常利民

一、引言

企業(yè)金融化的不同動(dòng)機(jī)對(duì)企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量產(chǎn)生不同影響。企業(yè)金融化，一般意義上是指企業(yè)在資產(chǎn)配置中更多地將資源配置在金融資產(chǎn)上而減少實(shí)業(yè)投資的現(xiàn)象(彭俞超和黃志剛，2018[1])。關(guān)于企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)，學(xué)術(shù)界大致存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和利潤追逐動(dòng)機(jī)兩種不同觀點(diǎn)(胡奕明等，2017[2]；杜勇等，2017[3])。盡管企業(yè)配置金融資產(chǎn)能夠發(fā)揮“蓄水池”效應(yīng)，提高資產(chǎn)流動(dòng)性，增強(qiáng)資本運(yùn)營能力，緩解融資約束，預(yù)防財(cái)務(wù)困境(Denis和Sibilkov，2010[4])，降低經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)(胡奕明等，2017[2])，但從現(xiàn)有文獻(xiàn)可知，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)并非是企業(yè)金融化的主導(dǎo)動(dòng)機(jī)(張成思和張步曇，2016[5])，占據(jù)主導(dǎo)地位的是企業(yè)配置金融資產(chǎn)的利潤追逐動(dòng)機(jī)(杜勇等，2017[3]；段軍山和莊旭東，2021[6])，正如投資替代理論：追逐利潤最大化是企業(yè)金融化的主要目的(Demir，2009[7])。實(shí)體企業(yè)追逐金融投資的超額利潤，必然增加金融資產(chǎn)配置，這樣便會(huì)擠占實(shí)業(yè)投資(張成思和張步曇，2016[5])、增加財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)(黃賢環(huán)等，2018[8]；于建玲等，2021[9])、降低公司主營業(yè)績(杜勇等，2017[3])。所謂企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)，即企業(yè)過分追逐短期利益的短視行為。企業(yè)管理層采取過分追逐短期利益的短視行為中，出于個(gè)人私利的考慮，會(huì)降低企業(yè)的信息披露質(zhì)量。業(yè)績預(yù)告是指上市公司對(duì)其未來盈利預(yù)測信息的披露。業(yè)績預(yù)告所發(fā)布的前瞻性信息，直接影響投資者判斷企業(yè)的未來前景以及企業(yè)未來的長遠(yuǎn)發(fā)展(Choi等，2011[10]；Call等，2014[11]；楊道廣等，2020[12])。企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量，諸如業(yè)績預(yù)告積極性、精確度和準(zhǔn)確度等在某些方面受到企業(yè)金融化動(dòng)機(jī)的影響，也就是說，當(dāng)企業(yè)金融化體現(xiàn)為利潤追逐動(dòng)機(jī)時(shí)，為注重短期利益所采取的短視行為，會(huì)導(dǎo)致代理沖突惡化(趙林丹和梁琪，2021[13])、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性降低(彭俞超等，2018[14]；張立光等，2021[15])，因而對(duì)業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度產(chǎn)生不利影響。

關(guān)于企業(yè)金融化的利潤追逐動(dòng)機(jī)怎樣影響企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的問題，是目前學(xué)術(shù)界需要深入探究的一個(gè)重要課題。本文根據(jù)投資替代理論，以2007—2020年中國滬深A(yù)股非金融類上市公司研究樣本的有效數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit回歸方法和OLS回歸方法，從業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度三個(gè)緯度，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)對(duì)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的影響，旨在揭示企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的影響機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)指在實(shí)業(yè)投資機(jī)會(huì)短缺時(shí)，為追求企業(yè)利潤最大化，企業(yè)熱衷于通過金融投資以獲取更高的投資回報(bào)率(Orhangazi，2008[16]；Demir，2009[7])。金融資產(chǎn)所具有的超額收益特征成為實(shí)體企業(yè)金融化的主要原因之一(Duchin等，2017[17])，一定程度上也反映管理層變得更加短視(胡奕明等，2017[2]；杜勇等，2017[3])。根據(jù)投資替代理論，當(dāng)企業(yè)熱衷于金融投資的超額收益，管理層利用金融投資在短期內(nèi)獲取高額利潤的同時(shí)，也擠出了實(shí)業(yè)投資(張成思和張步曇，2016[5])，從而損害企業(yè)未來的主營業(yè)績，公司經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)增加(杜勇等，2017[3])，以及面臨更高的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)(黃賢環(huán)等，2018[8])，債權(quán)人會(huì)要求更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，企業(yè)債務(wù)融資成本增加(白雪蓮等，2021[18])。即使企業(yè)利用金融投資對(duì)短期業(yè)績和市場表現(xiàn)能夠起到粉飾作用，壞消息的暫時(shí)隱藏帶來的是股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)增加(彭俞超等，2018[14])。而且，為追逐金融投資的高額利潤，實(shí)體企業(yè)會(huì)壓縮創(chuàng)新投資，減少企業(yè)創(chuàng)新(王紅建等，2017[19])，不利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，損害企業(yè)價(jià)值(戚聿東和張任之，2018[20])。

