喬貴濤 李佳琪

【摘 要】 以2007—2020年滬深A股上市公司為樣本，研究實體企業(yè)金融化對會計信息可比性的影響。研究發(fā)現(xiàn)，實體企業(yè)金融化程度越高，會計信息可比性越低；調(diào)節(jié)效應分析發(fā)現(xiàn)，代理沖突會正向影響實體企業(yè)金融化與會計信息可比性之間的關系，而融資約束會負向調(diào)節(jié)兩者之間的關系；機制檢驗發(fā)現(xiàn)，實體企業(yè)金融化會通過提升企業(yè)的真實盈余管理水平、減少分析師跟蹤人數(shù)來降低會計信息可比性。文章從微觀的會計信息環(huán)境視角解釋了實體企業(yè)金融化抑制實體經(jīng)濟發(fā)展的路徑，研究結論為國家防范系統(tǒng)性金融風險提供了經(jīng)驗依據(jù)。

【關鍵詞】 實體企業(yè)金融化； 會計信息可比性； 真實盈余管理； 分析師跟蹤

【中圖分類號】 F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）09-0023-11

一、引言

習近平總書記多次強調(diào)實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟的關系，明確提出“經(jīng)濟發(fā)展任何時候都不能脫實向虛”。黨的十九大報告提出，要大力發(fā)展實體經(jīng)濟，防止經(jīng)濟脫實向虛。但近年來，由于實體行業(yè)利潤報酬率不斷下滑，很多實體企業(yè)漸漸摒棄了其傳統(tǒng)的生產(chǎn)和經(jīng)營業(yè)務，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“實體企業(yè)金融化”現(xiàn)象，我國經(jīng)濟呈現(xiàn)出“脫實向虛”的趨勢。黨的二十大報告提出，要堅持把發(fā)展經(jīng)濟著力點放在實體經(jīng)濟上。對于實體企業(yè)來說，公開披露會計信息的質(zhì)量是關系企業(yè)經(jīng)營發(fā)展好壞的一個重要因素[1]。可比性作為會計信息質(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)的會計信息進行比較時具有可比性，以此來反映其異同[2]。因此，會計信息可比性的提高，能夠使信息使用者及時掌握內(nèi)部信息，實現(xiàn)資源的有效配置。然而，實體企業(yè)金融化后，面臨著越來越高的經(jīng)營風險，收益的波動性也越來越大，可能難以達到企業(yè)管理層的收益預期，從而改變管理層的信息披露動機，且金融資產(chǎn)會為管理層進行盈余管理提供有利條件，從而致使管理層進行利潤操縱，影響了會計信息質(zhì)量，最終可能降低會計信息可比性。那么，實體企業(yè)金融化所導致的利潤操縱行為是否影響了會計信息可比性？

本文的貢獻在于：進一步豐富了有關實體企業(yè)金融化經(jīng)濟后果的研究。首先，本文從會計信息可比性的視角，研究了實體企業(yè)金融化對微觀行為的影響；其次，揭示了實體企業(yè)金融化影響會計信息可比性的作用機制，即實體企業(yè)金融化通過提高真實盈余管理水平、減少分析師跟蹤人數(shù)來降低會計信息可比性，通過對比發(fā)現(xiàn)應計盈余管理更容易被信息使用者識別，而真實盈余管理的難以識別性導致了可比性的降低。

二、理論分析與研究假設

（一）實體企業(yè)金融化與會計信息可比性

實體企業(yè)金融化對會計信息可比性的影響可以從兩個角度闡釋。首先，當實體企業(yè)金融化后，其盈余管理程度會顯著增強，進而降低會計信息可比性。一方面，根據(jù)實體企業(yè)金融化產(chǎn)生的“擠出效應”，實體企業(yè)投資于金融資產(chǎn)，對實體資產(chǎn)存在替代效應，從而出現(xiàn)主業(yè)“空心化”，即金融資產(chǎn)對實體資產(chǎn)存在“擠占”效應[3]；另一方面，金融資產(chǎn)具有高風險高收益特征，驅(qū)使管理者利用金融活動進行盈余管理以此來平滑出現(xiàn)的業(yè)績波動，導致會計信息可比性下降；同時，根據(jù)委托代理理論，金融資產(chǎn)所擁有的高收益性會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)來實現(xiàn)高效益，加劇管理層的機會主義行為，增強其進行盈余管理的動機[4]，無論是應計盈余管理還是真實盈余管理手段，都會歪曲實體企業(yè)的真實會計信息，使得實體企業(yè)的會計信息可比性降低；但是，真實盈余管理更能影響實體企業(yè)的真實生產(chǎn)經(jīng)營活動，更具有隱蔽性，所以相對于傳統(tǒng)的應計盈余管理來說，實體企業(yè)更傾向于選擇通過真實盈余管理對報表進行粉飾，由此使得實體企業(yè)對于會計信息的披露發(fā)生變化[5]，會計信息的穩(wěn)定性和一致性遭到破壞，會計信息質(zhì)量下降，致使會計信息缺乏一定的可比性。所以，實體企業(yè)金融化意味著會計信息可比性的下降。

