盈余與其真實值的偏離，因此，在進行全樣本檢驗時，我們采用可操控應計利潤的絕對值（EM）來衡量盈余管理，其值越大，說明企業(yè)盈余管理程度較高。

2.房地產(chǎn)投資規(guī)模變量。用投資性房地產(chǎn)凈值與期初總資產(chǎn)的比值來衡量公司在房地產(chǎn)上的投資規(guī)模（FDC）。

3.控制變量的選取。根據(jù)陳駿等（2019）［17］、何威風等（2019）［18］的研究，本文選取公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、成長性、總資產(chǎn)收益率、第一大股東持股比例、董事會規(guī)模、獨董比例作為控制變量，同時控制公司和年度的固定效應。

（三）模型設計

模型（3）用于檢驗以投資性房地產(chǎn)為代表的企業(yè)金融化投資對盈余管理的影響，用來檢驗上文的假設1。若β1顯著為正，則表明企業(yè)金融化提高了盈余管理程度。反之，若企業(yè)金融化降低盈余管理程度，則β1顯著為負。

表1 變量定義

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2為變量的描述性統(tǒng)計結果表，報告了本文研究所涉及的盈余管理、房地產(chǎn)投資規(guī)模以及各控制變量的觀測量、均值、中位數(shù)、標準差、最小值和最大值。從中可以看出：盈余管理（EM）的最小值為0.001，最大值為0.266，均值與中位數(shù)分別為0.054和0.039，標準差為0.052。房地產(chǎn)投資規(guī)模（FDC）均值為0.012，中位數(shù)為0，最大值為0.214。其他變量的描述性統(tǒng)計結果，不再贅述。

表2 描述性統(tǒng)計結果

（二）相關性分析

下頁表3為各主要變量Pearson相關性分析結果，房地產(chǎn)投資規(guī)模指標（FDC）與盈余管理（EM）呈顯著正相關關系，這也初步印證了本文的假設。各解釋變量的相關系數(shù)基本小于0.6，說明解釋變量之間相關性較弱，不存在多重共線性問題。

表3 各變量相關系數(shù)表

（三）多元回歸結果分析

表4中列（1）、列（2）為企業(yè)金融化與盈余管理的多元回歸結果。列（1）為不控制相關企業(yè)特征和公司治理特征時的回歸結果，房地產(chǎn)投資規(guī)模的回歸系數(shù)為0.064，在5%水平上顯著。列（2）中當加入相關控制變量后，投資性房地產(chǎn)規(guī)模的回歸系數(shù)為0.057，在5%水平上顯著，假設1得到驗證。

表4 企業(yè)金融化與盈余管理的回歸結果

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）兩階段最小二乘法

由于企業(yè)金融化與盈余管理可能存在相互影響，本文通過引入工具變量進一步緩解潛在的內(nèi)生性問題，參考彭俞超等（2018）［19］的研究，使用同省其他企業(yè)房地產(chǎn)投資規(guī)模的均值（FDC_IV1）和同行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)房地產(chǎn)投資規(guī)模的均值（FDC_IV2）作為工具變量，并采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行回歸。表5列（2）報告了第二階段的回歸結果，回歸結果均顯示，房地產(chǎn)投資規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為正。在工具變量有效性的檢驗方面，第一階段回歸的F值為 40.13，列（2）中 Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量均為184.774，遠超臨界值，因而不存在弱工具變量問題。Hansen J統(tǒng)計量的P值均高于0.1，表明接受工具變量是外生的原假設，即保證了本文所選取工具變量的外生性。以上兩點表明，本文所選取的工具變量是有效的。兩階段最小二乘法回歸結果表明在使用工具變量控制內(nèi)生性問題后，本文的核心結論依舊成立。

表5 兩階段最小二乘法回歸結果

（二）GPSM方法

本文主要研究了企業(yè)以房地產(chǎn)投資為代表的金融化投資對盈余管理行為的影響，致力于評估兩者之間的因果關系。但企業(yè)房地產(chǎn)投資的選擇受到內(nèi)在因素的影響，可能干擾因果關系的識別結果。因此本文采用廣義傾向得分匹配模型（GPSM）來進行“反事實”分析，以進一步證實因果關系。傳統(tǒng)的PSM方法只能檢驗0—1型處理變量的處理效應，GPSM方法能夠識別多元處理變量和連續(xù)型處理變量的處理效應，近年來也得到了廣泛的應用。

GPSM評估過程可以分為以下三個步驟：首先，根據(jù)匹配變量X估計處理強度的條件概率密度。本文采用房地產(chǎn)投資規(guī)模（FDC）表示處理強度，匹配變量為各控制變量。由于處理強度變量存在大量0值，不滿足正態(tài)分布假定，借用Fractional Logit模型對其加以修正（Guardabascio和Ventura，2014）［20］。其次，根據(jù)處理強度變量和廣義傾向得分，構造結果變量Y的條件期望模型，本文的結果變量為盈余管理（EM）。最后，估計“平均劑量反應”函數(shù)和處理效應函數(shù)。圖1為金融化投資與盈余管理的處理效應，從兩者的處理效應函數(shù)圖可以看出，企業(yè)金融化投資和盈余管理呈現(xiàn)正相關的關系，這進一步說明本文結論的穩(wěn)健性。

