企业金融化造成审计延迟了吗？

| 林钟高 李文灿

企业金融化 审计延迟 审计风险 信息披露

一、引言

在我国实体经济发展乏力、虚拟经济迅猛膨胀的背景下，实体企业为获得足够利润，将大量资金投入金融领域，导致实体企业空心化日益加剧，实体经济呈现金融化趋势（彭俞超等，2018）。一方面，泛金融业增加值在GDP总量占比超过制造业增加值占比，宏观层面金融化趋势进一步加深。另一方面，实体企业的金融资产占比和金融获利占比不断提高，微观层面金融化现象日益明显。实体经济与虚拟经济发展不平衡，加大系统性金融风险，阻碍经济健康可持续发展。为此，国家“十四五”规划再次将实体经济摆在突出的位置，明确“坚持把发展经济着力点放在实体经济上”。2021年政府工作报告强调，“金融机构要坚守服务实体经济的本分”。因此，探讨企业金融化经济后果对引导金融与实体经济良性循环具有重要意义。

学术界围绕“蓄水池效应”和“挤出效应”对企业金融化的经济后果展开大量研究。基于“蓄水池效应”，企业金融化程度的提高，增强融资能力和效率，提升企业研发投入，降低企业违约风险（Gehringer，2013；杨松令等，2019；邓路等，2020）。基于“挤出效应”，企业过度投资金融资产，降低实业投资效率，减少企业创新产出，抑制行业经济发展（Tori和Onaran，2018；万良勇等，2020；Tomaskovic-Devey等，2015）。外部审计作为资本市场的重要中介，对监督企业经营活动、提高信息披露质量、增强信息使用效率起到关键作用。有研究表明，审计师能够识别企业金融化带来的审计风险，更易出具非标准审计意见，收取更高的审计费用（孙洪锋和刘嫦，2019）。同时，金融化程度高的企业，为规避监督，偏向于选择质量不高的审计师，降低了审计质量（李百兴等，2020；董小红和孙文祥，2021）。现实中，更为常见的是，年报披露预约时间经常发生变更，这种变更很大程度上来自于审计延迟，可惜的是，尚无文献研究企业金融化与审计延迟的关系。审计延迟是指资产负债表日到审计报告日的时间间隔，一定程度上体现出审计师的工作时间及审计效率（Abernathy等，2017）。已有研究发现，共享审计师形成的 “执业网络”，帮助审计师高效地完成审计工作，降低审计延迟（孙龙渊等，2021）；控股股东股权质押导致大股东掏空问题，增加审计延迟（任莉莉和张瑞君，2018）；签字会计师轮换增加审计师工作时间，提高审计延迟（Sharma等，2017）。那么，企业金融化是否会影响审计延迟？如果存在影响，其传导路径是什么？

为解答上述问题，本文以2010-2020年A股上市公司为样本，探究企业金融化对审计延迟的影响及其机理。可能的贡献在于：第一，基于风险传导机理，结合审计契约双方关系，考察企业金融化对审计延迟的影响，揭开两者间的“黑箱”，不仅补充了企业金融化经济后果的经验证据，同时为审计延迟的研究提供一个全新视角。第二，从审计视角评价企业金融化的经济后果，深化对经济新常态下实体企业金融投资行为的认识，为政府相关监管部门规范企业财务行为、防范资本市场风险、治理“脱实向虚”问题提供参考。

二、理论分析与研究假设

审计延迟影响财务报告信息披露的及时性，对财务报告的有用性、相关性至关重要，较长的审计延迟则表示审计师在审计过程中遇到了困难，包括在审计意见出具方面与上市公司的博弈困境等。在风险导向审计指引下，审计师为了降低审计风险，会对高风险客户投入更多审计时间。伴随着我国实体经济“脱实向虚”的趋势，更多非金融类企业将原本应该投入到主业发展的资金转而投向高风险高收益的金融领域，这种“舍本逐末”的行为无疑给审计师执行审计工作带来风险。那么，审计师面对企业金融化带来的审计风险，在执行审计工作时，是否会做出更为谨慎的审计决策，从而影响审计时间投入，造成审计延迟呢？