其次，實體企業(yè)金融化使得企業(yè)的業(yè)務變得更加復雜，可能會增加企業(yè)的經(jīng)營風險，加大了分析師預測難度和預測誤差[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測準確性，惡化企業(yè)原有的信息環(huán)境，降低會計信息質(zhì)量，影響會計信息可比性；同時，實體企業(yè)金融化的出現(xiàn)會加重管理層為了追求短期利潤而出現(xiàn)的機會主義行為[7]，增加了分析師預測分歧度，造成企業(yè)內(nèi)外信息不對稱，從而降低了會計信息可比性?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O1。

H1：實體企業(yè)金融化程度越高，會計信息可比性越低。

（二）實體企業(yè)金融化、代理沖突與會計信息可比性

委托代理沖突的存在是影響企業(yè)會計信息質(zhì)量的重要因素，在代理沖突比較嚴重的實體企業(yè)中，實體企業(yè)金融化程度增大，對主業(yè)產(chǎn)生了擠出效應，使得實體企業(yè)的業(yè)績出現(xiàn)波動，管理層更容易被解聘或者是報酬降低，為了維護自身職位的穩(wěn)定和持續(xù)獲得私有收益，管理層有更強的動機通過應計或真實盈余管理來滿足投資者的預期[8]，將未來的盈余轉(zhuǎn)移到現(xiàn)在的會計信息中，扭曲對外傳遞的信息，從而更大程度上降低了會計信息可比性。同時，代理問題越嚴重，即管理層和股東的利益沖突越明顯[9]，使得外部治理效應降低，加大了分析師預測難度，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，降低了會計信息的可比性[10]。基于上述分析，本文提出假設2。

H2：代理沖突會強化實體企業(yè)金融化與會計信息可比性之間的負相關關系。

（三）實體企業(yè)金融化、融資約束與會計信息可比性

一方面，當企業(yè)的融資約束程度提高時，企業(yè)的風險和不確定性增加，使得債權人對企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展存在疑問；在信息不對稱的影響下，債權人會比以往更加關注財務報表以此來降低潛在的風險。所以，當實體企業(yè)金融化程度增大時，融資約束會進一步抑制企業(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，從而提高會計信息可比性。另一方面，對于債務人來說，融資約束的增大代表企業(yè)的經(jīng)營風險也在增大，因此其實體產(chǎn)業(yè)的業(yè)績不能保證借款的如期償還，所以致使實體企業(yè)需要進行相應的盈余管理才能達到機構的貸款要求。但是較大的融資約束會使得企業(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)會選擇放棄相應的盈余管理行為[12]，從而降低了實體企業(yè)金融化對會計信息可比性的抑制程度?；谏鲜龇治?，本文提出假設3。

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

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2020年滬深A股非金融類上市公司為研究對象。為了保證樣本的準確性，本文對初始樣本進行了以下篩選：剔除ST和？觹ST企業(yè)，剔除金融、房地產(chǎn)業(yè)上市公司，剔除會計信息可比性和實體企業(yè)金融化計算過程中缺漏的觀測值，最終得到9 427個觀測值。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計信息可比性，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)濟事件轉(zhuǎn)變?yōu)樨攧請蟾娴倪^程就稱之為會計信息系統(tǒng)；例如，當公司i和j經(jīng)歷相同的經(jīng)濟事件時，他們會生成相同的財務報告，這時的會計系統(tǒng)是相似的，即表明他們之間的會計信息可比性很高。因此，本文選取會計盈余這一指標來衡量企業(yè)的會計信息可比性。

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

上式中，Returnit表示季度股票收益率，而Earningsit代表會計盈余，為季度凈利潤與期初權益市場價值的比值。

第二步，假定公司i和j經(jīng)歷相同的經(jīng)濟事件（用Returni，t表示），利用公式2計算的是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測會計盈余，而公式3計算的是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測會計盈余。

上述公式2和公式3中預測都采用了公司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)濟業(yè)務的一致性，以便衡量不同公司間計算出的會計盈余差異。