企業(yè)業(yè)績預(yù)告能夠向投資者提供具有價(jià)值含量的前瞻性信息，減少投資者信息風(fēng)險(xiǎn)，降低信息不對(duì)稱，是影響市場預(yù)期的重要方式(Beyer等，2010[21]；李志生等，2017[22])。管理層和大股東為服務(wù)于自身的某種動(dòng)機(jī)，會(huì)策略性披露業(yè)績預(yù)告(Cheng等，2013[23]；劉柏和盧家銳，2018[24])。綜合上述文獻(xiàn)，基于利潤追逐動(dòng)機(jī)的企業(yè)金融化是股東價(jià)值最大化和管理層私有收益最大化共同作用的結(jié)果(彭俞超和黃志剛，2018[1])，本身存在嚴(yán)重的代理問題(趙林丹和梁琪，2021[13])，而企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)導(dǎo)致企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)增加，以及企業(yè)掩蓋負(fù)面消息的動(dòng)機(jī)增加。在企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)增加，代理沖突惡化，以及隱藏經(jīng)營壞消息動(dòng)機(jī)增加的情況下，企業(yè)會(huì)降低業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。具體而言，基于利潤追逐動(dòng)機(jī)的企業(yè)金融化與業(yè)績預(yù)告質(zhì)量之間存在如下邏輯關(guān)系。

其一，企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)增加了企業(yè)業(yè)績波動(dòng)。出于利潤追逐動(dòng)機(jī)，公司為獲取金融投資帶來的超額回報(bào)，競相配置金融資產(chǎn)，這勢必對(duì)公司主營業(yè)務(wù)產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)，損害主業(yè)業(yè)績，增加公司的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)等(杜勇等，2017[3]；黃賢環(huán)等，2018[8])。另外，金融資產(chǎn)投資收益不確定性較高，風(fēng)險(xiǎn)收益難以判斷，同時(shí)疊加實(shí)體企業(yè)本身在金融投資的專業(yè)技能、風(fēng)險(xiǎn)管理能力和信息獲取方面存在明顯劣勢，加劇了企業(yè)業(yè)績波動(dòng)(Aalbers，2008[25])。另一方面，金融資產(chǎn)本身具有“風(fēng)險(xiǎn)傳染效應(yīng)”(黃賢環(huán)等，2018[8])，大多金融資產(chǎn)采用公允價(jià)值計(jì)量，其價(jià)格易受利率、匯率、資本市場行情等外部環(huán)境因素波動(dòng)的影響，產(chǎn)生風(fēng)險(xiǎn)聯(lián)動(dòng)性，加劇了企業(yè)業(yè)績波動(dòng)(鄒燕等，2013[26])。企業(yè)業(yè)績波動(dòng)加劇增加了盈余預(yù)測難度，導(dǎo)致盈余預(yù)測區(qū)間更模糊，預(yù)測偏差更大。另外，企業(yè)較高的業(yè)績波動(dòng)會(huì)向市場傳遞出企業(yè)經(jīng)營不穩(wěn)定的信號(hào)，帶來對(duì)管理層能力和努力程度的質(zhì)疑，甚至造成聲譽(yù)損失，增加被解聘概率(Lee等，2012[27])。為維護(hù)自身聲譽(yù)及職位安全，管理層披露業(yè)績預(yù)告的積極性降低，傾向采用精確度和準(zhǔn)確度較低的模糊性披露。

其二，企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。公司采用穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策，管理層更愿意積極向投資者提供財(cái)務(wù)信息，提高會(huì)計(jì)信息透明度(周曉蘇和吳錫皓，2013[28])。另外，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策有助于壓縮會(huì)計(jì)盈余估值范圍(吳錫皓和胡國柳，2015[29]；張立光等，2021[15])，減少盈余管理(蔣勇和王曉亮，2019[30])，提升會(huì)計(jì)信息的可靠性。企業(yè)基于利潤追逐動(dòng)機(jī)配置金融資產(chǎn)，增加了公司隱藏壞消息的能力，降低了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(彭俞超等，2018[14])，最終導(dǎo)致公司披露業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度降低。

其三，企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)增加了雙重代理沖突。企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)表明企業(yè)的實(shí)業(yè)投資機(jī)會(huì)短缺(Orhangazi，2008[16]；Demir，2009[7])。當(dāng)企業(yè)面臨投資機(jī)會(huì)短缺時(shí)，會(huì)增加企業(yè)的代理沖突(Vajihe和Abdoli，2016[31])。基于委托代理理論，公司管理層、大股東為追求私有收益最大化，公司能夠利用金融投資調(diào)節(jié)業(yè)績(彭俞超等，2018[14])，為管理層帶來超額報(bào)酬，以及為大股東獲取控制權(quán)私利提供便利(王瑤和黃賢環(huán)，2020[32])，增加雙重代理成本(趙林丹和梁琪，2021[13])。信息披露是減少公司代理問題的重要手段，企業(yè)披露的業(yè)績預(yù)告內(nèi)容會(huì)被市場參與者捕捉和解讀，從而不利于管理層和大股東攫取私有收益。因此，企業(yè)金融化程度越高，管理層和大股東有強(qiáng)烈意愿和動(dòng)機(jī)通過減少業(yè)績預(yù)告披露或模糊業(yè)績預(yù)告披露內(nèi)容，增加市場參與者解讀公司信息的成本，維持或增加雙方的信息不對(duì)稱程度，掩蓋代理沖突等負(fù)面信息。綜合以上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H：企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

