企業金融化對會計信息價值相關性的影響研究
——基于浙江省上市公司的實證檢驗

萬里山（紹興通大會計師事務所 浙江紹興 312000）

一、引言

近年來，我國經濟增速放緩，經濟結構轉型升級，逐漸步入新常態。面對市場競爭加劇、客戶需求個性化愈發突出等經濟不確定性因素增多的風險，作為曾經是我國經濟高速增長核心驅動力的實體經濟，實業投資率持續下降（張成思和張步曇，2016）。以“賺快錢”且“獲利優厚”著稱、日益膨脹的金融業，吸引著諸多竭力探求新利潤增長點的企業，致使其金融資產配置比持續升高，“棄實向虛”（宋軍和陸旸，2015；文春暉等，2018；李馨子等，2019），紛紛參與金融投資。

已有研究表明，企業金融化，其短期業績的增加是以犧牲長期利潤為代價的（戴澤偉和潘松劍，2019），“擠占”了創新投資（王紅建等，2017），不利于提升企業的核心競爭力與可持續發展能力。持有較大比重的金融資產，加大了企業的財務杠桿（劉貫春等，2018），降低了企業的財務績效（李建軍和馬思超，2017），減少了企業對相關信息的披露（許志勇和鄧超，2019），且導致真實盈余管理活動增加，信息質量有所下降（胡聰慧等，2015），負向影響企業市場價值（胡奕明等，2017；閆海洲和陳百助，2018；彭俞超等，2018）。但少有研究涉及企業金融資產持有量是否影響其會計信息價值相關性。

借鑒已有研究，本文以每股凈資產、每股凈利潤與股價之間的關系表示會計信息價值相關性；以2018年浙江省滬深A股上市公司數據為樣本，就企業金融化是否影響會計信息價值相關性進行實證檢驗，以期擴充現有相關研究領域，也為企業注重實業經營、做實做強主業、注重創新驅動發展、努力增強核心競爭力、實現可持續長久發展提供了有益中肯的管理建議。

二、文獻回顧與研究假設

企業披露的會計信息，對投資人及企業管理層來說都較為重要，尤其是盈余信息，對企業股價或股票累計超額回報率具有一定的解釋力度，是投資決策的重要參考依據。適當的會計信息傳遞，在一定程度上緩解了資本市場上的信息不對稱問題，降低了股票市場上的效率損失（Scott，1997）。作為決策有用性的核心，大量研究證實了會計價值相關性的存在（Ball and Brown，1968；Ohlson，1995；陳信元等，2002；樊帥等，2018）。就其影響因素，我國學者研究頗多，認為公司特征（洪劍峭和方軍雄，2005；于鵬，2007；葉康濤等，2014）、外部監督（張景奇等，2006；沈洪濤和楊熠，2008；李虹和田馬飛，2015；顏恩點和曾慶生，2018；陳麗紅等，2019）、管理層特性等（毛新述等，2013；姜付秀等，2016；樊帥，2018；彭情和唐雪松，2019）皆與之有一定的相關性，但忽視了企業金融資產持有量的影響。

在經濟結構轉型升級背景下，我國實業投資報酬率有所下滑，而得益于政策優勢的金融業卻效率普增（羅來軍等，2016）。股東利益最大化及高管自身薪酬提升的價值導向驅使企業不斷增大金融資產配置比例，以期獲取較高的短期業績（劉姝雯等，2019），不僅擠占了研發支出等實體性資本投入（解維敏，2018），加大了財務杠桿（劉貫春等，2018），增加了經營風險，而且容易使企業忽視對社會責任的承擔（許志勇和鄧超，2019），資源錯配，反而導致企業業績下滑（戚聿東和張任之，2018）。為維護企業良好的社會形象，管理層竭力隱瞞或減少相關信息披露，降低了企業信息質量（胡聰慧等，2015），進而加大了資本市場的信息不對稱程度，企業股價崩盤的概率升高（彭俞超等，2018）。

企業金融資產配比高，在投資人看來有“不務正業”之嫌，其主營業務的可持續性值得懷疑。Roychowdhury（2006）的研究指出，以金融產品投資收益掩飾主營收入下降的真實盈余管理是企業維持“表面繁榮”的一種策略性方法。在公允價值計量準則下，上市公司的這種盈余操縱容易使投資人對公司價值產生誤判（胡聰慧等，2015）。若金融資產配置被審計師列為關鍵審計事項予以披露，容易引起投資人關注其背后暗含的潛在風險（Sirois et al.，2017）。由于金融資產的高風險性，處于信息劣勢且關注有限的投資人對企業風險的感知偏差增大，認為企業的不確定性因素可能遠高于其預估的水平，導致其懷疑企業的會計信息質量，轉而關注關鍵審計事項所提示的風險信息，因而降低了盈余價值的相關性（陳麗紅等，2019）。彭情和唐雪松（2019）認為，企業所披露信息的質量是投資人確定股價時的重要依據，一旦其質疑企業會計盈余的可信度，在決策時必然減少對其的依賴，進而使會計信息價值相關性減弱。基于上述分析，本文提出如下假設：