圖1 處理效應

（三）更換變量度量方式

考慮到房地產(chǎn)投資規(guī)模變量可能不能準確度量企業(yè)金融化投資，本文由“（交易性金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放委托貸款及墊款+投資性房地產(chǎn)）/期初總資產(chǎn)”重新度量企業(yè)金融化投資（FIN），并進行回歸，結論不變。另外，本文還利用經(jīng)業(yè)績調(diào)整的修正 Jones模型（Kothari等，2005）［21］計算的盈余管理數(shù)據(jù)（EM2），重新進行回歸，結論不變。詳見表6。

表6 更換變量度量方式的回歸結果

六、進一步分析

（一）基于金融投資動機的差異性分析

根據(jù)Penman和Nissim提出的財務分析新框架可以將公司資產(chǎn)區(qū)分為經(jīng)營資產(chǎn)和金融資產(chǎn)，公司盈利區(qū)分為經(jīng)營利潤和金融利潤。現(xiàn)代公司在做投資決策時，會在經(jīng)營資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資之間作出權衡，以實現(xiàn)公司利益的最大化。許罡和伍文中（2018）［6］發(fā)現(xiàn)，當公司固定資產(chǎn)收益率和金融資產(chǎn)收益率的差額越大，則其金融資產(chǎn)投資機會成本較低，投資金融資產(chǎn)套利收益自然增加更多，這會激勵公司金融套利行為。因此通過比較公司金融資產(chǎn)收益率和固定資產(chǎn)收益率差額的高低，可以度量企業(yè)金融資產(chǎn)的投資動機。依據(jù)本文的主假設分析，當房地產(chǎn)投資收益率和固定資產(chǎn)收益率差額越大，則企業(yè)對房地產(chǎn)的投機動機越強，那么金融化對盈余管理的促進作用將更加顯著。

本文在回歸模型中加入房地產(chǎn)投資動機（MOTIVATION）和房地產(chǎn)投資規(guī)模的交乘項進行分析，參考許罡和伍文中（2018）［6］和宋軍和陸旸（2015）［22］的方法，如果房地產(chǎn)行業(yè)平均經(jīng)營收益率與公司經(jīng)營收益率之間利差大于年份中位數(shù)，表明房地產(chǎn)投資的投機套利動機越強，則MOTIVATION取值為1，否則取值為0。在表7中，房地產(chǎn)投資動機和投資性房地產(chǎn)規(guī)模交乘項的回歸系數(shù)均為正值，且在1%的水平上顯著，表明支持上文的推論。

表7 基于金融投資動機的差異性分析回歸結果

（二）基于盈余波動性的差異性分析

盈余平滑是上市公司調(diào)節(jié)盈余的最直接動因，盈余波動性越大的公司越有可能對公司會計信息實施盈余操縱。目前房地產(chǎn)市場頻繁受到財政政策和貨幣政策的影響導致房地產(chǎn)投資的市值不穩(wěn)定，會通過公允價值變動損益和資產(chǎn)減值損失等會計賬戶的傳導增加企業(yè)盈余波動性，企業(yè)也有更強的動機實施盈余管理。由此可見，如果公司盈余波動性越大，那么金融化對盈余管理的促進作用將更加顯著。

本文在回歸模型中加入盈余波動性（ROA_VAR）和房地產(chǎn)投資規(guī)模的交乘項進行分析。

盈余波動性按照公司過去三年（包含本年）的資產(chǎn)凈利率的標準差是否高于年度中位數(shù)來衡量，如果高于年度中位數(shù)，則ROA_VAR取值為1，否則取值為0。在表8中，盈余波動性和投資性房地產(chǎn)規(guī)模交乘項的回歸系數(shù)均為正值，且在1%的水平上顯著，表明支持上文的推論。

表8 基于盈余波動性的差異性分析回歸結果

（三）基于產(chǎn)權性質(zhì)的差異性分析

按照最終實際控制人的不同，上市公司可以劃分為國企和民企兩類，那么企業(yè)金融化對盈余管理的影響在國企和民企中是否存在差異呢？國企由于政府隱性擔保等原因，相較于民企面臨的融資約束較少，在金融投資資金儲備方面有著天然的優(yōu)勢；而且國有企業(yè)的考核機制和薪酬管制會降低管理層的風險承擔意愿，使其更傾向于選擇以房地產(chǎn)投資為代表的短期投資（孟慶璽等，2018）［23］，因此國有企業(yè)更偏好投資金融資產(chǎn)，金融化程度也更高。其次，國有企業(yè)中房地產(chǎn)投資對資源配置效率的負面影響更大（羅知和張川川，2015）［24］，這都嚴重沖擊國有企業(yè)主業(yè)業(yè)績（杜勇等，2017）［12］，為了保持盈利的穩(wěn)定性和持續(xù)性，降低金融化對盈利能力的不利影響并規(guī)避企業(yè)風險，國企的盈余管理動機比民企更強。最后，國有企業(yè)由于所有者缺位，普遍存在內(nèi)部人控制問題。即使現(xiàn)有制度設置國資產(chǎn)監(jiān)管部門履行出資人職責，但政府監(jiān)督官員缺乏現(xiàn)金流量權的激勵，與非國有企業(yè)股東相比，監(jiān)督管理層的動力嚴重不足，使得內(nèi)部經(jīng)理人取得公司較大控制權，有更大的空間操控會計報告過程，為其掩蓋真實業(yè)績、攫取私有收益提供機會。因此本文認為，企業(yè)金融化對盈余管理的影響在國企中更加顯著。

