郭臣鑫

（湖南大學(xué)工商管理學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410082）

一、引言

自2007年我國(guó)實(shí)施新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則以來，關(guān)于金融工具準(zhǔn)則在實(shí)務(wù)中運(yùn)用的爭(zhēng)議愈來愈強(qiáng)烈。一方面，后金融危機(jī)時(shí)期的公允價(jià)值計(jì)量原則受到學(xué)術(shù)界與實(shí)務(wù)界的質(zhì)疑（邱月華和曲曉輝，2016）；另一方面，隨著經(jīng)濟(jì)全球化的盛行，新興經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)的識(shí)別與處理需要新金融工具準(zhǔn)則給予指引（文芳等，2020）。有鑒于此，在2014年國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則理事會(huì)發(fā)布新的準(zhǔn)則后，我國(guó)加快了金融工具準(zhǔn)則修訂與完善的進(jìn)程，并于2017年先后發(fā)布了《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第22號(hào)——金融工具確認(rèn)和計(jì)量》《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第23號(hào)——金融資產(chǎn)轉(zhuǎn)移》《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第24號(hào)——套期會(huì)計(jì)》等三項(xiàng)金融工具準(zhǔn)則（李玉環(huán)，2016）。在境內(nèi)外同時(shí)上市的企業(yè)以及在境外上市并采用國(guó)際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則或企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則編制財(cái)務(wù)報(bào)告的企業(yè)，自2018年起施行新金融工具準(zhǔn)則；其他境內(nèi)上市企業(yè)自2019年起施行，執(zhí)行企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的非上市企業(yè)自2021年起施行。新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施的時(shí)間差異性與強(qiáng)制性為本文研究提供了一個(gè)外生性較強(qiáng)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)（李詩等，2022），其不僅改變了管理層根據(jù)持有目的確認(rèn)分類金融資產(chǎn)的現(xiàn)狀，還極大地減少了管理層主觀操縱盈余利潤(rùn)的行為，進(jìn)而可能抑制企業(yè)由投資替代動(dòng)機(jī)引發(fā)的金融化程度。目前學(xué)術(shù)界與實(shí)務(wù)界大多從理論探討與案例分析的角度來討論新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施效果（李洪等，2019），也有學(xué)者研究新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量的影響，但鮮有學(xué)者從企業(yè)金融化的角度探究新金融工具準(zhǔn)則的影響。

企業(yè)金融化是學(xué)術(shù)界一直關(guān)注的熱點(diǎn)話題之一，學(xué)者們主要從預(yù)防性動(dòng)機(jī)和投資替代動(dòng)機(jī)入手進(jìn)行研究探討（Liu和Dixon，2022；Valeeva等，2022）。從預(yù)防性動(dòng)機(jī)角度看，企業(yè)為了防止未來諸如融資約束或是財(cái)務(wù)危機(jī)等企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)事件的發(fā)生，可能在資金情況較為良好時(shí)進(jìn)行一定程度的金融資產(chǎn)投資以實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)保值（Smith and Stulz, 1985；王紅建，2017；劉夢(mèng)凱和謝香兵，2021）。從投資替代動(dòng)機(jī)角度看，企業(yè)投資金融資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)是管理層追逐短期利潤(rùn)，這一研究思路主要從企業(yè)股東與管理層之間的代理問題出發(fā)，認(rèn)為存在業(yè)績(jī)考核壓力與機(jī)會(huì)主義自利行為的管理層更加偏向于短期金融利潤(rùn)的賺取，從而進(jìn)行大規(guī)模的金融資產(chǎn)投資行為，這也是造成我國(guó)近幾年實(shí)體企業(yè)“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象發(fā)生的主要原因之一（Orhangazi, 2008；張成思，2019；步曉寧等，2020）。新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施是否會(huì)抑制企業(yè)金融化程度，進(jìn)而促進(jìn)“脫虛向?qū)崱蹦?？基于上述問題，本文利用“A+H”股企業(yè)率先實(shí)施新金融工具準(zhǔn)則的契機(jī)，采用雙重差分法檢驗(yàn)新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施對(duì)企業(yè)金融化的影響，并進(jìn)一步分析新金融工具準(zhǔn)則是通過什么渠道對(duì)企業(yè)金融化程度產(chǎn)生影響。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，從實(shí)證分析的角度檢驗(yàn)了新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度的影響，拓寬了學(xué)術(shù)界對(duì)金融化動(dòng)機(jī)的研究，也豐富了我國(guó)在國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同過程中對(duì)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施效果的研究；第二，在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步從企業(yè)金融化兩大動(dòng)機(jī)入手，探究新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施對(duì)企業(yè)金融化程度影響的內(nèi)在機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施效果

