張文宇 （中央財(cái)經(jīng)大學(xué)會計(jì)學(xué)院 北京 100081）

一、引言

近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)增速放緩，市場供給日益飽和，實(shí)體經(jīng)營利潤率逐年走低（郭麗婷，2018）。在現(xiàn)實(shí)業(yè)績壓力下，為迎合股東業(yè)績期望、緩解企業(yè)融資約束（Alessandra，2008），部分實(shí)體企業(yè)出現(xiàn)過度增加金融資產(chǎn)投資的傾向，以期取得高于主營業(yè)務(wù)收益率的投資回報，提升企業(yè)整體業(yè)績表現(xiàn)（蔡明榮，2014）。這在一定程度上導(dǎo)致非金融企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表中金融資產(chǎn)占比日益增長（王紅建等，2017），形成“實(shí)體企業(yè)金融化”現(xiàn)象。實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛，不斷將資金投入金融市場來獲取賬面盈利，不僅會對企業(yè)自身造成不利影響，造成資金空轉(zhuǎn)，主營業(yè)務(wù)經(jīng)營逐步趨于空心化，擠占企業(yè)經(jīng)營性長期投資及研發(fā)投入，最終阻礙主營業(yè)務(wù)的可持續(xù)發(fā)展（劉篤池等，2016；王紅建等，2017）；在宏觀經(jīng)濟(jì)層面也會導(dǎo)致金融業(yè)與實(shí)體產(chǎn)業(yè)資源錯配，甚至可能形成經(jīng)濟(jì)災(zāi)難。

2017年，我國財(cái)政部發(fā)布了新金融工具準(zhǔn)則，要求按金融資產(chǎn)的業(yè)務(wù)和現(xiàn)金流量特征對金融資產(chǎn)分類，并進(jìn)行相應(yīng)的會計(jì)處理。一般認(rèn)為企業(yè)金融化的目的主要包括緩解融資約束和滿足股東對管理層的期望等（Alessandra，2008；蔡明榮，2014）。與此同時，現(xiàn)有關(guān)于新金融工具準(zhǔn)則經(jīng)濟(jì)后果的研究發(fā)現(xiàn)新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施會放大企業(yè)的收益波動（張磊，2018），同時也會提高會計(jì)信息質(zhì)量，抑制企業(yè)的盈余管理行為。若新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施能夠客觀反映金融收益的波動，增加管理層業(yè)績操縱的難度，則新金融工具準(zhǔn)則的上述作用均會使企業(yè)實(shí)施金融化的業(yè)績表現(xiàn)受到影響進(jìn)而影響到企業(yè)的金融化傾向。鑒于此，本文基于漸進(jìn)雙重差分模型探究新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施是否能減緩金融化的速度。同時基于三階段因果逐步回歸檢驗(yàn)法，探究新金融工具準(zhǔn)則是否能通過客觀公允反映金融資產(chǎn)的波動，限制盈余管理的中介效應(yīng)，減緩實(shí)體經(jīng)濟(jì)金融化的速率。

本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)為以下幾點(diǎn)：首先，本文研究了會計(jì)準(zhǔn)則變更對企業(yè)金融化傾向的影響，豐富了會計(jì)準(zhǔn)則經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究。目前對新金融工具準(zhǔn)則的研究集中于其對金融企業(yè)的影響，以及準(zhǔn)則實(shí)施后相應(yīng)的會計(jì)處理。如田豐（2021）研究了新金融工具準(zhǔn)則對銀行業(yè)的影響，高誠（2021）研究了新金融工具準(zhǔn)則的預(yù)期信用減值模型在實(shí)務(wù)中的運(yùn)用。但是，鮮有學(xué)者研究新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施對實(shí)體企業(yè)的影響以及對金融化的影響，本文的研究能夠?qū)Υ诵纬梢欢ㄓ幸娴难a(bǔ)充。其次，本文從會計(jì)準(zhǔn)則角度，研究了企業(yè)金融化的影響因素，從影響因素的角度豐富了實(shí)體經(jīng)濟(jì)金融化問題的有關(guān)研究。最后，在實(shí)踐價值層面，本文的研究結(jié)論對實(shí)業(yè)企業(yè)的戰(zhàn)略選擇及有關(guān)監(jiān)管部門對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的政策制定具有一定的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

