企业金融化、盈余管理和审计收费

孔钰莹 杨永淼（教授/博士） （山东农业大学经济管理学院 山东泰安 271000）

一、引言

随着我国经济发展进入“新常态”，实体企业的投资回报率逐渐降低，盈利空间也逐步缩小。大量资本投向了具有高利润率的金融领域、房地产业，我国经济出现了一定程度上的金融化（张成思和贾翔夫，2021）。在投机或者投资的动机下，大量非金融企业在主营业务之外增加了金融资产配置，以期获得额外投资收益。与此同时，实体企业金融化也隐藏着较高的风险，带来了一定的负面影响。对于宏观经济来说，“脱实向虚”可能会导致经济结构性失衡，出现“产业空心化”。从微观层面来说，企业投资失败造成巨额资金损失乃至拖累企业发展的事件屡见不鲜。所以，防范金融风险，对实体企业金融化进行适当的监督与约束，有利于促进实体企业发展。外部审计可以有效改善企业会计信息披露质量，识别企业的财务舞弊行为。对于企业金融化、盈余管理和审计收费之间的关系，以及如何有效发挥外部审计对企业金融化的监督作用等相关问题，值得进行深入研究。

本文通过2013—2020年我国A股上市公司的面板数据展开实证研究，并提出相应建议。本文的贡献在于：（1）探究了金融化的实体企业开展金融活动的盈余管理，从而影响审计收费的传导机理。丰富了企业金融化对审计收费影响的研究。（2）打破了以往研究中采用的传统盈余管理模型，从理论上分析金融活动盈余管理的范畴，并采用非经营性损益占总利润的比例指标进行度量，更具有针对性，弥补了衡量方式存在的不足。（3）主要从金融投资收益的盈余操纵角度，区别于以往相关研究仅从金融资产配置结构对审计收费的影响角度进行考虑，丰富了企业金融化影响后果的研究，分析了企业金融化影响审计收费的行为路径。

二、文献综述、理论分析和假设提出

（一）文献综述

关于企业金融化与盈余管理的关系，已有研究发现，金融资产套利动机强和自身经营业绩波动较大或不佳的企业会倾向于利用金融资产、金融负债来进行盈余管理（Barton，2001），主要手段有利用投资性房地产、衍生金融工具、交易性金融资产等金融资产项目的初始分类以及后续计量的漏洞来进行利润操纵（叶建芳等，2009），或利用会计手段处理非经常性损益中和投资收益相关的项目（路军伟和马威伟，2015），以实现平滑盈余的目的（崔露，2013），降低了盈余质量（买生和王赛，2020）。

关于企业金融化对审计师决策的影响的研究，国内外学者的研究结论较为一致。面对计量复杂的金融资产时，重大错报风险越高，会计信息质量越低。注册会计师也面临着较高的检查风险，会将其识别为高审计风险项目（李馨子等，2019），为了规避审计风险而增加审计收费（Alexeyeva等，2016）。并且面对高金融化企业，审计师会倾向于给出非标准的审计意见（孙洪锋和刘嫦，2019）。

对于盈余管理和审计收费之间的关系已有较深入的研究。应计盈余管理和真实盈余管理均与审计定价呈正相关关系（谢丹等，2016）。企业盈余管理水平越高，审计人员面临的审计风险就越高，审计定价也会因此提高（Recker et al.，1998）。

通过阅读和梳理国内外文献，本文发现以往研究主要是针对企业金融化、盈余管理和审计收费三者两两之间的作用关系展开，少有文献将三者放在同一研究框架下，并且对金融化的企业利用非经常性损益进行金融活动的盈余管理的讨论还不充分。本文对企业金融化、盈余管理和审计收费三者之间的关系展开研究，实证分析企业金融化通过盈余管理动机对审计收费的影响机制，以弥补相关研究的不足。

