企業金融化造成審計延遲了嗎？

| 林鐘高 李文燦

企業金融化 審計延遲 審計風險 信息披露

一、引言

在我國實體經濟發展乏力、虛擬經濟迅猛膨脹的背景下，實體企業為獲得足夠利潤，將大量資金投入金融領域，導致實體企業空心化日益加劇，實體經濟呈現金融化趨勢（彭俞超等，2018）。一方面，泛金融業增加值在GDP總量占比超過制造業增加值占比，宏觀層面金融化趨勢進一步加深。另一方面，實體企業的金融資產占比和金融獲利占比不斷提高，微觀層面金融化現象日益明顯。實體經濟與虛擬經濟發展不平衡，加大系統性金融風險，阻礙經濟健康可持續發展。為此，國家“十四五”規劃再次將實體經濟擺在突出的位置，明確“堅持把發展經濟著力點放在實體經濟上”。2021年政府工作報告強調，“金融機構要堅守服務實體經濟的本分”。因此，探討企業金融化經濟后果對引導金融與實體經濟良性循環具有重要意義。

學術界圍繞“蓄水池效應”和“擠出效應”對企業金融化的經濟后果展開大量研究。基于“蓄水池效應”，企業金融化程度的提高，增強融資能力和效率，提升企業研發投入，降低企業違約風險（Gehringer，2013；楊松令等，2019；鄧路等，2020）。基于“擠出效應”，企業過度投資金融資產，降低實業投資效率，減少企業創新產出，抑制行業經濟發展（Tori和Onaran，2018；萬良勇等，2020；Tomaskovic-Devey等，2015）。外部審計作為資本市場的重要中介，對監督企業經營活動、提高信息披露質量、增強信息使用效率起到關鍵作用。有研究表明，審計師能夠識別企業金融化帶來的審計風險，更易出具非標準審計意見，收取更高的審計費用（孫洪鋒和劉嫦，2019）。同時，金融化程度高的企業，為規避監督，偏向于選擇質量不高的審計師，降低了審計質量（李百興等，2020；董小紅和孫文祥，2021）。現實中，更為常見的是，年報披露預約時間經常發生變更，這種變更很大程度上來自于審計延遲，可惜的是，尚無文獻研究企業金融化與審計延遲的關系。審計延遲是指資產負債表日到審計報告日的時間間隔，一定程度上體現出審計師的工作時間及審計效率（Abernathy等，2017）。已有研究發現，共享審計師形成的 “執業網絡”，幫助審計師高效地完成審計工作，降低審計延遲（孫龍淵等，2021）；控股股東股權質押導致大股東掏空問題，增加審計延遲（任莉莉和張瑞君，2018）；簽字會計師輪換增加審計師工作時間，提高審計延遲（Sharma等，2017）。那么，企業金融化是否會影響審計延遲？如果存在影響，其傳導路徑是什么？

為解答上述問題，本文以2010-2020年A股上市公司為樣本，探究企業金融化對審計延遲的影響及其機理。可能的貢獻在于：第一，基于風險傳導機理，結合審計契約雙方關系，考察企業金融化對審計延遲的影響，揭開兩者間的“黑箱”，不僅補充了企業金融化經濟后果的經驗證據，同時為審計延遲的研究提供一個全新視角。第二，從審計視角評價企業金融化的經濟后果，深化對經濟新常態下實體企業金融投資行為的認識，為政府相關監管部門規范企業財務行為、防范資本市場風險、治理“脫實向虛”問題提供參考。

二、理論分析與研究假設

審計延遲影響財務報告信息披露的及時性，對財務報告的有用性、相關性至關重要，較長的審計延遲則表示審計師在審計過程中遇到了困難，包括在審計意見出具方面與上市公司的博弈困境等。在風險導向審計指引下，審計師為了降低審計風險，會對高風險客戶投入更多審計時間。伴隨著我國實體經濟“脫實向虛”的趨勢，更多非金融類企業將原本應該投入到主業發展的資金轉而投向高風險高收益的金融領域，這種“舍本逐末”的行為無疑給審計師執行審計工作帶來風險。那么，審計師面對企業金融化帶來的審計風險，在執行審計工作時，是否會做出更為謹慎的審計決策，從而影響審計時間投入，造成審計延遲呢？

