企業(yè)金融化、內部控制與企業(yè)績效

曲冬月，袁一辰

（1.山東農業(yè)大學 經管學院，山東 泰安 271018；2.中國財政科學研究院，北京 271599）

一、引言

近年來，隨著我國經濟的迅猛發(fā)展，傳統(tǒng)實體產業(yè)市場普遍達到飽和狀態(tài)（劉夢凱、謝香兵，2021），經濟利潤率不斷下滑，逐漸出現了“脫實轉虛”的趨勢。企業(yè)金融化是指企業(yè)將有限的資源投入到金融、房地產等熱門行業(yè)，企業(yè)越來越多地靠金融渠道而非傳統(tǒng)實體產業(yè)獲取利潤的現象（Krippner，2005）。研究發(fā)現，企業(yè)購置金融資產的動機包括“預防性儲蓄”動機和“利潤追逐”動機（胡奕明等，2017）。當企業(yè)出于“預防性儲蓄”動機購置金融資產時，企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展水平會有所提升，企業(yè)經營風險有所下降，此時，從理論上來講，企業(yè)獲利渠道增多，經營風險下降，企業(yè)的經營績效有可能會提升；當企業(yè)出于“利潤追逐動機”購置金融資產時，企業(yè)的經營風險會提高，此時，從理論上來講，金融化會“擠壓”企業(yè)的主營產業(yè)，企業(yè)績效有可能會下降。但企業(yè)配置金融資產往往并不是出于某種單一的動機，再加上金融資產的高風險性，企業(yè)金融化又會對企業(yè)績效產生怎樣的影響呢？高質量的內部控制可以緩解委托代理矛盾，規(guī)避管理層的自利行為，提高管理層風險防范能力（周澤將、汪帥，2019）及投資效率（Chen等，2020）。實踐表明，監(jiān)督企業(yè)金融化程度，提高資金使用效率，并影響企業(yè)經營績效，那么內部控制在企業(yè)金融化影響企業(yè)績效的過程中又發(fā)揮著什么樣的作用呢？

為回答上述問題，本文選取2010～2020年滬深A股上市公司為初始研究對象，對數據進行篩選后，實證分析了非金融企業(yè)金融化對企業(yè)績效的影響以及內部控制對該影響的調節(jié)作用。研究發(fā)現企業(yè)金融化與企業(yè)績效顯著負相關，高質量的內部控制能夠顯著抑制企業(yè)金融化對企業(yè)績效的負向影響。

二、理論分析與研究假說

企業(yè)金融化是指企業(yè)配置的金融資產比例和來自金融渠道的收益不斷增加的現象，反映了資本的逐利特征（張成思，2019）。企業(yè)配置金融資產主要出于兩種動機：“預防性儲蓄”動機和“利潤追逐”動機?！邦A防性儲蓄”動機是指在企業(yè)資金富裕時購入金融資產，以實現資本的保值、增值，但不會對其主營業(yè)務產生“擠壓”；在資金緊張時，出售金融資產以緩解外部融資成本（劉貫春，2017），實現企業(yè)的長遠發(fā)展。“利潤追逐”動機是指企業(yè)抽取主營產業(yè)的資金投入金融、房地產等熱門行業(yè)，以獲取短期內的超額收益。當企業(yè)處于“預防性儲蓄”動機購入金融資產時，企業(yè)的金融化不會“擠壓”其主營業(yè)務，主要起調節(jié)企業(yè)資金的作用，同時可以分享到金融行業(yè)的高額收益（王紅建等，2017），有可能會對企業(yè)績效起到正向的促進作用。當企業(yè)出于“利潤追逐”動機配置金融資產時，企業(yè)金融化會“擠壓”其主營業(yè)務，降低主業(yè)營業(yè)能力（王懷明、王成琛，2020），降低實體產業(yè)投資率（張成思、張步曇，2016），抑制公司的全要素生產率（黃群慧，2017），降低公司價值（吳一丁、呂芝蘭，2019），對企業(yè)績效產生負向影響。綜上，出于“預防性儲蓄”動機配置金融資產時，企業(yè)金融化可能會對企業(yè)績效產生“蓄水池”效應，即正向影響；出于“利潤追逐”動機配置金融資產時，企業(yè)金融化對企業(yè)績效產生“擠壓”效應，即負向影響。但從總體上來看，企業(yè)配置金融資產的動機往往并不單一，企業(yè)金融化對企業(yè)績效的損害效應更大，即企業(yè)金融化對公司績效的“擠出”效應大于“蓄水池”效應（杜勇等，2017）?；诖?，本文提出假設H1。

