金融化、內部控制與企業主業效率

■鄧修捷 龍素英

一、引言

近年來，在中國經濟轉型發展過程中，許多實體企業投身到金融領域，這在一定程度上影響了微觀經濟的穩定發展和資源的有效利用。企業為了在資本市場搶占先機，擴大金融交易規模和金融資產的持有量，商品生產制造與經營活動逐漸被金融投資和資本運作所取代，投資收益占比逐步提高。企業金融化最初是西方發達國家企業發展呈現的特征，2008年次貸危機爆發，金融化帶來的風險引起了世界各國關注。Wind數據庫顯示，我國A股上市企業中，非金融企業持有的金融資產總量從2011 年的13473 億元增加到2021 年的67978 億元，規模增長迅猛，非貨幣性金融資產增速遠遠大于貨幣性金融資產。截至2021 年底，A 股4685 家上市企業中，約1500 家躋身于金融領域，金融資產規模高達2.5 萬億。金融資產組成中，有的企業證券理財投資、信托貸款、私募等金融產品約占企業總資產的三分之一，大幅擠壓了其主營業務發展。十九大報告明確指出，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，正處在轉變發展方式、優化經濟結構、轉換增長動力的攻關時刻，企業高質量發展成為國家政策導向的重中之重，企業必須把技術創新、產業升級作為提升主業效率的堅實基石和重要手段。因此，本文試圖從微觀層面探討企業金融化與實體經濟高質量發展間的關系。

金融的基本功能在于服務實體經濟，在資本逐利動機之下，企業金融化偏離了其初衷[1]。企業持有金融資產是一種有效規避流動性風險的重要策略[2，3]，通過獲取高額回報以降低企業資金緊縮的財務風險。企業金融化發展程度有其特定的界限，若金融資產配置過大，則會抑制企業發展。由于企業金融化不能直接創造社會財富，只能從生產制造中分享利潤，因此，其過度膨脹后必將抑制企業高質量發展[4]。當管理層產生“金融投資與金融資產配置”即高收益動機，不積極優化企業生產經營和業務發展模式，則會對企業實業投入、研發支出、技術創新產生不利影響[5]。這種“本末倒置”的發展方式難以提升企業競爭力[6]。因此，正確認識企業金融化趨勢帶來的影響，引導企業合理投資金融資產，能夠解決實體企業“空心化”“脫實化”問題。

目前，圍繞企業金融化對生產效率[7，8]、經營績效[9，10]、財務風險[11，12]、技術創新[13，14]影響的研究較為豐富，但缺少考察企業金融化對主業效率的影響及內部控制調節效應的研究。本文的貢獻主要體現在：一是基于效率觀的研究視角，立足于企業內部控制調節作用，探究金融化對主業效率的影響渠道與作用機理。不同于已有研究側重于金融化對企業發展關系、生產要素的直接探討[13，15，16]，也不同于對技術創新[14]、企業研發[16]、固定資產投資[17]、經營業績[18]作用機理的簡單考察。二是依據金融資產類型的差異化特征和區域經濟發展水平的非均衡性，進一步對投資金融資產類型、區域經濟發展水平開展了較為全面的異質性分析。這是對已有關于企業金融化、主業效率相關研究的補充與改進。三是進一步剖析了內部控制對企業金融化與主業效率之間負向關系的調節作用，為企業優化治理體系、提升治理效能、完善治理機制提供理論指導。本文從多個維度論證了企業長期依賴金融投資、金融配置的發展路徑及其金融化行為，會加劇企業“脫實向虛”與“空心化”，阻礙質量效益與質量變革，降低核心競爭力與企業主業效率。同時指出，金融監管部門應多措并舉，引導企業進行實業與金融投資活動，從微觀層面防范化解“脫實向虛”風險，增強金融服務實體經濟能力。