鑒于2007年執(zhí)行新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則前后對(duì)變量指標(biāo)的影響差異，本文選取2007—2020年我國A股上市公司為研究對(duì)象。為獲取有效數(shù)據(jù)，依照下述方法對(duì)樣本進(jìn)行處理：(1)剔除金融保險(xiǎn)類樣本；(2)剔除ST類樣本；(3)剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失樣本。最終獲得業(yè)績預(yù)告積極性17 390個(gè)公司-年度觀測值。另外，為準(zhǔn)確估算業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度，僅保留業(yè)績預(yù)告為點(diǎn)估計(jì)或閉區(qū)間估計(jì)的樣本，共獲得14 159個(gè)公司-年度觀測值。企業(yè)業(yè)績預(yù)告數(shù)據(jù)源自Wind數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均源自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文對(duì)所有連續(xù)變量的首尾1%分位數(shù)進(jìn)行縮尾處理，以控制極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響。

(二)模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)企業(yè)金融化與業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的關(guān)系，分別構(gòu)建Logit回歸模型(1)和OLS回歸模型(2)、模型(3)：

Voli,t=β0+β1Fini,t+β2Controlsi,t+∑Industry

+∑Year+εi,t

(1)

Precisei,t=β0+β1Fini,t+β2Controlsi,t+∑Industry

+∑Year+εi,t

(2)

Biasi,t=β0+β1Fini,t+β2Controlsi,t+∑Industry

+∑Year+εi,t

(3)

根據(jù)本文的研究假設(shè)，若模型(1)中Fin的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，則表明企業(yè)金融化降低了業(yè)績預(yù)告積極性；若模型(2)中Fin的回歸系數(shù)顯著為正，則表明企業(yè)金融化降低了業(yè)績預(yù)告精確度；若模型(3)中Fin的回歸系數(shù)顯著為正，則表明企業(yè)金融化降低了業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度。

(三)變量定義

1.被解釋變量。

本文采用業(yè)績預(yù)告積極性、業(yè)績預(yù)告精確度和業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度三個(gè)指標(biāo)衡量業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。

業(yè)績預(yù)告積極性(Vol)。借鑒王玉濤和段夢然(2019)[33]、竇超等(2022)[34]的研究，公司當(dāng)年業(yè)績預(yù)告屬自愿披露，Vol賦值為1，屬強(qiáng)制披露，Vol賦值為0。參考中國證監(jiān)會(huì)2007年1月30日頒布的《上市公司信息披露管理辦法》規(guī)定，業(yè)績預(yù)告類型屬于“略增”“續(xù)盈”“略減”和“不確定”的樣本為自愿披露；屬于“扭虧”“首虧”“續(xù)虧”“預(yù)減”和“預(yù)增”的樣本為強(qiáng)制披露。

業(yè)績預(yù)告精確度(Precise)。本文采用預(yù)測凈利潤上限與下限差額除以營業(yè)收入并取絕對(duì)值來衡量。Precise值越小(點(diǎn)估計(jì)時(shí)為0)，精確度越高。

業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度(Bias)。借鑒王玉濤和段夢然(2019)[33]、常利民(2020)[35]的研究，采用預(yù)測凈利潤上下限均值與實(shí)際凈利潤差值除以營業(yè)收入并取絕對(duì)值來衡量。Bias值越小，準(zhǔn)確度越高。

2.解釋變量。

企業(yè)金融化(Fin)。借鑒杜勇等(2017)[3]、王紅建等(2017)[19]的研究，采用企業(yè)持有金融資產(chǎn)與期末總資產(chǎn)的比值來衡量。其中金融資產(chǎn)包括：交易性金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、長期股權(quán)投資凈額、買入返售金融資產(chǎn)凈額、衍生金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額。

3.控制變量。

借鑒Cheng等(2013)[23]、李志生等(2017)[22]的研究，本文在模型中引入可能對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生干擾的控制變量，包括：資產(chǎn)規(guī)模(Size)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、成立年限(Age)、現(xiàn)金凈流量(CFO)、營業(yè)收入增長率(Growth)、獨(dú)立董事比例(Indr)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、是否為“四大”(BIG4)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、第一大股東持股比例(Frist)、是否虧損(Loss)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例(INST)。另外，被解釋變量為業(yè)績預(yù)告精確度和準(zhǔn)確度時(shí)，控制了披露屬性啞變量(Mand)，同時(shí)，控制年度、行業(yè)固定效應(yīng)。具體主要變量定義見表1。

