曹治（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院 湖北武漢 430073）

一、引言

在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的背景下，企業(yè)金融化趨勢引起了政府和學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)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(bào)端，上市公司如此“不務(wù)正業(yè)”集體“炒房”的行為引起了市場的廣泛關(guān)注。金融化趨勢下實(shí)體經(jīng)濟(jì)和虛擬經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)的加強(qiáng)，可能引起系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)積聚，不利于宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的穩(wěn)定（彭俞超等，2018）［1］，對此黨中央也是高度關(guān)注。習(xí)近平總書記在中共中央政治局第十三次集體學(xué)習(xí)時(shí)強(qiáng)調(diào)，應(yīng)“深化金融改革開放，增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力，堅(jiān)決打好防范化解包括金融風(fēng)險(xiǎn)在內(nèi)的重大風(fēng)險(xiǎn)攻堅(jiān)戰(zhàn)”。針對房地產(chǎn)市場過度膨脹可能存在的潛在風(fēng)險(xiǎn)，習(xí)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(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)市場動(dòng)態(tài)均衡”。那么，如果企業(yè)金融化趨勢的加強(qiáng)會(huì)誘發(fā)金融和房地產(chǎn)市場的宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，是否同樣會(huì)引起微觀企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)生和積聚呢？又是通過何種路徑影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)呢？本文認(rèn)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(shí)體生產(chǎn)資源的再分配，繼而引發(fā)企業(yè)盈利結(jié)構(gòu)和獲利能力的變動(dòng)，有可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)會(huì)計(jì)行為的轉(zhuǎn)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(huì)引發(fā)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量下降的風(fēng)險(xiǎn)。因此，本文重點(diǎn)關(guān)注金融化影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的盈余管理路徑。對這一問題的研究對于全面認(rèn)識金融化的經(jīng)濟(jì)后果，降低我國系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)、引導(dǎo)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(dāng)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(jìn)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(xiàn)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(diǎn)，尋求金融化投資影響盈余管理的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文可能的貢獻(xiàn)如下：首先，不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)中金融化研究多數(shù)僅關(guān)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(dú)特背景，從投資性房地產(chǎn)這一具有實(shí)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(jì)后果研究。其次，本文利用2007年我國開始實(shí)施的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第3號——投資性房地產(chǎn)》的獨(dú)特制度背景，發(fā)現(xiàn)企業(yè)實(shí)施盈余管理的時(shí)序特征，為研究企業(yè)金融化和盈余管理的關(guān)系提供了更精準(zhǔn)的微觀證據(jù)。最后，本文的結(jié)論發(fā)現(xiàn)金融化投資對企業(yè)會(huì)計(jì)行為和會(huì)計(jì)信息質(zhì)量有負(fù)面效應(yīng)，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(xué)理支持。