（二）理论分析与假设提出

盈余管理是企业进行财务活动时常用的会计手段，是指管理层有目的地干预财务报表，改变外部报告使用者对企业财务状况的解读。企业采取金融化的措施本质上也是一种广义的盈余管理，都有着改善企业的经营业绩、提高企业盈余水平以达到市场预期等目的。传统应计盈余管理主要采用改变对财务政策的选择、会计估计方式等手段来调控利润，例如折旧方法的选择等。传统真实盈余管理通过控制真实的经营活动，如增加产量以降低生产成本、减少酌量性费用等方式进行盈余管理。在金融化程度越来越高的背景下，企业开始更多地进行金融活动的盈余管理。以往研究中，学者大多对企业金融化与传统盈余管理进行研究，这与度量金融活动的盈余管理水平的实际值和现实的会计处理是有偏误的，两者的范畴并不完全相同。在会计准则日趋完善的背景下，传统盈余管理方法——操纵性应计盈余的应计盈余管理和在实际营运活动中的真实盈余管理的空间逐渐被压缩，管理层转而寻找更加隐秘的盈余管理手段，其中就包括利用金融活动的非经常性损益进行盈余操纵。因本文所研究的范畴属于企业金融化的影响后果的框架，所以定义以及计量的盈余管理皆指的是企业金融活动的盈余管理，例如，非经常性损益的盈余操纵就是传统盈余管理计量方式所无法估量的部分。

首先，公允价值计量、金融工具的复杂性使盈余管理的实施成为可能（惠丽丽等，2018）。会计估计和会计判断也存在着主观性和目的性的操作空间。企业可以利用金融资产等的初始确认、重分类，以及出售时的终止确认时点来调整计入公允价值变动损益、其他综合收益以及投资收益的数额。其次，非经常性损益事项在进行会计处理时，通常包括对投资收益、公允价值变动损益等会计项目的归类判断，也可利用经常性损益与非经常性损益归类划分来进行盈余管理。例如，将投资收益中的非经常性收益在会计上计为经常性收益，以增加企业的营业利润；而将本应属于经常性支出的项目处理为非经常性损失。再次，非经常性损益往往与实体企业的主业业绩关联性较弱。近年来越来越多的企业选择利用这部分来进行“扭亏为盈”。并且，公允价值计量属性会使盈余波动性变大，又进一步促进了企业进行盈余管理的需求。所以，与会计政策严格规定并且日后还需转回的应计盈余管理，以及调整企业实际营运活动可能产生成本的真实盈余管理相比，利用金融活动进行的盈余管理更加灵活、隐蔽、成本更低。可以说，企业金融化程度越高，其进行盈余操纵的机会越多。基于以上分析，本文提出假设：

H1：在控制其他条件下，随着企业金融化程度提高，企业金融活动的盈余管理水平越高。

虽然盈余管理不违反会计准则，但是经过美化的财务报告会使外部使用者无法对企业的盈利能力有真实、准确的了解，可能有损利益相关者的利益。而审计可以有效抑制不合理、不合规的企业盈余管理（罗文波和李敏鑫，2019）。当通过审计手段识别出企业的财务舞弊行为时，外部审计师可通过非标准审计意见来警告管理层和利益相关者，起到抑制企业盈余管理的作用。盈余管理作为高固有风险项目，一直被审计师重点关注。一方面，盈余操纵使得被审计单位的会计处理和经济业务更加复杂，进而增加审计风险。审计失败的后果非常严重，可能会引发诉讼风险。另一方面，盈余管理使得审计成本提升。当识别企业可能存在一定的盈余管理幅度时，审慎负责的审计师会选择实施更多数量或者更高质量的审计程序来提高审计质量。在风险利益匹配原则下，审计成本的提高相应地就会要求企业对审计风险的价格进行补偿。另外，盈余管理进一步促使企业的机会主义倾向提高，可能存在企业对盈余操纵后的财务报告进行审计意见购买。因此本文提出假设：

H2：在控制其他条件下，企业盈余管理水平越高，外部审计收费水平越高。

在委托代理矛盾下，管理层选择具有超额回报率的金融投资进行短期投机，往往使得实体企业发生过度金融化。投机套利的动机占主导，会给企业发展带来一定的负面影响。风险导向审计下，审计师会更加注重企业金融化对企业价值的不利影响。审计定价一般由当前的风险审计费用成本与对未来的风险溢价所构成。从审计成本来说，金融领域和房地产业的资本运作方式具有复杂性。当实体企业配置较多种类金融产品时，初始确认、重分类、后续计量、计提减值、处置、转回等会计处理非常复杂，对审计师也提出了更高的行业专长要求。并且由于金融市场价格的不确定性和波动性，审计工作中对前期的审计证据的依赖性更弱，审计师更需要加大对当期的审计投入。业务复杂程度的增加也导致了审计成本的上升，如熟悉资本市场环境、增加实质性程序等（董小红和孙文祥，2021）。从未来风险溢价来看，对于实体企业来说，企业选择提升金融化水平、增加金融工具的配置，必将影响实业投资的扩大再生产，增大企业的经营风险；而我国金融体系尚不成熟，市场风险较大，根据风险传导理论，金融领域、房地产业的高风险会激化企业的财务风险。审计师为了降低总体审计风险水平，会提出对未来预期风险溢价的补偿。基于以上分析，本文提出假设：