表1 主要變量定義

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了本文研究變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Vol的均值為0.384，說明在已披露業(yè)績預(yù)告的公司中，38.4%公司自愿披露業(yè)績預(yù)告。Precise的均值為0.023，中位數(shù)為0.013；Bias的均值為0.018，中位數(shù)為0.006，這說明大部分上市公司業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度低于均值。Fin的最小值為0，最大值為0.492，均值為0.06，標(biāo)準(zhǔn)差0.091，表明公司之間的金融化程度差異較大，且部分公司持有的金融資產(chǎn)比例較高，呈兩極分化趨勢。Indr的最小值為0.333，表明公司獨(dú)立董事在公司董事會(huì)的占比均符合我國證監(jiān)會(huì)要求董事會(huì)中獨(dú)立董事占比不低于1/3的要求。SOE的均值為0.271，說明總樣本中國企樣本占比為27.1%。Frist的中位數(shù)為0.309，說明樣本中一半以上的企業(yè)第一大股東持股比例超過30%，我國企業(yè)第一大股東持股比例較高為普遍現(xiàn)象。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析與變量均值檢驗(yàn)

表3報(bào)告了核心變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)結(jié)果。Panel A為業(yè)績預(yù)告積極性樣本，F(xiàn)in與Vol的相關(guān)系數(shù)為-0.126，在1%的水平上顯著，說明在不控制相關(guān)變量的情況下，企業(yè)金融化程度越高，業(yè)績預(yù)告的積極性越低。Panel B為業(yè)績預(yù)告精確度和準(zhǔn)確度樣本，F(xiàn)in與Precise、Bias的相關(guān)系數(shù)分別為0.142、0.122，均在1%的水平上顯著，說明在不控制相關(guān)變量的情況下，企業(yè)金融化程度越高，業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度越低。檢驗(yàn)結(jié)果初步證實(shí)企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低業(yè)績預(yù)告質(zhì)量，支持本文假設(shè)H。

表3 相關(guān)性分析

本文依據(jù)企業(yè)金融化中位數(shù)作為分組依據(jù)，F(xiàn)in高于中位數(shù)，界定為企業(yè)金融化高程度組，否則界定為企業(yè)金融化低程度組。表4報(bào)告了業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度的均值在兩組間發(fā)生變化的結(jié)果。相對(duì)于企業(yè)金融化低程度組，在企業(yè)金融化高程度組，業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度均降低，且均在1%的水平上顯著，檢驗(yàn)結(jié)果初步支持了本文假設(shè)H。

表4 差異性檢驗(yàn)

(三)基準(zhǔn)回歸分析

表5報(bào)告了企業(yè)金融化對(duì)業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列(1)為Logit回歸結(jié)果，企業(yè)金融化(Fin)對(duì)業(yè)績預(yù)告積極性(Vol)的回歸系數(shù)為-2.409 5，在1%的水平上顯著，說明企業(yè)金融化降低了企業(yè)披露業(yè)績預(yù)告的積極性。列(2)為OLS回歸結(jié)果，企業(yè)金融化(Fin)對(duì)業(yè)績預(yù)告精確度(Precise)的回歸系數(shù)為0.038 4，在1%的水平上顯著，說明企業(yè)金融化降低了業(yè)績預(yù)告精確度。列(3)為OLS回歸結(jié)果，企業(yè)金融化(Fin)對(duì)業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度(Bias)的回歸系數(shù)為0.034 0，在1%的水平上顯著，說明企業(yè)金融化降低了業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度。上述檢驗(yàn)結(jié)果聯(lián)合證實(shí)，企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量，支持了本文假設(shè)H。

表5 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換研究變量度量方式。

借鑒李志生等(2017)[22]的研究，本文采用未達(dá)強(qiáng)制披露標(biāo)準(zhǔn)的樣本公司，企業(yè)自愿披露業(yè)績預(yù)告，Vol1取值為1，企業(yè)未披露業(yè)績預(yù)告，Vol1取值為0。借鑒陳勝藍(lán)和王可心(2017)[36]的研究，本文直接采用預(yù)測凈利潤上限與下限差額除以年初資產(chǎn)總額并取絕對(duì)值衡量業(yè)績預(yù)告精確度(Precise1)。參考宋云玲和羅玫(2017)[37]的研究，本文采用預(yù)測凈利潤的上下限均值與實(shí)際凈利潤差值除以年初資產(chǎn)總額并取絕對(duì)值衡量業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度(Bias1)?；貧w結(jié)果見表6列(1)～列(3)，F(xiàn)in對(duì)Vol1的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，對(duì)Precise1、Bias1的回歸系數(shù)均顯著為正。替換被解釋變量度量方式后，本文研究結(jié)論穩(wěn)健。

表6 替換研究變量度量方式

借鑒胡海峰等(2020)[38]的研究，本文將投資性房地產(chǎn)和長期股權(quán)投資從計(jì)算Fin指標(biāo)的金融資產(chǎn)中剔除后度量企業(yè)金融化(Fin1)。回歸結(jié)果見表6列(4)～列(6)，F(xiàn)in1對(duì)Vol的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，對(duì)Precise、Bias的回歸系數(shù)均顯著為正。替換解釋變量度量方式后，本文研究結(jié)論穩(wěn)健。