從信號傳遞視角看，企業金融化增加經營風險，向審計師傳遞風險信號，引導審計師增加審計時間投入，提高審計延遲。在宏觀經濟下行和實業投資利潤率低的背景下，實體企業投資金融領域的主要動機是利潤追逐，這更多地表現出對實體經濟的“擠出效應”，加劇企業的經營風險（楊有紅和趙曉梅，2021）。首先，金融領域的高收益使企業降低投資效率（Orhangazi，2008），抑制企業主業投資和經營活動，企業陷入無限的炒錢循環中，導致企業資產配置偏離主業發展，影響未來主業業績和發展能力，使企業缺少必要的核心競爭力，增加企業經營風險（杜勇等，2017）。其次，投資金融資產雖然可以獲得超額收益，但受到金融產品自身屬性和外部風險因素影響，投資金融產品面臨著較高的不確定性，加上非金融類企業在金融信息獲取等專業方面的劣勢，對金融資產配置和風險識別管理能力較弱（李建軍和韓珣，2019），一旦不能有效應對金融風險，將極易導致企業財務困境、股價崩盤、破產倒閉等嚴重后果。最后，根據資源配置理論，企業投資于金融資產的資金越多，用于固定資產投資的資金必然減少，使企業的抵押資產不足，而銀行等金融機構與企業間存在信息不對稱，缺乏抵押品會給企業帶來融資歧視，降低企業的償債和籌資能力，提高獲得信貸資金的成本，增加企業出現資金短缺的風險（趙芮和曹廷貴，2021），進而對企業日常經營產生非常不利的影響，企業經營風險也隨之急劇上升。依據風險導向審計，被審計單位的風險是審計風險的重要來源，而審計風險是決定審計投入的關鍵所在（王仲兵等，2021）。因此，客戶經營風險的增加，使審計師將企業金融化識別為高風險事項，致使其投入更多時間開展審計工作（Bell等，2008），充分了解被審計單位的經營風險，適當擴大審計范圍、實施更多的審計程序、保證審計證據充分適當，執行更高質量的審計，以降低未來可能承擔的風險和損失，從而導致審計延遲更長。

從委托代理視角看，企業金融化增強了管理層的投資視野短期化和大股東資源“掏空”動機，審計師為降低自身承擔的法律責任，付出更多努力進行審計，審計延遲越長。一方面，企業金融化加劇了管理層和股東的委托代理問題。金融投資領域具有高收益率和高流動性的特點，吸引管理層利用資本市場實施跨行業套利行為，以謀求現有業績表現和短期經濟利益，從而造成管理者眼光短淺的投資行為，忽略企業長遠的發展目標，部分企業甚至陷入“投資金融資產—獲得高額利益—投資金融資產”的循環（杜勇等，2017）。同時，基于金融投資“重獎輕罰”現象，管理層的薪酬隨金融投資收益增加而增加，如果投資失敗導致企業利益受損，管理層可以將問題歸因于外部因素，盡可能降低對自身利益的不利影響，進一步刺激管理層進行非效率投資等短視行為。此外，依據自由現金流理論，當企業現金流充裕時，管理層會存在浪費資源或不理性投資行為，惡化管理者與股東的關系，提高代理成本（杜勇等，2019）。 另一方面，企業金融化加劇了大股東與小股東的委托代理問題。我國上市公司具有“一股獨大”的特點，控股股東有能力操控管理層，并與其合謀，以達到對中小股東利益侵占的目的（Burkart等，2003）。金融資產配置增加大股東和管理層的可支配資源，加劇管理層和大股東侵占小股東利益的傾向。并且，大股東具有轉移企業資源的能力，金融化則為資源“掏空”行為提供便利（趙林丹和梁琪，2021），增加大股東謀取私利的動機，加劇企業的代理風險。外部審計是緩解代理成本的有效方式，但當企業代理沖突嚴重時，則提高審計師面臨的審計風險（Simunic，1980），執行審計業務難度的上升，加大審計失敗的概率，