H1：在其他條件不變的情況下，企業(yè)金融化對企業(yè)績效產生負向影響

內部控制以保證公司財務報告及相關信息的真實完整，提高經營管理效率和風險防范能力為目標（楊旭東等，2018）。高質量的內部控制可以緩解信息不對稱、降低融資約束程度（陳作華、方紅星，2018），提高企業(yè)經營效率和風險防御能力。現代企業(yè)管理權與所有權相分離，但管理層與所有者追求的目標并不完全一致，管理層追求短期利益最大化，期望在在職期間獲得合約規(guī)定的薪酬甚至是超額薪酬，而所有者追求企業(yè)價值最大化，追求企業(yè)的長遠發(fā)展（王瑤、黃賢環(huán)，2020）。這就導致企業(yè)管理層在作決策時，有可能利用管理權謀求私利而損害所有者的利益，再加上金融資產的特殊性質，管理層傾向于購置金融資產，謀求短期的高額收益（董小紅等，2022），但從長期來看，會加劇企業(yè)的金融化程度，降低主營業(yè)務能力，使企業(yè)資本結構失衡，增加經營風險和財務風險，降低企業(yè)績效。但高質量的內部控制可以監(jiān)督企業(yè)金融化的程度，防止過度金融化“擠壓”主營產業(yè)，損害企業(yè)績效。此外，內部控制水平高的企業(yè)還可以通過一系列的制度安排，約束管理層的自利行為，降低信息不對稱，緩解委托代理矛盾，提高公司生產決策的科學性，降低經營風險和財務風險，提高企業(yè)績效?；诖耍疚奶岢黾僭OH2。

H2：在其他條件不變的情況下，高質量的內部控制能顯著抑制企業(yè)金融化對企業(yè)績效的負向影響。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文數據主要來源于國泰安數據庫和迪博數據庫。本文以2010～2020年滬深A股上市公司為初始研究對象，并按照以下程序對初始樣本進行篩選：一是剔除金融、保險行業(yè)上市公司；二是剔除ST或PT等非正常交易狀態(tài)的上市公司；三是剔除主要觀測值缺失的上市公司；四是為緩解異常值的影響，對所有連續(xù)變量進行雙邊1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)績效（ROA）

借鑒徐珊的方法，使用財務指標總資產收益率（ROA）來衡量企業(yè)績效（徐珊，2019）。

2.解釋變量：企業(yè)金融化（Fin）

借鑒張成思和鄭寧的方法，以金融資產占總資產的比例來衡量企業(yè)金融化程度（張成思、鄭寧，2018）。其中，金融資產為長期股權投資、交易性金融資產、可供出售金融資產、衍生金融資產、持有到期投資和投資性房地產之和。

3.調節(jié)變量：內部控制（IC）

借鑒董小紅、孫文祥的方法（董小紅、孫文祥，2021），選用迪博數據庫中的內部控制指數，并用該指數乘0.01來衡量企業(yè)內部控制質量。數值越大，內部控制質量越高。

4.控制變量

參照鞏娜的做法（鞏娜，2021），本文選取企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)資產負債率（Lev）、營業(yè)收入增長率（Growth）、產權性質（Soe）、股權集中度（Top1）、股權制衡度（ER）、獨立董事比例（Indep）和兩職合一（Dual）作為控制變量，同時控制行業(yè)和年限效應。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表

（三）模型設定

為驗證假設H1，本文構建了模型（1）。若假設H1成立，即企業(yè)金融化會對企業(yè)績效產生負向影響，α應當顯著為負。

為驗證假設H2，本文構建了模型（2），將企業(yè)金融化（Fin）與內部控制（IC）相乘，構建交互項Fin*IC，衡量內部控制的調節(jié)效應。若假設H2成立，即高質量的內部控制能顯著抑制企業(yè)金融化對企業(yè)績效的負向影響，β應當顯著為正。