二、制度背景與假設(shè)提出

（一）制度背景

金融工具準(zhǔn)則的發(fā)展歷程就是限制不理性金融化的歷程。20世紀(jì)80年代前，美國儲蓄和貸款機(jī)構(gòu)基于歷史成本計(jì)量金融資產(chǎn)，賬面價值帶來的穩(wěn)固資產(chǎn)基礎(chǔ)假象使得銀行機(jī)構(gòu)無限制擴(kuò)張，最終爆發(fā)了嚴(yán)重的儲蓄與貸款危機(jī)。1990年SEC主席Breeden提出，基于歷史成本的財(cái)務(wù)報表具有嚴(yán)重的滯后性，無法提供使監(jiān)管機(jī)構(gòu)了解金融機(jī)構(gòu)經(jīng)營和風(fēng)險方面情況的信息。FASB于2000年正式在財(cái)務(wù)報表概念框架層面，將公允價值作為主要計(jì)量基礎(chǔ)，并于2006年正式頒布SFAS 57《公允價值計(jì)量》。至此，金融市場的無序化擴(kuò)張得到限制。

隨著我國多層次資本市場的建設(shè)發(fā)展、金融創(chuàng)新層出不窮，金融工具準(zhǔn)則在適用于會計(jì)實(shí)務(wù)時出現(xiàn)了一些新問題。比如，現(xiàn)行金融工具分類和計(jì)量方法主觀性過強(qiáng)，影響了金融工具會計(jì)信息的可比性；金融資產(chǎn)的減值基于歷史事實(shí)，無法充分地揭示和防范金融資產(chǎn)的信用風(fēng)險等。對此，我國財(cái)政部結(jié)合IASB于2014年發(fā)布的《國際財(cái)務(wù)報告準(zhǔn)則第9號——金融工具》，綜合我國實(shí)際情況，發(fā)布《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則第22號——金融工具確認(rèn)和計(jì)量》《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則第23號——金融資產(chǎn)轉(zhuǎn)移》《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則第24號——套期會計(jì)》（以下統(tǒng)稱新金融工具準(zhǔn)則）。新金融工具準(zhǔn)則的發(fā)布對我國資本市場具有重大意義，其采用專業(yè)的會計(jì)方法，提供公允可比的金融工具信息，能夠加強(qiáng)金融監(jiān)管，限制金融市場的不理性擴(kuò)張，防范重大金融風(fēng)險。

（二）假設(shè)提出

新金融工具準(zhǔn)則要求按金融資產(chǎn)的業(yè)務(wù)和現(xiàn)金流量特征對金融資產(chǎn)進(jìn)行分類，并進(jìn)行相應(yīng)的會計(jì)處理。黃文婕（2021）認(rèn)為，新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施提高了會計(jì)信息質(zhì)量，限制了企業(yè)盈余管理的行為。葉建芳等（2009）認(rèn)為，在新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前，持有交易性金融資產(chǎn)和可供出售金融資產(chǎn)的企業(yè)傾向于將金融資產(chǎn)劃分為可供出售金融資產(chǎn)，為盈余管理提供“蓄水池”，在經(jīng)營狀況較好時將金融資本增值作為資本公積，在經(jīng)營狀況不良時處置可供出售金融資產(chǎn)來取得未實(shí)現(xiàn)利潤留存，以達(dá)到平滑利潤的盈余管理目的。同時新金融工具準(zhǔn)則要求按金融資產(chǎn)的業(yè)務(wù)和現(xiàn)金流量特征分為三類：AC（以攤余成本計(jì)量的金融資產(chǎn)）、FVOCI（以公允價值計(jì)量且其變動計(jì)入其他綜合收益的金融資產(chǎn)）和FVTPL（以公允價值計(jì)量且其變動計(jì)入當(dāng)期損益的金融資產(chǎn)），降低了金融資產(chǎn)分類的主觀性，增強(qiáng)了會計(jì)信息的客觀性和會計(jì)處理的一致性。同時FVOCI處置直接進(jìn)入“利潤分配——未分配利潤”，也在一定程度上壓縮了盈余管理空間。

