企业金融化与盈余管理——来自房地产投资的经验证据

曹治（中南财经政法大学会计学院 湖北武汉 430073）

一、引言

在我国经济转型的背景下，企业金融化趋势引起了政府和学术界的广泛关注。大量企业热衷于债券、股票、金融衍生产品、投资性房地产等金融资产的投资，企业金融资产在总资产中的比重不断攀升。其中企业对房地产的投资偏好尤其不容忽视，“超半数上市公司持有投资性房地产过万亿”的新闻屡屡见诸报端，上市公司如此“不务正业”集体“炒房”的行为引起了市场的广泛关注。金融化趋势下实体经济和虚拟经济联动效应的加强，可能引起系统性金融风险积聚，不利于宏观经济环境的稳定（彭俞超等，2018）［1］，对此党中央也是高度关注。习近平总书记在中共中央政治局第十三次集体学习时强调，应“深化金融改革开放，增强金融服务实体经济能力，坚决打好防范化解包括金融风险在内的重大风险攻坚战”。针对房地产市场过度膨胀可能存在的潜在风险，习总书记也多次对我国房地产市场作出指示：需“紧紧把握‘房子是用来住的、不是用来炒的’的定位，保持房地产市场稳定，实现房地产市场动态均衡”。那么，如果企业金融化趋势的加强会诱发金融和房地产市场的宏观经济风险，是否同样会引起微观企业风险的产生和积聚呢？又是通过何种路径影响企业风险呢？本文认为企业金融化投资不仅是对资产的重新配置，更是对企业实体生产资源的再分配，继而引发企业盈利结构和获利能力的变动，有可能会导致企业会计行为的转变；金融资产和房地产投资规模的迅速膨胀，为企业的盈余操纵提供了更大空间，会引发企业会计信息质量下降的风险。因此，本文重点关注金融化影响企业风险的盈余管理路径。对这一问题的研究对于全面认识金融化的经济后果，降低我国系统性风险、引导企业“脱虚向实”有着非常重要的意义。

之前的研究发现企业存在不当划分金融资产调节利润（叶建芳，2009）［2］的现象，间接揭示了企业利用传统金融资产进行盈余操纵的路径。企业热衷于购置房产的现状和卖房保壳案例的大量涌现表明，以企业房地产投资为代表的金融化投资已经成为盈余操纵的新方式。虽然也有文献从金融化投资角度研究对盈余管理的影响（惠丽丽等，2018）［3］，但在企业金融化的度量中没有将投资性房地产包含在内，显然房地产投资已经成为上市公司金融化投资主要途径之一，更能够衡量企业金融化的最新趋势，而且投资性房地产中潜在的盈余管理行为是不容忽视的。因此，本文以企业房地产投资作为切入点，寻求金融化投资影响盈余管理的经验证据。

本文可能的贡献如下：首先，不同于现有文献中金融化研究多数仅关注传统金融资产，本文以我国上市公司“卖房保壳”的现状为独特背景，从投资性房地产这一具有实体和虚拟双重属性资产的角度来研究其对企业盈余管理的影响，充分考虑到金融化投资中各类金融资产的异质性，丰富了企业金融化和房地产投资在微观层面的经济后果研究。其次，本文利用2007年我国开始实施的《企业会计准则第3号——投资性房地产》的独特制度背景，发现企业实施盈余管理的时序特征，为研究企业金融化和盈余管理的关系提供了更精准的微观证据。最后，本文的结论发现金融化投资对企业会计行为和会计信息质量有负面效应，为我国政府提出的“房子是用来住的，不是用来炒的”房地产市场定位提供了学理支持。