四、實證結果和分析

（一）描述性分析

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其中，總資產收益率（ROA）的最小值為-0.221，最大值為0.217，表明樣本企業(yè)間企業(yè)績效差異顯著。ROA的均值為0.0407，表明樣本企業(yè)績效總體偏低，這與楊杰、陳隆軒的研究一致（楊杰、陳隆軒，2021）。企業(yè)金融化（Fin）的平均值為0.0701，最大值為0.537，表明非金融企業(yè)存在金融化現象，金融資產占總資產的平均比重達7.01%，且部分企業(yè)金融化程度嚴重，金融資產占總資產的比重高達53.7%；標準差為0.102，表明樣本企業(yè)間金融化水平波動較大，這與席龍勝、萬園園的研究一致（席龍勝、萬園園，2021）。內部控制（IC）的最大值為8.52，最小值為0，標準差為1.495，表明樣本企業(yè)間內部控制質量參差不齊。IC的平均值為6.336，表明樣本企業(yè)內部控制質量總體較高，這與董小紅、孫文祥的研究一致（董小紅、孫文祥，2021）。其他相關變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

（二）回歸分析

表3為模型（1）、模型（2）的回歸結果。其中，模型（1）中企業(yè)金融化（Fin）的回歸系數α為-0.0105，t值為-2.69，在1%的水平上顯著，表明企業(yè)績效（ROA）與企業(yè)金融化（Fin）顯著負相關，從而驗證了假設H1。模型（2）中交互項Fin*IC的回歸系數β為0.0401，t值為11.44，在1%的水平上顯著，表明高質量的內部控制能顯著抑制企業(yè)金融化對企業(yè)績效的負向影響，從而驗證了假設H2。其他控制變量也全部通過了顯著性檢驗，具體見表3。

表3 模型（1）、模型（2）回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文共采用三種方法進行穩(wěn)健性檢驗：一是改變被解釋變量的度量方法。參照楊杰、陳隆軒的方法（楊杰、陳隆軒，2021），使用凈資產收益率（ROE）來衡量企業(yè)績效，重新對模型進行回歸，表4中列1、列2為其回歸結果；二是改變調節(jié)變量的度量方法。參照鄭紅等的方法（鄭紅，2021），用內部控制指數加1再取自然對數來衡量內部控制質量，然后重新對模型進行回歸，表4中列3、列4為其回歸結果；三是采用滯后一期的數據重新對模型進行回歸，表4中列5、列6為其回歸結果。由表4可知，三次檢驗結果均表明企業(yè)金融化（Fin）的回歸系數α在1%的水平上顯著為負，交互項Fin*IC的回歸系數β在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)績效與企業(yè)金融化顯著負相關，高質量的內部控制能顯著抑制企業(yè)金融化對企業(yè)績效的負向影響，與上文結論一致，表明本文的研究結論具有一定的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

五、結論與啟示

本文以2010～2020年滬深A股上市公司為初始研究對象，對數據進行篩選后實證分析了非金融企業(yè)金融化對企業(yè)績效的影響以及內部控制對該影響的調節(jié)作用。研究結果表明，企業(yè)金融化對企業(yè)績效有顯著的負向影響，而高質量的內部控制能顯著抑制企業(yè)金融化對企業(yè)績效的負向影響。隨后，改變被解釋變量（企業(yè)績效）、調節(jié)變量（內部控制）的度量方法，使用滯后一期的數據進行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結果與上文一致，表明本文的研究結論具有一定的穩(wěn)健性。

基于以上結論得到如下啟示：第一，理性配置金融資產。金融化的發(fā)展潮流為企業(yè)經營提供了更多獲利途徑，金融資產的高收益性也吸引了眾多企業(yè)投資，但高收益也意味著高風險。企業(yè)應著眼于自身的長遠發(fā)展，理性配置金融資產，避免過度金融化而“擠壓”主業(yè)，帶來不必要的經營風險和行業(yè)泡沫。第二，行業(yè)監(jiān)管部門應當加強對金融市場及上市公司配置金融資產行為的監(jiān)管?？s小金融資產投資收益率與實體產業(yè)收益率的差距，對異常配置金融資產的企業(yè)發(fā)函詢問，防范企業(yè)金融化的過度發(fā)展，引導金融更好地促進實體產業(yè)發(fā)展。第三，建立健全內部控制制度。高質量的內部控制能夠抑制企業(yè)金融化對企業(yè)績效的負向影響。企業(yè)應當結合金融化對本企業(yè)績效可能產生的不利影響，完善修訂本企業(yè)內部控制制度，降低企業(yè)金融化對企業(yè)績效的負向影響。