金融化、内部控制与企业主业效率

■邓修捷 龙素英

一、引言

近年来，在中国经济转型发展过程中，许多实体企业投身到金融领域，这在一定程度上影响了微观经济的稳定发展和资源的有效利用。企业为了在资本市场抢占先机，扩大金融交易规模和金融资产的持有量，商品生产制造与经营活动逐渐被金融投资和资本运作所取代，投资收益占比逐步提高。企业金融化最初是西方发达国家企业发展呈现的特征，2008年次贷危机爆发，金融化带来的风险引起了世界各国关注。Wind数据库显示，我国A股上市企业中，非金融企业持有的金融资产总量从2011 年的13473 亿元增加到2021 年的67978 亿元，规模增长迅猛，非货币性金融资产增速远远大于货币性金融资产。截至2021 年底，A 股4685 家上市企业中，约1500 家跻身于金融领域，金融资产规模高达2.5 万亿。金融资产组成中，有的企业证券理财投资、信托贷款、私募等金融产品约占企业总资产的三分之一，大幅挤压了其主营业务发展。十九大报告明确指出，我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关时刻，企业高质量发展成为国家政策导向的重中之重，企业必须把技术创新、产业升级作为提升主业效率的坚实基石和重要手段。因此，本文试图从微观层面探讨企业金融化与实体经济高质量发展间的关系。

金融的基本功能在于服务实体经济，在资本逐利动机之下，企业金融化偏离了其初衷[1]。企业持有金融资产是一种有效规避流动性风险的重要策略[2，3]，通过获取高额回报以降低企业资金紧缩的财务风险。企业金融化发展程度有其特定的界限，若金融资产配置过大，则会抑制企业发展。由于企业金融化不能直接创造社会财富，只能从生产制造中分享利润，因此，其过度膨胀后必将抑制企业高质量发展[4]。当管理层产生“金融投资与金融资产配置”即高收益动机，不积极优化企业生产经营和业务发展模式，则会对企业实业投入、研发支出、技术创新产生不利影响[5]。这种“本末倒置”的发展方式难以提升企业竞争力[6]。因此，正确认识企业金融化趋势带来的影响，引导企业合理投资金融资产，能够解决实体企业“空心化”“脱实化”问题。

目前，围绕企业金融化对生产效率[7，8]、经营绩效[9，10]、财务风险[11，12]、技术创新[13，14]影响的研究较为丰富，但缺少考察企业金融化对主业效率的影响及内部控制调节效应的研究。本文的贡献主要体现在：一是基于效率观的研究视角，立足于企业内部控制调节作用，探究金融化对主业效率的影响渠道与作用机理。不同于已有研究侧重于金融化对企业发展关系、生产要素的直接探讨[13，15，16]，也不同于对技术创新[14]、企业研发[16]、固定资产投资[17]、经营业绩[18]作用机理的简单考察。二是依据金融资产类型的差异化特征和区域经济发展水平的非均衡性，进一步对投资金融资产类型、区域经济发展水平开展了较为全面的异质性分析。这是对已有关于企业金融化、主业效率相关研究的补充与改进。三是进一步剖析了内部控制对企业金融化与主业效率之间负向关系的调节作用，为企业优化治理体系、提升治理效能、完善治理机制提供理论指导。本文从多个维度论证了企业长期依赖金融投资、金融配置的发展路径及其金融化行为，会加剧企业“脱实向虚”与“空心化”，阻碍质量效益与质量变革，降低核心竞争力与企业主业效率。同时指出，金融监管部门应多措并举，引导企业进行实业与金融投资活动，从微观层面防范化解“脱实向虚”风险，增强金融服务实体经济能力。

二、理论分析与假设提出

实体企业的金融化本应服务于主业发展，但是近年来企业金融资产投资的比重不断增加，导致企业的发展方向逐渐偏离了主营业务。企业内部的不同资源应是互补、替换关系，在长期平稳发展中，生产要素与金融资产之间应有合理的分配和选择；随着企业金融业务地位的日益提升，企业经济活动的重心从产业生产转移到风险投资，使其利润的获取方式更倾向于投资金融资产渠道而不是传统的商品生产销售路径。当金融资产的投资回报率高于主业收益率时，管理层会从营业收入上调动资金追加到对金融资产的投资中，从而降低了实体资产的再积累，并对主业效率造成影响。