以往文獻(xiàn)表明，新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施能夠提高會(huì)計(jì)信息可比性，提升企業(yè)盈余質(zhì)量（李家忠，2019；鄒濤，2019；張媛媛，2019；孫航和杜娟，2019）。李家忠（2019）認(rèn)為，新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施，一方面可以提高企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，減少管理層進(jìn)行利潤(rùn)操縱的空間；而另一方面，由于新金融工具準(zhǔn)則中存在著較為晦澀難懂的模型概念，如“預(yù)期損失模型”等，也在一定程度上給予企業(yè)管理層更大的主觀操縱空間。張媛媛（2019）以率先實(shí)施新金融工具準(zhǔn)則的“A+H”股上市公司為研究樣本，利用雙重差分模型進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)：新金融工具準(zhǔn)則在對(duì)其他綜合收益結(jié)轉(zhuǎn)當(dāng)期損益進(jìn)行嚴(yán)格限定后，企業(yè)的其他綜合收益的股價(jià)價(jià)值相關(guān)性得到提升，企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量得到市場(chǎng)的認(rèn)同。孫航和杜娟（2019）認(rèn)為新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施，尤其是對(duì)金融資產(chǎn)確認(rèn)計(jì)量方面的限制，抑制了企業(yè)的盈余管理行為。

部分學(xué)者著重研究新金融工具準(zhǔn)則對(duì)金融行業(yè)的影響（王世軍，2019；魏雙梅，2019）。王世軍（2019）從受新金融工具準(zhǔn)則影響較大的銀行業(yè)入手，探究新金融工具準(zhǔn)則是否可以補(bǔ)充金融危機(jī)下未能涉及的順周期效應(yīng)。其研究發(fā)現(xiàn)，新金融工具準(zhǔn)則對(duì)銀行業(yè)企業(yè)的主要影響在于財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的確認(rèn)與列報(bào)，其中預(yù)計(jì)損失模型對(duì)銀行業(yè)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)影響較大；建議上市銀行提前認(rèn)真了解新金融工具準(zhǔn)則，并在準(zhǔn)則制定部門的指導(dǎo)下正確運(yùn)用預(yù)計(jì)損失模型。魏雙梅（2019）從金融資產(chǎn)分類、資產(chǎn)減值確認(rèn)以及財(cái)務(wù)報(bào)告列報(bào)三個(gè)角度，探究新金融工具準(zhǔn)則對(duì)財(cái)務(wù)公司的影響，研究結(jié)果表明預(yù)計(jì)損失模型的運(yùn)用將顯著影響財(cái)務(wù)公司的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。

（二）企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)

關(guān)于企業(yè)金融化動(dòng)機(jī)的討論是目前會(huì)計(jì)研究中的熱點(diǎn)話題之一（張成思，2019；黃賢環(huán)和楊鈺潔，2022）。從微觀角度而言，現(xiàn)有研究主要基于“蓄水池”理論和投資替代理論來研究企業(yè)金融化問題。從“蓄水池”理論來看，企業(yè)購(gòu)置金融資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)是為了在不確定性較高的未來，降低企業(yè)因融資約束、現(xiàn)金流匱乏等因素而陷入財(cái)務(wù)困境的可能性（Smith和Stulz, 1985；王紅建，2017）。Smith和Stulz（1985）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)購(gòu)置金融資產(chǎn)在一定程度上是為了避免潛在財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，以確保企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值最大化。王紅建（2017）研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)資本市場(chǎng)發(fā)展較為成熟時(shí)，資金冗余的企業(yè)會(huì)購(gòu)買金融資產(chǎn)，將收益用于企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)。從投資替代理論來看，企業(yè)購(gòu)置金融資產(chǎn)是管理層為追求超額利潤(rùn)，減少實(shí)體投資轉(zhuǎn)而增加金融資產(chǎn)投資（Orhangazi, 2008；步曉寧等，2020）。Orhangazi（2008）研究發(fā)現(xiàn)，上市公司管理層為實(shí)現(xiàn)短期業(yè)績(jī)目標(biāo)或者短期自身利益，可能會(huì)減少實(shí)體項(xiàng)目的投資，轉(zhuǎn)而增加金融資產(chǎn)投資。步曉寧（2020）利用“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”這一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，研究政策實(shí)施對(duì)企業(yè)金融化的影響，發(fā)現(xiàn)規(guī)劃實(shí)施后非金融企業(yè)加大了金融資產(chǎn)投資，其追求超額金融利潤(rùn)的意愿增強(qiáng)了。