H3：在控制其他条件下，企业金融化程度越高，外部审计收费水平越高。

与没有金融化的企业相比，企业金融化带给企业更多的盈余操纵空间，使得审计师所面临的审计风险比传统盈余管理更高。而薪酬与企业绩效挂钩的管理层在投资失败后，更有可能采取盈余操纵来粉饰报表。金融活动的盈余管理隐蔽性更强，审计的难度和风险更大。企业对金融资产的公允价值属性产生的主观评估，以及对非企业经营活动所影响的非经常性损益，都是重大错报风险较多的领域，因此审计师应当加以重视，增加审计投入，并要求风险补偿，采取提高审计定价的措施。

综上分析，盈余管理可能成为企业金融化引发审计收费增加的重要原因，形成“企业金融化-盈余管理-审计收费”传导机制。具体而言，随着企业金融化水平提高，在一定程度上盈余管理的空间和机会增多，促使企业产生利用金融活动进行盈余管理的内在动机，进而引发审计风险的提升，审计师出于风险控制和审计成本增加的考虑，会提高审计收费水平。因此，本文认为盈余管理可被设为企业金融化和审计收费之间的中介变量，起到部分中介作用，并提出以下假设：

H4：金融活动的盈余管理在企业金融化和审计收费的关系中起到部分中介作用。

三、实证研究设计

（一）样本选取

本文选择2013—2020年我国A股上市非金融企业平衡面板数据，并进行以下处理：（1）剔除金融业、房地产业企业。（2）剔除经营业绩不佳，连续亏损或处在退市边缘的ST和 *ST企业。（3）剔除观测值严重缺失的样本。（4）对连续性变量进行缩尾处理，降低极端值影响。文中所需的样本数据取自国泰安数据库，处理软件为Stata 16.0，最终保留了9 136个样本。

（二）变量定义

1.被解释变量：审计收费（Lnfee）。以被审计单位当年审计收费的自然对数来度量。

2.解释变量：企业金融化（Finout）。结合上文理论分析和张成思、张步昙（2016）的研究，本文认为以目前研究中普遍采用的金融资产占总资产的比重来评价企业金融化程度，属于存量指标。用金融渠道获利占营业利润的比重进行评价，更能合理反映企业当期对金融渠道收益的依赖程度，金融渠道获利=利息收入+公允价值变动收益+投资收益+汇兑收益。考虑到利润指标若为负数再取绝对值容易造成比重指标扭曲，所以本文采取修正处理：企业金融化程度=（金融渠道收益-营业利润）/|营业利润|。

3.中介变量：金融活动下的盈余管理（Fs）。为了区别于传统盈余管理指标，更准确地衡量企业金融活动的盈余管理幅度，本文参考李维安和马超（2014）度量非经常性损益盈余管理的方式，即Fs=非经常性损益/总利润。并且，如果非经营性收益小于等于零，则Fs为0；如果非经营性收益为正，且总利润为正，则Fs等于两者比例；如果非经营性收益为正，总利润小于等于零，则Fs等于1。

4.控制变量。（1）企业特征层面 ：企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、流动比率（In）、总资产报酬率（Roa）、托宾 Q 值（Q）、产权性质（Soe）、净资产收益率（Roe）、是否亏损（Loss）。公司治理层面 ：股权集中度（Own）、两职合一（CEO）。（2）外部审计层面 ：审计报告意见类别（Opn）、事务所类型（Big4）。（3）虚拟变量 ：年度虚拟变量（Year）、行业虚拟变量（Ind）。具体的变量概念和描述见表1。

表1 变量定义与说明

（三）模型设计

为了验证假设，本文构建以下模型：

还需说明的是，αi、βi、δi、λi分别代表各式的待估系数。i代表个体企业，t为相应年份，Controls表示上述所有控制变量，εi，t代表残差项。

利用模型（1）、（2）、（3）分别进行回归验证假设 1、假设 2、假设 3。假设 4 中的中介效应模型利用模型（1）、（3）、（4）通过逐步检验法验证。δ1为解释变量Finout对被解释变量Lnfee的总效应。λ1为控制中介变量Fs的情形下，Finout对Lnfee的直接效应。α1×λ2为间接效应。