根据凯恩斯提出的预防性储蓄理论，企业通过配置金融资产具有“蓄水池”功能，能预防现金流短缺带来的生产经营困境、融资约束难题。机器设备、核心技术、生产经验等有形或无形资源都具有周期长、变现差、不可逆性等特征，相反金融资产具有较强的变现能力和较低的管理成本。企业投资于流动性较强的金融资产能拓宽融资渠道，提高融资效率和减小外部融资依赖，为企业的主业升级提供资金支持[6]。将投资策略从高安全、低收益的实物资产投资转向高风险、高利润率的金融资产，是一种缓解主业投资不足的权宜之策，可在短期内获得较高的回报，以改善企业经营状况和提高抗风险能力[19]。但根据以往的研究成果，企业出于利润最大化的逐利动机远远大于预防性动机，配置金融资产挤占了实物资产投资和研发人才培养的资金投入，减缓了企业生产能力改进、技术升级的步伐，改变了资源分配结构，会损害企业赖以生存的主业根基。王红建等[20]指出实体企业跨行业套利没有解决企业融资困境问题，相反主业投资规模不断缩小，造成实体企业逐渐“脱实化”。杜勇等[21]研究表明企业投资金融资产并没有化解主业投资不足的难题，金融资产的“挤出效应”超过了“蓄水池效应”，扭曲了实体企业整体资源的分配计划。

根据委托代理理论，管理者面临内外部绩效考核的双重压力，希望能在短期内实现目标利润，倾向于投资具有更高获利能力的金融资产。这无疑大幅度减少了企业用于主营业务与人力管理的资源，影响了企业长远发展。此外，管理层的自利行为也使其试图在任职期内获得更多的股票期权、更高的奖励性薪资和更大的控制权，因此会更加倾向于投资利润率更高的金融、房地产等行业。这种急功近利的金融化动机无疑会让管理者的投资视野短期化，同时重奖轻罚的管理模式也容易诱导管理层伺机行动[22]。所以企业长期过度投资金融领域，会导致生产规模减缩，主营业务竞争力弱化，最终抑制主业效率的提高。基于以上分析，本文提出假设H1。

H1：在其他条件一定的情况下，企业金融化与主业效率呈负相关关系。

内部控制在企业治理中发挥着至关重要的作用，可提升上市企业生产经营水平和危机应对能力。有学者认为内部控制的缺陷或者失效十分不利于企业经营管理[23]。内部控制不直接创造价值，但它能通过各种渠道对企业主业效率产生重要影响。已有研究指出，内部控制的建立和完善有助于提高企业资源分配的公平性，确保企业的运营效率和投资效率，为企业长期发展打下坚实基础[24]。高质量内部控制能够有效限制经理人的不合理行为[25，26]，降低决策层出于个人私利而粉饰财务报表的可能性，提高企业信息透明度，解决委托代理关系所带来的过度金融化问题。企业内部的交流与监督机制可制约决策者在投资过程中的个人专断，平滑投资者与决策者信息不对称的风险，帮助企业获得更多商业信用融资[27]，进而降低企业代理成本、财务风险和市场风险。良好的内部控制环境可以引导企业进行合理投资并兼顾资源均衡分配，这种效应的产生源于内部控制降低了非投资效率，且该效应在国有控股银行表现更佳[28]。另外，企业内部资产质量与内部控制有效性存在高度相关性[29]，并影响审计师对内部控制的评价与企业内部控制的自我评价；对外担保规模也同样受内部控制质量的影响[30]。