第三步，定義公司i和公司j在t期的會計信息可比性（CompAcctijt）為公司i和公司j之間t期前連續(xù)16個季度的預期會計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時期的會計信息可比性，CompAcctijt正向反映會計信息可比性即CompAcctijt越大，說明公司間的會計信息可比性越強。

第四，根據(jù)上文中計算出的公司i和公司j在t時期的可比性，將公司i和同行業(yè)其他公司匹配，分別計算每一對公司組合的會計信息可比性，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時期與公司i可比性最高的四個公司組合的平均值CompAcct4ijt和所有組合的平均值CompAcctIndijt，最終取當年中第四季度的會計信息可比性值來代表當年的會計信息可比性。

上述兩個公式，其值越大表示會計信息可比性越強。

由于公司對好消息與壞消息的確認存在不對稱性，對壞消息的確認速度往往比好消息的確認速度要快，因此參照Campbell et al.（2013）模型，在原有模型基礎上，加入股票收益虛擬變量 和股票收益率的交乘項（Negit×Returnit）來預測公司i在t時期的會計盈余，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，則等于1，否則等于0。與計算會計信息可比性的第一個模型一致，假設兩公司經(jīng)歷相同的經(jīng)濟事件，即Returnit，計算i公司和j公司的會計系統(tǒng)預期盈余。

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

與第一個模型一致，分別計算出同一行業(yè)內(nèi)不同公司的會計信息可比性，然后分別取在t時期與公司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，其值越大表示會計信息可比性越強[14]，最終取當年中第四季度的數(shù)據(jù)來代表當年的會計信息可比性。

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，對于實體企業(yè)金融化，本文采用金融資產(chǎn)規(guī)模（Fin）來進行衡量。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，并重點從管理層代理沖突層面解釋。管理層代理沖突符號為Cost，采用管理費用率來衡量，為管理費用與主營業(yè)務收入的比值。

（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]的關于會計信息可比性的研究，本文選取如下控制變量：（1）公司規(guī)模（Size）；（2）董事會規(guī)模（Board）；（3）總資產(chǎn)報酬率（ROA）；（4）成長性（Grow）；（5）經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（CF）；（6）資產(chǎn)負債率（LEV）；（7）營業(yè)利潤變動率（Esurp）；（8）產(chǎn)權性質(zhì)（Soe）；另外，本文在進行數(shù)據(jù)處理時，模型控制了年度和行業(yè)固定效應；對于行業(yè)，制造類行業(yè)按照二級代碼進行分類，非制造類行業(yè)按照一級代碼進行分類。

變量定義見表1。

（三）模型構建

1.會計信息可比性影響因素模型。為了實證檢驗實體企業(yè)金融化對會計信息可比性的影響，設計以下模型對H1進行檢驗：

ComPacctj=α0+α1Fin+βControl+εit （11）

模型11中，被解釋變量為會計信息可比性，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模型基礎上加入股票收益虛擬變量及股票收益的交叉項后計算的可比性最高的四對組合和所有組合的平均值。解釋變量為實體企業(yè)金融化程度，根據(jù)H1，預期α1系數(shù)為負，表明在其他條件相同的情況下，實體企業(yè)金融化與會計信息可比性呈負相關，即實體企業(yè)金融化程度越高，企業(yè)會計信息可比性越低。

2.代理沖突調(diào)節(jié)效應模型。本文為檢驗代理沖突對實體企業(yè)金融化與會計信息可比性關系的調(diào)節(jié)效應，構建以下模型：

ComPacctj=α0+α1Fin+α2Fin×Cost+α3Cost+

βControl+εit? ?（12）

依據(jù)H2，預期α2系數(shù)顯著為負，表明代理沖突會正向調(diào)節(jié)實體企業(yè)金融化與會計信息可比性之間的負相關關系。

3.融資約束調(diào)節(jié)效應模型。本文為檢驗融資約束對實體企業(yè)金融化與會計信息可比性關系的調(diào)節(jié)效應，構建以下模型：

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

依據(jù)H3，預期α2系數(shù)顯著為正，表明融資約束會負向調(diào)節(jié)實體企業(yè)金融化與會計信息可比性之間的負相關關系。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計結果。樣本總量為9 427，從表2中可以看出，會計信息可比性（ComPacctj（j=1，2，3，4））的均值分別為-0.02、-0.03、0和-0.01，標準差分別為0.01、0.01、0和0.01，說明不同企業(yè)之間的會計信息可比性存在顯著差異；實體企業(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體企業(yè)金融化問題；其他變量的描述性統(tǒng)計結果與其他研究基本一致。