2.標(biāo)準(zhǔn)誤雙重聚類調(diào)整。

本文對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤在公司和時(shí)間層面進(jìn)行雙重聚類調(diào)整來緩解異方差和序列自相關(guān)問題，表7報(bào)告了回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，F(xiàn)in對(duì)Vol的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，對(duì)Precise、Bias的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。標(biāo)準(zhǔn)誤雙重聚類調(diào)整后回歸結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，本文研究結(jié)論仍成立。

表7 標(biāo)準(zhǔn)誤雙重聚類調(diào)整

3.增加地區(qū)層面固定效應(yīng)。

考慮到公司所在地區(qū)層面不隨時(shí)間動(dòng)態(tài)變化可能影響業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度。本文在模型(1)～模型(3)中分別加入省份固定效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果見表8，F(xiàn)in與Vol在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，與Precise、Bias均在1%的水平上顯著正相關(guān)。增加地區(qū)層面固定效應(yīng)后，本文研究結(jié)論仍成立。

表8 增加省份固定效應(yīng)

4.更改樣本區(qū)間。

考慮到2008年金融危機(jī)爆發(fā)可能對(duì)當(dāng)年及后續(xù)金融市場存在不同程度的影響，因此，為保證檢驗(yàn)結(jié)論在樣本區(qū)間選擇方面的可靠性，本文剔除2008年至2011年的樣本，檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。結(jié)果顯示，F(xiàn)in與Vol在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，與Precise、Bias均在1%的水平上顯著正相關(guān)。更改樣本區(qū)間后，本文研究結(jié)論仍成立。

表9 更改樣本區(qū)間

(五)內(nèi)生性問題檢驗(yàn)

1.工具變量法。

為緩解企業(yè)金融化與業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度之間可能存在反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，即企業(yè)業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度較低的企業(yè)，其越可能配置更多的金融資產(chǎn)以獲取超額利潤?；诖耍疚牟捎霉ぞ咦兞糠ň徑馄髽I(yè)金融化與業(yè)績預(yù)告質(zhì)量可能存在反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。本文選取“同年度同行業(yè)企業(yè)金融化均值(Fin_Ind)”“同年度同省份企業(yè)金融化均值(Fin_Pro)”為工具變量。對(duì)工具變量進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量的P值均為0.000 0，拒絕不可識(shí)別假設(shè)；Hansen J統(tǒng)計(jì)量的P值均大于0.1，說明不存在過度識(shí)別問題；Cragg-Donald WaldF統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于15%(Stock-Yogo)的臨界值，說明不存在弱工具變量問題，工具變量選取有效。表10報(bào)告了回歸結(jié)果。列(1)、列(2)分別為業(yè)績預(yù)告積極性樣本，及業(yè)績預(yù)告精確度、準(zhǔn)確度樣本的第一階段回歸，F(xiàn)in_Ind、Fin_Pro均與Fin在1%的水平上顯著正相關(guān)。列(3)～列(5)為第二階段回歸，F(xiàn)in對(duì)Vol的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，對(duì)Precise、Bias的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。采用工具變量法緩解內(nèi)生性問題后，本文研究結(jié)論依然成立。

表10 工具變量法

2.傾向得分匹配法(PSM)。

本文采用傾向得分匹配法控制可能存在不可觀測因素引起的內(nèi)生性問題。以企業(yè)金融化年度行業(yè)均值進(jìn)行分組，設(shè)置虛擬變量FinD，高于年度行業(yè)均值樣本為企業(yè)金融化較高組(處理組)，F(xiàn)inD賦值為1，其他樣本屬于企業(yè)金融化較低組(控制組)，F(xiàn)inD賦值為0。選取企業(yè)規(guī)模(Size)、成立年限(Age)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、現(xiàn)金凈流量(CFO)、獨(dú)立董事比例(Indr)、企業(yè)成長性(Growth)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)等變量為匹配協(xié)變量，采用1∶1近鄰匹配(卡尺范圍0.05)。將匹配后的樣本再次進(jìn)行回歸，表11報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，F(xiàn)inD對(duì)Vol的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，對(duì)Precise、Bias的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。采用傾向得分匹配法緩解內(nèi)生性問題后，本文研究結(jié)論依然成立。

表11 傾向得分匹配法(PSM)

五、影響機(jī)制檢驗(yàn)

依據(jù)前文的理論分析，企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)通過加劇企業(yè)業(yè)績波動(dòng)、降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、以及增加雙重代理成本等，進(jìn)而降低企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。借鑒溫忠麟等(2004)[39]的研究，設(shè)置中介效應(yīng)模型(4)～模型(6)，逐步進(jìn)行分析。模型(4)檢驗(yàn)結(jié)果已經(jīng)在基準(zhǔn)回歸中證實(shí)，并列示于表5。以下繼續(xù)采用模型(5)檢驗(yàn)Fin對(duì)中介變量MV的回歸系數(shù)α1，若α1顯著則進(jìn)行最后一步；最后一步采用模型(6)檢驗(yàn)Fin的回歸系數(shù)γ1和MV的回歸系數(shù)γ2，若γ2顯著但γ1不顯著，存在完全中介效應(yīng)；γ1與γ2均顯著，存在部分中介效應(yīng)。