二、理論分析與假設提出

實體企業的金融化本應服務于主業發展，但是近年來企業金融資產投資的比重不斷增加，導致企業的發展方向逐漸偏離了主營業務。企業內部的不同資源應是互補、替換關系，在長期平穩發展中，生產要素與金融資產之間應有合理的分配和選擇；隨著企業金融業務地位的日益提升，企業經濟活動的重心從產業生產轉移到風險投資，使其利潤的獲取方式更傾向于投資金融資產渠道而不是傳統的商品生產銷售路徑。當金融資產的投資回報率高于主業收益率時，管理層會從營業收入上調動資金追加到對金融資產的投資中，從而降低了實體資產的再積累，并對主業效率造成影響。

根據凱恩斯提出的預防性儲蓄理論，企業通過配置金融資產具有“蓄水池”功能，能預防現金流短缺帶來的生產經營困境、融資約束難題。機器設備、核心技術、生產經驗等有形或無形資源都具有周期長、變現差、不可逆性等特征，相反金融資產具有較強的變現能力和較低的管理成本。企業投資于流動性較強的金融資產能拓寬融資渠道，提高融資效率和減小外部融資依賴，為企業的主業升級提供資金支持[6]。將投資策略從高安全、低收益的實物資產投資轉向高風險、高利潤率的金融資產，是一種緩解主業投資不足的權宜之策，可在短期內獲得較高的回報，以改善企業經營狀況和提高抗風險能力[19]。但根據以往的研究成果，企業出于利潤最大化的逐利動機遠遠大于預防性動機，配置金融資產擠占了實物資產投資和研發人才培養的資金投入，減緩了企業生產能力改進、技術升級的步伐，改變了資源分配結構，會損害企業賴以生存的主業根基。王紅建等[20]指出實體企業跨行業套利沒有解決企業融資困境問題，相反主業投資規模不斷縮小，造成實體企業逐漸“脫實化”。杜勇等[21]研究表明企業投資金融資產并沒有化解主業投資不足的難題，金融資產的“擠出效應”超過了“蓄水池效應”，扭曲了實體企業整體資源的分配計劃。

根據委托代理理論，管理者面臨內外部績效考核的雙重壓力，希望能在短期內實現目標利潤，傾向于投資具有更高獲利能力的金融資產。這無疑大幅度減少了企業用于主營業務與人力管理的資源，影響了企業長遠發展。此外，管理層的自利行為也使其試圖在任職期內獲得更多的股票期權、更高的獎勵性薪資和更大的控制權，因此會更加傾向于投資利潤率更高的金融、房地產等行業。這種急功近利的金融化動機無疑會讓管理者的投資視野短期化，同時重獎輕罰的管理模式也容易誘導管理層伺機行動[22]。所以企業長期過度投資金融領域，會導致生產規模減縮，主營業務競爭力弱化，最終抑制主業效率的提高?；谝陨戏治?，本文提出假設H1。

H1：在其他條件一定的情況下，企業金融化與主業效率呈負相關關系。

內部控制在企業治理中發揮著至關重要的作用，可提升上市企業生產經營水平和危機應對能力。有學者認為內部控制的缺陷或者失效十分不利于企業經營管理[23]。內部控制不直接創造價值，但它能通過各種渠道對企業主業效率產生重要影響。已有研究指出，內部控制的建立和完善有助于提高企業資源分配的公平性，確保企業的運營效率和投資效率，為企業長期發展打下堅實基礎[24]。高質量內部控制能夠有效限制經理人的不合理行為[25，26]，降低決策層出于個人私利而粉飾財務報表的可能性，提高企業信息透明度，解決委托代理關系所帶來的過度金融化問題。企業內部的交流與監督機制可制約決策者在投資過程中的個人專斷，平滑投資者與決策者信息不對稱的風險，幫助企業獲得更多商業信用融資[27]，進而降低企業代理成本、財務風險和市場風險。良好的內部控制環境可以引導企業進行合理投資并兼顧資源均衡分配，這種效應的產生源于內部控制降低了非投資效率，且該效應在國有控股銀行表現更佳[28]。另外，企業內部資產質量與內部控制有效性存在高度相關性[29]，并影響審計師對內部控制的評價與企業內部控制的自我評價；對外擔保規模也同樣受內部控制質量的影響[30]。