（二）相關系數(shù)分析

本文通過Pearson、Spearman系數(shù)對變量進行相關性檢驗，檢驗結果如表3所示。通過表3可以看出，實體企業(yè)金融化（Fin）與會計信息可比性（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；實體企業(yè)金融化與會計信息可比性（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，說明實體企業(yè)金融化與會計信息可比性呈顯著的負相關關系，初步證實了H1；除此之外，根據(jù)變量之間的相關系數(shù)，基本排除了多重共線性對本文回歸結果的不利影響。

（三）回歸分析

利用模型11分析實體企業(yè)金融化與會計信息可比性之間的關系。表4是對模型11多元線性回歸后的結果。通過表4可以看出，實體企業(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，表明實體企業(yè)金融化與會計信息可比性負相關，即實體企業(yè)金融化程度越高，會計信息可比性越低，支持了H1。

利用模型12分析代理沖突對實體企業(yè)金融化與會計信息可比性之間關系的調(diào)節(jié)作用，回歸結果如表5所示。從表5中可以看出，實體企業(yè)金融化與代理成本的交乘項系數(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，說明實體企業(yè)金融化對會計信息可比性的抑制作用，在代理沖突嚴重的情況下更為顯著。

利用模型13分析融資約束對實體企業(yè)金融化與會計信息可比性之間關系的調(diào)節(jié)作用，回歸結果如表6所示。從表6中可以看出，實體企業(yè)金融化與融資約束（Fin×FC）的交乘項系數(shù)分別為0.015、0.004、0.018、0.006，皆在1%的水平上顯著為正，表明實體企業(yè)金融化對會計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

1.內(nèi)生性問題

（1）Heckman兩階段模型

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

第一階段，以中位數(shù)為分界點將實體企業(yè)金融化轉(zhuǎn)化為虛擬變量，處于實體企業(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，構建實體企業(yè)金融化的Probit模型：

用Probit模型進行回歸后得到IMR。

第二階段，以實體企業(yè)金融化作為解釋變量，將會計信息可比性作為被解釋變量，IMR作為控制變量，構建相應模型以此來研究實體企業(yè)金融化對會計信息可比性的影響。如果IMR的回歸系數(shù)顯著，說明兩變量即實體企業(yè)金融化與會計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回歸結果可以看出，不存在內(nèi)生性問題，驗證了H1。

（2）替換解釋變量

為了排除實體企業(yè)金融化與會計信息可比性可能存在互為因果的關系而導致的內(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體企業(yè)金融化對會計信息可比性的影響。本文將實體企業(yè)金融化的滯后一期引入模型11中重新進行回歸得出的結論與前文基本一致。

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，重新進行回歸，研究結論不變。

（五）作用機制檢驗

1.真實盈余管理機制

基于前述理論分析，盈余管理在實體企業(yè)金融化與會計信息可比性的關系中發(fā)揮了中介作用，為了檢驗上述理論分析的正確性，本文分別對真實盈余管理和應計盈余管理是否發(fā)揮了中介效應進行實證檢驗。

REM表示真實盈余管理程度，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用；然后計算出企業(yè)當年實際的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、實際生產(chǎn)成本和實際酌量性費用，然后用實際值減去利用真實盈余管理度量模型估計的正常值，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用。將這三個相互影響的指標利用下列公式計算出真實盈余管理總和（REM），即REMs=ABPROD-ABCFO-ABDISX，REM代表真實盈余管理程度，REM越大，表示當年真實盈余管理的程度越高。

本文采用修正的Jones模型估計應計盈余管理。具體模型如下：

其中，ΔREVt為銷售收入增長額，ΔRECt為應收賬款增長額，PPEt為固定資產(chǎn)總額。TA為總應計利潤，NDAt 為非操縱性應計利潤，將非操縱性應計利潤從總應計利潤中扣減，得出操縱性應計利潤額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模型，利用模型11、模型18、模型19進行檢驗：

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

2.分析師跟蹤機制

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)揮了中介效應進行檢驗。根據(jù)溫忠麟等[20]的研究建立如下中介效應模型。利用模型11、模型20、模型21進行分析。

分析結果如表9所示。與普通的中介三步法得出的結果有所不同的是，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）的回歸可能會受到中介變量內(nèi)生性問題的影響，所以在中介效應中，只要將分析師跟蹤作為因變量與實體企業(yè)金融化進行回歸即列（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。因此得出結論，實體企業(yè)金融化會通過減少分析師追蹤人數(shù)來降低會計信息可比性。

五、研究結論與政策建議

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

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

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