H：企業金融化降低了會計信息價值相關性。

本文的具體研究路徑如圖1所示。

圖1 研究路徑分析

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本研究實證部分所用數據取自2018年浙江省滬深A股上市公司，剔除金融保險類、房地產類以及ST類上市公司，最終獲取387個有效樣本。所有財務數據均來自CSMAR數據庫。為控制異常觀測值對檢驗結果的影響，就連續型變量兩端進行了1%和99%的Winsorize處理。

（二）變量與模型

參考李虹和田馬飛（2015）的研究，本文構建以下模型進行檢驗：

其中，因變量Pi為股價。由于部分上市公司財務報告披露滯后以及股價波動性較大，本文借鑒陳麗紅等（2019）的研究方法，以前后兩次年報披露截止日期間（2018年5月1日至2019年4月30日）上市公司股票月交易收盤價的平均值表示。EPSi為i公司當年的每股盈余，以稅后凈利潤除以期末股本總數表示。BVPSi為i公司當年每股凈資產，以期末股東權益除以期末股本總額度量。本文參照李馨子等（2019）的方法，使用金融資產占總資產比例表示企業金融化程度（Finai），其中金融資產包括持有至到期投資、交易性金融資產、衍生性金融資產、可供出售金融資產、投資性房地產及各類理財產品?？刂谱兞緾ontrolsi包括成長性（Growthi）、董事會規模（Boardi）、兩權分離度（Sepai）及行業（Ind）。具體變量定義詳見表1。

表1 變量說明

四、實證結果及分析

（一）描述性統計

表2為主要變量的描述性統計。Fina的最大值為0.65，最小值為0，說明樣本公司的金融資產配置比例有較大差異。就統計數量分析，有368家樣本公司不同程度地持有金融資產，占總樣本數的95%。凈利潤EPS與凈資產BVPS的最大值與最小值差距較大，說明樣本公司的盈利能力差異較大。

（二）回歸結果分析

下頁表 3列（1）、列（3）的 EPS和 BVPS的系數分別為7.942和1.588，顯著為正，與已有研究的結論一致，說明樣本公司的盈余信息具有一定的信息含量。所有列中，Fina的系數皆不顯著，說明樣本公司的金融資產投資與其股價無明顯關系。列（2）中EPS×Fina的系數不顯著，說明樣本公司的金融資產投資水平并未影響每股凈利潤與股價的正相關性。而列（4）中BVPS×Fina的系數為-2.655，在10%的水平上顯著為負，說明樣本公司的金融化程度越高，每股凈資產與股價的相關性越低。綜合來看，企業金融化水平在一定程度上降低了會計信息價值相關性，證實了本文的研究假設。進一步地，對收集的年報數據進行分析，發現368家（占總樣本的95%）持有不同比例金融資產的樣本公司中，有323家期末計提了不同金額的金融資產減值準備。這也說明，金融資產投資不一定能改善企業的財務業績；過度金融化反而會惡化企業的財務業績（李建軍和馬思超，2017）。

五、進一步檢驗分析

（一）產權性質差異

國有企業與非國有企業在我國經濟社會中承擔的角色不同，其經營目的、公司治理模式等存在明顯差別，相同的經營行為產生的經濟效果可能有別。同樣從事金融資產投資，對國有企業與非國有企業會計信息價值相關性的影響可能有所區別。因此，本文構建以下模型進行檢驗。

表3 多元回歸結果

其中，Soei為產權性質代理變量，以國有企業=1、非國有企業=0表示。主要變量回歸結果如表4列（1）、列（2）所示?？梢钥闯鯢ina×EPS×Soe與Fina×BVPS×Soe的系數都不顯著。說明企業金融化水平對會計信息價值相關性的影響在國有企業與非國有企業之間無顯著差異。其原因可能是，企業金融化并不因國有企業與非國有企業之分而影響企業對信息的披露（許志勇和鄧超，2019），因而未能影響投資人在做出決策時對企業會計信息的關注程度。

表4 多元回歸結果

（二）會計師事務所類型

陳麗紅等（2019）研究認為，依據中注協2016年12月23日發布的《中國注冊會計師審計準則第 1504 號——在審計報告中溝通關鍵審計事項》等12項審計準則的規定，當與金融資產有關的公允價值計量、減值準備等事項被審計師作為高風險的關鍵審計事項予以披露時，審計師需就構成關鍵審計事項的理由、審計中的應對措施、審計程序概要、審計程序結果等作出說明。這些信息的披露有利于提示投資人對相關風險的認識，為其提供了增量有用的決策信息，增加其對審計后盈余信息的信賴程度，提高了會計信息的價值相關性。