企業(yè)金融化的兩大動(dòng)機(jī)也會(huì)受到政策的影響，從而改變企業(yè)金融資產(chǎn)配置情況。杜勇和鄧旭（2020）以投資替代理論為切入點(diǎn)，研究發(fā)現(xiàn)融資融券制度的實(shí)施，在一定程度上增加了企業(yè)“脫實(shí)向虛”的金融化程度；佟芳芳和趙秀云（2020）以“蓄水池”理論為基礎(chǔ)，研究發(fā)現(xiàn)“一帶一路”倡議的實(shí)施會(huì)降低企業(yè)所面臨的各種風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而削弱企業(yè)預(yù)防性動(dòng)機(jī)、降低金融化程度；韓佳玲和芮明杰（2020）分別對(duì)企業(yè)金融化的兩種動(dòng)機(jī)進(jìn)行討論，認(rèn)為《中國(guó)制造2025》規(guī)劃的實(shí)施可能會(huì)影響企業(yè)金融化程度，而研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)上述規(guī)劃抑制了企業(yè)“脫實(shí)向虛”的金融化程度，進(jìn)而支持投資替代理論。

總體來看，以往文獻(xiàn)分別從理論視角與實(shí)證角度對(duì)新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施效果和企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)進(jìn)行了深入的研究與探討，但鮮有學(xué)者從定量分析的角度入手，以大樣本實(shí)證檢驗(yàn)的方式探究新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施對(duì)諸如企業(yè)金融化程度等企業(yè)層面特征的影響作用。相較于其他會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與宏微觀政策，新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施將直接地、深刻地影響企業(yè)金融活動(dòng)。有鑒于此，本文從新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施的角度出發(fā)，探究其對(duì)企業(yè)金融化程度的影響作用，為新金融工具準(zhǔn)則如何在資本市場(chǎng)中平穩(wěn)、有效落實(shí)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)與參考借鑒。

三、理論分析

新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施一定程度上會(huì)抑制企業(yè)投資替代動(dòng)機(jī)下的金融化程度。一方面，新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施使得金融工具分類依據(jù)發(fā)生了改變，由按照企業(yè)持有金融資產(chǎn)目的分類轉(zhuǎn)變?yōu)榛诤贤F(xiàn)金流特征以及金融資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)模式雙維度分類，將金融資產(chǎn)由原有的四類分為現(xiàn)在的三類，即以公允資產(chǎn)計(jì)量且其變動(dòng)計(jì)入其他綜合收益的金融資產(chǎn)、以攤余成本計(jì)量的金融資產(chǎn)和以公允價(jià)值計(jì)量且其變動(dòng)計(jì)入當(dāng)期損益的金融資產(chǎn)（Shafii和Rahman，2016；Saleh和Rashid，2021）。新金融工具準(zhǔn)則強(qiáng)調(diào)，除企業(yè)金融資產(chǎn)管理模式改變外，不可對(duì)金融資產(chǎn)進(jìn)行重分類。金融資產(chǎn)分類依據(jù)的轉(zhuǎn)變，不但從實(shí)質(zhì)上闡述了資產(chǎn)本身性質(zhì)的客觀性（丁靜，2020），而且從形式上抑制了企業(yè)管理層在特殊時(shí)期改變金融資產(chǎn)類別的主觀任意性，減少了企業(yè)盈余管理行為（邱月華和曲曉輝，2016）。另外，金融資產(chǎn)分類依據(jù)的改變，有利于抑制管理層通過盈余操縱獲取短期收益的動(dòng)機(jī)，促使管理層更注重企業(yè)長(zhǎng)期利益（劉姝雯等，2019），進(jìn)一步削弱企業(yè)投資替代動(dòng)機(jī)，從而降低企業(yè)金融化程度，引導(dǎo)企業(yè)“脫虛向?qū)崱保ㄅ碛岢龋?018）。

