会计准则执行与企业金融化：抑制或推动

张志宏 胡公瑾

中南财经政法大学 会计学院，湖北 武汉 430073

一、引言

改革开放40年以来，中国经济快速发展，深度融合于国际化、全球化进程，并且随着中国注册制的推行以及资本市场的完善，企业金融化进程不断得到发展，金融业对GDP的贡献率不断上升，说明了金融发展在经济运行中的作用也越来越大。但伴随中国经济进入新常态，实体企业经济发展略显乏力，越来越多的实体企业将资本物资转移到了金融行业发展虚拟经济，这样一种将资金配置于虚拟程度较高的金融资产的行为(Demir,2009[1])，即企业金融化现象。而实体企业过多从事金融业务发展，将导致实体经济的发展缺乏足够的支撑，长期必将影响国民经济的健康发展。这种“丢西瓜捡芝麻”的做法，也将打破实体经济与虚拟经济的均衡发展，从而损害广大利益相关者的合法权益。那么如何防止非金融企业过多从事金融业务，引导实体企业“脱虚向实、聚焦主业、脚踏实地、做好实业”，成为了目前国家经济发展的热点和重点问题。

众多学者对企业金融化展开了丰富研究，在关于企业金融化经济后果的研究探讨中，有从管理程序和风险态度(Siepel and Nightingale,2014[2])、公司治理(Matsumoto,2020[3])、实体投资(Díez-Esteban et al.,2016[4];赵彦锋，2021[5])、部门经济增长(Tomaskovic-Devey et al.,2015[6])和工资份额(Kohler et al.,2019[7])等角度展开的思考。企业金融化发展虽然一定程度上会促进企业快速发展，但非金融资企业过多从事金融业务，对个人、企业以及社会都会产生一定的不利影响，而为了抑制企业金融化需要探索影响企业金融化的背后原因。现有文献关于企业金融化原因的研究，主要包括股东价值创造压力(Modell and Yang,2018[8])、技术和意识形态的变革(Davis and Kim,2015[9])、跨行业套利(黄伟等,2020[10])非金融公司现金持有量的增长(Davis,2018[11])、信任结构(Harrington,2017[12])等。而这些影响因素大都只是从企业行为或社会关系角度展开的研究，鲜有文献探讨如何通过制度改革和准则落实来影响企业金融化。而企业金融化的表现之一，就是企业在整个资本循环过程中持有大量货币资金(许志勇等,2020[13])。货币资金作为会计核算的重要科目之一，其使用途径的规范化也受到会计准则的监督。由于公司经理人在成功应用会计准则中发挥着重要作用(Reyes-Maldonado et al.,2020[14])，而会计准则执行通过经理人构建社会资本理念，可以成功遏制自私动机(姜英兵,2004[15])，减少更多自利行为的发生。由此可见，会计在发挥自身服务市场功能的同时，也能够有效监督市场运作。但关于会计准则执行对企业金融化具体存在怎样的影响，其作用机制如何，现有文献少有探讨。本文致力于从这一角度进行补充研究，对于这一问题的深入探讨，有利于从会计准则执行视角进一步厘清上市企业金融化的驱动因素，从而更好地为政府及企业防范重大金融风险提供政策建议。

鉴于此，本文拟通过选择2007—2019年中国沪深A股上市非金融企业为样本，研究会计准则执行与企业金融化之间的关系，验证会计准则执行能够抑制企业金融化的结论。本文边际贡献在于：第一，现有关于会计准则执行的研究较少，大部分学者主要研究会计准则变迁、制定、弹性和使用等方面(汪祥耀和叶正虹,2011[16];沈剑飞,2017[17];杨茵和刘斌,2018[18])，鲜有学者对会计准则执行效率或后果进行研究，本文从制度视角，将会计准则执行与宏观经济发展相结合，丰富了会计准则执行方面的研究。第二，拓展了企业金融化影响因素的微观视角，能够为防范重大金融风险提供参考依据。非金融企业增加金融资产投资，企业整体价值将会因金融资产价值随风险波动而受到不同程度影响，加大了企业经营的不确定性。通过探讨会计准则执行对企业金融化的影响，能够为企业更好进行投资选择和预防金融风险提供新视角。第三，构建了会计准则执行与企业金融化之间的理论模型，提高了研究结论的适用性，并且还研究了可能的作用机制，使研究结论更加充分、可靠，高度符合习近平总书记强调的“深化金融供给侧结构性改革，增强金融服务实体经济能力”的倡导，说明企业应当格外重视会计准则执行，并提升到战略层面积极落实。