二、理论分析与研究假设

企业金融化是在实体投资收益率下滑的背景下，企业资本热衷于金融资产和房地产等金融资产配置以获取利润的现象（Davis，2017）［4］。传统上房地产作为一项实物资产直接参与企业生产经营活动，是生产要素的重要组成部分。但因房地产资本化的定价方式具有金融产品的特征，也属于广义金融资产的范畴，与其他金融资产既有共性，更有其独特特征。这主要表现在：首先，房地产不同于其他金融资产具有实体资产和虚拟资产双重属性，可以作为经营性资产或投资品，这为管理层实施机会主义行为提供了激励；其次，上市公司持有房地产的体量相比较其他金融资产更大，会对企业实体投资产生更深远的影响。2007年以来，受益于火爆的房地产行情，上市公司投资性房地产市值从2007年的759亿元上升到2019年的1.3万亿元，上涨超过10倍。这表现出房地产投资因其投资收益高的特性更受管理层的偏好，公司倾向于将更多资源投入到房地产领域，对实体投资的挤出效应愈加明显。再次，房地产市场具有与金融市场相似的风险传染效应，而且该风险还会向实体经济传导蔓延。杨海生和杨祯奕（2019）［5］的研究表明，房地产投资风险的增加会通过放大金融风险来抑制实体经济发展，从而显著提高实体经济风险，危及实体企业的主业发展。最后，从会计准则角度来看，投资性房地产具有成本和公允价值两种计量模式，相较其他金融资产的会计处理有更广阔的盈余管理空间。基于以上分析，本文认为，金融投资中的房地产投资对盈余管理的影响方向虽与其他金融资产一致，但影响程度更高。

在当前金融与房地产市场投资收益率持续处于高位和实体投资收益率收窄的宏观背景下，管理层更倾向于配置高比例金融资产和房地产来实现短期业绩最大化（许罡和伍文中，2018）［6］，以满足薪酬合约中的业绩条款从而实现个人报酬的增加。而房地产区别于其他金融资产的双重属性特征使其可以转化为经营性资产。在公司所有权和经营权分离的背景下，管理者为追逐私人收益倾向于房地产过度投资等帝国构建活动（Hart，2001）［7］，恶化了管理层和股东的委托代理冲突（Sing和 Sirmans，2008）［8］。因此，房地产投资的高收益特征和房地产的实体资产属性可能增加管理者谋取私利以及为保住职位隐藏亏损投资的动机，激发管理者隐蔽性机会主义行为（杜勇等，2019）［9］，盈余管理就是管理者隐蔽性机会主义行为的主要表现形式之一。

金融化的高额投资收益会弥补主营业务利润的不足，增强企业的盈利能力。但从长期来看，金融化挤出创新投资（田梓青，2020）［10］，降低企业生产效率（胡海峰等，2020）［11］，进而对企业未来主业业绩具有负向影响（杜勇等，2017）［12］。房地产投资对实体投资的挤出效应相比较其他金融资产会更加显著，已有大量文献证实房地产投资的挤出效应（Miao 和 Wang，2014）［13］，会阻碍企业创新能力的提升，进而对主业业绩具有不利影响。

在企业金融化降低主业盈利能力的情况下，企业利润的增长将更加依赖于金融投资收益的增加。但金融资产价值受到利率政策、汇率政策和政府监管等多方面影响，投资收益具有高度不确定性。大量以公允价值属性计量的金融资产，会显著增加盈余波动（Hodder等，2006）［14］，这一点在投资性房地产上体现尤为明显。2008年美国次贷危机期间，我国70个大中城市新房价格指数自2008年8月开始连续7个月环比下跌的景象给投资者信心和房地产市场稳定都带来了很大的震动。近十年来我国不断出台政策对房地产市场进行宏观调控，从2010年的“国十条”到2011年的“国八条”，从2013年的“新国五条”到2016年的“9.30新政”，政府预期通过财政和货币手段稳定房地产市场，防止暴涨暴跌，却意外加剧了房地产市场的价格波动。自2002年5月国有土地使用权招拍挂制度正式实施以来，我国各地的房地产价格呈现快速上涨趋势，这使得房地产市场潜在风险的积聚可能引发泡沫破灭的风险。房地产市场具有风险传染效应，一旦价格下跌可能引起连锁反应，造成资产账面价值的缩水，对企业生产经营和盈利能力带来冲击。当企业对投资性房地产采用公允价值计量模式，房地产的大幅度贬值增加公允价值变动损失；当采用成本计量模式，需要计提更多的减值准备，势必对企业的盈余带来冲击。因此，为了降低金融化对企业盈利能力和盈余稳定性带来的负面影响，企业有动机通过盈余管理以平滑收益。当企业主业利润降低或金融资产投资收益较上期下滑时，通过盈余管理调高利润，降低盈余的波动。