内部控制制度之所以能够有效提高企业监管质量、企业绩效，防范融资风险、经营风险、财务风险等问题，原因在于：内部控制能够有效降低企业代理冲突，并通过提前预防、事中沟通及期末检查等约束性程序，建立一套相互制约、相互制衡的综合系统，监督和防范企业不合理的投融资决策。作为企业内部治理的重要机制，内部控制质量越高的企业，越有助于抑制其内部对自由现金流的过度使用，识别缺乏商业实质的市场交易行为，约束管理者的机会主义倾向，从而使资金分配更加合理。此外，内部控制通过风险识别与管控可有效降低企业未来经营中的不确定性和内外部风险。当企业内部控制发生缺陷时，将严重危及企业的制度建设，无法防范企业过度金融化，随之而来的是非投资效率比重的提升和主业投资的严重不足[31]。简而言之，内部控制水平高的企业，通过建立识别、监督、评估的体系，规范了企业内部各职能部门业务运行流程，改善企业投资环境，有效约束了管理者的自利行为，提高了企业决策的科学性和生产经营的稳定性，增强了企业风险承担能力和持续经营能力[32]，给企业带来多维度的正面效果，从而提升企业主业效率。因此，基于上述分析，本文提出假设H2。

H2：在其他条件一定的情况下，内部控制能够对企业金融化与主业效率的关系产生调节效应。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2010—2020 年制造业A 股上市企业作为研究样本。为了使研究结论更加准确，对数据做以下处理和优化：剔除ST 上市企业；剔除观测值缺失的样本；对连续变量进行上下1%的缩尾处理。本文数据主要来源于国泰安数据库和迪博数据库，采用stata16.0软件进行数据分析。

（二）主要变量定义

1.被解释变量：主业效率（OPE）

参照王智波等[33]的做法，采用核心利润率来衡量企业的主业效率，其计算公式为：OPE=（主营业务收入-主营业务成本-期间费用-税金及附加）/主营业务收入。

2.解释变量：金融化程度（FIN）

彭俞超等[11]使用交易性金融资产、买入返售金融资产、可供出售金融资产、发放贷款及垫款和持有至到期投资5个指标来度量企业金融化程度。本文在此基础上参考顾雷雷等[34]的做法，纳入衍生金融资产、投资性房地产、长期股权投资3 个指标，定义金融化程度（FIN）为8 项金融资产总额占企业总资产的比重（如表1所示）。FIN数值越大，表示企业金融化程度越高。

表1 变量说明

3.调节变量：内部控制（IC）

采用“迪博数据库内部控制指数/100”来度量企业内部控制质量的高低。

4.其他控制变量

借鉴杜勇等[21]、吴一丁等[35]的研究，把对主业效率有重要影响的指标纳入分析中，包括经营现金流（foc）、资产负债率（debt）、企业规模（size）、股权集中度（oc）、企业成长性（growth）、产权性质（soe）和融资约束（sa）。此外，本文还控制了行业变量（Industry）和年份变量（Year）。

（三）模型设计

为检验假设H1和H2，构建模型（1）和模型（2）。

企业金融化会抑制主业效率的增长，预想β1显著为负。

为研究内部控制对企业金融化与主业效率之间关系的调节效应，重点分析企业金融化程度与内部控制的交互项FIN×IC系数，并预测λ2>0，即内部控制能抑制企业金融化的负向影响，表现为“治理效应”。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计及相关性分析

表2报告了变量的描述性统计结果。主业效率（OPE）的最大值和最小值相差0.826，说明不同企业之间的主业效率存在较大差异；标准差为0.122，表明大部分企业的主业效率仍处于较低水平，有待进一步提高。企业金融化程度（FIN）的均值为0.074，中位数为0.038，标准差为0.095，表明样本企业普遍持有较大比例的金融资产，该结果与王珊珊[36]的研究大体一致。内部控制（IC）的均值为6.562，处于较高水平，但是其标准差为0.786，表明不同企业内部控制体系的建设同样存在较大差异。其余控制变量分布均在合理范围之内，为后续研究提供了良好的数据基础。另外，表3 报告了各变量之间的pearson相关系数结果。其中，企业金融化程度与主业效率之间系数呈现负相关，内部控制与主业效率之间系数呈现正相关，初步验证了H1 和H2。其他变量之间的相关性符合理论预期。