二、制度背景与理论分析

(一)制度背景

自2008年国际金融危机爆发后，全球经济形势愈加紧张多变，各行业都面临着诸多挑战与竞争；加上中国经济发展进入由高速增长向高质量增长的转变时期，产业结构调整与升级已成为首要任务。无论是面对国际形势还是国内压力，都对发展及完善多元化金融服务提出了更多的需求。众多非金融上市公司为应对经济下行压力，倾向于通过各种金融化手段追求短期利润缓解财务压力。而企业对金融资产的过度投资限制了对主体经营业务的发展，削弱了实体投资规模，长久来看，必将损害企业整体业务的正常运营，导致经济“脱实向虚”。如何有效抑制非金融企业过度金融化，防止企业“脱实向虚”，以更好促进实体企业发展，已成为稳定经济发展的关键。

中国自1991年加入APEC，2001年加入WTO，再到2008年加入G20，在国际组织中，作为世界上最大的发展中国家，所带来的影响力越来越大。伴随着2013年“一带一路”倡议的提出，以及2014年亚投行的成立，更加说明中国经济开放的态度，体现了中国发展与全球其他经济体相连的命运共同体意识。会计准则是全球经济体交流沟通的通用语言，与全球经济互动是一脉相承的。在全球化发展过程中，金融化发展是大势所趋。而为了更好地进行权力制约和防控风险，会计准则制度需要不断完善(冯淑萍,2019[19])。2006年2月，中国财政部颁布新《企业会计准则》，包括38项具体准则，这些准则的制定实施，大大规范了中国会计业务的服务，对于提高资本市场的会计质量具有重大意义。随着中国经济的发展，全球金融化影响越来越大，在2014年，财政部又陆续颁布了8项企业会计准则，要求于2014年7月1日开始实施，包括《金融负债与权益工具的区分及相关会计处理规定》等。同时，在2017年，为应对全球经济一体化发展，规范金融业务的准确核算，财政部又对《企业会计准则第22号——金融工具确认和计量》、《企业会计准则第23号——金融资产转移》和《企业会计准则第37号——金融工具列报》等六项《企业会计准则》进行了修订，具体要求包括企业需要更早、更多地确认金融资产减值准备等，新修订准则对企业金融资产计量产生重大改变，会计准则执行必然会对企业金融化产生重要影响。

(二)理论分析与研究假设

现代企业的两权分离，造成了企业经理人和所有人的利益冲突。经理人往往过分追求有利于自身的短期目标，而所有者则追求长期利益的最大化，这就导致经理人为了达到业绩目标或满足个人需求，在制定相关决策的过程中可能会利用管理权力牺牲所有者的利益赚取契约报酬及超额获利。此外，在公司制企业中，控股股东往往也倾向于利用控制权来均衡企业决策，谋求个人私利而损害中小股东的合法权益。这两类代理问题的存在一定程度上表明企业内部制度不规范以及相关准则执行不到位，会为企业高管和控股股东谋取私利提供便利。

而在公司治理中，会计准则至关重要(Kothari,2019[20])。建立高质量的会计准则能够改善收入质量(Alhaj-Yaseen et al.,2018[21])。而通过高质量的会计准则改善收入质量的前提，需要改革会计准则的执行机制，以便为其提供有效的支撑系统，切实提高会计信息质量(王跃堂等,2001[22])。相比于会计准则本身的制定，执行程度对于会计质量也很重要(姜英兵,2004;Königsgruber and Palan,2015[23];李晓慧和张明祥,2019[24])。在会计准则不断趋同的发展进程中，准则的研究制定与实施执行应当并行(李亚婷和李玉环,2019[25])。因此，企业发展过程中必须重视自身的会计准则执行问题。现有相关研究也表明，进行有效的会计准则执行可以减轻金融市场中的信息摩擦并促进市场整合，股票收益会以更快的速度纳入更多的信息，有助于金融市场提高信息传递效率(Dhaliwal et al.,2019[26])，进而为高质量的会计信息提供保证。而高质量的会计信息，可以提高信息透明度，增强内部控制质量和外部监督的便利性(Abu et al.,2020[27])，内部控制质量提升能够增强群体决策力，减少高管和控股股东的自利行为，抑制金融投机行为的发生；外部监督的便利性为广大投资者和信息使用者提供了全面了解企业发展近况的有力渠道。因此，高管和控股股东迫于外界监督压力，也将一定程度上收敛不利于企业长远发展的金融投机行为。