企业金融化不仅激发和强化了管理层潜在的盈余管理动机，也为管理层实施盈余管理提供了广阔的空间。首先，金融化投资大量采用以不确定性高、主观性强为特征的公允价值计量模式。以公允价值计量的投资性房地产由于缺少相关的可观察市场参数，致使其估值更加困难（刘行健和刘昭，2014）［15］。尤其在管理层具有输入值和估算技术选择权的背景下，第二三层级计量的公允价值估计为盈余操纵带来了巨大的空间。另外，投资性房地产还有不同于其他类金融资产的成本计量模式。当按照成本模式计量时，投资性房地产账面价值和折旧年限的确定都有一定的选择空间，而累计折旧直接计入其他业务成本影响利润。此外，投资性房地产资产减值损失的确定也存在较大操纵风险，减值与否取决于人为判断，管理层可能利用会计准则弹性实施盈余管理。这表明，在企业金融化投资越多的情况下，既增加了管理层实施盈余管理的动机，管理层自由裁量权的增加又提升了管理层进行盈余管理的能力。因此，本文提出假设：

H1：以房地产投资为代表的企业金融化投资越多，盈余管理程度越高。

三、研究设计

（一）样本选择及数据来源

考虑到2007年我国开始实施新的会计准则，设置了“投资性房地产”这一科目，本文以2007—2019年我国沪深两市A股上市公司为研究样本。在剔除金融保险行业和房地产行业的公司，PT、ST和退市的公司以及数据缺失的公司以后，最终得到17 500个样本。

本文数据主要来自CSMAR数据库，为减少极端值的影响，对模型中的连续变量上1%进行Winsorize处理。

（二）变量度量

1.盈余管理的度量。Dechow 等（1995）［16］认为，经过横截面修正的Jones模型能更好地度量盈余管理，因此，本文主要采用截面修正的Jones模型来计算盈余管理。首先，我们根据模型（1）对同年度同行业的上市公司进行OLS回归，得到相应系数β0、β1及β2的估计值。

其中，DAi，t代表第i家公司第t年的可操控应计利润，TAi，t为总应计项目，其值为第i家公司第t年扣除经常性损益后的净利润减当年经营活动现金流净额；△RETi，t表示第i家公司第t年和t-1年主营业务收入差额；△RECi，t表示第i家公司第t年和t-1年应收账款净额差额；PPEi，t为第i家公司第t年的固定资产原值；Ai，t-1表示第i家公司第t-1年末的总资产。

进一步地，根据模型（2），我们得出可操控应计利润（DA）。由于正向或者负向的可操控应计利润都能在一定程度上表明公司披露的盈余与其真实值的偏离，因此，在进行全样本检验时，我们采用可操控应计利润的绝对值（EM）来衡量盈余管理，其值越大，说明企业盈余管理程度较高。

2.房地产投资规模变量。用投资性房地产净值与期初总资产的比值来衡量公司在房地产上的投资规模（FDC）。

3.控制变量的选取。根据陈骏等（2019）［17］、何威风等（2019）［18］的研究，本文选取公司规模、资产负债率、成长性、总资产收益率、第一大股东持股比例、董事会规模、独董比例作为控制变量，同时控制公司和年度的固定效应。