本文在回歸模型中加入產(chǎn)權性質(zhì)（STATE）和房地產(chǎn)投資規(guī)模的交乘項進行分析。如果企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)為國企，則STATE取值為1，否則取值為0。在表9列（1）中，產(chǎn)權性質(zhì)和投資性房地產(chǎn)規(guī)模交乘項的回歸系數(shù)為正值，但并不顯著。在表9列（2）中，當加入相關控制變量后，產(chǎn)權性質(zhì)和投資性房地產(chǎn)規(guī)模交乘項的回歸系數(shù)為正值，且在5%水平上顯著。這表明，本文的推論得到了驗證。

表9 基于產(chǎn)權性質(zhì)的差異性分析回歸結果

（四）基于盈余管理實施時序的差異性分析

2007年我國開始實施的《企業(yè)會計準則第3號——投資性房地產(chǎn)》，規(guī)定需要將投資性房地產(chǎn)區(qū)別于固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)，單獨確認和計量，財務報表中也開始出現(xiàn)投資性房地產(chǎn)科目。本文利用這一制度背景，計算企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)的累計年度（如果期間公司投資性房地產(chǎn)全部處置，接下來投資性房地產(chǎn)的再次購置需要從0開始重新計算累計持有年度），研究金融化投資引致盈余管理的時序特征。本文預期，企業(yè)在購置投資性房地產(chǎn)后并不會立即實施盈余管理，因為相關會計政策和會計估計的變更需要在持有資產(chǎn)一段時期后才能實施。若此時強行實施盈余管理會引起審計師的特別關注，被審計師識別的風險較高。而在2—3年后，企業(yè)的盈余管理實施開始進入高峰期。下頁表10中列（1）和列（2）為企業(yè)金融化和盈余管理基于投資性房地產(chǎn)持有年度的分組回歸結果。列（1）為持有年度3年內(nèi)的分組回歸結果，金額化的系數(shù)分別為-0.019且不顯著；列（2）為持有年度超過3年的分組回歸結果，金額化的系數(shù)分別為0.105且在1%的水平上顯著，這驗證了本文的推論。

表10 基于盈余管理實施時序的差異性分析回歸結果

七、經(jīng)濟后果考察

本文檢驗了金融化背景下企業(yè)的盈余管理行為對企業(yè)價值的影響。為了考察這個問題，本文建立了如下實證模型：

結果顯示，當被解釋變量為盈余管理時，EM的回歸系數(shù)顯著為正，這說明適當?shù)挠喙芾砜梢蕴岣咂髽I(yè)價值。進一步，表11第（1）列的結果顯示，企業(yè)金融化和盈余管理交乘項的回歸系數(shù)顯著為負，這說明企業(yè)金融化引致的盈余管理會降低企業(yè)價值。這和之前的分析是一致的，企業(yè)金融化雖然在短期內(nèi)增加了金融投資收益，但從長期來看不利于主業(yè)業(yè)務的發(fā)展；雖然金融化投資增加了盈余管理的空間，但由企業(yè)金融化引致的盈余管理掩蓋真實企業(yè)業(yè)績反而會降低企業(yè)價值。

表11 企業(yè)金融化、盈余管理和企業(yè)價值

八、研究結論

本文以2007—2019年滬深A股上市公司的17 500個樣本觀察值為研究對象，基于我國經(jīng)濟“脫實向虛”的現(xiàn)實背景，系統(tǒng)研究了企業(yè)金融化如何影響盈余管理。研究結果表明，以投資性房地產(chǎn)為代表的金融化投資增加了盈余管理程度。進一步研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化對盈余管理的影響主要集中于金融投資套利動機較強和業(yè)績波動性較大的企業(yè)；此外，相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)中企業(yè)金融化對盈余管理的影響更為顯著；而且上市公司的盈余管理行為存在明顯的時序特征：即在持有投資性房地產(chǎn)三年后才開始實施盈余管理。最后，金融化引致的盈余管理行為會對企業(yè)價值產(chǎn)生負面效應。本文的研究結論同時具有重要的現(xiàn)實意義：對于審計師來說，在審計客戶金融化投資較高時，應著重關注金融化對于公司會計信息質(zhì)量的負面影響。對企業(yè)金融化資產(chǎn)審計投入更多的審計時間，執(zhí)行豐富的審計程序，以降低審計風險。監(jiān)管部門也應關注企業(yè)房地產(chǎn)過度投資對會計行為的負面效應，出臺房地產(chǎn)調(diào)控政策，引導企業(yè)資金“脫虛向?qū)崱薄?/p>