審計師的聲譽可能因此受損，其需要投入更多的審計時間，以保障較高的審計質量，降低自身面臨的風險。

從業務復雜度視角看，企業金融化提高了業務復雜度，增加審計師的工作難度，促使其投入更多精力，導致審計延遲的提升。首先，企業金融化導致金融資產規模擴大，而多數金融資產以公允價值計量，這給企業管理者自主裁定金融資產價值評估及計量創造條件，增加其對利潤操縱的空間，提高財務造假的可能性，審計師需要付出更多投入，實施更多的實質性程序，以正確評估金融資產的公允價值（Hogan和Wilkins，2008），進而出具公允的審計報告。其次，金融化程度導致企業經營模式和利潤結構區別于傳統實體企業，加上高金融化的企業易受外生事件沖擊，降低過去會計信息的可比性，削弱審計師依靠對傳統實體企業審計積累的經驗提供審計服務的效率（孫洪鋒和劉嫦，2019），這客觀增加了審計師執行審計工作的困難，在同等條件下其需要更努力地搜集審計證據（Bentley等，2013），同時，缺少經驗的審計師會提高審計延遲（潘臨和張龍平，2019）。此外，審計師需要花費時間掌握一定的金融資產定價、評估、管理等方面的專業知識，并對金融市場監管政策深入了解，以應對金融資產給審計工作增加的復雜性（劉禹君和劉嫣然，2020）。最后，企業金融化通過抑制未來主業發展、加劇金融產品風險傳染、提高未來信貸成本等方面，增加了企業的經營風險，而在經理人市場的代理權競爭和聲譽機制的作用下，過高的經營風險加大經理人被淘汰的概率，促使經理人努力地工作。多元化經營可以降低公司整體的風險，并且在外部市場制度不健全的情況下，企業多元化經營的動機在于抵抗外部市場風險（Kedia，2006）。管理層為晉升至更高的崗位，傾向于實施多元化戰略以分散風險。但企業多元化降低了盈余持續性，不利于企業高質量發展（徐高彥和王晶，2020），同時也增加了業務復雜性，致使審計師難以保障審計質量，因此其會投入更多的審計時間進行稽查，以降低審計風險。

基于以上分析，提出研究假設：

H：保持其他條件不變，企業的金融化水平越高，審計延遲的可能性越大。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

考慮到2008年全球金融危機對金融投資的影響，選取2010-2020年我國A股上市公司為研究對象，剔除金融保險、房地產以及數據缺失的樣本公司，最后得到共計20886個樣本觀察值。數據均來自于國泰安數據庫和萬德數據庫。為排除極端值的影響，對所有連續變量進行上下1%的Winsorize處理。主要的統計分析借助Stata 15.0軟件完成。

（二）模型設定及變量定義

1.模型設定。為了檢驗研究假設，設定模型（1）：

2.變量定義。

（1）被解釋變量：審計延遲（Delay）。借鑒孫龍淵等（2021）的研究，采用審計報告公告日與財務報表日之間相差的天數來衡量審計延遲。

（2）解釋變量：企業金融化(fin)。借鑒董小紅和孫文祥(2021)以及趙芮和曹廷貴(2021)的研究，采用金融資產占總資產比例衡量企業金融化。其中金融資產包括交易性金融資產、可供出售金融資產凈額、衍生金融資產、持有至到期投資凈額、長期股權投資凈額、投資性房地產凈額。需要說明的是，2019 年實施新金融工具會計準則，因此對2018 年以后“持有到期投資”用“債權投資”代替，“可供出售金融資產”用“其他債權投資”與“其他權益工具”之和代替。