（三）模型设计

模型（3）用于检验以投资性房地产为代表的企业金融化投资对盈余管理的影响，用来检验上文的假设1。若β1显著为正，则表明企业金融化提高了盈余管理程度。反之，若企业金融化降低盈余管理程度，则β1显著为负。

表1 变量定义

四、实证结果分析

（一）描述性统计分析

表2为变量的描述性统计结果表，报告了本文研究所涉及的盈余管理、房地产投资规模以及各控制变量的观测量、均值、中位数、标准差、最小值和最大值。从中可以看出：盈余管理（EM）的最小值为0.001，最大值为0.266，均值与中位数分别为0.054和0.039，标准差为0.052。房地产投资规模（FDC）均值为0.012，中位数为0，最大值为0.214。其他变量的描述性统计结果，不再赘述。

表2 描述性统计结果

（二）相关性分析

下页表3为各主要变量Pearson相关性分析结果，房地产投资规模指标（FDC）与盈余管理（EM）呈显著正相关关系，这也初步印证了本文的假设。各解释变量的相关系数基本小于0.6，说明解释变量之间相关性较弱，不存在多重共线性问题。

表3 各变量相关系数表

（三）多元回归结果分析

表4中列（1）、列（2）为企业金融化与盈余管理的多元回归结果。列（1）为不控制相关企业特征和公司治理特征时的回归结果，房地产投资规模的回归系数为0.064，在5%水平上显著。列（2）中当加入相关控制变量后，投资性房地产规模的回归系数为0.057，在5%水平上显著，假设1得到验证。

表4 企业金融化与盈余管理的回归结果

五、稳健性检验

（一）两阶段最小二乘法

由于企业金融化与盈余管理可能存在相互影响，本文通过引入工具变量进一步缓解潜在的内生性问题，参考彭俞超等（2018）［19］的研究，使用同省其他企业房地产投资规模的均值（FDC_IV1）和同行业内其他企业房地产投资规模的均值（FDC_IV2）作为工具变量，并采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行回归。表5列（2）报告了第二阶段的回归结果，回归结果均显示，房地产投资规模的回归系数显著为正。在工具变量有效性的检验方面，第一阶段回归的F值为 40.13，列（2）中 Kleibergen-Paap rk Wald F统计量均为184.774，远超临界值，因而不存在弱工具变量问题。Hansen J统计量的P值均高于0.1，表明接受工具变量是外生的原假设，即保证了本文所选取工具变量的外生性。以上两点表明，本文所选取的工具变量是有效的。两阶段最小二乘法回归结果表明在使用工具变量控制内生性问题后，本文的核心结论依旧成立。

表5 两阶段最小二乘法回归结果

（二）GPSM方法

本文主要研究了企业以房地产投资为代表的金融化投资对盈余管理行为的影响，致力于评估两者之间的因果关系。但企业房地产投资的选择受到内在因素的影响，可能干扰因果关系的识别结果。因此本文采用广义倾向得分匹配模型（GPSM）来进行“反事实”分析，以进一步证实因果关系。传统的PSM方法只能检验0—1型处理变量的处理效应，GPSM方法能够识别多元处理变量和连续型处理变量的处理效应，近年来也得到了广泛的应用。

GPSM评估过程可以分为以下三个步骤：首先，根据匹配变量X估计处理强度的条件概率密度。本文采用房地产投资规模（FDC）表示处理强度，匹配变量为各控制变量。由于处理强度变量存在大量0值，不满足正态分布假定，借用Fractional Logit模型对其加以修正（Guardabascio和Ventura，2014）［20］。其次，根据处理强度变量和广义倾向得分，构造结果变量Y的条件期望模型，本文的结果变量为盈余管理（EM）。最后，估计“平均剂量反应”函数和处理效应函数。图1为金融化投资与盈余管理的处理效应，从两者的处理效应函数图可以看出，企业金融化投资和盈余管理呈现正相关的关系，这进一步说明本文结论的稳健性。

