喬貴濤 李佳琪

【摘 要】 以2007—2020年滬深A(yù)股上市公司為樣本，研究實(shí)體企業(yè)金融化對會(huì)計(jì)信息可比性的影響。研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)體企業(yè)金融化程度越高，會(huì)計(jì)信息可比性越低；調(diào)節(jié)效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，代理沖突會(huì)正向影響實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性之間的關(guān)系，而融資約束會(huì)負(fù)向調(diào)節(jié)兩者之間的關(guān)系；機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，實(shí)體企業(yè)金融化會(huì)通過提升企業(yè)的真實(shí)盈余管理水平、減少分析師跟蹤人數(shù)來降低會(huì)計(jì)信息可比性。文章從微觀的會(huì)計(jì)信息環(huán)境視角解釋了實(shí)體企業(yè)金融化抑制實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的路徑，研究結(jié)論為國家防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)提供了經(jīng)驗(yàn)依據(jù)。

【關(guān)鍵詞】 實(shí)體企業(yè)金融化； 會(huì)計(jì)信息可比性； 真實(shí)盈余管理； 分析師跟蹤

【中圖分類號(hào)】 F275? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A? 【文章編號(hào)】 1004-5937（2023）09-0023-11

一、引言

習(xí)近平總書記多次強(qiáng)調(diào)實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，明確提出“經(jīng)濟(jì)發(fā)展任何時(shí)候都不能脫實(shí)向虛”。黨的十九大報(bào)告提出，要大力發(fā)展實(shí)體經(jīng)濟(jì)，防止經(jīng)濟(jì)脫實(shí)向虛。但近年來，由于實(shí)體行業(yè)利潤報(bào)酬率不斷下滑，很多實(shí)體企業(yè)漸漸摒棄了其傳統(tǒng)的生產(chǎn)和經(jīng)營業(yè)務(wù)，轉(zhuǎn)向金融和房地產(chǎn)行業(yè)，以期大量配置金融資產(chǎn)來獲取超額利潤，從而出現(xiàn)了“實(shí)體企業(yè)金融化”現(xiàn)象，我國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出“脫實(shí)向虛”的趨勢。黨的二十大報(bào)告提出，要堅(jiān)持把發(fā)展經(jīng)濟(jì)著力點(diǎn)放在實(shí)體經(jīng)濟(jì)上。對于實(shí)體企業(yè)來說，公開披露會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量是關(guān)系企業(yè)經(jīng)營發(fā)展好壞的一個(gè)重要因素[1]?？杀刃宰鳛闀?huì)計(jì)信息質(zhì)量的特征之一，不僅要求企業(yè)在不同的經(jīng)營年度內(nèi)可比，還要求企業(yè)在與同行業(yè)其他企業(yè)的會(huì)計(jì)信息進(jìn)行比較時(shí)具有可比性，以此來反映其異同[2]。因此，會(huì)計(jì)信息可比性的提高，能夠使信息使用者及時(shí)掌握內(nèi)部信息，實(shí)現(xiàn)資源的有效配置。然而，實(shí)體企業(yè)金融化后，面臨著越來越高的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，收益的波動(dòng)性也越來越大，可能難以達(dá)到企業(yè)管理層的收益預(yù)期，從而改變管理層的信息披露動(dòng)機(jī)，且金融資產(chǎn)會(huì)為管理層進(jìn)行盈余管理提供有利條件，從而致使管理層進(jìn)行利潤操縱，影響了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，最終可能降低會(huì)計(jì)信息可比性。那么，實(shí)體企業(yè)金融化所導(dǎo)致的利潤操縱行為是否影響了會(huì)計(jì)信息可比性？