从信号传递视角看，企业金融化增加经营风险，向审计师传递风险信号，引导审计师增加审计时间投入，提高审计延迟。在宏观经济下行和实业投资利润率低的背景下，实体企业投资金融领域的主要动机是利润追逐，这更多地表现出对实体经济的“挤出效应”，加剧企业的经营风险（杨有红和赵晓梅，2021）。首先，金融领域的高收益使企业降低投资效率（Orhangazi，2008），抑制企业主业投资和经营活动，企业陷入无限的炒钱循环中，导致企业资产配置偏离主业发展，影响未来主业业绩和发展能力，使企业缺少必要的核心竞争力，增加企业经营风险（杜勇等，2017）。其次，投资金融资产虽然可以获得超额收益，但受到金融产品自身属性和外部风险因素影响，投资金融产品面临着较高的不确定性，加上非金融类企业在金融信息获取等专业方面的劣势，对金融资产配置和风险识别管理能力较弱（李建军和韩珣，2019），一旦不能有效应对金融风险，将极易导致企业财务困境、股价崩盘、破产倒闭等严重后果。最后，根据资源配置理论，企业投资于金融资产的资金越多，用于固定资产投资的资金必然减少，使企业的抵押资产不足，而银行等金融机构与企业间存在信息不对称，缺乏抵押品会给企业带来融资歧视，降低企业的偿债和筹资能力，提高获得信贷资金的成本，增加企业出现资金短缺的风险（赵芮和曹廷贵，2021），进而对企业日常经营产生非常不利的影响，企业经营风险也随之急剧上升。依据风险导向审计，被审计单位的风险是审计风险的重要来源，而审计风险是决定审计投入的关键所在（王仲兵等，2021）。因此，客户经营风险的增加，使审计师将企业金融化识别为高风险事项，致使其投入更多时间开展审计工作（Bell等，2008），充分了解被审计单位的经营风险，适当扩大审计范围、实施更多的审计程序、保证审计证据充分适当，执行更高质量的审计，以降低未来可能承担的风险和损失，从而导致审计延迟更长。

从委托代理视角看，企业金融化增强了管理层的投资视野短期化和大股东资源“掏空”动机，审计师为降低自身承担的法律责任，付出更多努力进行审计，审计延迟越长。一方面，企业金融化加剧了管理层和股东的委托代理问题。金融投资领域具有高收益率和高流动性的特点，吸引管理层利用资本市场实施跨行业套利行为，以谋求现有业绩表现和短期经济利益，从而造成管理者眼光短浅的投资行为，忽略企业长远的发展目标，部分企业甚至陷入“投资金融资产—获得高额利益—投资金融资产”的循环（杜勇等，2017）。同时，基于金融投资“重奖轻罚”现象，管理层的薪酬随金融投资收益增加而增加，如果投资失败导致企业利益受损，管理层可以将问题归因于外部因素，尽可能降低对自身利益的不利影响，进一步刺激管理层进行非效率投资等短视行为。此外，依据自由现金流理论，当企业现金流充裕时，管理层会存在浪费资源或不理性投资行为，恶化管理者与股东的关系，提高代理成本（杜勇等，2019）。 另一方面，企业金融化加剧了大股东与小股东的委托代理问题。我国上市公司具有“一股独大”的特点，控股股东有能力操控管理层，并与其合谋，以达到对中小股东利益侵占的目的（Burkart等，2003）。金融资产配置增加大股东和管理层的可支配资源，加剧管理层和大股东侵占小股东利益的倾向。并且，大股东具有转移企业资源的能力，金融化则为资源“掏空”行为提供便利（赵林丹和梁琪，2021），增加大股东谋取私利的动机，加剧企业的代理风险。外部审计是缓解代理成本的有效方式，但当企业代理冲突严重时，则提高审计师面临的审计风险（Simunic，1980），执行审计业务难度的上升，加大审计失败的概率，