MFi,t=β0+β1Fini,t+β2Controlsi,t+∑Industry

+∑Year+εi,t

(4)

MVi,t=α0+α1Fini,t+α2Controlsi,t+∑Industry

+∑Year+εi,t

(5)

MFi,t=γ0+γ1Fini,t+γ2MVi,t+γ3Controlsi,t

+∑Industry+∑Year+εi,t

(6)

MF為被解釋變量，分別為模型(1)～模型(3)中的Vol、Precise和Bias；MV為中介變量，分別為企業(yè)業(yè)績波動(dòng)(StdRoa)、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(Cscore)、第一類代理成本(AC1)和第二類代理成本(AC2)。

(一)企業(yè)業(yè)績波動(dòng)中介路徑

參考張瑞君和李小榮(2012)[40]的研究，本文采用前后3年期總資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差衡量企業(yè)業(yè)績波動(dòng)(StdRoa)。檢驗(yàn)結(jié)果見表12。列(1)、列(2)中，F(xiàn)in對(duì)StdRoa的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)金融化程度越高，企業(yè)業(yè)績波動(dòng)越大。列(3)中，StdRoa的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)業(yè)績波動(dòng)越大，企業(yè)披露業(yè)績預(yù)告的積極性越低；Fin的回歸系數(shù)同時(shí)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)通過加劇企業(yè)業(yè)績波動(dòng)，進(jìn)而降低了業(yè)績預(yù)告積極性。列(4)、列(5)中，StdRoa的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明企業(yè)業(yè)績波動(dòng)越大，業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度越低；Fin的回歸系數(shù)同時(shí)均在1%的水平上顯著為正，說明企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)通過加劇企業(yè)業(yè)績波動(dòng)，進(jìn)而降低了業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度。

表12 企業(yè)業(yè)績波動(dòng)中介路徑

(二)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性中介路徑

本文采用Khan和Watts(2009)[41]的模型計(jì)算會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(Cscore)，Cscore指數(shù)越大，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高。檢驗(yàn)結(jié)果見表13。列(1)、列(2)中，F(xiàn)in對(duì)Cscore的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)金融化程度越高，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越低。列(3)中，Cscore的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，企業(yè)披露業(yè)績預(yù)告的積極性越高；Fin的回歸系數(shù)同時(shí)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)通過降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，進(jìn)而降低了業(yè)績預(yù)告積極性。列(4)、列(5)中，Cscore的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度越高；Fin的回歸系數(shù)同時(shí)均在1%的水平上顯著為正，說明企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)通過降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，進(jìn)而降低了業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度。

表13 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性中介路徑

(三)雙重代理成本中介路徑

借鑒楊德明等(2009)[42]的研究，本文采用管理費(fèi)用率(管理費(fèi)用/營業(yè)收入)衡量第一類代理成本(AC1)，采用其他應(yīng)收款占期末總資產(chǎn)比重衡量第二類代理成本(AC2)。第一類代理成本中介路徑檢驗(yàn)結(jié)果見表14。列(1)、列(2)中，F(xiàn)in對(duì)AC1的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明企業(yè)金融化程度越高，第一類代理成本越高。列(3)中，AC1的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明第一類代理成本越高，企業(yè)披露業(yè)績預(yù)告的積極性越低；Fin的回歸系數(shù)同時(shí)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)通過增加第一類代理成本，進(jìn)而降低了業(yè)績預(yù)告積極性。列(4)、列(5)中，AC1的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明第一類代理成本越高，業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度越低；Fin的回歸系數(shù)同時(shí)均在1%的水平上顯著為正，說明企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)通過增加公司第一類代理成本，從而降低了業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度。

表14 第一類代理成本中介路徑

第二類代理成本中介路徑檢驗(yàn)結(jié)果見表15。列(1)、列(2)中，F(xiàn)in對(duì)AC2的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，說明企業(yè)金融化程度越高，第二類代理成本越高。列(3)中，AC2的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明第二類代理成本越高，企業(yè)披露業(yè)績預(yù)告的積極性越低；Fin的回歸系數(shù)同時(shí)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)通過增加第二類代理成本，從而降低了業(yè)績預(yù)告積極性。列(4)、列(5)中，AC2的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明第二類代理成本越高，業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度越低；Fin的回歸系數(shù)同時(shí)均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)通過增加公司第二類代理成本，從而降低了業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度。