本文的貢獻(xiàn)在于：進(jìn)一步豐富了有關(guān)實(shí)體企業(yè)金融化經(jīng)濟(jì)后果的研究。首先，本文從會(huì)計(jì)信息可比性的視角，研究了實(shí)體企業(yè)金融化對微觀行為的影響；其次，揭示了實(shí)體企業(yè)金融化影響會(huì)計(jì)信息可比性的作用機(jī)制，即實(shí)體企業(yè)金融化通過提高真實(shí)盈余管理水平、減少分析師跟蹤人數(shù)來降低會(huì)計(jì)信息可比性，通過對比發(fā)現(xiàn)應(yīng)計(jì)盈余管理更容易被信息使用者識(shí)別，而真實(shí)盈余管理的難以識(shí)別性導(dǎo)致了可比性的降低。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性

實(shí)體企業(yè)金融化對會(huì)計(jì)信息可比性的影響可以從兩個(gè)角度闡釋。首先，當(dāng)實(shí)體企業(yè)金融化后，其盈余管理程度會(huì)顯著增強(qiáng)，進(jìn)而降低會(huì)計(jì)信息可比性。一方面，根據(jù)實(shí)體企業(yè)金融化產(chǎn)生的“擠出效應(yīng)”，實(shí)體企業(yè)投資于金融資產(chǎn)，對實(shí)體資產(chǎn)存在替代效應(yīng)，從而出現(xiàn)主業(yè)“空心化”，即金融資產(chǎn)對實(shí)體資產(chǎn)存在“擠占”效應(yīng)[3]；另一方面，金融資產(chǎn)具有高風(fēng)險(xiǎn)高收益特征，驅(qū)使管理者利用金融活動(dòng)進(jìn)行盈余管理以此來平滑出現(xiàn)的業(yè)績波動(dòng)，導(dǎo)致會(huì)計(jì)信息可比性下降；同時(shí)，根據(jù)委托代理理論，金融資產(chǎn)所擁有的高收益性會(huì)促使管理層投資短視化，忽略企業(yè)的長期收益，通過配置大量的金融資產(chǎn)來實(shí)現(xiàn)高效益，加劇管理層的機(jī)會(huì)主義行為，增強(qiáng)其進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)[4]，無論是應(yīng)計(jì)盈余管理還是真實(shí)盈余管理手段，都會(huì)歪曲實(shí)體企業(yè)的真實(shí)會(huì)計(jì)信息，使得實(shí)體企業(yè)的會(huì)計(jì)信息可比性降低；但是，真實(shí)盈余管理更能影響實(shí)體企業(yè)的真實(shí)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，更具有隱蔽性，所以相對于傳統(tǒng)的應(yīng)計(jì)盈余管理來說，實(shí)體企業(yè)更傾向于選擇通過真實(shí)盈余管理對報(bào)表進(jìn)行粉飾，由此使得實(shí)體企業(yè)對于會(huì)計(jì)信息的披露發(fā)生變化[5]，會(huì)計(jì)信息的穩(wěn)定性和一致性遭到破壞，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量下降，致使會(huì)計(jì)信息缺乏一定的可比性。所以，實(shí)體企業(yè)金融化意味著會(huì)計(jì)信息可比性的下降。

其次，實(shí)體企業(yè)金融化使得企業(yè)的業(yè)務(wù)變得更加復(fù)雜，可能會(huì)增加企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，加大了分析師預(yù)測難度和預(yù)測誤差[6]，從而減少了分析師的跟蹤人數(shù)，阻礙分析師對企業(yè)信息的理解和使用，從而降低分析師的預(yù)測準(zhǔn)確性，惡化企業(yè)原有的信息環(huán)境，降低會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，影響會(huì)計(jì)信息可比性；同時(shí)，實(shí)體企業(yè)金融化的出現(xiàn)會(huì)加重管理層為了追求短期利潤而出現(xiàn)的機(jī)會(huì)主義行為[7]，增加了分析師預(yù)測分歧度，造成企業(yè)內(nèi)外信息不對稱，從而降低了會(huì)計(jì)信息可比性。基于上述分析，本文提出假設(shè)1。