四、实证结果及分析

（一）描述性分析

表2是对主要变量进行的描述性分析，审计收费（Lnfee）为对数处理过的数据，根据其均值13.920，可计算企业被收取的平均审计费用约为111.01万元。标准差为0.738，说明各企业因为规模、行业等原因，审计收费差距较大。企业金融化（Finout）的最小值为-1.355，最大值为6.971，说明不同企业金融化程度差距较大，存在高度依赖金融活动获利的企业。盈余管理（Fs）的均值为0.432，说明利用金融活动进行盈余管理的企业较为普遍。标准差为0.985，最小值为0，最大值为7.220，说明既存在不利用金融活动进行盈余管理的企业，也存在高度依赖企业金融配置进行盈余操纵的企业。

表2 变量描述性统计

（二）基准回归分析

Hausman检验结果显著拒绝原假设，确定使用固定效应模型进行基准回归，并进行了稳健标准误处理。在加入控制变量，并控制了行业、时间固定效应后发现，表3列（1）的结果中，企业金融化（Finout）与盈余管理（Fs）显著正相关，说明随着企业金融化程度提高，企业金融活动的盈余管理水平显著提高，验证了假设1。表3列（2）显示，盈余管理（Fs）与审计收费（Lnfee）显著正相关，说明在控制其他条件下，企业盈余管理水平越高，审计收费越高，验证了假设2。表3列（3）显示，企业金融化（Finout）对审计收费（Lnfee）的回归系数显著为正，说明在控制其他条件下，企业金融化程度越高，外部审计收费水平越高，验证了假设3。

表3 基准回归结果表

下面进行中介效应分析，根据模型（1）、（3）、（4）进行逐步检验法。模型（1）、（3）已分析过，故省略。模型（4）为逐步检验法的最后一步，即将盈余管理（Fs）也加入到企业金融化（Finout）对审计收费（Lnfee）的回归中。表 3列（4）结果显示，λ1为 0.003，λ2为 0.014，均在 1% 的水平上显著正相关，所以中介效应也成立，从而证明了假设4，即金融活动的盈余管理在企业金融化和审计收费的关系中起到了中介作用。中介效应占比为α1×λ2/δ1=0.207×0.204/0.006=0.483，即盈余管理在企业金融化和审计收费的关系中可起到48.3%的部分中介作用。

五、稳健性检验

（一）替换核心解释变量

为测试上文的基准回归和中介效应机制是否稳健，替换核心解释变量。利用金融资产的持有比例来衡量企业金融化加以回归。结合我国新企业会计准则对金融资产的归类，选取替换指标企业金融化（Fin）所涉及的金融资产种类。具体测度如下：企业金融化（Fin）=（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产净额+债权投资+其他债权投资+其他权益工具投资）/总资产。

替换后的回归结果如表4的（1）—（3）列所示，分别为替换变量企业金融化（Fin）与盈余管理（Fs）显著正相关，替换变量企业金融化（Fin）与审计收费（Lnfee）显著正相关，以及在控制盈余管理（Fs）后，企业金融化（Fin）与审计收费（Lnfee）显著正相关。与前文基准回归结论基本一致，再次证明了假设1、3、4成立。

表4 替换变量和滞后一期回归结果

（二）滞后一期检验

考虑到内生性问题，本文还对企业金融化（Finout）进行了滞后一期分析，回归结果如表4的（4）—（6）列所示，分别为滞后一期的企业金融化（Finout）与盈余管理（Fs）显著正相关。滞后一期的企业金融化（Finout）与审计收费（Lnfee）显著正相关。在控制盈余管理（Fs）后，滞后一期的企业金融化（Finout）与审计收费（Lnfee）显著正相关。假设1、3、4仍然得到验证。

（三）基于Bootstrap法的中介效应检验

进一步应用Bootstrap法对中介效应加以检验。设置为1 000次抽样，当输出结果在95%置信区间上不包括0时，就表示中介效应显著存在，结果如表5所示。基准回归中，直接效应的95%置信区间为（0.001，0.008），间接效应的95%置信区间为（0.018，0.043），说明中介效应显著。

表5 中介效应稳健性检验结果

（四）工具变量法

在盈余管理动机支配下促使企业选择更高的金融化水平，可能使企业金融化和盈余管理之间发生双向因果问题。为了缓解这一内生性偏误，本文参照孙洪锋和刘嫦（2019）的研究方法，选择同年度同行业其他企业的平均金融化水平（IVFin）为工具变量，然后再使用工具变量法（IV）进行回归。表6的（1）列是第一阶段回归结果，说明工具变量（IVFin）与企业金融化（Finout）显著正相关。弱相关性检验的最小特征值为47.54＞10，拒绝了弱工具变量的假设。再将第一阶段拟合的被解释变量估算值重新代入模型中，表6的（2）列的第二阶段回归结果显示企业金融化（Finout）与盈余管理（Fs）的关系系数依然显著为正，未发现企业金融化和盈余管理之间的内生性问题。