金融化实践会导致企业有选择地执行企业责任活动，造成外部利益相关者之间的不信任。而通过有效执行会计准则引导管理层及控股股东进行符合大多数利益相关者合理利益的经济决策，有利于缓解外部利益相关者的信任矛盾(Beyer et al.,2019[28])，进而实现企业各层次业务的有效制衡，减少企业从事高风险金融理财业务活动。此外，非金融企业的金融化行为，一方面，会导致金融投资的增加，使资金从实际投资中转移出来；另一方面，来自股东的财政支出压力，会限制可用于实体投资的资金，损害实际投资，进而约束实体企业的健康发展(Barradas,2017[29])。而会计准则执行通过规范行为、监督控制等一系列程序，能够及时排除非正常的高风险投资项目，削弱企业高管通过操控资金额外管理收益的能力，降低经理和股东之间的信息不对称性，实现预期目标的一致，有利于促使公司投资效率显著提升(Hsu et al.,2015[30])。综合上述分析可知，会计准则的有效执行有利于优化企业外部监督和内部控制，减少各类损害企业长久发展的投机机会，由此，本文提出假设H1a。

H1a：会计准则执行得越好，企业金融化程度越低，表现为抑制作用。

会计准则执行，在中国资本市场上发挥着关键作用(汪祥耀和叶正虹,2011)。由于众多企业在促进经济发展的过程中扮演着重要角色，寻求有效的资金是维持和扩大企业发展的根基。一方面，从外部投资者视角看，会计财务报告是投资者获取和判断企业发展状况的信息渠道之一，其影响着众多利益相关者，公平、准确地展示会计报告信息是获得投资认可的有效前提(Osman et al.,2021[31])。由此可见，为信息使用者提供决策有用的信息，是会计财务报告的基本逻辑，而保证会计信息的有用性，则需要通过有效的准则执行减少信息偏差(毛新述等,2019[32])，进而提高会计信息质量，缓解信息不对称，将企业的经营情况更好地展现给利益相关者，缓解企业与外部投资者的信任矛盾(Beyer et al.,2019)。另一方面，从内部决策视角看，企业财务和管理会计系统的有效组织和实施是保证会计准则有效执行并向管理层提供管理决策所需信息质量和效率的基础(Maham et al.,2012[33])。软弱无力的会计准则执行，在缺乏执行力的监督下，会促使财务造假事件的发生，严重则可能进一步引发整体市场经济危机(郭道扬,2013[34])。而通过有效的公司激励措施提高会计准则执行水平，将带来有利的经济后果(Mohammadrezaei et al.,2015[35])，包括改善信息环境、缓解企业面临的融资约束等(张博等,2018[36])，进而能够为企业以低成本获取有效融资提供便利。且有效的会计准则执行会通过提高会计质量和信息披露程度来减少企业开展非必须业务从而达到合理避税的目的(Zeng,2019[37])，优化企业日常经营的现金流支出，为企业节省更多无效成本，进而为企业进行更多金融投资活动提供了条件。此外，会计准则执行得越好，企业内部控制越规范，外部信息使用者获取有价值的判断信息也就越便利，其既能够为企业减少非必要的沟通成本也有利于企业获得银行等投资者的青睐和认可，方便企业更加轻松的获取金融信贷资金以满足各项投资用途，在企业保证了正常规划业务投资需求后，剩余资金将为企业转向金融资产投资提供可能；且随着会计准则执行带来会计质量的提升，也一定程度上表明企业具有较高水平的财务绩效(Bukenya,2014[38])，进一步向外界传递投资者的资金将被合理化使用的信号，从而减少了企业风险补偿要求的额外融资成本，为企业以更低廉的成本获取信贷资金提供了便利，能够助推企业进行更多的额外融资进行金融资产投资活动。综合上述分析，本文提出假设H1b。