新金融工具準(zhǔn)則對金融工具減值模型進(jìn)行了重塑，將金融資產(chǎn)減值由“已發(fā)生損失法”改為“預(yù)期損失法”。邱月華等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，三階段的預(yù)期信用減值模型通過在經(jīng)濟(jì)繁榮時前瞻性地計(jì)提信用減值準(zhǔn)備，能夠在經(jīng)濟(jì)下行時，緩解發(fā)生減值損失的順周期性，有助于提高金融收益的穩(wěn)定性，促進(jìn)金融系統(tǒng)的穩(wěn)定。但是，張磊（2018）認(rèn)為一部分原分類為可供出售金融資產(chǎn)的股權(quán)投資因?yàn)槲茨芡ㄟ^SPPI測試被分類為FVTPL，在投資階段資產(chǎn)的公允價值會因投資行為而享受估值上升，但隨著企業(yè)生命周期的推進(jìn)，企業(yè)會因?yàn)樵鲩L放緩和虧損導(dǎo)致估值下降，一定程度上會放大投資收益的波動性。

盈余管理和金融資產(chǎn)的波動性是和企業(yè)金融化進(jìn)程息息相關(guān)的因素。蔡明榮（2014）認(rèn)為，股東價值觀念壓力會導(dǎo)致企業(yè)金融化，Alessandra（2008）認(rèn)為，企業(yè)金融化和企業(yè)面臨的融資約束息息相關(guān)。收益波動性是權(quán)益資本成本的重要影響因素，通過資本成本作用于股東回報和投資者投資決策。甄紅線等（2021）認(rèn)為，上市公司存在棘輪效應(yīng)。即上市公司管理層在實(shí)際業(yè)績遠(yuǎn)超考核目標(biāo)時，會向下操作業(yè)績，降低下期業(yè)績達(dá)標(biāo)難度，而在業(yè)績未達(dá)標(biāo)時，管理層會向上操作業(yè)績。同時，上市公司也會通過盈余管理達(dá)成融資前提條款或達(dá)成融資的對賭協(xié)議。

據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：其他條件一定，新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施能夠抑制企業(yè)金融化傾向。

我搶在別人之前拾起傳票，心里明白是怎么回事了。我得鎮(zhèn)住混亂的現(xiàn)場。我說，李書記鬧肚子，這兩天一直帶病堅(jiān)守崗位呢。接著，我即興發(fā)揮把歡迎詞致了，又請嘉賓講話，我應(yīng)變能力還強(qiáng)吧，臨時決定將行長一軍，請他作重要指示。行長滿臉尷尬，對著麥說，謝謝同學(xué)們，我沒有重要指示，我只有美好的祝愿，祝愿同學(xué)們好好學(xué)習(xí)天天向上！我用喊聲壓住掌聲說，這個指示還不重要啊！這曾經(jīng)是毛主席的偉大指示??！

H1a：其他條件一定，新金融工具準(zhǔn)則通過增大金融收益的波動，抑制企業(yè)金融化傾向。

H1b：其他條件一定，新金融工具準(zhǔn)則通過減少企業(yè)盈余管理的程度，抑制企業(yè)金融化傾向。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2017—2020年我國A股上市公司的年報數(shù)據(jù)作為初始研究樣本。根據(jù)財(cái)政部的要求，境內(nèi)外同時上市的企業(yè)以及在境外上市并采用國際財(cái)務(wù)報告準(zhǔn)則或企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則編制財(cái)務(wù)報告的企業(yè)，自2018年1月1日起施行新金融工具準(zhǔn)則；其他境內(nèi)上市企業(yè)自2019年1月1日起施行新會計(jì)準(zhǔn)則。這為本文采用漸進(jìn)雙重差分模型研究新金融工具準(zhǔn)則對企業(yè)金融化的影響提供了較好的研究情境。本文使用的數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，在對金融類樣本、ST樣本及數(shù)據(jù)缺失樣本進(jìn)行剔除后，最終得到2 900個公司4年度的數(shù)據(jù)作為研究樣本。為保證研究結(jié)論不受極端值的影響，本文對連續(xù)變量采取了上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義與模型設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施對企業(yè)金融化速度的影響（H1），本文采用模型（1）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