审计师的声誉可能因此受损，其需要投入更多的审计时间，以保障较高的审计质量，降低自身面临的风险。

从业务复杂度视角看，企业金融化提高了业务复杂度，增加审计师的工作难度，促使其投入更多精力，导致审计延迟的提升。首先，企业金融化导致金融资产规模扩大，而多数金融资产以公允价值计量，这给企业管理者自主裁定金融资产价值评估及计量创造条件，增加其对利润操纵的空间，提高财务造假的可能性，审计师需要付出更多投入，实施更多的实质性程序，以正确评估金融资产的公允价值（Hogan和Wilkins，2008），进而出具公允的审计报告。其次，金融化程度导致企业经营模式和利润结构区别于传统实体企业，加上高金融化的企业易受外生事件冲击，降低过去会计信息的可比性，削弱审计师依靠对传统实体企业审计积累的经验提供审计服务的效率（孙洪锋和刘嫦，2019），这客观增加了审计师执行审计工作的困难，在同等条件下其需要更努力地搜集审计证据（Bentley等，2013），同时，缺少经验的审计师会提高审计延迟（潘临和张龙平，2019）。此外，审计师需要花费时间掌握一定的金融资产定价、评估、管理等方面的专业知识，并对金融市场监管政策深入了解，以应对金融资产给审计工作增加的复杂性（刘禹君和刘嫣然，2020）。最后，企业金融化通过抑制未来主业发展、加剧金融产品风险传染、提高未来信贷成本等方面，增加了企业的经营风险，而在经理人市场的代理权竞争和声誉机制的作用下，过高的经营风险加大经理人被淘汰的概率，促使经理人努力地工作。多元化经营可以降低公司整体的风险，并且在外部市场制度不健全的情况下，企业多元化经营的动机在于抵抗外部市场风险（Kedia，2006）。管理层为晋升至更高的岗位，倾向于实施多元化战略以分散风险。但企业多元化降低了盈余持续性，不利于企业高质量发展（徐高彦和王晶，2020），同时也增加了业务复杂性，致使审计师难以保障审计质量，因此其会投入更多的审计时间进行稽查，以降低审计风险。

基于以上分析，提出研究假设：

H：保持其他条件不变，企业的金融化水平越高，审计延迟的可能性越大。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

考虑到2008年全球金融危机对金融投资的影响，选取2010-2020年我国A股上市公司为研究对象，剔除金融保险、房地产以及数据缺失的样本公司，最后得到共计20886个样本观察值。数据均来自于国泰安数据库和万德数据库。为排除极端值的影响，对所有连续变量进行上下1%的Winsorize处理。主要的统计分析借助Stata 15.0软件完成。

（二）模型设定及变量定义

1.模型设定。为了检验研究假设，设定模型（1）：

2.变量定义。

（1）被解释变量：审计延迟（Delay）。借鉴孙龙渊等（2021）的研究，采用审计报告公告日与财务报表日之间相差的天数来衡量审计延迟。

（2）解释变量：企业金融化(fin)。借鉴董小红和孙文祥(2021)以及赵芮和曹廷贵(2021)的研究，采用金融资产占总资产比例衡量企业金融化。其中金融资产包括交易性金融资产、可供出售金融资产净额、衍生金融资产、持有至到期投资净额、长期股权投资净额、投资性房地产净额。需要说明的是，2019 年实施新金融工具会计准则，因此对2018 年以后“持有到期投资”用“债权投资”代替，“可供出售金融资产”用“其他债权投资”与“其他权益工具”之和代替。

在借鉴孙龙渊等(2021)、沈璐和陈祖英(2020)的研究基础上，控制其他变量，具体定义见表1。

表1 变量定义

四、回归结果及其实证分析

（一）描述性统计

如表2所示，审计延迟(Delay)的均值约为97天，中位数为101天，即大部分上市公司在4月初披露审计报告，表明总体审计延迟较长；同时，极差为83天，说明公司间的审计延迟差异较大。企业金融化（fin）的均值为0.069，最大值是 0.521，表明样本企业的金融资产占总资产的比重约为 6.90%，且部分样本企业该比例超过50%，可见虽然实体企业金融化程度存在较大差异，但都有明显的金融化倾向，这与部分研究结果基本一致。控制变量的均值和中位数大致相同，符合正态分布。