H1b：会计准则执行得越好，企业金融化程度越高，表现为推动作用。

三、研究设计

(一)样本选择

考虑到新会计准则于2007年开始实行，本文将样本起始年度定为2007年，样本选择2007—2019年沪深A股上市公司，同时剔除金融类企业观测值，剔除ST、PT类企业观测值，剔除上市不满一年的观测值和资产负债率大于1的观测值以及数据缺失观测值；并对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理，最终得到样本有效观测值6551个。研究涉及财务数据来自国泰安数据库(CSMAR)、锐思金融研究数据库(RESSET)和中国研究数据服务平台数据库(CNRDS)，市场化进程等指标来自王小鲁等编制的中国分省份市场化指数报告(2018)，最新年份数据按照前三年的平均增长率来计算。

(二)变量定义

1. 企业金融化。参照现有学者如张成思等(2016)[39]的做法，本文选择金融投资资产与总资产的比值作为金融化程度的度量。具体选择“交易性金融资产”、“衍生金融资产”、“可供出售金融资产”、“持有至到期投资”、“长期股权投资”以及“投资性房地产”之和作为金融投资资产，将金融投资资产与企业资产总额的比值作为企业金融化(Fin)的度量指标。需要说明的是，由于2018年实行了新的金融工具准则，金融资产科目中的“可供出售金融资产”和“持有至到期投资”不再使用，替换为“债权投资”、“其他债权投资”和“其他权益工具”，故本文2018和2019年的金融资产数据进行了相应的调整计算。

2. 会计准则执行。从企业角度看，会计准则是一种有利于降低交易费用的制度安排(刘峰等,2004[40])，然而高质量的会计准则并不一定意味着高质量的会计信息。构成一项制度的重要前提是制度的可执行性，从这个意义上讲，会计准则执行机制甚至比会计准则本身更为重要(郭道扬,2002[41])。正如Ball et al.(2003)[42]所指出的，“相对于会计准则和披露规则的完善与否，尤其是在新兴市场国家，会计信息质量可能更多地取决于既定规则的执行机制”。因此，会计准则执行效果可以用会计信息质量来量化。关于会计信息质量的度量目前有很多种，包括盈余管理、信息披露等，但盈余管理高并不一定代表企业会计准则执行差(陈冬华,2009[43])。而财务信息披露作为会计确认计量之外的独立环节，具有一定的综合代表性。披露质量一般根据会计准则执行的情况，结合相关信息披露的及时性、有效性等原则予以综合评价，是对会计准则执行状况的全面反映。故后续选择信息披露质量来衡量会计准则执行效果。本文借鉴参考Kim and Verrecchia(2001)[44]、林长泉等(2016)[45]的研究，借助KV指数计算信息披露质量来量化会计准则执行。

(1)

Kv=β×1000000

(2)

其中，变量Pt指的是上市公司在第t个交易日股票的收盘价；变量Volt指的是上市公司在第t个交易日的交易总股数；变量Vol0则表示上市公司在该年度平均每个交易日的交易数量。经计算而得的Kv越小，说明该上市公司信息披露得越充分，会计准则执行得越好。在稳健性检验中，参考曾颖和陆正飞(2006)[46]的做法，直接采用深交所和上交所对A股上市公司信息披露质量的评级来衡量上市公司会计准则执行效果。

3. 控制变量。借鉴姜英兵和严婷(2012)[47]、顾雷雷等(2020)[48]的研究，本文选择实体企业的规模(Size)、自由现金流量(Cf)、财务杠杆(Lev)、董事会规模(Bsize)、行业环境(Dyh_hhi)、市场化进程(Market)、政府干预(GovInter)、法制环境(Law)和地区金融生态环境(Region)等作为控制变量，并控制年度和行业效应。具体的变量定义列示于表1。

表1 变量定义

(三)模型设计

为了证实本文所提出的假设，本文构建模型(3)进行后续检验：

Fini,t=α0+α1Kvi,t+∑Control+∑Year+∑Ind+εi,t

(3)