內部控制制度之所以能夠有效提高企業監管質量、企業績效，防范融資風險、經營風險、財務風險等問題，原因在于：內部控制能夠有效降低企業代理沖突，并通過提前預防、事中溝通及期末檢查等約束性程序，建立一套相互制約、相互制衡的綜合系統，監督和防范企業不合理的投融資決策。作為企業內部治理的重要機制，內部控制質量越高的企業，越有助于抑制其內部對自由現金流的過度使用，識別缺乏商業實質的市場交易行為，約束管理者的機會主義傾向，從而使資金分配更加合理。此外，內部控制通過風險識別與管控可有效降低企業未來經營中的不確定性和內外部風險。當企業內部控制發生缺陷時，將嚴重危及企業的制度建設，無法防范企業過度金融化，隨之而來的是非投資效率比重的提升和主業投資的嚴重不足[31]。簡而言之，內部控制水平高的企業，通過建立識別、監督、評估的體系，規范了企業內部各職能部門業務運行流程，改善企業投資環境，有效約束了管理者的自利行為，提高了企業決策的科學性和生產經營的穩定性，增強了企業風險承擔能力和持續經營能力[32]，給企業帶來多維度的正面效果，從而提升企業主業效率。因此，基于上述分析，本文提出假設H2。

H2：在其他條件一定的情況下，內部控制能夠對企業金融化與主業效率的關系產生調節效應。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2010—2020 年制造業A 股上市企業作為研究樣本。為了使研究結論更加準確，對數據做以下處理和優化：剔除ST 上市企業；剔除觀測值缺失的樣本；對連續變量進行上下1%的縮尾處理。本文數據主要來源于國泰安數據庫和迪博數據庫，采用stata16.0軟件進行數據分析。

（二）主要變量定義

1.被解釋變量：主業效率（OPE）

參照王智波等[33]的做法，采用核心利潤率來衡量企業的主業效率，其計算公式為：OPE=（主營業務收入-主營業務成本-期間費用-稅金及附加）/主營業務收入。

2.解釋變量：金融化程度（FIN）

彭俞超等[11]使用交易性金融資產、買入返售金融資產、可供出售金融資產、發放貸款及墊款和持有至到期投資5個指標來度量企業金融化程度。本文在此基礎上參考顧雷雷等[34]的做法，納入衍生金融資產、投資性房地產、長期股權投資3 個指標，定義金融化程度（FIN）為8 項金融資產總額占企業總資產的比重（如表1所示）。FIN數值越大，表示企業金融化程度越高。

表1 變量說明

3.調節變量：內部控制（IC）

采用“迪博數據庫內部控制指數/100”來度量企業內部控制質量的高低。

4.其他控制變量

借鑒杜勇等[21]、吳一丁等[35]的研究，把對主業效率有重要影響的指標納入分析中，包括經營現金流（foc）、資產負債率（debt）、企業規模（size）、股權集中度（oc）、企業成長性（growth）、產權性質（soe）和融資約束（sa）。此外，本文還控制了行業變量（Industry）和年份變量（Year）。

（三）模型設計

為檢驗假設H1和H2，構建模型（1）和模型（2）。

企業金融化會抑制主業效率的增長，預想β1顯著為負。

為研究內部控制對企業金融化與主業效率之間關系的調節效應，重點分析企業金融化程度與內部控制的交互項FIN×IC系數，并預測λ2>0，即內部控制能抑制企業金融化的負向影響，表現為“治理效應”。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計及相關性分析

表2報告了變量的描述性統計結果。主業效率（OPE）的最大值和最小值相差0.826，說明不同企業之間的主業效率存在較大差異；標準差為0.122，表明大部分企業的主業效率仍處于較低水平，有待進一步提高。企業金融化程度（FIN）的均值為0.074，中位數為0.038，標準差為0.095，表明樣本企業普遍持有較大比例的金融資產，該結果與王珊珊[36]的研究大體一致。內部控制（IC）的均值為6.562，處于較高水平，但是其標準差為0.786，表明不同企業內部控制體系的建設同樣存在較大差異。其余控制變量分布均在合理范圍之內，為后續研究提供了良好的數據基礎。另外，表3 報告了各變量之間的pearson相關系數結果。其中，企業金融化程度與主業效率之間系數呈現負相關，內部控制與主業效率之間系數呈現正相關，初步驗證了H1 和H2。其他變量之間的相關性符合理論預期。