表2 描述性统计

表3 相关性分析

（二）回归分析

表4报告了模型的回归分析结果。其中，（1）和（2）列为固定年份和行业效应的核心解释变量回归方程；（3）和（4）列加入控制变量后，模型调整后的拟合优度明显增加。回归结果均显示企业金融化抑制了主业效率。（1）至（4）列显示，金融化程度（FIN）均小于0，意味着企业金融资产比重越大，其主业效率表现越差。验证了假说H1。（2）和（4）列显示，金融化程度与内部控制的交互项FIN×IC 系数分别为0.031 和0.015，且均在1%水平上显著，表明内部控制能够有效调节企业金融化对主业效率的负向影响，表现出其内部的治理效应。验证了假说H2。另外，经营现金流（foc）、企业规模（size）、股权集中度（oc）、企业成长性（growth）等控制变量均促进了企业的主业效率提升，与现有的研究结论大体一致。

表4 企业金融化、内部控制与主业效率回归结果

（三）稳健性检验

1.工具变量法

企业主业效率本身可能对企业的金融化程度产生推动作用，从而产生由于反向因果导致的内生性问题，所以本文采用两个工具变量指标来缓解回归模型的内生性问题。一方面，借鉴彭俞超等[11]的研究，选取同一城市其他企业金融投资水平作为工具变量（IV1）。因为同一城市其他企业金融化水平代表了当地的金融投资环境，若企业处于一个高度配置金融资产的营商环境，在高额回报率的驱使下，企业更倾向于跻身金融领域，而且其他企业的金融化水平不会直接对本企业主业效率造成影响。另一方面，借鉴姜毅[37]的研究，选取高管金融背景作为工具变量（IV2），以董监高任职时拥有金融背景人数占董监高总人数来衡量。高管任职之前在银行、证券、保险及监管部门的工作履历，会使其任职期间优先考虑投资金融领域，但是高管任职前的背景不会直接影响主业效率。本文选取的两个工具变量均与企业的主营业务无内在关联，符合工具变量的基本前置条件。由表5 中的F 值可以看出，该工具变量通过了两阶段最小二乘法回归结果的不可识别和弱工具变量检验，说明工具变量选取的合理性。其中，在第一阶段，工具变量IV1、IV2与企业金融化（FIN）的回归系数分别为0.301和0.073，且都在1%的水平上显著，表明选取的工具变量与企业金融化程度显著正相关。在第二阶段，变量FIN 与OPE 的回归系数为-0.065，且在1%的水平上显著，表明企业金融化显著制约了主业效率的提升。可见，在处理内生性问题后，本文的研究结论依旧成立。

表5 IV-2SLS、IV-LIML、IV-GMM回归结果

另外，对模型进行了LIML 和GMM 检验。从表5可以看出，2SLS与LIML的结果较为一致，GMM模型的AR（2）检验的P 值和sargan 检验的P 值均大于0.1，说明差分方程的残差序列不存在二阶序列自相关和过度识别问题。这再次证明了本文研究结果具有一定的稳健性。

2.替换解释变量

借鉴黄大禹等[38]的研究，本文将货币资金、应收股利、应收利息纳入金融资产类别中，结果如表6（1）和（2）列所示。（1）列企业金融化（FIN）的系数为-0.012，且在5%的水平上显著，即企业金融化降低了主业效率，进一步验证了H1。（2）列交互项（FIN×IC）的系数为0.015，且在5%的水平上显著，说明在企业金融化降低主业效率的过程中，内部控制发挥了显著的调节作用，进一步验证了H2。