图1 处理效应

（三）更换变量度量方式

考虑到房地产投资规模变量可能不能准确度量企业金融化投资，本文由“（交易性金融资产+可供出售金融资产+持有至到期投资+衍生金融资产+发放委托贷款及垫款+投资性房地产）/期初总资产”重新度量企业金融化投资（FIN），并进行回归，结论不变。另外，本文还利用经业绩调整的修正 Jones模型（Kothari等，2005）［21］计算的盈余管理数据（EM2），重新进行回归，结论不变。详见表6。

表6 更换变量度量方式的回归结果

六、进一步分析

（一）基于金融投资动机的差异性分析

根据Penman和Nissim提出的财务分析新框架可以将公司资产区分为经营资产和金融资产，公司盈利区分为经营利润和金融利润。现代公司在做投资决策时，会在经营资产和金融资产投资之间作出权衡，以实现公司利益的最大化。许罡和伍文中（2018）［6］发现，当公司固定资产收益率和金融资产收益率的差额越大，则其金融资产投资机会成本较低，投资金融资产套利收益自然增加更多，这会激励公司金融套利行为。因此通过比较公司金融资产收益率和固定资产收益率差额的高低，可以度量企业金融资产的投资动机。依据本文的主假设分析，当房地产投资收益率和固定资产收益率差额越大，则企业对房地产的投机动机越强，那么金融化对盈余管理的促进作用将更加显著。

本文在回归模型中加入房地产投资动机（MOTIVATION）和房地产投资规模的交乘项进行分析，参考许罡和伍文中（2018）［6］和宋军和陆旸（2015）［22］的方法，如果房地产行业平均经营收益率与公司经营收益率之间利差大于年份中位数，表明房地产投资的投机套利动机越强，则MOTIVATION取值为1，否则取值为0。在表7中，房地产投资动机和投资性房地产规模交乘项的回归系数均为正值，且在1%的水平上显著，表明支持上文的推论。

表7 基于金融投资动机的差异性分析回归结果

（二）基于盈余波动性的差异性分析

盈余平滑是上市公司调节盈余的最直接动因，盈余波动性越大的公司越有可能对公司会计信息实施盈余操纵。目前房地产市场频繁受到财政政策和货币政策的影响导致房地产投资的市值不稳定，会通过公允价值变动损益和资产减值损失等会计账户的传导增加企业盈余波动性，企业也有更强的动机实施盈余管理。由此可见，如果公司盈余波动性越大，那么金融化对盈余管理的促进作用将更加显著。

本文在回归模型中加入盈余波动性（ROA_VAR）和房地产投资规模的交乘项进行分析。

盈余波动性按照公司过去三年（包含本年）的资产净利率的标准差是否高于年度中位数来衡量，如果高于年度中位数，则ROA_VAR取值为1，否则取值为0。在表8中，盈余波动性和投资性房地产规模交乘项的回归系数均为正值，且在1%的水平上显著，表明支持上文的推论。

表8 基于盈余波动性的差异性分析回归结果

（三）基于产权性质的差异性分析

按照最终实际控制人的不同，上市公司可以划分为国企和民企两类，那么企业金融化对盈余管理的影响在国企和民企中是否存在差异呢？国企由于政府隐性担保等原因，相较于民企面临的融资约束较少，在金融投资资金储备方面有着天然的优势；而且国有企业的考核机制和薪酬管制会降低管理层的风险承担意愿，使其更倾向于选择以房地产投资为代表的短期投资（孟庆玺等，2018）［23］，因此国有企业更偏好投资金融资产，金融化程度也更高。其次，国有企业中房地产投资对资源配置效率的负面影响更大（罗知和张川川，2015）［24］，这都严重冲击国有企业主业业绩（杜勇等，2017）［12］，为了保持盈利的稳定性和持续性，降低金融化对盈利能力的不利影响并规避企业风险，国企的盈余管理动机比民企更强。最后，国有企业由于所有者缺位，普遍存在内部人控制问题。即使现有制度设置国资产监管部门履行出资人职责，但政府监督官员缺乏现金流量权的激励，与非国有企业股东相比，监督管理层的动力严重不足，使得内部经理人取得公司较大控制权，有更大的空间操控会计报告过程，为其掩盖真实业绩、攫取私有收益提供机会。因此本文认为，企业金融化对盈余管理的影响在国企中更加显著。