表2 描述性统计

（二）相关性统计

从表3主要变量的Pearson和Spearman相关系数来看，企业金融化（fin）与审计延迟（Delay）的Pearson相关系数和Spearman相关系数分别为0.076、0.105，在1%的水平上显著正相关，这初步说明，企业金融化对审计延迟具有显著的正向影响，验证了研究假设，即企业金融化提高了审计延迟。但还需要在控制其他变量和因素的基础上进一步检验分析，以得出更可靠严谨的结论。此外，变量间的相关系数均低于0.5，初步判断模型不存在多重共线性。

表3 相关系数表

（三）多元回归分析

多元回归分析结果如表4所示。根据列(1)回归结果可以看出，企业金融化（fin）与审计延迟（Delay）的系数在1%水平上为正，说明企业金融化提高了审计延迟，验证了研究假设。这表明企业金融化加剧企业经营风险、代理成本和业务复杂度等问题，给审计师执行审计工作带来较大的审计风险，增加了审计师审计时间的投入，审计延迟的可能性更大。此外，审计复杂度（InvRec）和审计意见（Opin）系数都在1%水平上为正，国际四大（Big4）系数在1%水平上为负，表明审计工作复杂度提高了审计延迟，被出具非标准审计意见的公司更可能发生审计延迟，而国际四大事务所凭借其丰富的审计经验和优质的审计资源，可以降低审计延迟。为控制个体差异的影响，采取固定效应面板数据回归，结果见列（2），企业金融化（fin）与审计延迟（Delay）的系数在5%水平上为正，研究假设结论依然成立。为减少内生性问题，对解释变量和控制变量滞后一期，结果见列（3），企业金融化（fin）的系数为正，且在1%水平上显著，与研究假设结论一致。

表4 企业金融化与审计延迟

（四）内生性检验

1.工具变量法。为进一步控制内生性问题，借鉴董小红和孙文祥（2021）的方法，采用投资收益占净利润的比例作为工具变量（IV），对模型进行2SLS测试。因为投资收益与企业金融化密切相关，而审计师工作时间的投入并不直接受到企业投资收益的影响，此工具变量与审计延迟不存在明显的相关性。同时，该工具变量的不可识别检验的统计量为409.726，弱工具变量检验的统计量为347.670，均通过了检验，说明工具变量选取合理。回归结果见表5列（1）和列（2），在第一阶段，工具变量（IV）与企业金融化（fin）显著正相关，表明投资收益增加企业配置金融资产的动机；在第二阶段，企业金融化（fin）与审计延迟（Delay）的相关系数仍在1%水平上显著为正，与研究假设结论一致。为增加结果的稳健性，进一步采用两步最优GMM、LIML的计量方法，回归结果如表5列（3）和列（4）所示，都与2SLS的结果一致，再次证明工具变量选取的合理性，也说明研究假设实质上未受内生性的影响。

表5 内生性检验结果

2.Heckman两阶段。考虑到样本可能存在选择偏误，借鉴肖忠意等（2021）的方法，采用 Heckman 两阶段模型检验，将企业金融资产是否高于年度行业均值作为工具变量，即设置虚拟变量（fin_dum），若企业金融化高于年度行业均值赋值1，否则赋值0。同时，用模型（1）中的控制变量建立Probit 模型，估计出逆米尔斯系数（IMR），再将其加入主回归模型。表5列（6）报告了回归结果。可见，在控制样本选择偏误后，企业金融化（fin）与审计延迟（Delay）系数在1%水平上显著正相关，研究假设仍然成立。