參考Beck等（2010）的做法，本文采用漸進(jìn)雙重差分雙向固定效應(yīng)模型，因?yàn)樯鲜泄緢?zhí)行新金融工具準(zhǔn)則是一個漸進(jìn)的過程，在2018年和2019年分批實(shí)行新會計(jì)準(zhǔn)則，因此采用漸進(jìn)雙重差分模型能更好地捕捉企業(yè)執(zhí)行新會計(jì)準(zhǔn)則的動態(tài)過程。解釋變量與未觀測效應(yīng)（U）之間可能存在相關(guān)性。例如，上市公司高管的金融背景、所在行業(yè)的金融化傾向都與金融化速度相關(guān)。如果在模型中不控制未觀測效應(yīng)的影響，這些未觀測效應(yīng)將進(jìn)入到隨機(jī)誤差項(xiàng)（ε）中，導(dǎo)致嚴(yán)重的內(nèi)生性問題，因此本文采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行Within估計(jì)，消除企業(yè)個體不隨時間變化的異質(zhì)性帶來的影響，同時通過YEAR固定年度效應(yīng)，增加估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表1 變量描述

根據(jù)模型設(shè)定，TREAT系數(shù)代表新金融工具準(zhǔn)則在企業(yè)實(shí)行后對企業(yè)金融化速度的影響，若其顯著小于0，則表明新金融工具準(zhǔn)則實(shí)行后會抑制企業(yè)金融化的速度，反之會促進(jìn)企業(yè)金融化的速度。

模型（2）為三階段因果逐步回歸雙向固定效應(yīng)模型，ANGENCY為中介變量，分別為金融風(fēng)險（FSD）或盈余管理（DA），CONTROL為控制變量，包括采用金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)收益率差異（RETURN_DIFF）、金融與實(shí)體風(fēng)險差異（RISK_DIFF）、公司規(guī)模（SIZE）、盈利能力（ROA）、企業(yè)成長性（SALES_GROWTH）、托賓 Q（TBQ）。表 2報告了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

在對中介效應(yīng)的判斷中，若β系數(shù)、γ系數(shù)、δ系數(shù)同時顯著且β′系數(shù)顯著，則存在部分中介效應(yīng)，若β系數(shù)、γ系數(shù)、δ系數(shù)同時顯著，β′系數(shù)不顯著，則存在完全中介效應(yīng)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）漸進(jìn)雙重差分結(jié)果

表3報告了對模型（1）的回歸結(jié)果。由表3可知，變量TREAT的回歸系數(shù)為負(fù)且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，在單因素回歸（見列1）及加入控制變量后（見列2）均是如此。實(shí)證回歸結(jié)果表明，新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施顯著降低了企業(yè)金融化速度，實(shí)證回歸結(jié)果證實(shí)了研究假設(shè)1。

表3 漸進(jìn)雙重差分回歸結(jié)果

此外，由控制變量回歸結(jié)果可知，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性和盈利能力與企業(yè)金融化速度正向相關(guān)，金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)收益率差異、金融與實(shí)體風(fēng)險差異與企業(yè)金融化速度負(fù)向相關(guān)。這表明，對于一些經(jīng)營狀況優(yōu)秀、主營業(yè)務(wù)增長較快、資產(chǎn)雄厚、財(cái)務(wù)狀況較佳的企業(yè)來說，擁有更為豐富的資金，因此金融化的速度較快。同時隨著金融化的進(jìn)程，金融收益率相對于實(shí)體收益率存在下降趨勢。