H1：實(shí)體企業(yè)金融化程度越高，會(huì)計(jì)信息可比性越低。

（二）實(shí)體企業(yè)金融化、代理沖突與會(huì)計(jì)信息可比性

委托代理沖突的存在是影響企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要因素，在代理沖突比較嚴(yán)重的實(shí)體企業(yè)中，實(shí)體企業(yè)金融化程度增大，對主業(yè)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，使得實(shí)體企業(yè)的業(yè)績出現(xiàn)波動(dòng)，管理層更容易被解聘或者是報(bào)酬降低，為了維護(hù)自身職位的穩(wěn)定和持續(xù)獲得私有收益，管理層有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)通過應(yīng)計(jì)或真實(shí)盈余管理來滿足投資者的預(yù)期[8]，將未來的盈余轉(zhuǎn)移到現(xiàn)在的會(huì)計(jì)信息中，扭曲對外傳遞的信息，從而更大程度上降低了會(huì)計(jì)信息可比性。同時(shí)，代理問題越嚴(yán)重，即管理層和股東的利益沖突越明顯[9]，使得外部治理效應(yīng)降低，加大了分析師預(yù)測難度，減弱了分析師的監(jiān)督功能，從而加大了信息的不對稱程度，降低了會(huì)計(jì)信息的可比性[10]。基于上述分析，本文提出假設(shè)2。

H2：代理沖突會(huì)強(qiáng)化實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（三）實(shí)體企業(yè)金融化、融資約束與會(huì)計(jì)信息可比性

一方面，當(dāng)企業(yè)的融資約束程度提高時(shí)，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性增加，使得債權(quán)人對企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展存在疑問；在信息不對稱的影響下，債權(quán)人會(huì)比以往更加關(guān)注財(cái)務(wù)報(bào)表以此來降低潛在的風(fēng)險(xiǎn)。所以，當(dāng)實(shí)體企業(yè)金融化程度增大時(shí)，融資約束會(huì)進(jìn)一步抑制企業(yè)的盈余管理能力[11]，促使管理層更加注重企業(yè)的長期發(fā)展，從而提高會(huì)計(jì)信息可比性。另一方面，對于債務(wù)人來說，融資約束的增大代表企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)也在增大，因此其實(shí)體產(chǎn)業(yè)的業(yè)績不能保證借款的如期償還，所以致使實(shí)體企業(yè)需要進(jìn)行相應(yīng)的盈余管理才能達(dá)到機(jī)構(gòu)的貸款要求。但是較大的融資約束會(huì)使得企業(yè)的盈余管理更容易被發(fā)現(xiàn)，增加其操控成本，所以企業(yè)會(huì)選擇放棄相應(yīng)的盈余管理行為[12]，從而降低了實(shí)體企業(yè)金融化對會(huì)計(jì)信息可比性的抑制程度?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)3。

H3：在其他條件相同的情況下，融資約束越高，實(shí)體企業(yè)金融化對會(huì)計(jì)信息可比性的抑制程度越低。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2020年滬深A(yù)股非金融類上市公司為研究對象。為了保證樣本的準(zhǔn)確性，本文對初始樣本進(jìn)行了以下篩選：剔除ST和？觹ST企業(yè)，剔除金融、房地產(chǎn)業(yè)上市公司，剔除會(huì)計(jì)信息可比性和實(shí)體企業(yè)金融化計(jì)算過程中缺漏的觀測值，最終得到9 427個(gè)觀測值。本文的數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。為了避免異常值帶來的影響，本文在回歸分析中對所有連續(xù)變量在上下1％和99％的水平進(jìn)行了縮尾（Winsorize）處理。