另一方面，新金融工具準(zhǔn)則強(qiáng)調(diào)，認(rèn)定為權(quán)益工具的以公允資產(chǎn)計(jì)量且其變動(dòng)計(jì)入其他綜合收益的金融工具，其公允價(jià)值變動(dòng)引起的收益在任何時(shí)刻都不得轉(zhuǎn)入當(dāng)期損益。這與舊金融工具準(zhǔn)則下其他綜合收益可轉(zhuǎn)化為當(dāng)期損益的理念截然不同（王其超，2019）。舊金融工具準(zhǔn)則實(shí)行時(shí)，管理層通常會(huì)利用交易金融資產(chǎn)的手段進(jìn)行盈余管理行為，以達(dá)到平滑利潤(rùn)與粉飾報(bào)表的目的（葉建芳等，2009；樊鷺等，2018；黃虹等，2019）。例如，某上市銀行2018年年報(bào)披露信息顯示，其他綜合收益金額由上一會(huì)計(jì)年度的約400億降至當(dāng)年的約50億（劉泉軍，2019）。因此，新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施將削弱舊金融工具準(zhǔn)則實(shí)行時(shí)管理層通過交易金融資產(chǎn)操縱利潤(rùn)的程度，抑制管理層追逐短期利潤(rùn)與業(yè)績(jī)指標(biāo)的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而降低企業(yè)投資替代動(dòng)機(jī)下的金融化程度。

綜上，從投資替代理論來看，金融資產(chǎn)分類依據(jù)與金融收益會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的改變，不但將削弱企業(yè)管理層利用金融工具獲取短期利潤(rùn)的動(dòng)機(jī)，還將抑制其利用金融工具通過盈余操縱實(shí)現(xiàn)企業(yè)業(yè)績(jī)目標(biāo)的動(dòng)機(jī)，提高企業(yè)披露的相關(guān)財(cái)務(wù)信息的真實(shí)性、客觀性（李軼志等，2019；田茂麗，2019；孫航和杜娟，2019；張媛媛，2019）。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文利用“A+H”股上市公司率先實(shí)施新金融工具準(zhǔn)則的契機(jī)，應(yīng)用雙重差分法檢驗(yàn)新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施對(duì)企業(yè)金融化的影響，樣本期間為2017-2018年。本文選取“A+H”股上市公司作為實(shí)驗(yàn)組，其他A股上市公司作為控制組，并借鑒杜勇和鄧旭（2020）的做法，剔除ST公司、數(shù)據(jù)缺失公司、樣本期間上市與退市的公司、金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)公司，并最終得到5302個(gè)樣本數(shù)據(jù)，其中包括69家實(shí)驗(yàn)組公司和2582家控制組公司。借鑒顧雷雷等（2020）的研究成果，采用Size（企業(yè)規(guī)模）、Lev（資產(chǎn)負(fù)債率）、Big4（審計(jì)質(zhì)量）、Top1（第一大股東持股比例）、Lnre（收入規(guī)模）、Msh（管理層持股比例）、Soe（產(chǎn)權(quán)性質(zhì)）作為控制變量。財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫、CNRDS數(shù)據(jù)以及企業(yè)年度財(cái)務(wù)報(bào)告。為了控制極端值的影響，本文對(duì)全部連續(xù)變量進(jìn)行上下各1%的縮尾處理。