在借鑒孫龍淵等(2021)、沈璐和陳祖英(2020)的研究基礎上，控制其他變量，具體定義見表1。

表1 變量定義

四、回歸結果及其實證分析

（一）描述性統計

如表2所示，審計延遲(Delay)的均值約為97天，中位數為101天，即大部分上市公司在4月初披露審計報告，表明總體審計延遲較長；同時，極差為83天，說明公司間的審計延遲差異較大。企業金融化（fin）的均值為0.069，最大值是 0.521，表明樣本企業的金融資產占總資產的比重約為 6.90%，且部分樣本企業該比例超過50%，可見雖然實體企業金融化程度存在較大差異，但都有明顯的金融化傾向，這與部分研究結果基本一致。控制變量的均值和中位數大致相同，符合正態分布。

表2 描述性統計

（二）相關性統計

從表3主要變量的Pearson和Spearman相關系數來看，企業金融化（fin）與審計延遲（Delay）的Pearson相關系數和Spearman相關系數分別為0.076、0.105，在1%的水平上顯著正相關，這初步說明，企業金融化對審計延遲具有顯著的正向影響，驗證了研究假設，即企業金融化提高了審計延遲。但還需要在控制其他變量和因素的基礎上進一步檢驗分析，以得出更可靠嚴謹的結論。此外，變量間的相關系數均低于0.5，初步判斷模型不存在多重共線性。

表3 相關系數表

（三）多元回歸分析

多元回歸分析結果如表4所示。根據列(1)回歸結果可以看出，企業金融化（fin）與審計延遲（Delay）的系數在1%水平上為正，說明企業金融化提高了審計延遲，驗證了研究假設。這表明企業金融化加劇企業經營風險、代理成本和業務復雜度等問題，給審計師執行審計工作帶來較大的審計風險，增加了審計師審計時間的投入，審計延遲的可能性更大。此外，審計復雜度（InvRec）和審計意見（Opin）系數都在1%水平上為正，國際四大（Big4）系數在1%水平上為負，表明審計工作復雜度提高了審計延遲，被出具非標準審計意見的公司更可能發生審計延遲，而國際四大事務所憑借其豐富的審計經驗和優質的審計資源，可以降低審計延遲。為控制個體差異的影響，采取固定效應面板數據回歸，結果見列（2），企業金融化（fin）與審計延遲（Delay）的系數在5%水平上為正，研究假設結論依然成立。為減少內生性問題，對解釋變量和控制變量滯后一期，結果見列（3），企業金融化（fin）的系數為正，且在1%水平上顯著，與研究假設結論一致。

表4 企業金融化與審計延遲

（四）內生性檢驗

1.工具變量法。為進一步控制內生性問題，借鑒董小紅和孫文祥（2021）的方法，采用投資收益占凈利潤的比例作為工具變量（IV），對模型進行2SLS測試。因為投資收益與企業金融化密切相關，而審計師工作時間的投入并不直接受到企業投資收益的影響，此工具變量與審計延遲不存在明顯的相關性。同時，該工具變量的不可識別檢驗的統計量為409.726，弱工具變量檢驗的統計量為347.670，均通過了檢驗，說明工具變量選取合理。回歸結果見表5列（1）和列（2），在第一階段，工具變量（IV）與企業金融化（fin）顯著正相關，表明投資收益增加企業配置金融資產的動機；在第二階段，企業金融化（fin）與審計延遲（Delay）的相關系數仍在1%水平上顯著為正，與研究假設結論一致。為增加結果的穩健性，進一步采用兩步最優GMM、LIML的計量方法，回歸結果如表5列（3）和列（4）所示，都與2SLS的結果一致，再次證明工具變量選取的合理性，也說明研究假設實質上未受內生性的影響。

表5 內生性檢驗結果

2.Heckman兩階段。考慮到樣本可能存在選擇偏誤，借鑒肖忠意等（2021）的方法，采用 Heckman 兩階段模型檢驗，將企業金融資產是否高于年度行業均值作為工具變量，即設置虛擬變量（fin_dum），若企業金融化高于年度行業均值賦值1，否則賦值0。同時，用模型（1）中的控制變量建立Probit 模型，估計出逆米爾斯系數（IMR），再將其加入主回歸模型。表5列（6）報告了回歸結果。可見，在控制樣本選擇偏誤后，企業金融化（fin）與審計延遲（Delay）系數在1%水平上顯著正相關，研究假設仍然成立。