在模型(3)中，被解释变量企业金融化的度量为连续变量，故采用OLS进行多元回归。会计准则执行的系数α1是本文研究的关键，它衡量了会计准则执行情况对企业金融化的影响若显著为正，表示会计准则执行对企业金融化发挥着抑制作用，会计准则执行越好，企业的金融化程度越低；若显著为负，表示会计准则执行对企业金融化发挥着助推作用，会计准则执行越好，企业的金融化程度越高。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2列示了相关研究变量的描述性统计。根据表2可知，企业金融化(Fin)的标准差为12.3%，且最小值和最大值分别为0.3%和64.1%，即不同公司的金融资产投资存在较大程度差异。会计准则执行(Kv)的均值和中位数分别为0.093和0.058，最小值与最大值分别为0.004和0.578，可见不同企业会计准则执行效果有很大差异，也在一定程度上表明有部分企业比较重视会计准则执行效果，会通过发挥准则的内在控制与外部监督作用，来提升公司治理效率。其余控制变量分布与现有文献基本一致。

表2 变量描述性统计

(二)相关性分析

本文对各研究变量进行了Pearson分析(表3)。由表3可知，企业金融化(Fin)与会计准则执行(Kv)的Pearson相关系数为正的0.123，且在1%水平上显著，初步可以证实会计准则执行对企业金融化具有抑制作用的假设。其他控制变量如公司规模(Size)、市场化进程(Market)、政府干预(GovInter)、法制环境(Law)和地区金融生态环境(Region)等与企业金融化(Fin)具有显著的正相关关系，而自由现金流量(Cf)、财务杠杆(Lev)、董事会规模(Bsize)和行业环境(Dyh_hhi)等与企业金融化(Fin)显著负相关，表明本文的控制变量选择是符合要求的。此外，各主要解释变量之间的相关系数基本都小于0.5，这在一定程度上可以认为本文变量之间不存在严重的多重共线性问题。

表3 Pearson相关系数检验

(三)会计准则执行对企业金融化的影响

本文通过模型(3)检验会计准则执行对企业金融化的影响，表4列示了模型的回归结果。其中，表4第(1)列是未控制任何其他变量的回归结果；第(2)列是在前一回归的基础上加入其他控制变量的回归结果；第(3)列是继续控制行业和年度后的回归结果，从中可以发现会计准则执行与企业金融化均在1%水平上显著。以会计准则执行的中位数为临界点，将样本分为会计准则执行效果较差组与会计准则执行效果较好组进行分组回归，结果见表4的第(4)列与第(5)列。较之会计准则执行较差组，会计准则执行较好组中会计准则执行与企业金融化之间的统计关系更加显著。综上分析，可以发现在控制了其他变量后，会计准则执行越好，越能够抑制企业的金融化行为，验证了本文的假设H1a。

表4 会计准则执行与企业金融化回归分析

(四)稳健性检验

1. 重新度量企业金融化。根据现有研究及上市公司中财务报表列示项目，金融资产除了前文所述几类外，也应当包括“其他应收款”、“买入返售金融资产”、“一年内到期的非流动资产”、“其他流动资产”和“其他非流动资产”等5个资产负债表科目(顾雷雷等,2020)，故本文在前述主回归基础上，将这5类资产也纳入金融投资资产的范围重新度量企业金融化指标再次进行回归(表5)。由表5的结果可以看到，相关结论依旧支持会计准则执行越好，越有利于抑制企业金融化的假设。

表5 重新度量企业金融化后的回归分析

2. 替换解释变量。深交所和上交所根据会计信息质量的相关特征构建了上市企业信息披露质量的评分体系。评价分为“优秀”“良好”“合格”“不合格”或者A、B、C、D四个等级。因无法获得具体的评分分值数据，故本文根据信息披露考评结果，分别进行赋值，即披露质量等级为“优秀”(A)时赋值为“4”,“良好”(B)赋值为“3”，依次类推。重新回归结果见表6。由表6可以发现，上述结论依旧成立。

表6 替换解释变量后的回归分析

3. 删除房地产行业。房地产行业作为公认的暴利行业，其所表现出来的商品金融化特点在中国呈现出不断加剧的趋势，而且在一定意义上可以将房地产界定为高金融化层次商品(张成思等,2014[49])，因此，本文将原样本中的房地产行业数据剔除后，再次进行回归检验(表7)。从表7的回归结果来看，无论是主变量的单独回归，还是加入控制变量后的回归，以及同步控制行业及年度后的回归，最终会计准则执行与企业金融化的回归系数都显著正，说明会计准则执行得越好，越有利于抑制企业金融化的结论依旧未变。