（二）變量定義與度量

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是會(huì)計(jì)信息可比性，借鑒De Franco et al.[13]的盈余—收益模型來衡量。根據(jù)De Franco et al.[13]的研究，經(jīng)濟(jì)事件轉(zhuǎn)變?yōu)樨?cái)務(wù)報(bào)告的過程就稱之為會(huì)計(jì)信息系統(tǒng)；例如，當(dāng)公司i和j經(jīng)歷相同的經(jīng)濟(jì)事件時(shí)，他們會(huì)生成相同的財(cái)務(wù)報(bào)告，這時(shí)的會(huì)計(jì)系統(tǒng)是相似的，即表明他們之間的會(huì)計(jì)信息可比性很高。因此，本文選取會(huì)計(jì)盈余這一指標(biāo)來衡量企業(yè)的會(huì)計(jì)信息可比性。

第一步，本文選取公司i第t期前的連續(xù)16個(gè)季度的利潤表和月個(gè)股回報(bào)率的相關(guān)數(shù)據(jù)，計(jì)算出季度股票收益率，利用模型1，計(jì)算出公司i第t期的會(huì)計(jì)盈余，使用相同方法可計(jì)算出公司j在第t期的會(huì)計(jì)盈余。

上式中，Returnit表示季度股票收益率，而Earningsit代表會(huì)計(jì)盈余，為季度凈利潤與期初權(quán)益市場價(jià)值的比值。

第二步，假定公司i和j經(jīng)歷相同的經(jīng)濟(jì)事件（用Returni，t表示），利用公式2計(jì)算的是i公司在t期間依據(jù)自己的函數(shù)和季度股票收益率得出的預(yù)測會(huì)計(jì)盈余，而公式3計(jì)算的是i公司在t期間依據(jù)j公司的函數(shù)及自己的季度股票收益率得出的預(yù)測會(huì)計(jì)盈余。

上述公式2和公式3中預(yù)測都采用了公司i的季度股票收益率Returnit，目的是為了以此來控制公司間經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)的一致性，以便衡量不同公司間計(jì)算出的會(huì)計(jì)盈余差異。

第三步，定義公司i和公司j在t期的會(huì)計(jì)信息可比性（CompAcctijt）為公司i和公司j之間t期前連續(xù)16個(gè)季度的預(yù)期會(huì)計(jì)盈余差額的絕對值平均數(shù)的相反數(shù)，即：

CompAcctijt表示公司i與公司j之間在t時(shí)期的會(huì)計(jì)信息可比性，CompAcctijt正向反映會(huì)計(jì)信息可比性即CompAcctijt越大，說明公司間的會(huì)計(jì)信息可比性越強(qiáng)。

第四，根據(jù)上文中計(jì)算出的公司i和公司j在t時(shí)期的可比性，將公司i和同行業(yè)其他公司匹配，分別計(jì)算每一對公司組合的會(huì)計(jì)信息可比性，然后將所有與i配對的組合的可比性值按從大到小排列，分別取在t時(shí)期與公司i可比性最高的四個(gè)公司組合的平均值CompAcct4ijt和所有組合的平均值CompAcctIndijt，最終取當(dāng)年中第四季度的會(huì)計(jì)信息可比性值來代表當(dāng)年的會(huì)計(jì)信息可比性。

上述兩個(gè)公式，其值越大表示會(huì)計(jì)信息可比性越強(qiáng)。

由于公司對好消息與壞消息的確認(rèn)存在不對稱性，對壞消息的確認(rèn)速度往往比好消息的確認(rèn)速度要快，因此參照Campbell et al.（2013）模型，在原有模型基礎(chǔ)上，加入股票收益虛擬變量 和股票收益率的交乘項(xiàng)（Negit×Returnit）來預(yù)測公司i在t時(shí)期的會(huì)計(jì)盈余，公式如下：

式7中Negit為虛擬變量，表示如果季度股票收益率為負(fù)，則等于1，否則等于0。與計(jì)算會(huì)計(jì)信息可比性的第一個(gè)模型一致，假設(shè)兩公司經(jīng)歷相同的經(jīng)濟(jì)事件，即Returnit，計(jì)算i公司和j公司的會(huì)計(jì)系統(tǒng)預(yù)期盈余。