（五）穩健性檢驗

為確保結論的可靠性，進行如下穩健性檢驗：

1.替換被解釋變量。用審計報告日與資產負債表日間隔天數的自然對數衡量審計延遲，結果如表6列（1）所示，研究假設結果不變。

表6 穩健性檢驗結果

2.替換解釋變量。借鑒顧雷雷等（2020）的研究，擴大金融資產范圍，重新計算企業金融化程度，結果如表6列（2）所示，研究假設結果不變。

3.雙重聚類調整。為緩解異方差和序列相關問題，借鑒杜勇等（2017）的研究，調整企業和年度層面的標準誤，結果如表6列（3）所示，研究假設結果不變。

4.制造業回歸。考慮到制造業是實體經濟體的主體，只對制造業樣本進行回歸，結果如表6列（4）所示，研究假設結果不變。

五、進一步研究：基于影響機理與金融化資產類別的分析

據前文分析，企業金融化加劇企業經營風險、惡化委托代理問題、增加業務復雜度，進而提高了審計延遲。那么，經營風險、代理成本、業務復雜度是否以及如何對審計延遲產生影響的呢？同時，企業金融化從時間軸（流動性）看，金融資產可分為短期金融資產和長期金融資產，短期金融資產持有期短、變現能力強、流動性較好，而長期金融資產持有期長、變現能力弱、流動性較差。那么，不同類型的金融資產是否會對審計延遲產生差異性影響？接下來，本文將對上述問題做進一步檢驗分析。

（一）企業金融化對審計延遲的影響機理研究

首先，投資金融資產面臨較高的不確定性，對實體經濟產生 “擠出效應”，抑制企業未來主業發展，降低企業償債與籌資能力，加劇企業日常經營風險，為降低經營風險所引發的財務報告重大錯報風險，審計師會投入更多的時間與精力，從而增加審計延遲。其次，金融資產的高收益刺激管理者投資短視行為，且企業短期業績的提高會增加管理者薪酬，進一步加深了非理性投資行為；同時，企業金融化增加大股東資源配置權限，給其“掏空”企業資源創造條件，惡化了委托代理問題，提高了審計風險，審計師為此需花費更多時間，提高了審計延遲。最后，金融資產以公允價值計量的特點增加了審計難度，提高了企業經營模式的復雜性；此外，管理者為職業發展考慮，有動機通過多元化經營降低過高的經營風險，進一步增加被審計單位業務的復雜度，面對審計工作量的大幅提高，審計師不得不增加審計延遲以出具高質量的審計報告。

借鑒溫忠麟等（2004）的研究，建立模型（2）、（3）檢驗中介效應。

1.加劇企業經營風險。借鑒趙芮和曹廷貴（2021）[19］的方法，用經行業調整的資產收益率（Roa）的三期滾動標準差衡量企業經營風險（Risk），該變量數值越大，說明企業經營風險越高。檢驗結果見表7列（1）和列（2）。從列（1）可以看出，企業金融化（fin）系數在1%水平上為正，說明企業金融化提高了經營風險。列（2）結果表明，經營風險（Risk）系數在5%水平上為正，企業金融化（fin）系數在1%水平上為正，說明企業金融化提高經營風險進而提升審計延遲。為保證結果可靠性，對中介效應進行bootstrap檢驗，如表7下方所示， bootstrap檢驗的間接效應和直接效應在95%置信區間下均不包含0，表明經營風險（Risk）具有部分中介效應。

表7 中介效應與融資產類別的檢驗結果

2.惡化委托代理問題。借鑒Ang等（2000）的方法，用總資產周轉率（營業收入/總資產）衡量管理層非效率投資的第一類代理成本，該變量數值越小，說明第一類代理成本越高。借鑒姜國華和岳衡（2005）的方法，用大股東占款（其他應收款/總資產）衡量第二類代理成本，該變量數值越大，說明第二類代理成本越高。檢驗結果見表7列（3）至列（6）。從列（3）和列（5）可以看出，企業金融化（fin）系數在1%水平上分別為負、正，說明企業金融化顯著增加了兩類代理成本。列（4）和列（6）結果表明，兩類代理成本（AC1、AC2）系數分別在1%水平上為負、1%水平上為正，企業金融化（fin）系數在1%水平上為正，說明企業金融化通過增加代理成本提高審計延遲。為保證結果可靠性，對中介效應進行bootstrap檢驗，如表7下方所示，bootstrap檢驗的間接效應和直接效應在95%置信區間下均不包含0，表明兩類代理成本（AC1、AC2）具有部分中介效應。