表7 删除房地产行业数据后的回归分析

续表7

4. 内生性检验。为解决可能存在的内生性问题，选用Heckman两阶段方法进行处理。在第一阶段的回归中，选择样本会计准则执行效果的中位数作为会计准则执行的虚拟变量(Kv_Dum)进行probit回归；并选择同年度、同地区其他企业的会计准则执行效果的均值(Local_Kv)作为Kv_Dum的排除性约束变量。一定程度上，相同地区企业面临的制度背景和政策准则不存在较大差别，会计准则执行具有一定的相似性，但同一地区其他企业的会计准则执行效果不会对本企业的金融投资行为产生干扰。在Heckman的第二阶段回归中，将逆米尔斯比率(IMR)加入前文的模型(3)重新进行回归。

表8列示了相关回归结果。第(1)列中，变量Local_Kv的回归系数为11.932，且在1%水平上显著，表明相同年度和地区的其他企业会计准则执行情况会对本企业的会计准则执行情况产生影响，符合排除性约束变量的选择条件。在第(2)结果中，Kv和IMR的方差膨胀因子(VIF值)分别为2.21和2.40，远小于10，表明相关变量不存在严重的多重共线性问题。且会计准则执行(Kv)的回归系数仍然显著为正，再次印证了本文研究结论的稳健性与可靠性。

表8 内生性检验：Heckman两阶段回归

续表8

五、作用机制检验

前文发现，会计准则执行得越好，越有利于抑制企业将更多的资金投资于金融资产。那究竟企业会计准则执行越好对抑制企业金融化的作用机制会怎样呢？会计准则执行是如何影响企业金融化的呢？根据前文所述，会计准则执行对企业金融化的作用机制可能包括外部监督和内部控制质量两个方面。

(一)会计准则执行、外部监督与企业金融化

由于会计准则的有效执行，提升了会计信息的质量，信息透明度的提高进一步减少了信息不对称的干扰，分析师和投资者也会给予公司更多的关注，因而有利于外部利益相关者对管理者的行为加强监督，减少因管理者权力过高进行过多的金融投资行为(Abu et al.,2020)。故有效的外部监督可能是会计准则执行影响企业金融化的一个中介变量。为了验证外部监督在会计准则执行与企业金融化之间的传导机制，本文参照温忠麟等(2004)[50]进行中介效应的做法，结合模型(3)，并构建模型(4)和模型(5)进行分析。具体来说，若模型(3)中的α1显著，则继续看模型(4)中的α1系数显著性；若模型(4)中的α1也显著，则继续看模型(5)中的α1系数显著性与α2系数显著性；若模型(5)中的α1系数显著而α2系数不显著，则证明存在完全中介效应，若模型(5)中的α1系数与α2系数都显著，则证明存在部分中介效应。关于外部监督的度量，选择分析师跟踪数量(Analyst)来衡量，具体选择分析师跟踪数量(Analyst+1)的自然对数作为最终的外部监督的度量指标Lnanalyst。

Lnanalysti,t=β0+β1Kvi,t+∑Control+∑Year+∑Ind+εi,t

(4)

Fini,t=χ0+χ1Lnanalysti,t+χ2Kvi,t+∑Control+∑Year+∑Ind+εi,t

(5)

表9 外部监督的路径回归分析

外部监督的传导机制检验的结果列示于表9。第(1)列是依旧是模型(3)的回归结果，从中可以看到会计准则执行与企业金融化的回归系数显著为正，会计准则执行有利于减少企业金融化；第(2)列是模型(4)的回归结果，会计准则执行与外部监督回归系数显著为负，会计准则执行有利于促进外部监督；第(3)列是模型(5)的回归结果，从中可以发现会计准则执行与企业金融化的回归系数显著为正，会计准则执行与外部监督的回归系数显著为负，验证了外部监督在会计准则执行影响企业金融化过程中发挥了部分中介作用的结论。