（二）三階段因果逐步回歸結(jié)果

表4報告了對模型（2）的回歸結(jié)果。由表4列（1）—（3）可見，β系數(shù)、γ系數(shù)、δ系數(shù)、β′系數(shù)均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。表明新金融工具準(zhǔn)則通過減少企業(yè)盈余管理的程度，抑制企業(yè)金融化傾向，且該效應(yīng)為部分中介效應(yīng)。實(shí)證回歸結(jié)果證實(shí)了研究假設(shè)1b。由表4列（5）可見，TREAT的系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上不顯著，表明新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施和金融收益的波動不相關(guān)，符合前文所述的新金融工具準(zhǔn)則通過預(yù)期信用減值模型的反周期效應(yīng)減少金融收益的波動，同時無法通過SPPI測試的股權(quán)投資會放大金融收益的波動。因此新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施不存在通過影響金融收益波動來影響金融化速度的中介效應(yīng)，假設(shè)1a不成立。即，整體而言，在新金融工具準(zhǔn)則對企業(yè)金融化傾向的抑制作用中，其主要作用途徑是通過抑制企業(yè)的盈余管理行為實(shí)現(xiàn)的；而受金融市場波動不確定性等諸多因素影響，金融收益波動的變化并不能解釋新金融工具準(zhǔn)則對企業(yè)金融化趨勢的影響。

表4 三階段因果逐步回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）平行趨勢檢驗(yàn)

在采用漸進(jìn)雙重差分模型時，最為重要的假設(shè)是實(shí)驗(yàn)組和對照組在實(shí)驗(yàn)前后具有一致性的發(fā)展趨勢，才能檢測政策實(shí)施后造成的影響。若實(shí)驗(yàn)組和對照組存在系統(tǒng)性差異，將嚴(yán)重影響結(jié)論的可信度。因此本文參考Beck等（2010）的做法，對實(shí)驗(yàn)組和對照組進(jìn)行ESA平行趨勢檢驗(yàn)。

表5報告了對ESA模型的回歸結(jié)果。由表5可見，變量PRE_TREAT_YEAR1的回歸系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上不顯著，變量TREAT_YEAR1、TREAT_YEAR2的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著且其絕對水平逐漸減小，表明實(shí)驗(yàn)組和對照組在實(shí)驗(yàn)前后具有一致性的發(fā)展趨勢。同時隨著時間發(fā)展，新金融工具準(zhǔn)則對企業(yè)金融化的抑制作用在逐年減小。實(shí)證回歸結(jié)果證實(shí)了實(shí)驗(yàn)組和對照組的平行趨勢。

表5 漸進(jìn)DID平行趨勢檢驗(yàn)

（二）標(biāo)準(zhǔn) DID（StandardDID）檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施能減緩企業(yè)金融化速度結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用標(biāo)準(zhǔn)DID模型進(jìn)行二次檢驗(yàn)。其中自變量TREAT的含義為企業(yè)是否為執(zhí)行新準(zhǔn)則的實(shí)驗(yàn)組，取1表示為執(zhí)行新準(zhǔn)則的實(shí)驗(yàn)組，取0表示為未執(zhí)行新準(zhǔn)則的對照組。Post的含義為財(cái)政部是否頒布新準(zhǔn)則，2018年前為0，2018年后為1。

漸進(jìn)雙重差分模型的核心解釋變量為TREAT，其與個體和時間相關(guān)，因此能動態(tài)反映政策執(zhí)行的過程，標(biāo)準(zhǔn)DID模型的核心解釋變量為TREAT*POST，TREAT不隨時間變化，因此只能反映政策實(shí)施的靜態(tài)過程。因?yàn)?019年所有上市公司均實(shí)行新金融工具準(zhǔn)則，因此本文截取2015年至2018年的上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，剔除了金融行業(yè)和ST樣本，并對企業(yè)個體層面的連續(xù)變量采取了1%的縮尾處理，同時剔除了有缺失值的樣本。若改變時間和模型后結(jié)論依舊顯著成立，即證明了結(jié)論的穩(wěn)健性。