二、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)金融化是在實(shí)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(xiàng)實(shí)物資產(chǎn)直接參與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，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(jià)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(dú)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(shí)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(shí)施機(jī)會(huì)主義行為提供了激勵(lì)；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(huì)對企業(yè)實(shí)體投資產(chǎn)生更深遠(yuǎn)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(lǐng)域，對實(shí)體投資的擠出效應(yīng)愈加明顯。再次，房地產(chǎn)市場具有與金融市場相似的風(fēng)險(xiǎn)傳染效應(yīng)，而且該風(fēng)險(xiǎn)還會(huì)向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)蔓延。楊海生和楊禎奕（2019）［5］的研究表明，房地產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)的增加會(huì)通過放大金融風(fēng)險(xiǎn)來抑制實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而顯著提高實(shí)體經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，危及實(shí)體企業(yè)的主業(yè)發(fā)展。最后，從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則角度來看，投資性房地產(chǎn)具有成本和公允價(jià)值兩種計(jì)量模式，相較其他金融資產(chǎn)的會(huì)計(jì)處理有更廣闊的盈余管理空間?；谝陨戏治?，本文認(rèn)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(dāng)前金融與房地產(chǎn)市場投資收益率持續(xù)處于高位和實(shí)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(shí)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(shí)現(xiàn)個(gè)人報(bào)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(zhuǎn)化為經(jīng)營性資產(chǎn)。在公司所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)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(gòu)建活動(dòng)（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(shí)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(dòng)機(jī)，激發(fā)管理者隱蔽性機(jī)會(huì)主義行為（杜勇等，2019）［9］，盈余管理就是管理者隱蔽性機(jī)會(huì)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(huì)彌補(bǔ)主營業(yè)務(wù)利潤的不足，增強(qiáng)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(jìn)而對企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績具有負(fù)向影響（杜勇等，2017）［12］。房地產(chǎn)投資對實(shí)體投資的擠出效應(yīng)相比較其他金融資產(chǎn)會(huì)更加顯著，已有大量文獻(xiàn)證實(shí)房地產(chǎn)投資的擠出效應(yīng)（Miao 和 Wang，2014）［13］，會(huì)阻礙企業(yè)創(chuàng)新能力的提升，進(jìn)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(jià)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(jià)值屬性計(jì)量的金融資產(chǎn)，會(huì)顯著增加盈余波動(dòng)（Hodder等，2006）［14］，這一點(diǎn)在投資性房地產(chǎn)上體現(xiàn)尤為明顯。2008年美國次貸危機(jī)期間，我國70個(gè)大中城市新房價(jià)格指數(shù)自2008年8月開始連續(xù)7個(gè)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(dòng)。近十年來我國不斷出臺政策對房地產(chǎn)市場進(jìn)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(yù)期通過財(cái)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(jià)格波動(dòng)。自2002年5月國有土地使用權(quán)招拍掛制度正式實(shí)施以來，我國各地的房地產(chǎn)價(jià)格呈現(xiàn)快速上漲趨勢，這使得房地產(chǎn)市場潛在風(fēng)險(xiǎn)的積聚可能引發(fā)泡沫破滅的風(fēng)險(xiǎn)。房地產(chǎn)市場具有風(fēng)險(xiǎn)傳染效應(yīng)，一旦價(jià)格下跌可能引起連鎖反應(yīng)，造成資產(chǎn)賬面價(jià)值的縮水，對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和盈利能力帶來沖擊。當(dāng)企業(yè)對投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值計(jì)量模式，房地產(chǎn)的大幅度貶值增加公允價(jià)值變動(dòng)損失；當(dāng)采用成本計(jì)量模式，需要計(jì)提更多的減值準(zhǔn)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(fù)面影響，企業(yè)有動(dòng)機(jī)通過盈余管理以平滑收益。當(dāng)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(shí)，通過盈余管理調(diào)高利潤，降低盈余的波動(dòng)。

企業(yè)金融化不僅激發(fā)和強(qiáng)化了管理層潛在的盈余管理動(dòng)機(jī)，也為管理層實(shí)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(qiáng)為特征的公允價(jià)值計(jì)量模式。以公允價(jià)值計(jì)量的投資性房地產(chǎn)由于缺少相關(guān)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(shù)選擇權(quán)的背景下，第二三層級計(jì)量的公允價(jià)值估計(jì)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(jì)量模式。當(dāng)按照成本模式計(jì)量時(shí)，投資性房地產(chǎn)賬面價(jià)值和折舊年限的確定都有一定的選擇空間，而累計(jì)折舊直接計(jì)入其他業(yè)務(wù)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(fēng)險(xiǎn)，減值與否取決于人為判斷，管理層可能利用會(huì)計(jì)準(zhǔn)則彈性實(shí)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(shí)施盈余管理的動(dòng)機(jī)，管理層自由裁量權(quán)的增加又提升了管理層進(jìn)行盈余管理的能力。因此，本文提出假設(shè)：

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(shè)計(jì)

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

考慮到2007年我國開始實(shí)施新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，設(shè)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(xiǎn)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(gè)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(jìn)行Winsorize處理。

（二）變量度量

1.盈余管理的度量。Dechow 等（1995）［16］認(rèn)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(jì)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(jìn)行OLS回歸，得到相應(yīng)系數(shù)β0、β1及β2的估計(jì)值。

其中，DAi，t代表第i家公司第t年的可操控應(yīng)計(jì)利潤，TAi，t為總應(yīng)計(jì)項(xiàng)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(dāng)年經(jīng)營活動(dòng)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(wù)收入差額；△RECi，t表示第i家公司第t年和t-1年應(yīng)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(jìn)一步地，根據(jù)模型（2），我們得出可操控應(yīng)計(jì)利潤（DA）。由于正向或者負(fù)向的可操控應(yīng)計(jì)利潤都能在一定程度上表明公司披露的盈余與其真實(shí)值的偏離，因此，在進(jìn)行全樣本檢驗(yàn)時(shí)，我們采用可操控應(yīng)計(jì)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(fēng)等（2019）［18］的研究，本文選取公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、成長性、總資產(chǎn)收益率、第一大股東持股比例、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)董比例作為控制變量，同時(shí)控制公司和年度的固定效應(yīng)。

（三）模型設(shè)計(jì)

模型（3）用于檢驗(yàn)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(yàn)上文的假設(shè)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(fù)。

表1 變量定義

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2為變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表，報(bào)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(jì)結(jié)果，不再贅述。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）相關(guān)性分析