(二)会计准则执行、内部控制质量与企业金融化

良好的会计准则执行能够为利益相关者提供更高质量的财务报告信息(姜英兵和严婷,2012)，如何尽快推动投资者保护法律制度落地，压实审计师“看门人”的法律职责，提高内部控制审计质量，需要CPA执业过程“有法必依”(洪金明，2021[51])，因此有效的会计准则执行对于提高内部控制质量具有重要意义，而高质量的内部控制又能通过完善的制度安排，制约高管从事高风险的金融投资行为。因此，会计准则执行可能通过提高内部控制质量进而抑制企业金融化。为验证内部控制质量的传导机制，本文采用前述方法，结合模型(3)，构建模型(6)和模型(7)进行分析。由于迪博控制指数是一个综合评价指标，能够比较全面地评估企业内部控制质量，故选择将此指标作为内部控制质量的度量来进行检验，具体内部控制质量(Icontrol)为(内部控制指数/1000+1)的自然对数。

Icontroli,t=γ0+γ1Kvi,t+∑Control+∑Year+∑Ind+εi,t

(6)

Fini,t=η0+η1Icontroli,t+η2Kvi,t+∑Control+∑Year+∑Ind+εi,t

(7)

表10 内部控制质量的路径回归分析

续表10

关于内部控制质量机制传导检验的结果列示于表10。第(1)列是模型(3)的回归结果，相关回归系数显著为正；第(2)列是模型(6)的回归结果，会计准则执行与内部控制质量回归系数显著为负；第(3)列是模型(7)的回归结果，从中可以发现，会计准则执行与企业金融化的回归系数显著为正，内部控制质量与企业金融化的回归系数都显著为负，验证了内部控制质量在会计准则执行影响企业金融化过程中发挥了部分中介作用的结论。

六、进一步分析

(一)产权性质的异质性检验

由于国有企业的特殊性，政府政策支持往往会更多倾向于国有企业，即使国有企业进行金融投资而遭受了无法承担的损失，但由于预算软约束的存在，政府为了保证国有企业的稳定性，往往会通过补助、减税等形式对其提供支持；并且，政府同银行的“血缘”关系也使国有企业融资更加便利，相比而言，国有企业从事金融投资所面临的风险更小(张璇等,2017[52];张时坤,2018[53])。因此，相比于非国有企业，国有企业融资约束程度更低，而企业一般只在具有大量闲置资金时才会进行更多的金融投资。故会计准则执行对于规范企业资金投资的作用可能在国有性质的企业中表现更明显。

表11 会计准则执行与企业性质的分组回归分析

续表11

表11列示了产权性质的分组检验结果，从中可以看到，在国有企业组中，会计准则执行与企业金融化的回归系数为0.123，且在1%水平上显著；而在非国有企业组中，会计准则执行与企业金融化的回归系数为0.020，但并不显著，说明会计准则执行未能显著抑制非国有企业金融化，但能够显著抑制国有企业金融化。因为相对而言，国有企业受到更多的制度制约，其对法律准则的执行力更高，因此对于会计准则的执行效率一定程度上也高于非国有企业。

(二)金融资产配置差异

既然会计准则执行能够抑制非金融企业金融化，那么会计准则执行的抑制作用在哪类金融资产中更显著呢？本文借鉴闫海洲和陈百助(2018)[54]、谭德凯和田利辉(2021)[55]等学者对金融风险收益的做法，将金融资产区分为三类：投机型金融资产(FinRI)，包括交易性金融资产、衍生金融资产和可供出售金融资产(2018年之后“可供出售金融资产”缺失值使用“其他债权投资”与“其他权益工具投资”之和替代)；投资型金融资产(FinIV)，包括发放贷款和持有至到期投资(2018年之后“持有至到期投资”缺失值使用“债权投资”替代)；保值型金融资产(FinSS)，主要就是投资性房地产。

表12 企业金融资产配置差异分析

从表12的结果可以发现，会计准则执行对企业金融化的抑制作用主要体现在投机型金融资产和保值型金融资产上，而对投资型金融资产没有明显的抑制作用。可能的原因在于投机型金融资产和保值型金融资产一般都具有高收益特征，容易满足高管的“短期”需求，是管理层在资金分配时优先考虑的投资选择，相关结果进一步验证了会计准则执行对企业金融化的抑制作用。