表6 替换解释变量和非线性检验回归结果

3.非线性检验

基于胡海峰等[7]的研究，企业金融化与生产效率之间存在显著的倒U型关系。而杜勇等[21]关于金融化对实体企业未来主业发展的研究仅证实了其中的负向影响，并没有充足证据表明两者之间存在非线性关系。由于前人关于金融化与实体企业主业效率二者之间的研究结论并不明确，故需进一步检验企业金融化与企业主业效率之间的非线性关系，以及内部控制对两者非线性关系的调节作用。结果如表6（3）和（4）列所示。（3）列报告了企业金融化与主业效率之间非线性关系的实证结果。其中，FIN2的系数为-0.008 且不显著，而FIN 的系数为-0.069 且在1%的水平上显著，说明企业金融化与主业效率之间的关系是负线性的。这与杜勇等[21]的研究一致，进一步验证了H1。（4）列报告了内部控制对企业金融化与主业效率之间非线性关系调节作用的实证结果。FIN2×IC 的系数不显著，而FIN×IC 的系数为0.003，IC 的系数为0.016，分别在10%和1%的水平上显著，说明内部控制对二者相关性的调节效果依然显著。这进一步验证了H2。

为了确保验证结果的稳健性，本文还以金融化程度（FIN）和内部控制（IC）作为门槛变量进行三门槛回归效应分析，结果均未能通过门槛变量显著性检验。说明在现有样本下，其非线性关系并未得到证明。

五、进一步讨论

（一）作用机制分析

根据前文的理论分析，金融化可能挤占企业研发投入，从而抑制主业效率提升。然而，企业过度金融化带来的负面影响是多样的。刘姝雯等[8]研究表明，金融化改变了企业劳动力结构，导致人力资本供需不匹配。究其原因在于现行薪酬制度下，员工薪酬福利往往与其为企业创造的利润成正比，财务部门人员可通过对金融投资项目进行市场调研、可行性分析，为企业在短期内赚取高额利润，因此在分配利润时，财务、投资部门人员通常能获得优厚的回报，这大大降低了生产研发人员的积极性。随着企业金融资产配置的增加，企业经营重心发生偏移，大量高技能和专业技能人才从生产部门流失，转向非生产性和投资部门。这无疑加剧了企业整体人才配比失调和劳动力要素扭曲等问题，进而制约了主业发展。为此，本文以研发投入和劳动力结构作为中介变量，检验金融化对企业主业效率的作用机理。同时，本文还借鉴Baron等[39]的研究，在模型（1）的基础上构建如下中介效应模型：

其中，EI 表示企业的研发投入，以研发投入的自然对数作为代理变量；SLF表示劳动力结构，以企业财务部门人员数量占生产部门与研发技术部门人员数量之和的比值来衡量。其他变量含义与前文一致。表7（2）和（3）列报告了研发投入的中介作用机制。其中，（2）列显示了企业金融化与研发投入之间的关系，FIN的回归系数为-0.917，且在1%的水平上显著，表明企业金融化显著抑制了企业的研发投入，说明追加金融资产投资会挤占企业用于研发创新的资金，压制企业的产能提升和技术进步，阻碍了企业主业的储备和发展。（3）列显示了研发投入与主业效率之间的关系，EI的回归系数为0.014，且在1%的水平上显著，说明企业的研发投入可以有效促进企业主业效率增长。（4）列的金融化程度（FIN）对劳动力结构（SLF）的回归系数为0.808，（5）列的劳动力结构（SLF）对主业效率（OPE）的回归系数为-0.053，且均在1%的水平上显著，说明企业金融化打破了企业整体劳动力结构平衡，加剧了生产研发人员配比不足，导致日益严重的资源错配，进而抑制了企业主业效率的提升。本文还进行了Sobel检验，其中Z值分别为-9.39和-12.02，说明两要素的部分中介效应成立。