表2 描述性統計

表3 相關性分析

（二）回歸分析

表4報告了模型的回歸分析結果。其中，（1）和（2）列為固定年份和行業效應的核心解釋變量回歸方程；（3）和（4）列加入控制變量后，模型調整后的擬合優度明顯增加?；貧w結果均顯示企業金融化抑制了主業效率。（1）至（4）列顯示，金融化程度（FIN）均小于0，意味著企業金融資產比重越大，其主業效率表現越差。驗證了假說H1。（2）和（4）列顯示，金融化程度與內部控制的交互項FIN×IC 系數分別為0.031 和0.015，且均在1%水平上顯著，表明內部控制能夠有效調節企業金融化對主業效率的負向影響，表現出其內部的治理效應。驗證了假說H2。另外，經營現金流（foc）、企業規模（size）、股權集中度（oc）、企業成長性（growth）等控制變量均促進了企業的主業效率提升，與現有的研究結論大體一致。

表4 企業金融化、內部控制與主業效率回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.工具變量法

企業主業效率本身可能對企業的金融化程度產生推動作用，從而產生由于反向因果導致的內生性問題，所以本文采用兩個工具變量指標來緩解回歸模型的內生性問題。一方面，借鑒彭俞超等[11]的研究，選取同一城市其他企業金融投資水平作為工具變量（IV1）。因為同一城市其他企業金融化水平代表了當地的金融投資環境，若企業處于一個高度配置金融資產的營商環境，在高額回報率的驅使下，企業更傾向于躋身金融領域，而且其他企業的金融化水平不會直接對本企業主業效率造成影響。另一方面，借鑒姜毅[37]的研究，選取高管金融背景作為工具變量（IV2），以董監高任職時擁有金融背景人數占董監高總人數來衡量。高管任職之前在銀行、證券、保險及監管部門的工作履歷，會使其任職期間優先考慮投資金融領域，但是高管任職前的背景不會直接影響主業效率。本文選取的兩個工具變量均與企業的主營業務無內在關聯，符合工具變量的基本前置條件。由表5 中的F 值可以看出，該工具變量通過了兩階段最小二乘法回歸結果的不可識別和弱工具變量檢驗，說明工具變量選取的合理性。其中，在第一階段，工具變量IV1、IV2與企業金融化（FIN）的回歸系數分別為0.301和0.073，且都在1%的水平上顯著，表明選取的工具變量與企業金融化程度顯著正相關。在第二階段，變量FIN 與OPE 的回歸系數為-0.065，且在1%的水平上顯著，表明企業金融化顯著制約了主業效率的提升。可見，在處理內生性問題后，本文的研究結論依舊成立。

表5 IV-2SLS、IV-LIML、IV-GMM回歸結果

另外，對模型進行了LIML 和GMM 檢驗。從表5可以看出，2SLS與LIML的結果較為一致，GMM模型的AR（2）檢驗的P 值和sargan 檢驗的P 值均大于0.1，說明差分方程的殘差序列不存在二階序列自相關和過度識別問題。這再次證明了本文研究結果具有一定的穩健性。

2.替換解釋變量

借鑒黃大禹等[38]的研究，本文將貨幣資金、應收股利、應收利息納入金融資產類別中，結果如表6（1）和（2）列所示。（1）列企業金融化（FIN）的系數為-0.012，且在5%的水平上顯著，即企業金融化降低了主業效率，進一步驗證了H1。（2）列交互項（FIN×IC）的系數為0.015，且在5%的水平上顯著，說明在企業金融化降低主業效率的過程中，內部控制發揮了顯著的調節作用，進一步驗證了H2。