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

表3 各變量相關(guān)系數(shù)表

（三）多元回歸結(jié)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(jié)果。列（1）為不控制相關(guān)企業(yè)特征和公司治理特征時(shí)的回歸結(jié)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(dāng)加入相關(guān)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(shè)1得到驗(yàn)證。

表4 企業(yè)金融化與盈余管理的回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（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(jìn)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(jìn)行回歸。表5列（2）報(bào)告了第二階段的回歸結(jié)果，回歸結(jié)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(yàn)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(jì)量均為184.774，遠(yuǎn)超臨界值，因而不存在弱工具變量問題。Hansen J統(tǒng)計(jì)量的P值均高于0.1，表明接受工具變量是外生的原假設(shè)，即保證了本文所選取工具變量的外生性。以上兩點(diǎn)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(jié)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(jié)論依舊成立。

表5 兩階段最小二乘法回歸結(jié)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(guān)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(guān)系的識別結(jié)果。因此本文采用廣義傾向得分匹配模型（GPSM）來進(jìn)行“反事實(shí)”分析，以進(jìn)一步證實(shí)因果關(guān)系。傳統(tǒng)的PSM方法只能檢驗(yàn)0—1型處理變量的處理效應(yīng)，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(yīng)，近年來也得到了廣泛的應(yīng)用。

GPSM評估過程可以分為以下三個(gè)步驟：首先，根據(jù)匹配變量X估計(jì)處理強(qiáng)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(qiáng)度，匹配變量為各控制變量。由于處理強(qiáng)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(qiáng)度變量和廣義傾向得分，構(gòu)造結(jié)果變量Y的條件期望模型，本文的結(jié)果變量為盈余管理（EM）。最后，估計(jì)“平均劑量反應(yīng)”函數(shù)和處理效應(yīng)函數(shù)。圖1為金融化投資與盈余管理的處理效應(yīng)，從兩者的處理效應(yīng)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(guān)的關(guān)系，這進(jìn)一步說明本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

圖1 處理效應(yīng)

（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(zhǔn)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(jìn)行回歸，結(jié)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(jì)算的盈余管理數(shù)據(jù)（EM2），重新進(jìn)行回歸，結(jié)論不變。詳見表6。

表6 更換變量度量方式的回歸結(jié)果

六、進(jìn)一步分析

（一）基于金融投資動(dòng)機(jī)的差異性分析

根據(jù)Penman和Nissim提出的財(cái)務(wù)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?，F(xiàn)代公司在做投資決策時(shí)，會(huì)在經(jīng)營資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資之間作出權(quán)衡，以實(shí)現(xiàn)公司利益的最大化。許罡和伍文中（2018）［6］發(fā)現(xiàn)，當(dāng)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(jī)會(huì)成本較低，投資金融資產(chǎn)套利收益自然增加更多，這會(huì)激勵(lì)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(dòng)機(jī)。依據(jù)本文的主假設(shè)分析，當(dāng)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(jī)動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，那么金融化對盈余管理的促進(jìn)作用將更加顯著。

本文在回歸模型中加入房地產(chǎn)投資動(dòng)機(jī)（MOTIVATION）和房地產(chǎn)投資規(guī)模的交乘項(xiàng)進(jìn)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(jī)套利動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，則MOTIVATION取值為1，否則取值為0。在表7中，房地產(chǎn)投資動(dòng)機(jī)和投資性房地產(chǎn)規(guī)模交乘項(xiàng)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(dòng)機(jī)的差異性分析回歸結(jié)果

（二）基于盈余波動(dòng)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(dòng)因，盈余波動(dòng)性越大的公司越有可能對公司會(huì)計(jì)信息實(shí)施盈余操縱。目前房地產(chǎn)市場頻繁受到財(cái)政政策和貨幣政策的影響導(dǎo)致房地產(chǎn)投資的市值不穩(wěn)定，會(huì)通過公允價(jià)值變動(dòng)損益和資產(chǎn)減值損失等會(huì)計(jì)賬戶的傳導(dǎo)增加企業(yè)盈余波動(dòng)性，企業(yè)也有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)實(shí)施盈余管理。由此可見，如果公司盈余波動(dòng)性越大，那么金融化對盈余管理的促進(jìn)作用將更加顯著。

本文在回歸模型中加入盈余波動(dòng)性（ROA_VAR）和房地產(chǎn)投資規(guī)模的交乘項(xiàng)進(jìn)行分析。

盈余波動(dòng)性按照公司過去三年（包含本年）的資產(chǎn)凈利率的標(biāo)準(zhǔn)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(dòng)性和投資性房地產(chǎn)規(guī)模交乘項(xiàng)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(dòng)性的差異性分析回歸結(jié)果