表6 工具变量法和PSM倾向得分匹配检验结果

（五）PSM倾向得分匹配法

为了克服可能出现的遗漏变量问题，本文使用PSM倾向得分匹配法加以检验。按照企业金融化（Finout）的前四分位数进行分组。如果属于前1/4取为金融化程度较高组，设为1，否则为0。随后选择了近邻配对法，并根据1∶1的比例进行样本配对。表6的（3）—（6）列报告了匹配后样本的回归结果，主要变量的回归系数均显著，说明结论依然稳健。

六、进一步分析

（一）产权性质异质性

以上检验均有力证明了基准回归有效，验证了本文提出的四个假设。为了使研究更充分，进一步展开异质性分析。考虑到产权性质是我国所有制经济中的重要特征，对企业的经营模式、经营目标有着重要影响，所以本文进行了产权异质性分析。下页表7的（1）（2）列分别展示了非国有企业（Seo0）和国有国企（Seo1）的分组回归结果，解释变量的回归系数均显著为正。组间系数差异检验的p值为0.210＞0.1，两组系数差异性较弱。说明企业的产权性质是否为国有，不会影响到企业金融化对审计师审计定价的决策。即审计师非常关注企业金融化程度，均保持了审慎的工作态度，不会因为产权性质的差异而区别对待。

（二）金融资产异质性

考虑到金融资产的异质性可能会影响到企业的金融化决策，进而影响审计师对企业金融化的风险判断，本文将交易性金融资产和可供出售金融资产分类为投机型金融资产（Fin_t），其他金融资产划分为非投机型金融资产（Fin_nt），然后进行回归。表7列（3）显示企业的投机型金融资产与审计收费的回归系数显著性为正。表7列（4）显示企业的非投机型金融资产与审计收费的回归系数为正但不显著。这说明审计师更加关注投机型金融资产，这与该类资产采用公允价值计量、流动性更强等特质有关。同时也说明了企业利用这类投机性金融资产进行盈余操纵的机会更多。

七、研究结论与建议

（一）研究结论

本文实证检验了企业金融化对审计收费的影响，以及盈余管理的中介效应，并通过了多项稳健性和内生性检验，得出以下结论：（1）企业金融化是影响审计收费的重要影响因素。（2）企业金融化会使管理者产生更多利润操纵的动机，企业会利用非经常性损益等更隐蔽的空间进行金融活动的盈余管理。（3）根据中介路径检验，发现企业利用金融化进行盈余管理，使得被审计单位的审计风险和审计复杂性增加，从而影响审计定价，盈余管理在这一路径下起到了部分中介作用。（4）进一步研究表明，无论企业自身特征如何，审计师都应高度重视企业金融化趋势，尤其是在企业配置过多的高灵活性公允价值计量的短期投机金融资产时，更有可能具有投机套利的动机。

（二）相关建议

结合本文的研究，提出如下建议：（1）对于企业来说，在进行资源配置和投资决策时，应平衡实业投资和金融投资的关系，谨防企业过度金融化带来的负面影响，避免因机会主义倾向失去长期经营发展的动力。设置有效的内部控制制度和企业风险防范机制，适度进行盈余管理，可以促进企业生产经营的良性发展。（2）对审计师来说，在审计中应高度关注企业利用金融活动进行的盈余操纵。同时也应培养审计师的行业专长，提高其鉴别盈余管理的水平，避免审计失败导致的风险。虽然提升审计收费会使会计师事务所的收入有所提升，但是应注意审计资源利用效率和警惕提高的审计收费部分能否作为审计风险补偿，以及一旦审计失败带来的严重后果。（3）政府相关监管部门可高度关注经济“脱实向虚”的影响，加强风险防控，规范金融市场秩序，促进产融结合，还可制定相关政策要求企业对金融活动进行更充分的信息披露，缩小企业利用金融化进行盈余操纵的空间。新金融工具会计准则对企业金融工具的会计处理更加严格规范，企业未来利用金融活动进行盈余管理的难度更高。会计准则的不断修订体现了监管部门对于企业财务报表盈余质量的重视，有利于我国市场经济的健康发展。