（二）實(shí)證模型與變量定義

本文借鑒杜勇和鄧旭（2020）、佟芳芳和趙秀云（2020）、韓佳玲和芮明杰（2020）等學(xué)者的研究，構(gòu)建如下雙重差分模型：

其中：Fcp為被解釋變量，表示企業(yè)金融化的程度；Treat為企業(yè)虛擬變量；Post為時(shí)間虛擬變量；Treat與Post的交乘項(xiàng)為新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施帶來的影響。本文借鑒張成思和張步曇（2016）、劉貫春等（2019）的研究成果，選擇金融渠道獲利占營(yíng)業(yè)利潤(rùn)比重這一動(dòng)態(tài)指標(biāo)來表示企業(yè)金融化程度。金融渠道獲利包括投資收益、公允價(jià)值變動(dòng)損益以及其他綜合收益，這一指標(biāo)主要反映企業(yè)“投資替代”的程度。穩(wěn)健性分析中將扣除對(duì)聯(lián)營(yíng)和合營(yíng)企業(yè)的投資收益，同時(shí)不考慮其他綜合收益（新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施后權(quán)益工具投資所產(chǎn)生的其他綜合收益無法轉(zhuǎn)入當(dāng)期損益）。特別地，鑒于營(yíng)業(yè)利潤(rùn)存在負(fù)值，本文以金融渠道獲利減去營(yíng)業(yè)利潤(rùn)后除以營(yíng)業(yè)利潤(rùn)的絕對(duì)值得到的數(shù)值來衡量企業(yè)金融化程度（Fcp），當(dāng)該數(shù)值大于-1時(shí)，表示企業(yè)金融渠道實(shí)現(xiàn)獲利，反之則表示虧損。γ3為本文關(guān)注的重點(diǎn)，若其顯著為負(fù)，則說明新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施抑制了上市公司的金融化程度。所有變量的具體定義見表1。

表1 變量定義

五、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。實(shí)驗(yàn)組企業(yè)樣本占全樣本約2.6%，而國(guó)有企業(yè)和接受四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)的企業(yè)樣本分別約占全樣本的29.8%和5.1%；全樣本企業(yè)金融化程度均值約為-0.597，即樣本金融渠道獲利總體來看為正；其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與現(xiàn)有研究成果基本一致。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組企業(yè)的金融化程度變量在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前后的變化分析表明，在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的金融化程度（-0.0581）強(qiáng)于控制組企業(yè)（-0.677）；而新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施后，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的金融化程度（-0.714）卻弱于控制組企業(yè)（-0.514）。這初步說明新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施可能降低了實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的金融化程度，為接下來的多元回歸檢驗(yàn)提供了一定依據(jù)。

（二）新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前的初步檢驗(yàn)

表3第（1）列展示了在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前夕的2017年企業(yè)可供出售金融資產(chǎn)相對(duì)于2016年的變化情況。虛擬變量Post1617在2016年賦值為0，在2017年賦值為1。交乘項(xiàng)Treat×Post1617的回歸系數(shù)為-0.004，在1%顯著性水平下顯著。可能的解釋是，由于新金融工具準(zhǔn)則對(duì)因可供出售金融資產(chǎn)變化而產(chǎn)生的損益轉(zhuǎn)換作出限制，部分企業(yè)在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前大量售出金融資產(chǎn)。這就在一定程度上驗(yàn)證了本文理論分析中的邏輯推導(dǎo)，即新金融工具準(zhǔn)則抑制了企業(yè)管理層操縱利潤(rùn)的動(dòng)機(jī)，也間接地說明了新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施的必要性與合理性。

（三）主回歸結(jié)果分析

表3第（2）-（4）列分別展示了模型（1）的回歸結(jié)果。第（2）列不加入控制變量與行業(yè)虛擬變量，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)在5%顯著性水平下顯著為負(fù)，表明新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施會(huì)抑制企業(yè)金融化水平。第（3）列加入全部行業(yè)虛擬變量、第（4）列在（3）的基礎(chǔ)上加入全部控制變量，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)分別在5%顯著性水平下顯著為負(fù)，表明本文的回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。

表3 新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)持有及金融化程度的影響

（四）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

平行趨勢(shì)檢驗(yàn)是應(yīng)用雙重差分模型的先決條件之一。鑒于本文窗口期內(nèi)只有兩期數(shù)據(jù)，理論上無法按照傳統(tǒng)方式進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。因此，為排除政策實(shí)施前實(shí)驗(yàn)組與控制組之間差異的影響，本文借鑒姜英兵和張爽（2010）、方森輝和毛其淋（2021）、劉金科和肖翊陽（2022）的研究方法，在原有數(shù)據(jù)上加入2014、2015、2016年數(shù)據(jù)，并對(duì)每個(gè)年度虛擬變量Before與Treat的交乘項(xiàng)系數(shù)的顯著性進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析檢驗(yàn)。回歸結(jié)果如表4第（1）列所示。本文以政策實(shí)施前一年（2017年）為基準(zhǔn)期進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)交乘項(xiàng)Treat×Before4、Treat×Before3以及Treat×Before2的系數(shù)均不顯著，只有Treat×Post系數(shù)顯著為負(fù)，表明模型通過了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。