定義公司i和j在t期的會(huì)計(jì)信息可比性（CompAcctit）為公司i和公司j之間t期前連續(xù)16個(gè)季度的預(yù)期會(huì)計(jì)盈余差額的絕對值平均數(shù)的相反數(shù)：

與第一個(gè)模型一致，分別計(jì)算出同一行業(yè)內(nèi)不同公司的會(huì)計(jì)信息可比性，然后分別取在t時(shí)期與公司i可比性最高的四家公司組合的平均值CompAcct4it和所有組合的平均值CompAcctIndit，其值越大表示會(huì)計(jì)信息可比性越強(qiáng)[14]，最終取當(dāng)年中第四季度的數(shù)據(jù)來代表當(dāng)年的會(huì)計(jì)信息可比性。

將第一種方法測算的CompAcct4it和CompAcctIndit分別記為ComPacct1和ComPacct2；將加入股票收益虛擬變量及股票收益交叉項(xiàng)后測算的CompAcct4it和CompAcctIndit分別記為ComPacct3和ComPacct4。

2.解釋變量

解釋變量Fin表示實(shí)體企業(yè)金融化程度，借鑒杜勇等[15]、彭俞超等[16]的研究，對于實(shí)體企業(yè)金融化，本文采用金融資產(chǎn)規(guī)模（Fin）來進(jìn)行衡量。本文將交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)凈額、長期股權(quán)投資、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額納入金融資產(chǎn)范疇。因此，金融資產(chǎn)規(guī)模（Fin）=（交易性金融資產(chǎn)+買入返售金融資產(chǎn)凈額+長期股權(quán)投資+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額）/資產(chǎn)總額。

3.調(diào)節(jié)變量

（1）代理沖突

本文將代理沖突作為調(diào)節(jié)變量，并重點(diǎn)從管理層代理沖突層面解釋。管理層代理沖突符號(hào)為Cost，采用管理費(fèi)用率來衡量，為管理費(fèi)用與主營業(yè)務(wù)收入的比值。

（2）融資約束

參考已有研究[17-18]，用FC指數(shù)來衡量企業(yè)的融資約束程度。

4.控制變量

借鑒胥朝陽等[14]的關(guān)于會(huì)計(jì)信息可比性的研究，本文選取如下控制變量：（1）公司規(guī)模（Size）；（2）董事會(huì)規(guī)模（Board）；（3）總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）；（4）成長性（Grow）；（5）經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量（CF）；（6）資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）；（7）營業(yè)利潤變動(dòng)率（Esurp）；（8）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）；另外，本文在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理時(shí)，模型控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)；對于行業(yè)，制造類行業(yè)按照二級(jí)代碼進(jìn)行分類，非制造類行業(yè)按照一級(jí)代碼進(jìn)行分類。

變量定義見表1。

（三）模型構(gòu)建

1.會(huì)計(jì)信息可比性影響因素模型。為了實(shí)證檢驗(yàn)實(shí)體企業(yè)金融化對會(huì)計(jì)信息可比性的影響，設(shè)計(jì)以下模型對H1進(jìn)行檢驗(yàn)：

ComPacctj=α0+α1Fin+βControl+εit （11）

模型11中，被解釋變量為會(huì)計(jì)信息可比性，用ComPacctj來表示（j=1，2，3，4），ComPacct1、ComPacct2分別表示模型下計(jì)算的可比性最高的四對組合和所有組合的平均值；ComPacct3、ComPacct4分別表示在De Franco模型基礎(chǔ)上加入股票收益虛擬變量及股票收益的交叉項(xiàng)后計(jì)算的可比性最高的四對組合和所有組合的平均值。解釋變量為實(shí)體企業(yè)金融化程度，根據(jù)H1，預(yù)期α1系數(shù)為負(fù)，表明在其他條件相同的情況下，實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性呈負(fù)相關(guān)，即實(shí)體企業(yè)金融化程度越高，企業(yè)會(huì)計(jì)信息可比性越低。