表7 研发投入、劳动力结构中介效应

（二）企业金融化异质性分析

本文进一步从金融资产类型和地区经济发展水平两个维度进行企业金融化异质性分析，对于把握其影响主业效率的非均衡性与复杂性有着重要意义。

1.经济区域异质性

不同区域的经济活动水平对企业金融化的敏感程度也可能存在不同。为考察不同区域企业金融化的异质性影响，本文将18469 个企业分为东部、中部、西部三个子样本。实证分析结果如表8所示，三个子样本回归均显示企业金融化对主业效率产生抑制作用，回归系数均在1%的水平上显著。进一步比较三者金融化程度的绝对值大小，发现企业金融化对主业效率的抑制作用在中部和西部地区更强。另外，在合并中部和西部地区企业样本后，回归结果依旧和上述结论一致，进一步说明了欠发达地区企业金融化影响主业效率的边际效应更显著。其原因在于：地区倾向性政策、进出口贸易条件不同以及市场化进程速度，这些因素都有可能导致中西部地区金融市场发展存在严重结构性失衡；而且，中西部地区普遍存在气候环境恶劣、金融资产服务实体经济意识不强等问题，这都会造成中西部地区企业过度金融化；再者，欠发达地区的企业缺乏良好的实体投资机会，考虑到配置金融资产行为不受地理条件影响等因素，使得中西部地区金融资产投资与企业生产投入对比就显得尤为繁荣活跃。由此可见，企业金融化对主业效率的影响存在显著的经济地区发展水平差异性。

表8 经济区域异质性

2.金融资产类别异质性

企业金融化对主业效率的抑制作用，除了存在区域异质性，也可能与投资的金融资产类别有关。投资不同类型金融资产对主业效率的影响是否存在差异？根据金融资产配置的会计科目与结构特征进行降维分解，重点研究交易性金融资产（tfa）、衍生金融资产（dfa）、可供出售金融资产（afsfa）、持有至到期投资（htmi）、长期股权投资（ltei）以及投资性房地产（ire）六类金融资产对主业效率的影响。表9的实证结果显示：提高衍生金融资产、可供出售金融资产、长期股权投资、投资性房地产占比，会显著抑制企业主业效率。其中，投资衍生金融资产对主业效率的负向影响最大。交易性金融资产的回归系数显著为正，说明投资该金融资产能促进企业主业效率增长；而持有至到期投资的回归系数并不显著，说明基于现有样本量没有证据表明持有至到期投资会抑制主业效率。因此，不同金融资产对主业效率的抑制作用存在明显的类别异质性。

（三）内部控制调节效应分析

前文从异质性角度，重点分析了企业金融化对主业效率的影响，理论分析和回归分析都表明内部控制能调节企业金融化对主业效率的抑制作用，为更加具体地了解内部控制的调节路径，本部分从内部控制缺陷、内部控制五要素、内部控制信息披露三个方面进行深入研究。

1.内部控制缺陷及严重程度的调节作用

已有研究发现，若企业内部控制存在缺陷、体系建设相对不完善，决策层会因个人私利蓄意增加金融资产投资，内部控制监督体系存在纰漏也会一定程度地放任此类违规行为发生[40]。内部控制信息披露缺陷会降低企业财务报告的真实性[41]，有可能误导外部投资者做出错误的投资决策。基于企业内部控制质量，外部投资者会谨慎评估企业价值并考虑是否进行投资，这无疑加剧了企业投资不足的问题、削弱了企业扩大生产经营规模的能力，进而影响企业主业发展[42]。企业内部控制存在缺陷，其经营业务会更加复杂，随之影响企业财务状况、投资风险以及核心高管的监督能力，而且对管理层投机行为的约束程度会进一步削弱[43，44]。当企业的风险评估体系失效时，无法识别管理层的高风险投资，无法缓解融资约束困境[45]。为深入考察内部控制缺陷对主业效率的影响，本文借鉴席龙胜等[40]的研究，采用IC-WED表示企业是否存在内部控制缺陷，采用ICWSD表示企业内部控制缺陷严重程度。当企业存在内部控制缺陷时，ICWED 取值1，否则取值0；赋值1、2、3、4 表示企业内部控制缺陷的严重程度，赋值数值越大，表示企业内部控制缺陷程度越严重。从表10（1）列可以看出，ICWED为-0.012，在1%的水平上显著，内部控制缺陷（ICWED）与企业金融化（FIN）的交互项系数为-0.034，在5%的水平上显著，说明内部控制存在缺陷抑制了主业效率增长，并加大了企业金融化与主业效率之间的负相关关系。如表10（2）列所示，ICWSD 为-0.004，在1%的水平上显著，内部控制缺陷严重程度（ICWSD）与企业金融化（FIN）的交互项系数为-0.015，在5%的水平上显著，说明内部控制缺陷严重程度越大，企业金融化对主业效率负向作用越大。