鑒于本文采取兩期雙重差分進(jìn)行了回歸分析，為進(jìn)一步緩解平行趨勢(shì)問題和樣本選擇性誤差問題，本文進(jìn)一步采取1:2和1:4最近鄰匹配（PSM）為實(shí)驗(yàn)組企業(yè)匹配控制組企業(yè)后再進(jìn)行回歸驗(yàn)證。具體流程如下：首先，以模型控制變量作為樣本匹配的協(xié)變量，匹配前后協(xié)變量差異對(duì)比分析表明，實(shí)驗(yàn)組與控制組中大部分協(xié)變量的差異度已經(jīng)降低至15%以內(nèi)；其次，保留能夠匹配的樣本企業(yè)，在1:2和1:4的匹配條件下分別得到278個(gè)和386個(gè)樣本數(shù)據(jù)；最后，根據(jù)匹配后的新樣本，重復(fù)模型（1）的實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果如表4第（2）列所示，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)分別在10%和5%顯著性水平下顯著為負(fù)，表明本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

表4 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.固定效應(yīng)回歸

考慮到企業(yè)特征方面可能存在部分無法衡量的指標(biāo)，會(huì)對(duì)本文的結(jié)論有所影響。本文進(jìn)一步控制企業(yè)個(gè)體效應(yīng)，采取固定效應(yīng)回歸模型分析不可觀測(cè)的企業(yè)特征指標(biāo)的影響。具體而言，本文加入企業(yè)個(gè)體虛擬變量到模型（1）中，重復(fù)上述回歸分析，結(jié)果如表5第（1）列所示，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)在5%顯著性水平下顯著為負(fù)，支持前文研究結(jié)論。

2.改變企業(yè)金融化衡量指標(biāo)

參考部分文獻(xiàn)的做法，選擇扣除對(duì)聯(lián)營(yíng)和合營(yíng)企業(yè)投資收益的金融渠道獲利指標(biāo)，并扣除新金融工具準(zhǔn)則限制轉(zhuǎn)換的其他綜合收益，重新構(gòu)建企業(yè)金融化指標(biāo)Fcp1（張成思和張步曇，2016；劉貫春等，2019）。穩(wěn)健性回歸結(jié)果如表5第（2）列所示，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)在5%顯著性水平下顯著為負(fù)，本文結(jié)論依舊成立。

3.安慰劑檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)前文研究結(jié)論是否只是單純的時(shí)間效應(yīng)而非新金融準(zhǔn)則實(shí)施對(duì)企業(yè)金融化程度有實(shí)際影響，假定新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施年度為2017年，并重復(fù)主回歸的檢驗(yàn)流程。安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果如表5第（3）列所示，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)并不顯著，說明本文結(jié)論并非時(shí)間因素所致。

4.擴(kuò)大樣本范圍

本文選擇的樣本期間僅包括2017-2018年，是為了避免2019年A股上市公司全面實(shí)施新金融工具準(zhǔn)則、A+H股上市公司開始實(shí)施新租賃準(zhǔn)則以及2020年新冠疫情對(duì)企業(yè)的影響。為緩解樣本過少可能造成潛在影響，本文借鑒李延喜等（2019）的研究成果，加入政策實(shí)施前的2015、2016年度企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5第（4）列所示。交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為-0.416，在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，支持前文研究結(jié)論。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六、進(jìn)一步分析

（一）股權(quán)制衡度和管理層薪酬激勵(lì)的異質(zhì)性影響

較好的股權(quán)制衡機(jī)制會(huì)對(duì)第一大股東與管理層的行為起到監(jiān)督作用，減少其短視行為等非理性行為（李建英等，2017）；而管理層在受到良好的薪酬激勵(lì)時(shí)會(huì)減少其機(jī)會(huì)主義自利行為，使其利益與股東趨同（袁知柱等，2013）。因此，本文預(yù)期新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施對(duì)企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)在股權(quán)制衡度較高以及管理層薪酬激勵(lì)良好的企業(yè)中更加明顯。分別根據(jù)企業(yè)第一大股東持股比例與管理層持股比例的中位數(shù)為臨界值點(diǎn)，將樣本分為制衡度低、制衡度高和薪酬激勵(lì)低、薪酬激勵(lì)高四組并分別進(jìn)行多元回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表6第（1）至（4）列所示。結(jié)果表明，交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)均為負(fù)數(shù)，但只有在第（2）列和第（4）列中顯著為負(fù)，證實(shí)了前文的理論預(yù)期。