2.代理沖突調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。本文為檢驗(yàn)代理沖突對實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，構(gòu)建以下模型：

ComPacctj=α0+α1Fin+α2Fin×Cost+α3Cost+

βControl+εit? ?（12）

依據(jù)H2，預(yù)期α2系數(shù)顯著為負(fù)，表明代理沖突會(huì)正向調(diào)節(jié)實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3.融資約束調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。本文為檢驗(yàn)融資約束對實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，構(gòu)建以下模型：

ComPacctj=α0+α1Fin+α2Fin×FC+α3FC+β×Control+εit （13）

依據(jù)H3，預(yù)期α2系數(shù)顯著為正，表明融資約束會(huì)負(fù)向調(diào)節(jié)實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。樣本總量為9 427，從表2中可以看出，會(huì)計(jì)信息可比性（ComPacctj（j=1，2，3，4））的均值分別為-0.02、-0.03、0和-0.01，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.01、0.01、0和0.01，說明不同企業(yè)之間的會(huì)計(jì)信息可比性存在顯著差異；實(shí)體企業(yè)金融化（Fin）的均值為0.09，超過中位數(shù)0.05，最大值和最小值分別為0.58和0.00，表明部分上市公司中存在實(shí)體企業(yè)金融化問題；其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與其他研究基本一致。

（二）相關(guān)系數(shù)分析

本文通過Pearson、Spearman系數(shù)對變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。通過表3可以看出，實(shí)體企業(yè)金融化（Fin）與會(huì)計(jì)信息可比性（ComPacctj（j=1，2，3，4））的Spearman系數(shù)分別為-0.088、-0.1、-0.14、-0.14，在1%的水平上顯著；實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性（ComPacctj（j=1，2，3，4））的Pearson系數(shù)分別為-0.05、-0.068、-0.076、-0.074，在1%的水平上顯著，說明實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，初步證實(shí)了H1；除此之外，根據(jù)變量之間的相關(guān)系數(shù)，基本排除了多重共線性對本文回歸結(jié)果的不利影響。

（三）回歸分析

利用模型11分析實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性之間的關(guān)系。表4是對模型11多元線性回歸后的結(jié)果。通過表4可以看出，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)分別為-0.008、-0.011、-0.002、-0.003，皆在1%的水平上顯著為負(fù)，表明實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性負(fù)相關(guān)，即實(shí)體企業(yè)金融化程度越高，會(huì)計(jì)信息可比性越低，支持了H1。

利用模型12分析代理沖突對實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果如表5所示。從表5中可以看出，實(shí)體企業(yè)金融化與代理成本的交乘項(xiàng)系數(shù)分別為-0.037、-0.009、-0.030、-0.014，分別在1%、5%、1%、5%的水平上顯著為負(fù)，說明實(shí)體企業(yè)金融化對會(huì)計(jì)信息可比性的抑制作用，在代理沖突嚴(yán)重的情況下更為顯著。

利用模型13分析融資約束對實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果如表6所示。從表6中可以看出，實(shí)體企業(yè)金融化與融資約束（Fin×FC）的交乘項(xiàng)系數(shù)分別為0.015、0.004、0.018、0.006，皆在1%的水平上顯著為正，表明實(shí)體企業(yè)金融化對會(huì)計(jì)信息可比性的抑制作用，在融資約束低的情況下更為顯著。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問題

（1）Heckman兩階段模型

實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性之間可能存在由于樣本自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。為了驗(yàn)證兩者之間是否存在內(nèi)生性問題以及控制內(nèi)生性問題對回歸結(jié)果產(chǎn)生的不利影響，本文采用Heckman兩階段模型（Heckman，1979），通過構(gòu)造IMR來檢驗(yàn)這種內(nèi)生性問題。