表10 内部控制缺陷及严重程度的调节作用

2.内部控制五要素及信息披露的调节作用

当企业内部控制出现缺陷时，企业金融化不仅加剧了对主业效率的抑制作用，而且企业的内部控制也无法发挥其应有的治理效应，那么内部控制五要素及其信息披露是如何促使企业合理配置金融资产，进而对主业效率产生促进作用呢？本文将内部控制五要素评价指标分别除以100 代入IC 中，进一步考察内部环境、风险评估、信息沟通、控制活动、内部监督对企业金融化与主业效率之间关系的调节作用，结果如表11（1）至（5）列所示。内部环境、信息沟通、控制活动的回归系数分别为0.153、0.178、0.165，且在1%的水平上显著，表明内部环境、信息沟通、控制活动在一定程度上能提升企业主业效率。但是，仅有信息沟通、控制活动的交互项（FIN×IC）显著，说明能够调节企业金融化对主业效率的负面影响只有信息沟通、控制活动两个要素，其余三个指标均未能显著抑制企业金融化对主业效率的负向影响。以上的实证分析也反映了目前我国制造业企业的内部控制制度仍有较大缺陷，尤其是在内部环境、风险评估、内部监督等方面。这一结论与赵栓文等[46]的研究相吻合，也与当前我国经济发展趋势较一致。当然，内部控制的治理系统是整体性体系，需要五要素同时生效才能发挥最大效用。

表11 内部控制五要素、内部控制信息披露的调节效应

表11（6）列报告了内部控制信息披露的调节效应。将内部控制信息披露取代IC进行回归，其系数为0.073，交互项系数为0.427，且均在1%的水平上显著，这进一步表明内部控制信息披露质量越高，越有利于抑制企业金融化对主业效率的负向影响，发挥调节作用。因此，公开企业内部披露信息，能够强化实体企业投资金融资产决策的科学性，是促进主业效率增长的重要途径和提高内外部监管质量的重要举措。

六、结论与建议

本文选取2010—2020 年沪深A 股1679 家制造业企业作为研究样本，探讨了企业金融化对主业效率产生的影响及内部控制系统对两者之间关系的调节作用。研究结果表明：（1）企业金融化与主业效率呈显著负相关关系。内部控制能有效抑制企业金融化的负向影响，进而促进企业主业效率增长，表现为治理效应。（2）企业金融化抑制企业主业效率的作用机制分析表明：研发投入和生产部门劳动力配比两种要素资源配置失衡，是企业金融化影响主业效率的内在渠道与重要机理。（3）对区域经济发展水平和投资的金融资产类别进行异质性分析发现：中西部地区企业金融化对主业效率的影响更加明显；企业资产中的衍生金融资产、可供出售金融资产、长期股权投资、投资性房地产占比的提高，是抑制主业效率增长的重要原因。（4）内部控制缺陷程度越严重，企业金融化抑制主业效率的作用就越显著；进一步剖析内部控制的调节机理，发现在内部控制五要素中，仅有控制活动和信息沟通发挥了调节功能，企业内部控制信息披露质量的提升也会抑制金融化的消极影响。

基于以上实证研究，本文提出如下建议：第一，企业应约束过度金融投资行为，减少企业短期投资，减轻管理层投机套利倾向，增强企业预防和抵抗经营风险的能力。同时，政府应出台相关政策，促进企业高质量发展。第二，企业要实现可持续发展的战略目标，必须注重内部制度建设、创新研发、产业升级和主业核心地位，即重视研发投入和整体劳动力结构，加强企业主营业务的核心竞争力，以提高企业主业效率。第三，企业应注重内部控制体系的建设，在治理过度金融化的过程中，着重完善内部环境、风险评估、内部监督机制。