3.增加業務復雜度。借鑒向誠和陳逢文（2019）的研究，用公司各行業業務收入的赫芬達爾指數衡量業務復雜度（Dyh_hhi），該變量數值越小，說明業務復雜度越高。檢驗結果見表7列（7）和列（8）。從列（7）可以看出，企業金融化（fin）系數在1%水平上為負，說明企業金融化顯著提高了業務復雜度。列（8）結果表明，業務復雜度（Dyh_hhi）系數在5%水平上為負，企業金融化（fin）系數在1%水平上為正，說明企業金融化通過增加業務復雜度提升審計延遲。為保證結果可靠性，對中介效應進行bootstrap檢驗，如表7下方所示， bootstrap檢驗的間接效應和直接效應在95%置信區間下均不包含0，表明業務復雜度（Dyh_hhi）具有部分中介效應。

（二）區分金融資產類型對審計延遲的影響效果研究

金融資產按照流動性可進一步分為短期金融資產和長期金融資產。短期金融資產具有流動性強和變現速度快的特點，可以有效減少現金流短缺、緩解融資約束、降低經營風險，且占用主業資金時間相對較少，更易發揮“蓄水池效應”。而長期金融資產轉換成本高、變現能力差，不能及時滿足企業日常經營的資金需求，從而表現出“擠出效應”（黃賢環等，2018）。相較而言，長期金融資產給未來現金流帶來不確定性，增加公司未來經營風險，不利于公司內部治理，加大業務復雜度，造成更嚴重的審計風險，審計師需要付出更多的時間，導致更長的審計延遲。

考慮到不同金融資產類型可能對審計延遲產生差異化影響，借鑒黃賢環等（2018）的方法，用短期金融資產占總資產比例衡量短期金融資產（short），用長期金融資產占總資產比例衡量長期金融資產（long）。兩個變量數值越大，說明長短期金融資產占比越高。回歸結果見表7列（9）和列（10）。列（9）的短期金融資產（short）系數正向不顯著，說明短期金融資產并未顯著增加審計延遲。列（10）的長期金融資產（long）系數在1%水平上為正，表明長期金融資產更具“擠出效應”，從而提高審計延遲。

六、研究結論與啟示

本文以2010—2020年滬深A股非金融、房地產類上市公司為樣本，考察企業金融化對審計延遲的影響。研究發現：企業金融化程度越高，審計延遲發生的概率越大；企業金融化通過加劇企業經營風險、惡化委托代理問題、增加業務復雜度，促使審計師投入更多時間執行審計業務，從而增加了審計延遲；與短期金融資產相比，長期金融資產對審計延遲的提高效果更明顯，表明類型不同的金融資產經濟后果存在著明顯差異，長期金融資產變現能力差，更具有“擠出效應”。

啟示在于：第一，政府監管部門應完善金融市場體系，規范實體企業的金融投資行為，促進實體經濟與虛擬經濟協同發展，同時，優化公司年報披露制度，加強對會計師事務所的監督，提高會計信息及時性，以提升資本市場運行效率。第二，企業應完善現代公司治理體系，構建合理的管理層團隊，理性參與金融市場投資，并積極配合外部審計工作，及時準確地披露財務報告，增強會計信息決策有用性。第三，審計師應提高風險意識和自身實力，謹慎應對企業金融化程度帶來的審計風險，針對性分配有限的審計資源，提升審計的效率與質量。第四，投資者應充分考慮金融化程度對企業風險的影響，客觀評價審計延遲對會計信息質量的影響，以做出更為理性的投資決策。