表6 公司治理因素和審計(jì)質(zhì)量影響的異質(zhì)性分析

（二）審計(jì)質(zhì)量的影響

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，在外部審計(jì)質(zhì)量較高時(shí)，管理層會(huì)減少自利行為，將自身短期利益與企業(yè)長(zhǎng)期利益緊密聯(lián)系，減少會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的主觀運(yùn)用，并提高企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（魏志華等，2017；王艷艷等，2018）。因此，本文預(yù)期新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用在高審計(jì)質(zhì)量的企業(yè)中將更為明顯。借鑒萬東燦（2015）、張宏亮和文挺（2016）的研究成果，采取審計(jì)費(fèi)用作為審計(jì)質(zhì)量的替代指標(biāo)，根據(jù)其中位數(shù)值將樣本分為審計(jì)質(zhì)量高組與審計(jì)質(zhì)量低組。結(jié)果如表6所示，第（5）列中交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，符合理論分析的預(yù)期。

（三）短期利潤(rùn)動(dòng)機(jī)和金融損益調(diào)整程度的異質(zhì)性影響

根據(jù)前文的理論推理，在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前具有較強(qiáng)短期利潤(rùn)動(dòng)機(jī)或金融損益調(diào)整程度較大的企業(yè)，在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施后的金融化程度將出現(xiàn)明顯的減弱。為了驗(yàn)證上述理論分析，根據(jù)新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前企業(yè)持有的交易性金融資產(chǎn)和可供出售金融資產(chǎn)的多少來分別衡量企業(yè)短期利潤(rùn)動(dòng)機(jī)和金融損益調(diào)整程度，以年度中位數(shù)作為臨界點(diǎn)將樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分組處理。實(shí)證結(jié)果如表7所示，第（2）列與第（4）列中交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)的顯著為負(fù)，符合理論預(yù)期。

表7 短期利潤(rùn)動(dòng)機(jī)和金融損益調(diào)整程度的異質(zhì)性分析

-0.333*（-1.855）Control Variables YES YES YES YES Constant 1.457***（3.162）Treat×Post -0.026（-0.168）-0.389**（-2.148）-0.164（-1.208）1.363**（2.508）Industry yes yes yes yes Observations 4332 970 2652 2650 R-squared 0.107 0.092 0.112 0.097 1.065（1.353）1.397**（2.418）

（四）預(yù)防性動(dòng)機(jī)和投資替代動(dòng)機(jī)

“蓄水池”理論主要探討了企業(yè)在未來可能面臨融資約束的情形下的預(yù)防性動(dòng)機(jī)，而投資替代理論更多地分析了企業(yè)追尋利潤(rùn)最大化的投機(jī)動(dòng)機(jī)。當(dāng)企業(yè)投資替代動(dòng)機(jī)受限時(shí)，則更有可能出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)持有金融資產(chǎn)以緩解未來可能遭遇的融資約束問題。因此，本文借鑒宋軍和陸旸（2015）、黃賢環(huán)等（2018）、張成思和鄭寧（2020）的方法，采用Fa（期末金融資產(chǎn)/總資產(chǎn)）這一靜態(tài)指標(biāo)來衡量企業(yè)的預(yù)防性動(dòng)機(jī)。對(duì)于未實(shí)施新金融工具準(zhǔn)則的A股上市公司，金融資產(chǎn)為貨幣資金、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款和墊款凈額、交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、長(zhǎng)期股權(quán)投資凈額和投資性房地產(chǎn)凈額之和。對(duì)實(shí)施新金融工具準(zhǔn)則的“A+H”股上市公司，在上述金融資產(chǎn)構(gòu)成的基礎(chǔ)上，扣除持有至到期投資凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額，加上債權(quán)投資、其他債權(quán)投資、其他權(quán)益工具投資和其他非流動(dòng)金融資產(chǎn)。本文預(yù)期在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施后，企業(yè)投資替代動(dòng)機(jī)會(huì)受到抑制而預(yù)防性動(dòng)機(jī)會(huì)增強(qiáng)，即Fa會(huì)增加，并且這種現(xiàn)象在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前融資約束較低的企業(yè)中更加顯著。這是因?yàn)樾陆鹑诠ぞ邷?zhǔn)則的實(shí)施會(huì)抑制融資約束較低公司的“投資替代”動(dòng)機(jī)，但由于這些公司在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前已經(jīng)籌措了一定數(shù)量的資金，在面對(duì)更加嚴(yán)格的新金融工具準(zhǔn)則時(shí)，不得不將部分資金投資于正常獲利保值的金融資產(chǎn)中，減少資金閑置的機(jī)會(huì)成本，從而增強(qiáng)了預(yù)防性動(dòng)機(jī)。