標(biāo)準(zhǔn)DID模型成立的前提條件是實(shí)驗(yàn)組和控制組在政策發(fā)布前具有平行趨勢。在ESA平行趨勢檢驗(yàn)中（表6），PRE_TREAT_YEAR1，PRE_TREAT_YEAR2的系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上不顯著，表明新金融工具準(zhǔn)則實(shí)施前對照組和實(shí)驗(yàn)組的金融化速度具有平行的趨勢。

表6 標(biāo)準(zhǔn)DID平行趨勢檢驗(yàn)

表7中列（1）POST*TREAT的系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施減緩了企業(yè)金融化的速度。通過采取反事實(shí)檢驗(yàn)，將金融工具準(zhǔn)則發(fā)布時間提前一年和兩年，POST*TREAT的系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上均不顯著，表明是新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)行而不是其他事件減緩了企業(yè)金融化的速率。

在標(biāo)準(zhǔn)DID模型中，依據(jù)是否執(zhí)行新金融工具準(zhǔn)則設(shè)置了對照組和實(shí)驗(yàn)組，這種分組方式雖然通過了平行趨勢檢驗(yàn)，并采用雙重差分法獲得了相關(guān)結(jié)論，且反事實(shí)檢驗(yàn)也支持了相關(guān)結(jié)論的穩(wěn)健性，但是這一過程中仍可能存在自選擇因素的干擾。為進(jìn)一步驗(yàn)證標(biāo)準(zhǔn)DID模型得出結(jié)論的穩(wěn)健性，本文通過傾向匹配得分法（PSM）進(jìn)行分組，繼而采用雙重差分法進(jìn)行再檢驗(yàn)。具體地，分別以2015—2018年為匹配年份，采用1∶4的不放回抽樣方式為執(zhí)行新金融工具準(zhǔn)則的公司選擇了最為相似的非執(zhí)行新金融工具準(zhǔn)則的公司作為對照組進(jìn)行對比分析，去除不匹配樣本后，最終研究樣本為434個?；谏鲜鯬SM，采用DID方法進(jìn)行再檢驗(yàn)，即構(gòu)成了PSM-DID的檢驗(yàn)方式，在表7列（4）中報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。POST*TREAT的系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明在運(yùn)用PSM-DID方法檢驗(yàn)后，能夠得出新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施減緩了企業(yè)金融化速度的結(jié)論。

表7 標(biāo)準(zhǔn)DID檢驗(yàn)與反事實(shí)檢驗(yàn)、PSM-DID檢驗(yàn)

通過上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)可知，本文研究結(jié)論整體穩(wěn)健。

六、結(jié)論及建議

為檢驗(yàn)新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施是否能抑制企業(yè)金融化趨勢，本文從盈余管理和放大金融收益波動的路徑效應(yīng)進(jìn)行了分析。選取2017—2020年我國A股上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施能減緩企業(yè)金融化速度。新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施通過抑制企業(yè)盈余管理的行為，限制管理層通過金融工具進(jìn)行業(yè)績平滑的動機(jī)，進(jìn)而限制企業(yè)金融化的進(jìn)程。但是受金融市場波動不確定性等諸多因素影響，盡管金融資產(chǎn)收益的波動性與企業(yè)金融化的速度存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，新金融工具準(zhǔn)則的實(shí)施和金融收益的波動并無相關(guān)性，金融收益波動的變化并不能解釋新金融工具準(zhǔn)則對企業(yè)金融化趨勢的影響。

本文的研究結(jié)論具有如下啟示價值：企業(yè)金融化的部分動機(jī)在于管理者試圖通過盈余管理操縱業(yè)績。因此，財(cái)政部在制定金融工具準(zhǔn)則時，要與真實(shí)反映金融投資的實(shí)質(zhì)、公允可比地反映金融投資業(yè)績的原則相適應(yīng)。這不僅有助于提供符合財(cái)務(wù)報表利益相關(guān)者需求的高質(zhì)量會計(jì)信息，同時能夠促進(jìn)金融審慎監(jiān)管，維持市場有序運(yùn)行，防范重大金融風(fēng)險。