本文在回归模型中加入产权性质（STATE）和房地产投资规模的交乘项进行分析。如果企业产权性质为国企，则STATE取值为1，否则取值为0。在表9列（1）中，产权性质和投资性房地产规模交乘项的回归系数为正值，但并不显著。在表9列（2）中，当加入相关控制变量后，产权性质和投资性房地产规模交乘项的回归系数为正值，且在5%水平上显著。这表明，本文的推论得到了验证。

表9 基于产权性质的差异性分析回归结果

（四）基于盈余管理实施时序的差异性分析

2007年我国开始实施的《企业会计准则第3号——投资性房地产》，规定需要将投资性房地产区别于固定资产和无形资产，单独确认和计量，财务报表中也开始出现投资性房地产科目。本文利用这一制度背景，计算企业持有投资性房地产的累计年度（如果期间公司投资性房地产全部处置，接下来投资性房地产的再次购置需要从0开始重新计算累计持有年度），研究金融化投资引致盈余管理的时序特征。本文预期，企业在购置投资性房地产后并不会立即实施盈余管理，因为相关会计政策和会计估计的变更需要在持有资产一段时期后才能实施。若此时强行实施盈余管理会引起审计师的特别关注，被审计师识别的风险较高。而在2—3年后，企业的盈余管理实施开始进入高峰期。下页表10中列（1）和列（2）为企业金融化和盈余管理基于投资性房地产持有年度的分组回归结果。列（1）为持有年度3年内的分组回归结果，金额化的系数分别为-0.019且不显著；列（2）为持有年度超过3年的分组回归结果，金额化的系数分别为0.105且在1%的水平上显著，这验证了本文的推论。

表10 基于盈余管理实施时序的差异性分析回归结果

七、经济后果考察

本文检验了金融化背景下企业的盈余管理行为对企业价值的影响。为了考察这个问题，本文建立了如下实证模型：

结果显示，当被解释变量为盈余管理时，EM的回归系数显著为正，这说明适当的盈余管理可以提高企业价值。进一步，表11第（1）列的结果显示，企业金融化和盈余管理交乘项的回归系数显著为负，这说明企业金融化引致的盈余管理会降低企业价值。这和之前的分析是一致的，企业金融化虽然在短期内增加了金融投资收益，但从长期来看不利于主业业务的发展；虽然金融化投资增加了盈余管理的空间，但由企业金融化引致的盈余管理掩盖真实企业业绩反而会降低企业价值。

表11 企业金融化、盈余管理和企业价值

八、研究结论

本文以2007—2019年沪深A股上市公司的17 500个样本观察值为研究对象，基于我国经济“脱实向虚”的现实背景，系统研究了企业金融化如何影响盈余管理。研究结果表明，以投资性房地产为代表的金融化投资增加了盈余管理程度。进一步研究发现，企业金融化对盈余管理的影响主要集中于金融投资套利动机较强和业绩波动性较大的企业；此外，相较于民营企业，国有企业中企业金融化对盈余管理的影响更为显著；而且上市公司的盈余管理行为存在明显的时序特征：即在持有投资性房地产三年后才开始实施盈余管理。最后，金融化引致的盈余管理行为会对企业价值产生负面效应。本文的研究结论同时具有重要的现实意义：对于审计师来说，在审计客户金融化投资较高时，应着重关注金融化对于公司会计信息质量的负面影响。对企业金融化资产审计投入更多的审计时间，执行丰富的审计程序，以降低审计风险。监管部门也应关注企业房地产过度投资对会计行为的负面效应，出台房地产调控政策，引导企业资金“脱虚向实”。