第一階段，以中位數(shù)為分界點(diǎn)將實(shí)體企業(yè)金融化轉(zhuǎn)化為虛擬變量，處于實(shí)體企業(yè)金融化程度中位數(shù)以上的取值為1、中位數(shù)以下取值為0，構(gòu)建實(shí)體企業(yè)金融化的Probit模型：

用Probit模型進(jìn)行回歸后得到IMR。

第二階段，以實(shí)體企業(yè)金融化作為解釋變量，將會(huì)計(jì)信息可比性作為被解釋變量，IMR作為控制變量，構(gòu)建相應(yīng)模型以此來研究實(shí)體企業(yè)金融化對會(huì)計(jì)信息可比性的影響。如果IMR的回歸系數(shù)顯著，說明兩變量即實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性之間存在內(nèi)生性問題，且需要通過Heckman兩階段模型來糾正。通過表7回歸結(jié)果可以看出，不存在內(nèi)生性問題，驗(yàn)證了H1。

（2）替換解釋變量

為了排除實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性可能存在互為因果的關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，采用滯后一期的Fin2作為解釋變量，來考察滯后一期的實(shí)體企業(yè)金融化對會(huì)計(jì)信息可比性的影響。本文將實(shí)體企業(yè)金融化的滯后一期引入模型11中重新進(jìn)行回歸得出的結(jié)論與前文基本一致。

2.改變主要變量的度量方法

參照De Franco et al.[13]，對公司i與行業(yè)內(nèi)所有其他公司配對組合計(jì)算的可比性數(shù)值取前10名均值CompMn10作為被解釋變量，重新進(jìn)行回歸，研究結(jié)論不變。

（五）作用機(jī)制檢驗(yàn)

1.真實(shí)盈余管理機(jī)制

基于前述理論分析，盈余管理在實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性的關(guān)系中發(fā)揮了中介作用，為了檢驗(yàn)上述理論分析的正確性，本文分別對真實(shí)盈余管理和應(yīng)計(jì)盈余管理是否發(fā)揮了中介效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

REM表示真實(shí)盈余管理程度，參考Roychowdury[19]的方法，首先按照年度和行業(yè)分別估計(jì)出企業(yè)的正常經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、正常生產(chǎn)成本和正常酌量性費(fèi)用；然后計(jì)算出企業(yè)當(dāng)年實(shí)際的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、實(shí)際生產(chǎn)成本和實(shí)際酌量性費(fèi)用，然后用實(shí)際值減去利用真實(shí)盈余管理度量模型估計(jì)的正常值，得出異常經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、異常生產(chǎn)成本以及異常酌量性費(fèi)用。將這三個(gè)相互影響的指標(biāo)利用下列公式計(jì)算出真實(shí)盈余管理總和（REM），即REMs=ABPROD-ABCFO-ABDISX，REM代表真實(shí)盈余管理程度，REM越大，表示當(dāng)年真實(shí)盈余管理的程度越高。

本文采用修正的Jones模型估計(jì)應(yīng)計(jì)盈余管理。具體模型如下：

其中，ΔREVt為銷售收入增長額，ΔRECt為應(yīng)收賬款增長額，PPEt為固定資產(chǎn)總額。TA為總應(yīng)計(jì)利潤，NDAt 為非操縱性應(yīng)計(jì)利潤，將非操縱性應(yīng)計(jì)利潤從總應(yīng)計(jì)利潤中扣減，得出操縱性應(yīng)計(jì)利潤額DAt，公式中均除以年初凈資產(chǎn)At-1。