（三）基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異性分析

按照最終實(shí)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(dān)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(jī)制和薪酬管制會(huì)降低管理層的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)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(fù)面影響更大（羅知和張川川，2015）［24］，這都嚴(yán)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(fēng)險(xiǎn)，國企的盈余管理動(dòng)機(jī)比民企更強(qiáng)。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(shè)置國資產(chǎn)監(jiān)管部門履行出資人職責(zé)，但政府監(jiān)督官員缺乏現(xiàn)金流量權(quán)的激勵(lì)，與非國有企業(yè)股東相比，監(jiān)督管理層的動(dòng)力嚴(yán)重不足，使得內(nèi)部經(jīng)理人取得公司較大控制權(quán)，有更大的空間操控會(huì)計(jì)報(bào)告過程，為其掩蓋真實(shí)業(yè)績、攫取私有收益提供機(jī)會(huì)。因此本文認(rèn)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(quán)性質(zhì)（STATE）和房地產(chǎn)投資規(guī)模的交乘項(xiàng)進(jìn)行分析。如果企業(yè)產(chǎn)權(quán)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(quán)性質(zhì)和投資性房地產(chǎn)規(guī)模交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)為正值，但并不顯著。在表9列（2）中，當(dāng)加入相關(guān)控制變量后，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和投資性房地產(chǎn)規(guī)模交乘項(xiàng)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(yàn)證。

表9 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異性分析回歸結(jié)果

（四）基于盈余管理實(shí)施時(shí)序的差異性分析

2007年我國開始實(shí)施的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)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(dú)確認(rèn)和計(jì)量，財(cái)務(wù)報(bào)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(jì)算企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)的累計(jì)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(jì)算累計(jì)持有年度），研究金融化投資引致盈余管理的時(shí)序特征。本文預(yù)期，企業(yè)在購置投資性房地產(chǎn)后并不會(huì)立即實(shí)施盈余管理，因?yàn)橄嚓P(guān)會(huì)計(jì)政策和會(huì)計(jì)估計(jì)的變更需要在持有資產(chǎn)一段時(shí)期后才能實(shí)施。若此時(shí)強(qiáng)行實(shí)施盈余管理會(huì)引起審計(jì)師的特別關(guān)注，被審計(jì)師識別的風(fēng)險(xiǎn)較高。而在2—3年后，企業(yè)的盈余管理實(shí)施開始進(jìn)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(jié)果。列（1）為持有年度3年內(nèi)的分組回歸結(jié)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(jié)果，金額化的系數(shù)分別為0.105且在1%的水平上顯著，這驗(yàn)證了本文的推論。

表10 基于盈余管理實(shí)施時(shí)序的差異性分析回歸結(jié)果

七、經(jīng)濟(jì)后果考察

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

結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為盈余管理時(shí)，EM的回歸系數(shù)顯著為正，這說明適當(dāng)?shù)挠喙芾砜梢蕴岣咂髽I(yè)價(jià)值。進(jìn)一步，表11第（1）列的結(jié)果顯示，企業(yè)金融化和盈余管理交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這說明企業(yè)金融化引致的盈余管理會(huì)降低企業(yè)價(jià)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(wù)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(shí)企業(yè)業(yè)績反而會(huì)降低企業(yè)價(jià)值。

表11 企業(yè)金融化、盈余管理和企業(yè)價(jià)值

八、研究結(jié)論

本文以2007—2019年滬深A(yù)股上市公司的17 500個(gè)樣本觀察值為研究對象，基于我國經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”的現(xiàn)實(shí)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(jié)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(jìn)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(dòng)機(jī)較強(qiáng)和業(yè)績波動(dòng)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(shí)序特征：即在持有投資性房地產(chǎn)三年后才開始實(shí)施盈余管理。最后，金融化引致的盈余管理行為會(huì)對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。本文的研究結(jié)論同時(shí)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義：對于審計(jì)師來說，在審計(jì)客戶金融化投資較高時(shí)，應(yīng)著重關(guān)注金融化對于公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的負(fù)面影響。對企業(yè)金融化資產(chǎn)審計(jì)投入更多的審計(jì)時(shí)間，執(zhí)行豐富的審計(jì)程序，以降低審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)。監(jiān)管部門也應(yīng)關(guān)注企業(yè)房地產(chǎn)過度投資對會(huì)計(jì)行為的負(fù)面效應(yīng)，出臺房地產(chǎn)調(diào)控政策，引導(dǎo)企業(yè)資金“脫虛向?qū)崱薄?/p>