表6 替換解釋變量和非線性檢驗回歸結果

3.非線性檢驗

基于胡海峰等[7]的研究，企業金融化與生產效率之間存在顯著的倒U型關系。而杜勇等[21]關于金融化對實體企業未來主業發展的研究僅證實了其中的負向影響，并沒有充足證據表明兩者之間存在非線性關系。由于前人關于金融化與實體企業主業效率二者之間的研究結論并不明確，故需進一步檢驗企業金融化與企業主業效率之間的非線性關系，以及內部控制對兩者非線性關系的調節作用。結果如表6（3）和（4）列所示。（3）列報告了企業金融化與主業效率之間非線性關系的實證結果。其中，FIN2的系數為-0.008 且不顯著，而FIN 的系數為-0.069 且在1%的水平上顯著，說明企業金融化與主業效率之間的關系是負線性的。這與杜勇等[21]的研究一致，進一步驗證了H1。（4）列報告了內部控制對企業金融化與主業效率之間非線性關系調節作用的實證結果。FIN2×IC 的系數不顯著，而FIN×IC 的系數為0.003，IC 的系數為0.016，分別在10%和1%的水平上顯著，說明內部控制對二者相關性的調節效果依然顯著。這進一步驗證了H2。

為了確保驗證結果的穩健性，本文還以金融化程度（FIN）和內部控制（IC）作為門檻變量進行三門檻回歸效應分析，結果均未能通過門檻變量顯著性檢驗。說明在現有樣本下，其非線性關系并未得到證明。

五、進一步討論

（一）作用機制分析

根據前文的理論分析，金融化可能擠占企業研發投入，從而抑制主業效率提升。然而，企業過度金融化帶來的負面影響是多樣的。劉姝雯等[8]研究表明，金融化改變了企業勞動力結構，導致人力資本供需不匹配。究其原因在于現行薪酬制度下，員工薪酬福利往往與其為企業創造的利潤成正比，財務部門人員可通過對金融投資項目進行市場調研、可行性分析，為企業在短期內賺取高額利潤，因此在分配利潤時，財務、投資部門人員通常能獲得優厚的回報，這大大降低了生產研發人員的積極性。隨著企業金融資產配置的增加，企業經營重心發生偏移，大量高技能和專業技能人才從生產部門流失，轉向非生產性和投資部門。這無疑加劇了企業整體人才配比失調和勞動力要素扭曲等問題，進而制約了主業發展。為此，本文以研發投入和勞動力結構作為中介變量，檢驗金融化對企業主業效率的作用機理。同時，本文還借鑒Baron等[39]的研究，在模型（1）的基礎上構建如下中介效應模型：

其中，EI 表示企業的研發投入，以研發投入的自然對數作為代理變量；SLF表示勞動力結構，以企業財務部門人員數量占生產部門與研發技術部門人員數量之和的比值來衡量。其他變量含義與前文一致。表7（2）和（3）列報告了研發投入的中介作用機制。其中，（2）列顯示了企業金融化與研發投入之間的關系，FIN的回歸系數為-0.917，且在1%的水平上顯著，表明企業金融化顯著抑制了企業的研發投入，說明追加金融資產投資會擠占企業用于研發創新的資金，壓制企業的產能提升和技術進步，阻礙了企業主業的儲備和發展。（3）列顯示了研發投入與主業效率之間的關系，EI的回歸系數為0.014，且在1%的水平上顯著，說明企業的研發投入可以有效促進企業主業效率增長。（4）列的金融化程度（FIN）對勞動力結構（SLF）的回歸系數為0.808，（5）列的勞動力結構（SLF）對主業效率（OPE）的回歸系數為-0.053，且均在1%的水平上顯著，說明企業金融化打破了企業整體勞動力結構平衡，加劇了生產研發人員配比不足，導致日益嚴重的資源錯配，進而抑制了企業主業效率的提升。本文還進行了Sobel檢驗，其中Z值分別為-9.39和-12.02，說明兩要素的部分中介效應成立。