本文參考溫忠麟等[20]的研究建立如下中介效應(yīng)模型，利用模型11、模型18、模型19進(jìn)行檢驗(yàn)：

分析結(jié)果如表8所示。從表8列（3）可以看出，在加入REM變量后，實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性（Compacct1）在1%的水平上顯著，真實(shí)盈余管理與會(huì)計(jì)信息可比性在10%的水平上顯著，說明真實(shí)盈余管理有部分中介效應(yīng)；然而，在加入了DA變量后，應(yīng)計(jì)盈余管理與會(huì)計(jì)信息可比性不顯著，說明應(yīng)計(jì)盈余管理不具有中介效應(yīng)。應(yīng)計(jì)盈余管理與真實(shí)盈余管理之間不存在替代效應(yīng)。本文只列示了Compacct1的回歸結(jié)果，其他三種會(huì)計(jì)信息可比性度量方式的回歸結(jié)果得出的結(jié)論與上述一致。檢驗(yàn)結(jié)果表明：實(shí)體企業(yè)金融化程度的加深，會(huì)誘發(fā)實(shí)體企業(yè)進(jìn)行真實(shí)盈余管理的動(dòng)機(jī)，提高實(shí)體企業(yè)的真實(shí)盈余管理水平，從而降低實(shí)體企業(yè)的會(huì)計(jì)信息可比性。

2.分析師跟蹤機(jī)制

本文用Ln（分析師跟蹤人數(shù)+1）來衡量分析師跟蹤。根據(jù)上述理論分析，本文對分析師跟蹤是否發(fā)揮了中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)溫忠麟等[20]的研究建立如下中介效應(yīng)模型。利用模型11、模型20、模型21進(jìn)行分析。

分析結(jié)果如表9所示。與普通的中介三步法得出的結(jié)果有所不同的是，列（3）解釋變量的系數(shù)和列（1）相比，沒有降低，但根據(jù)江艇[21]的研究，列（3）的回歸可能會(huì)受到中介變量內(nèi)生性問題的影響，所以在中介效應(yīng)中，只要將分析師跟蹤作為因變量與實(shí)體企業(yè)金融化進(jìn)行回歸即列（2），分析師跟蹤的系數(shù)顯著，就可證明分析師跟蹤存在中介效應(yīng)。因此得出結(jié)論，實(shí)體企業(yè)金融化會(huì)通過減少分析師追蹤人數(shù)來降低會(huì)計(jì)信息可比性。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文以2007—2020年滬深A(yù)股非金融類上市公司為研究對象，運(yùn)用De Franco et al.[13]提出的可比性測度指標(biāo)，考察了實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)體企業(yè)金融化與會(huì)計(jì)信息可比性存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即實(shí)體企業(yè)金融化程度越高，會(huì)計(jì)信息可比性程度越低；在代理沖突嚴(yán)重、融資約束低的情況下，實(shí)體企業(yè)金融化對會(huì)計(jì)信息可比性的抑制程度更加明顯；實(shí)體企業(yè)金融化是通過真實(shí)盈余管理和分析師跟蹤這兩個(gè)路徑來影響會(huì)計(jì)信息可比性的。

針對本文研究結(jié)論，提出如下兩點(diǎn)政策建議：第一，對于實(shí)體企業(yè)而言，應(yīng)優(yōu)化資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)，使金融投資服務(wù)于實(shí)體發(fā)展，防止實(shí)體企業(yè)過度金融化造成信息不對稱，影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，造成實(shí)體企業(yè)契約方之間更嚴(yán)重的代理問題。第二，對于政府而言，需要采取相應(yīng)的措施來改善金融和房地產(chǎn)行業(yè)的利潤過高問題，引導(dǎo)其他行業(yè)企業(yè)大力發(fā)展實(shí)體產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)不同行業(yè)利潤均等化，降低實(shí)體企業(yè)金融化程度，以防止實(shí)體企業(yè)金融化給企業(yè)經(jīng)營帶來的負(fù)面后果；完善實(shí)體企業(yè)的信息披露制度，規(guī)范管理層的投機(jī)套利行為，引導(dǎo)非金融企業(yè)合理利用金融資產(chǎn)帶來的“蓄水池效應(yīng)”，適度配置金融資產(chǎn)，防范過度金融化給會(huì)計(jì)信息質(zhì)量帶來的負(fù)面影響。

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