通常來說，國際“四大”會計師事務所的專業性更強，特別是在金融領域的專業水平較非國際“四大”更高，擅長于識別、判斷企業持有金融資產的潛在風險（李馨子等，2019），并決定是否將其列為關鍵審計事項予以披露，從而更能提高企業會計信息的透明度與年報的質量。投資人在做出決策時，會更加信任由其審計后的企業會計信息，進而增強了金融資產配置水平對會計信息價值相關性的影響。本文以BIG4（年報由國際“四大”審計取1，否則取0）作為會計師事務所類型的代理指標，替代模型（3）中的產權性質變量（Soe）進行回歸，結果如上頁表4列（3）、列（4）所示。表4列（3）的Fina×EPS系數為負且在1%水平上顯著，但Fina×EPS×BIG4系數在5%水平上顯著為正，而列（4）中Fina×BVPS和Fina×BVPS×BIG4的系數都不顯著，說明由“四大”提供審計服務，總體上緩解了企業金融化對會計信息價值相關性的負向影響作用。

（三）金融資產類別

胡聰慧等（2015）研究指出，上市公司普遍存在利用以公允價值計量的可供出售金融資產的持有收益策略性地進行盈余操縱，以誤導投資人對企業價值做出的判斷。可以推斷，不同類別的金融資產對會計信息價值相關性的影響可能有別。從本研究所選擇的樣本進行分析，發現樣本公司持有的金融資產按比重大小依次為：可供出售金融資產、投資性房地產和交易性金融資產。分別使用SalFin、InhFin和TraFin作為三類金融資產的代理指標，替代模型（2）中的Fina重新進行回歸。主要變量的回歸結果如表5所示。

表 5中僅列（2）、列（6）的 SalFin×BVPS與 TraFin×BVPS的系數顯著為負，其余變量的系數皆不顯著，說明可供出售金融資產與交易性金融資產是負向影響會計信息價值相關性的兩個主要類型的金融資產。原因在于，這兩類金融資產按《企業會計準則第22號——金融工具確認和計量》的規定應以公允價值計量。對于公允價值變動，前者計入所有者權益，后者計入當期損益，故常成為粉飾業績、隱藏負面信息的工具，導致企業經營風險增加及信息質量下降（彭俞超等，2018），因而降低了投資人對企業會計信息的信任程度。

六、穩健性檢驗

為證明本研究結論的穩健性，對回歸結果中各變量進行了VIF因子檢驗，其值均小于5，說明模型無明顯的多重共線性問題。同時，參考陳信元等（2002）的研究思路，使用凈利潤、股票月度平均超額收益率及金融資產年度變動率為替代變量，并考慮橫斷面數據可能存在的異方差問題，采用WLS回歸法對模型重新進行回歸，主要結論依然穩健。

表5 多元回歸結果

七、研究結論與局限

本文研究發現，企業金融化水平對會計信息價值相關性具有負向影響效應，其中尤以對每股凈資產與股價的價值相關性產生的負向作用明顯，對每股凈利潤與股價的價值相關性無顯著影響。這說明企業通過更多的金融資產投資以提高會計盈余的短期行為并不能影響投資人決策時對企業盈余信息的利用程度，反而會導致其對企業盈余信息關注度的降低，進而對企業的市場價值產生負面效應。這一結論在國有企業與非國有企業之間沒有明顯區別。而由國際“四大”會計師事務所提供審計服務，則從總體上緩解了企業金融化對會計信息價值相關性的負向影響作用。同時，本文研究還顯示可供出售金融資產和交易性金融資產是負向影響會計信息價值相關性的兩大主要類型的金融資產。

針對上述研究結論，本文提出如下建議：以主營業務為本，注重實體投資，努力提升企業核心競爭力，追求企業長期的良好可持續發展。企圖通過金融投機改變會計方法提升企業股價的行為，隨著資本市場的日臻完善以及投資人專業水平的提高，已不再有效。已有研究表明會計盈余決策有用性呈下降趨勢（Ball and Shivakumar，2008），非財務信息同樣具有一定的信息含量（Edmans，2014；彭情，2019）。可見，投資人在決策時不僅依據企業的盈余信息，也看重企業的非財務信息，綜合權衡企業的內在發展能力與潛在風險，進而決定企業的市場價值。金融資產投資盡管可以在短期獲利，但長期來看并未促進企業的實業發展（戴澤偉和潘松劍，2019）。

金融發展與金融化在促進經濟增長的同時，也對經濟發展產生了一系列負面作用。VUCA時代，在我國經濟結構轉型升級的過程中，企業金融化的動機與后果是多元的，本文僅從有限的視角研究了其影響作用，尚顯片面。此外，本研究所用數據為橫截面數據，而非面板數據，樣本僅限于浙江省上市公司，樣本量偏??；若將該研究結論進一步拓展至境內所有企業尚缺乏說服力，后續研究中將進一步克服上述缺陷。