表7 研發投入、勞動力結構中介效應

（二）企業金融化異質性分析

本文進一步從金融資產類型和地區經濟發展水平兩個維度進行企業金融化異質性分析，對于把握其影響主業效率的非均衡性與復雜性有著重要意義。

1.經濟區域異質性

不同區域的經濟活動水平對企業金融化的敏感程度也可能存在不同。為考察不同區域企業金融化的異質性影響，本文將18469 個企業分為東部、中部、西部三個子樣本。實證分析結果如表8所示，三個子樣本回歸均顯示企業金融化對主業效率產生抑制作用，回歸系數均在1%的水平上顯著。進一步比較三者金融化程度的絕對值大小，發現企業金融化對主業效率的抑制作用在中部和西部地區更強。另外，在合并中部和西部地區企業樣本后，回歸結果依舊和上述結論一致，進一步說明了欠發達地區企業金融化影響主業效率的邊際效應更顯著。其原因在于：地區傾向性政策、進出口貿易條件不同以及市場化進程速度，這些因素都有可能導致中西部地區金融市場發展存在嚴重結構性失衡；而且，中西部地區普遍存在氣候環境惡劣、金融資產服務實體經濟意識不強等問題，這都會造成中西部地區企業過度金融化；再者，欠發達地區的企業缺乏良好的實體投資機會，考慮到配置金融資產行為不受地理條件影響等因素，使得中西部地區金融資產投資與企業生產投入對比就顯得尤為繁榮活躍。由此可見，企業金融化對主業效率的影響存在顯著的經濟地區發展水平差異性。

表8 經濟區域異質性

2.金融資產類別異質性

企業金融化對主業效率的抑制作用，除了存在區域異質性，也可能與投資的金融資產類別有關。投資不同類型金融資產對主業效率的影響是否存在差異？根據金融資產配置的會計科目與結構特征進行降維分解，重點研究交易性金融資產（tfa）、衍生金融資產（dfa）、可供出售金融資產（afsfa）、持有至到期投資（htmi）、長期股權投資（ltei）以及投資性房地產（ire）六類金融資產對主業效率的影響。表9的實證結果顯示：提高衍生金融資產、可供出售金融資產、長期股權投資、投資性房地產占比，會顯著抑制企業主業效率。其中，投資衍生金融資產對主業效率的負向影響最大。交易性金融資產的回歸系數顯著為正，說明投資該金融資產能促進企業主業效率增長；而持有至到期投資的回歸系數并不顯著，說明基于現有樣本量沒有證據表明持有至到期投資會抑制主業效率。因此，不同金融資產對主業效率的抑制作用存在明顯的類別異質性。

（三）內部控制調節效應分析

前文從異質性角度，重點分析了企業金融化對主業效率的影響，理論分析和回歸分析都表明內部控制能調節企業金融化對主業效率的抑制作用，為更加具體地了解內部控制的調節路徑，本部分從內部控制缺陷、內部控制五要素、內部控制信息披露三個方面進行深入研究。

1.內部控制缺陷及嚴重程度的調節作用

已有研究發現，若企業內部控制存在缺陷、體系建設相對不完善，決策層會因個人私利蓄意增加金融資產投資，內部控制監督體系存在紕漏也會一定程度地放任此類違規行為發生[40]。內部控制信息披露缺陷會降低企業財務報告的真實性[41]，有可能誤導外部投資者做出錯誤的投資決策。基于企業內部控制質量，外部投資者會謹慎評估企業價值并考慮是否進行投資，這無疑加劇了企業投資不足的問題、削弱了企業擴大生產經營規模的能力，進而影響企業主業發展[42]。企業內部控制存在缺陷，其經營業務會更加復雜，隨之影響企業財務狀況、投資風險以及核心高管的監督能力，而且對管理層投機行為的約束程度會進一步削弱[43，44]。當企業的風險評估體系失效時，無法識別管理層的高風險投資，無法緩解融資約束困境[45]。為深入考察內部控制缺陷對主業效率的影響，本文借鑒席龍勝等[40]的研究，采用IC-WED表示企業是否存在內部控制缺陷，采用ICWSD表示企業內部控制缺陷嚴重程度。當企業存在內部控制缺陷時，ICWED 取值1，否則取值0；賦值1、2、3、4 表示企業內部控制缺陷的嚴重程度，賦值數值越大，表示企業內部控制缺陷程度越嚴重。從表10（1）列可以看出，ICWED為-0.012，在1%的水平上顯著，內部控制缺陷（ICWED）與企業金融化（FIN）的交互項系數為-0.034，在5%的水平上顯著，說明內部控制存在缺陷抑制了主業效率增長，并加大了企業金融化與主業效率之間的負相關關系。如表10（2）列所示，ICWSD 為-0.004，在1%的水平上顯著，內部控制缺陷嚴重程度（ICWSD）與企業金融化（FIN）的交互項系數為-0.015，在5%的水平上顯著，說明內部控制缺陷嚴重程度越大，企業金融化對主業效率負向作用越大。