表15 第二類代理成本中介路徑

六、進(jìn)一步分析

前文的檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低了業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。由于我國證監(jiān)會(huì)要求業(yè)績大幅度變動(dòng)或虧損的公司必須披露業(yè)績預(yù)告，否則，可以自行選擇披露。精確度和準(zhǔn)確度較高的業(yè)績預(yù)告信息能夠?yàn)橥顿Y者提供更加有用的決策信息，提高信息透明度，降低投資者信息風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)企業(yè)業(yè)績預(yù)告屬自愿披露時(shí)，管理層和大股東會(huì)選擇自身利益最大化的披露策略。羅煒和朱春艷(2010)[43]認(rèn)為，代理成本越高，管理層會(huì)傾向于隱瞞或減少自愿性信息披露。因此，基于利潤追逐動(dòng)機(jī)的企業(yè)金融化，管理層和大股東為掩蓋他們的機(jī)會(huì)主義行為等負(fù)面信息，會(huì)通過減少自愿性業(yè)績預(yù)告披露，以掩蓋負(fù)面信息。當(dāng)業(yè)績預(yù)告屬強(qiáng)制披露時(shí)，公司沒有披露選擇權(quán)，此時(shí)，公司會(huì)傾向利用精確度和準(zhǔn)確度更低的模糊性披露以降低業(yè)績預(yù)告信息決策有用性。若檢驗(yàn)結(jié)果成立，將會(huì)進(jìn)一步證實(shí)企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低業(yè)績預(yù)告質(zhì)量這一研究結(jié)論。

表16報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)、列(2)中，F(xiàn)in×Mand對(duì)Precise、Bias的回歸系數(shù)均顯著為正，另外，F(xiàn)in對(duì)Precise、Bias的回歸系數(shù)仍均顯著為正，這說明在被強(qiáng)制披露業(yè)績預(yù)告信息企業(yè)中，企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)對(duì)業(yè)績預(yù)告精確度和準(zhǔn)確度的降低顯著高于自愿披露業(yè)績預(yù)告信息的企業(yè)，進(jìn)一步證實(shí)了企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的研究結(jié)論。

表16 業(yè)績預(yù)告披露屬性的影響

七、研究結(jié)論與展望

(一)研究結(jié)論

近年來，在金融投資超額收益的誘惑下，日趨明顯的企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)對(duì)企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的影響也日趨明顯，本文通過實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)與業(yè)績預(yù)告質(zhì)量二者之間的關(guān)聯(lián)，得出以下主要研究結(jié)論。

第一，企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)負(fù)向影響企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。實(shí)證檢驗(yàn)證實(shí)：企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量，即企業(yè)金融化程度越高，企業(yè)披露業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度越低。在金融投資超額收益的誘惑下，企業(yè)配置金融資產(chǎn)成為其獲取收益的重要途徑，也成為管理層和大股東的自利工具，阻礙了維系企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的實(shí)業(yè)投資，增加了經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，惡化了代理沖突，由此誘發(fā)管理層選擇減少業(yè)績預(yù)告披露或采用精確度和準(zhǔn)確度較低的模糊性披露以掩蓋公司負(fù)面信息。

第二，企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)影響業(yè)績預(yù)告質(zhì)量主要是通過增加企業(yè)業(yè)績波動(dòng)、降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和導(dǎo)致雙重代理成本實(shí)現(xiàn)的。企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)主要通過增加企業(yè)業(yè)績波動(dòng)、降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和增加雙重代理成本進(jìn)而降低業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。業(yè)績波動(dòng)反映公司存在經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)外傳遞出消極信號(hào)，且業(yè)績波動(dòng)也增加了管理層盈余預(yù)測的難度。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性有助于縮小盈余波動(dòng)范圍，提升會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量。第一類代理成本和第二類代理成本分別表現(xiàn)為管理層和大股東的機(jī)會(huì)主義行為，高質(zhì)量的信息披露能夠降低管理層、大股東與利益相關(guān)者的代理沖突。因此，基于利潤追逐動(dòng)機(jī)的企業(yè)金融化加劇企業(yè)業(yè)績波動(dòng)、降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、增加雙重代理成本，客觀上盈余預(yù)測難度增加，且管理層和大股東有主觀意愿通過降低業(yè)績預(yù)告質(zhì)量“隱藏”負(fù)面信息，以使自身利益最大化。

第三，企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)對(duì)業(yè)績預(yù)告影響的精確度和準(zhǔn)確度在是否被強(qiáng)制披露業(yè)績預(yù)告信息企業(yè)中存在差異。在被強(qiáng)制披露業(yè)績預(yù)告信息企業(yè)中，企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)對(duì)業(yè)績預(yù)告精確度和準(zhǔn)確度的降低顯著高于自愿披露業(yè)績預(yù)告信息的企業(yè)。管理層在業(yè)績預(yù)告披露方面具有較高的選擇空間，會(huì)選擇自身利益最大化的披露策略。企業(yè)為掩蓋其金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)帶來的負(fù)面信息，會(huì)優(yōu)先考慮減少業(yè)績預(yù)告披露，當(dāng)業(yè)績預(yù)告屬強(qiáng)制披露時(shí)，公司沒有披露選擇權(quán)，公司會(huì)利用精確度和準(zhǔn)確度更低的模糊性披露來降低業(yè)績預(yù)告信息的決策有用性。