(三)企业金融化的动机分析

目前关于企业进行金融资产配置的原因或动机主要可分为两种：一种认为在资本既定或受限的条件下企业将可用资金投资于金融资产虽然可能在短期内为企业带来暂时的高获利，但这样的投资策略损害了实体投资，不利于企业的长远发展，表现为“逐利动机”；另一种认为企业拥有的金融资产可以被视为企业资金储备，一旦企业急需活动资金或面临融资约束时，可迅速转变为活动资金进而优化企业的实体投资，表现为“预防动机”(Duchin et al.,2017[56];胡奕明等,2017[57];王少华等，2020[58])。

在全球经济局势紧张的宏观背景下，实体经济收益率下降，如何有效防止更多实体企业从事过多的金融投资，需要对企业金融化的背后动机进行分析。而企业面临的融资约束将在很大程度上影响企业各项投资决策，故可以从融资约束角度展开探讨。若企业面临着严重的融资约束困境，其倾向于减少金融投资转向实体业务投资，则企业金融化的行为是一种“预防动机”，会计准则执行对企业金融化的抑制作用将减弱；而当企业融资约束程度较低时，企业表现出更多对金融投资的偏好而挤占了实体投资，则企业金融化的行为是“逐利动机”，会计准则执行对企业金融化的抑制作用依然显著。后续选择Kaplan and Zingales(1997)[59]提出的KZ指数来度量融资约束。分组选择中，将不低于75%分位数的样本数据划分为高融资约束组，不高于25%分位数的样本数据划分为低融资约束组，分组后仍用模型(3)进行具体回归(表13)。

表13 企业金融化的动机分析

从表13的结果可以发现，会计准则执行与企业金融化之间的回归系数只在低融资约束组中显著，表明企业金融化行为更符合“逐利动机”。然而，这种逐利行为只会在短期内为企业带来高收益，不利于企业走持续健康发展的长远道路。因此，如何采取有效措施防止企业走向“脱实向虚”的道路，对于维持市场经济的稳定性显得尤为重要。

七、结论

中国经济现正处于升级转型的关键期，实体企业过度金融化将会导致企业偏离自身业务而削弱核心竞争力，会阻碍企业的未来发展，也不利于资本市场的稳定和经济的持续发展，有必要对企业金融化的影响因素展开深入探讨。而会计准则作为制度准则，对于规范企业业务核算等都具有较强的约束作用，对于企业业务投资分配也可能存在潜在影响。鉴于此，本文选取了2007—2019年A股上市非金融公司对会计准则执行与企业金融化展开了实证检验。研究结果表明，会计准则执行对企业金融化表现为抑制作用，即会计准则执行得越好，企业的金融化程度越低。并且在进行了一系列稳健性检验后，结论依旧成立。机制检验结果表明，会计准则执行主要通过作用于外部监督、内部控制质量来影响企业金融化。进一步研究表明，会计准则执行对企业金融化的抑制作用在国有企业中更显著；划分金融资产类型，相关结论表明投机型金融资产和保值型金融资产中会计准则对金融化的抑制作用更明显；且企业金融化的动机主要是为了“逐利”，而非“预防”，也印证了现阶段管理上市公司金融化行为的必要性。

金融偏离服务实体的目标，对于企业发展而言是一种涸泽而渔的行为，如何引导企业回归金融服务实体的本质，具有重大的实践意义。首先，需要严格监督企业会计准则的执行状况，提升会计信息质量。虽然会计准则的制度法规在不断同国际化趋同和完善，但众多企业的会计准则执行效果并不理想，需要促进企业会计准则强制执行与自我执行机制的互补，规范企业会计准则的执行，降低信息不对称的干扰，建立良好的沟通机制，从而提升企业主营业务投资，增强核心竞争力。其次，针对金融化背后的动机和委托代理问题，需要公司完善治理制度，充分发挥董事、监事等对经理层行为的监督，设置有效的长期激励措施从而减少短视行为的发生，树立远景目标提升经理人与控股股东的责任意识。最后，由于会计准则执行对于企业金融化的抑制作用在非国有企业中并不显著，因此，相关政府部门等需要在推进国有企业改革步伐的同时，关注非国有企业准则制度的执行效率等问题，减少国有企业与非国有企业在寻求发展资源过程中的差距，提升风险防范能力，减少企业各项非效率投资，从而确保经济高质量提升和资本市场健康发展。