表10 內部控制缺陷及嚴重程度的調節作用

2.內部控制五要素及信息披露的調節作用

當企業內部控制出現缺陷時，企業金融化不僅加劇了對主業效率的抑制作用，而且企業的內部控制也無法發揮其應有的治理效應，那么內部控制五要素及其信息披露是如何促使企業合理配置金融資產，進而對主業效率產生促進作用呢？本文將內部控制五要素評價指標分別除以100 代入IC 中，進一步考察內部環境、風險評估、信息溝通、控制活動、內部監督對企業金融化與主業效率之間關系的調節作用，結果如表11（1）至（5）列所示。內部環境、信息溝通、控制活動的回歸系數分別為0.153、0.178、0.165，且在1%的水平上顯著，表明內部環境、信息溝通、控制活動在一定程度上能提升企業主業效率。但是，僅有信息溝通、控制活動的交互項（FIN×IC）顯著，說明能夠調節企業金融化對主業效率的負面影響只有信息溝通、控制活動兩個要素，其余三個指標均未能顯著抑制企業金融化對主業效率的負向影響。以上的實證分析也反映了目前我國制造業企業的內部控制制度仍有較大缺陷，尤其是在內部環境、風險評估、內部監督等方面。這一結論與趙栓文等[46]的研究相吻合，也與當前我國經濟發展趨勢較一致。當然，內部控制的治理系統是整體性體系，需要五要素同時生效才能發揮最大效用。

表11 內部控制五要素、內部控制信息披露的調節效應

表11（6）列報告了內部控制信息披露的調節效應。將內部控制信息披露取代IC進行回歸，其系數為0.073，交互項系數為0.427，且均在1%的水平上顯著，這進一步表明內部控制信息披露質量越高，越有利于抑制企業金融化對主業效率的負向影響，發揮調節作用。因此，公開企業內部披露信息，能夠強化實體企業投資金融資產決策的科學性，是促進主業效率增長的重要途徑和提高內外部監管質量的重要舉措。

六、結論與建議

本文選取2010—2020 年滬深A 股1679 家制造業企業作為研究樣本，探討了企業金融化對主業效率產生的影響及內部控制系統對兩者之間關系的調節作用。研究結果表明：（1）企業金融化與主業效率呈顯著負相關關系。內部控制能有效抑制企業金融化的負向影響，進而促進企業主業效率增長，表現為治理效應。（2）企業金融化抑制企業主業效率的作用機制分析表明：研發投入和生產部門勞動力配比兩種要素資源配置失衡，是企業金融化影響主業效率的內在渠道與重要機理。（3）對區域經濟發展水平和投資的金融資產類別進行異質性分析發現：中西部地區企業金融化對主業效率的影響更加明顯；企業資產中的衍生金融資產、可供出售金融資產、長期股權投資、投資性房地產占比的提高，是抑制主業效率增長的重要原因。（4）內部控制缺陷程度越嚴重，企業金融化抑制主業效率的作用就越顯著；進一步剖析內部控制的調節機理，發現在內部控制五要素中，僅有控制活動和信息溝通發揮了調節功能，企業內部控制信息披露質量的提升也會抑制金融化的消極影響。

基于以上實證研究，本文提出如下建議：第一，企業應約束過度金融投資行為，減少企業短期投資，減輕管理層投機套利傾向，增強企業預防和抵抗經營風險的能力。同時，政府應出臺相關政策，促進企業高質量發展。第二，企業要實現可持續發展的戰略目標，必須注重內部制度建設、創新研發、產業升級和主業核心地位，即重視研發投入和整體勞動力結構，加強企業主營業務的核心競爭力，以提高企業主業效率。第三，企業應注重內部控制體系的建設，在治理過度金融化的過程中，著重完善內部環境、風險評估、內部監督機制。