為了對(duì)上述理論分析進(jìn)行驗(yàn)證，本文以企業(yè)規(guī)模作為融資約束代理指標(biāo)（劉行等，2018），并以年度行業(yè)中位數(shù)作為臨界點(diǎn)進(jìn)行分組處理，回歸結(jié)果如表8所示。第（1）（2）列中交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為負(fù)，但只有第（1）列在統(tǒng)計(jì)上顯著，說明新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施顯著抑制了融資約束較低企業(yè)的投資代替動(dòng)機(jī)。第（3）（4）列中交乘項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為正，但只有第（3）列在統(tǒng)計(jì)上顯著，表明新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施對(duì)預(yù)防性動(dòng)機(jī)的增強(qiáng)效果在融資約束較低企業(yè)中更加明顯，從而驗(yàn)證了前文理論分析結(jié)果。

表8 新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施后企業(yè)的預(yù)防性動(dòng)機(jī)和投資替代動(dòng)機(jī)

0.007***（5.236）Treat×Post -0.340***（-2.710）Post 0.212***（6.816）0.092***（3.047）0.003***（2.781）0.002（0.121）Control Variables YES YES YES YES Constant 0.444（0.597）-0.162（-0.185）0.010***（2.595）-0.058（-0.591）Industry yes yes yes yes Observations 2650 2652 2650 2652 R-squared 0.094 0.125 0.092 0.161 2.066**（2.477）-0.121（-1.630）

七、結(jié)論與啟示

本文以2017-2018年率先實(shí)施新金融工具準(zhǔn)則的“A+H”股上市公司為研究樣本，運(yùn)用雙重差分方法分析新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施對(duì)企業(yè)金融化的影響。結(jié)果表明：第一，新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施會(huì)抑制企業(yè)投資替代動(dòng)機(jī)下的金融化程度，這主要是由于新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施強(qiáng)化了對(duì)上市公司持有金融資產(chǎn)目的以及機(jī)會(huì)主義行為的約束；第二，在股權(quán)制衡度較高、管理層薪酬激勵(lì)較強(qiáng)、審計(jì)質(zhì)量較高、短期利潤(rùn)動(dòng)機(jī)較強(qiáng)、金融損益調(diào)整幅度較大的企業(yè)中，新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施的上述影響更為顯著；第三，新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施抑制了企業(yè)的投資替代動(dòng)機(jī)而加強(qiáng)了其預(yù)防性動(dòng)機(jī)，有利于企業(yè)“脫虛向?qū)崱钡陌l(fā)展轉(zhuǎn)變。

上述研究結(jié)論對(duì)我國(guó)在國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同的大背景下平穩(wěn)落實(shí)新金融工具準(zhǔn)則的啟示是：第一，做好新金融工具準(zhǔn)則的宣傳輔導(dǎo)，引導(dǎo)企業(yè)依據(jù)財(cái)政部逐年更新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則應(yīng)用指南，對(duì)金融交易活動(dòng)進(jìn)行客觀公允的確認(rèn)與計(jì)量，以確保會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的可比性，降低投資者、外部監(jiān)管者與企業(yè)間的信息不對(duì)稱程度。第二，推動(dòng)企業(yè)完善內(nèi)部治理機(jī)制，防止管理層利用會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施機(jī)會(huì)主義行為，及時(shí)與管理層人員溝通新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施過程中的疑點(diǎn)和問題，以確保新金融工具準(zhǔn)則有效實(shí)施。第三，在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施過渡期以及實(shí)施初期加強(qiáng)對(duì)上市公司財(cái)務(wù)信息的監(jiān)測(cè)，及時(shí)發(fā)現(xiàn)企業(yè)異常行為，防止企業(yè)利用新舊準(zhǔn)則交替中的監(jiān)管漏洞進(jìn)行利潤(rùn)操縱、業(yè)績(jī)“洗大澡”等違規(guī)行為，維護(hù)金融市場(chǎng)穩(wěn)定。