(二)管理啟示

上述研究結(jié)論，賦予我們?nèi)缦轮饕芾韱⑹尽?/p>

第一，企業(yè)配置金融資產(chǎn)應(yīng)遵循服務(wù)于主業(yè)發(fā)展的根本要求，適度配置金融資產(chǎn)。企業(yè)適度配置金融資產(chǎn)能夠提高資產(chǎn)流動(dòng)性，增強(qiáng)資本運(yùn)營能力，促進(jìn)主業(yè)發(fā)展。但基于利潤追逐動(dòng)機(jī)的企業(yè)金融化對(duì)實(shí)業(yè)投資存在顯著的“擠出效應(yīng)”，導(dǎo)致企業(yè)業(yè)績波動(dòng)加劇，代理沖突惡化，經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)增加，不利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展，同時(shí)也會(huì)增加宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行風(fēng)險(xiǎn)。企業(yè)應(yīng)聚焦于主業(yè)發(fā)展，并結(jié)合自身情況，以服務(wù)于主業(yè)發(fā)展為根本要求，合理配置金融資產(chǎn)，利用金融投資的“蓄水池”效應(yīng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)揮反哺作用。

第二，企業(yè)應(yīng)強(qiáng)化內(nèi)部治理機(jī)制?；诶麧欁分饎?dòng)機(jī)的企業(yè)金融化背后存在嚴(yán)重的管理層和大股東的機(jī)會(huì)主義行為，損害了中小投資者利益。公司應(yīng)健全內(nèi)部控制體系，加強(qiáng)董事、監(jiān)事的監(jiān)督力度，約束管理層和大股東的機(jī)會(huì)主義行為。設(shè)置科學(xué)、合理的信息披露監(jiān)督機(jī)制，提升企業(yè)業(yè)績預(yù)告等信息披露質(zhì)量，增強(qiáng)信息披露的決策有用性。從內(nèi)部治理機(jī)制上緩解企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)的負(fù)面影響，推動(dòng)上市公司高質(zhì)量發(fā)展，保護(hù)中小投資者利益。

第三，證券監(jiān)管部門應(yīng)規(guī)范業(yè)績預(yù)告信息披露制度。企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)增加了企業(yè)的信息不對(duì)稱和代理沖突。企業(yè)業(yè)績預(yù)告所發(fā)布的前瞻性信息，能夠?qū)ν顿Y者起到及時(shí)警示作用，減少投資者信息風(fēng)險(xiǎn)，降低信息不對(duì)稱。但我國業(yè)績預(yù)告披露的自由度較高，影響了業(yè)績預(yù)告在企業(yè)金融化方面的風(fēng)險(xiǎn)警示作用。證券監(jiān)管部門應(yīng)進(jìn)一步規(guī)范業(yè)績預(yù)告信息披露制度，強(qiáng)化企業(yè)金融投資收益在業(yè)績預(yù)告中的披露，充分發(fā)揮業(yè)績預(yù)告披露對(duì)企業(yè)金融投資的風(fēng)險(xiǎn)警示作用。對(duì)于企業(yè)盈余預(yù)測范圍較為模糊、預(yù)測盈余與實(shí)際盈余偏差較大的企業(yè)應(yīng)予以關(guān)注，提升上市公司信息透明度，維護(hù)資本市場穩(wěn)定發(fā)展，保護(hù)投資者相關(guān)權(quán)益。

(三)局限與展望

本文初步探討了企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)對(duì)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的影響，接下來有必要進(jìn)一步深入研究以下相關(guān)課題。其一，本文重點(diǎn)從業(yè)績預(yù)告的積極性、精確度和準(zhǔn)確度三個(gè)緯度衡量業(yè)績預(yù)告質(zhì)量。企業(yè)業(yè)績預(yù)告中會(huì)對(duì)業(yè)績變動(dòng)原因進(jìn)行文字說明，未來可以利用文本信息挖掘，采用“業(yè)績變動(dòng)原因”中的會(huì)計(jì)術(shù)語使用頻率和定量信息比重分別衡量業(yè)績預(yù)告復(fù)雜度和業(yè)績預(yù)告詳細(xì)度。企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)是否也會(huì)影響業(yè)績預(yù)告的復(fù)雜度和詳細(xì)度有待進(jìn)一步探討。其二，在中國現(xiàn)有業(yè)績預(yù)告制度下，企業(yè)業(yè)績預(yù)告披露本身存在較高的自由裁量空間，企業(yè)利用業(yè)績預(yù)告掩蓋負(fù)面信息的可操作性較強(qiáng)。企業(yè)是否還存在操縱其他信息披露方式掩蓋金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)的負(fù)面信息，值得進(jìn)一步探討。其三，本文研究證實(shí)企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低了企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量，但對(duì)于緩解企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低企業(yè)業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的治理機(jī)制尚未探討。對(duì)于企業(yè)金融化利潤追逐動(dòng)機(jī)降低業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的治理機(jī)制挖掘，成為后續(xù)研究的一個(gè)方向。