（五）稳健性检验

为确保结论的可靠性，进行如下稳健性检验：

1.替换被解释变量。用审计报告日与资产负债表日间隔天数的自然对数衡量审计延迟，结果如表6列（1）所示，研究假设结果不变。

表6 稳健性检验结果

2.替换解释变量。借鉴顾雷雷等（2020）的研究，扩大金融资产范围，重新计算企业金融化程度，结果如表6列（2）所示，研究假设结果不变。

3.双重聚类调整。为缓解异方差和序列相关问题，借鉴杜勇等（2017）的研究，调整企业和年度层面的标准误，结果如表6列（3）所示，研究假设结果不变。

4.制造业回归。考虑到制造业是实体经济体的主体，只对制造业样本进行回归，结果如表6列（4）所示，研究假设结果不变。

五、进一步研究：基于影响机理与金融化资产类别的分析

据前文分析，企业金融化加剧企业经营风险、恶化委托代理问题、增加业务复杂度，进而提高了审计延迟。那么，经营风险、代理成本、业务复杂度是否以及如何对审计延迟产生影响的呢？同时，企业金融化从时间轴（流动性）看，金融资产可分为短期金融资产和长期金融资产，短期金融资产持有期短、变现能力强、流动性较好，而长期金融资产持有期长、变现能力弱、流动性较差。那么，不同类型的金融资产是否会对审计延迟产生差异性影响？接下来，本文将对上述问题做进一步检验分析。

（一）企业金融化对审计延迟的影响机理研究

首先，投资金融资产面临较高的不确定性，对实体经济产生 “挤出效应”，抑制企业未来主业发展，降低企业偿债与筹资能力，加剧企业日常经营风险，为降低经营风险所引发的财务报告重大错报风险，审计师会投入更多的时间与精力，从而增加审计延迟。其次，金融资产的高收益刺激管理者投资短视行为，且企业短期业绩的提高会增加管理者薪酬，进一步加深了非理性投资行为；同时，企业金融化增加大股东资源配置权限，给其“掏空”企业资源创造条件，恶化了委托代理问题，提高了审计风险，审计师为此需花费更多时间，提高了审计延迟。最后，金融资产以公允价值计量的特点增加了审计难度，提高了企业经营模式的复杂性；此外，管理者为职业发展考虑，有动机通过多元化经营降低过高的经营风险，进一步增加被审计单位业务的复杂度，面对审计工作量的大幅提高，审计师不得不增加审计延迟以出具高质量的审计报告。

借鉴温忠麟等（2004）的研究，建立模型（2）、（3）检验中介效应。

1.加剧企业经营风险。借鉴赵芮和曹廷贵（2021）[19］的方法，用经行业调整的资产收益率（Roa）的三期滚动标准差衡量企业经营风险（Risk），该变量数值越大，说明企业经营风险越高。检验结果见表7列（1）和列（2）。从列（1）可以看出，企业金融化（fin）系数在1%水平上为正，说明企业金融化提高了经营风险。列（2）结果表明，经营风险（Risk）系数在5%水平上为正，企业金融化（fin）系数在1%水平上为正，说明企业金融化提高经营风险进而提升审计延迟。为保证结果可靠性，对中介效应进行bootstrap检验，如表7下方所示， bootstrap检验的间接效应和直接效应在95%置信区间下均不包含0，表明经营风险（Risk）具有部分中介效应。

表7 中介效应与融资产类别的检验结果

2.恶化委托代理问题。借鉴Ang等（2000）的方法，用总资产周转率（营业收入/总资产）衡量管理层非效率投资的第一类代理成本，该变量数值越小，说明第一类代理成本越高。借鉴姜国华和岳衡（2005）的方法，用大股东占款（其他应收款/总资产）衡量第二类代理成本，该变量数值越大，说明第二类代理成本越高。检验结果见表7列（3）至列（6）。从列（3）和列（5）可以看出，企业金融化（fin）系数在1%水平上分别为负、正，说明企业金融化显著增加了两类代理成本。列（4）和列（6）结果表明，两类代理成本（AC1、AC2）系数分别在1%水平上为负、1%水平上为正，企业金融化（fin）系数在1%水平上为正，说明企业金融化通过增加代理成本提高审计延迟。为保证结果可靠性，对中介效应进行bootstrap检验，如表7下方所示，bootstrap检验的间接效应和直接效应在95%置信区间下均不包含0，表明两类代理成本（AC1、AC2）具有部分中介效应。

3.增加业务复杂度。借鉴向诚和陈逢文（2019）的研究，用公司各行业业务收入的赫芬达尔指数衡量业务复杂度（Dyh_hhi），该变量数值越小，说明业务复杂度越高。检验结果见表7列（7）和列（8）。从列（7）可以看出，企业金融化（fin）系数在1%水平上为负，说明企业金融化显著提高了业务复杂度。列（8）结果表明，业务复杂度（Dyh_hhi）系数在5%水平上为负，企业金融化（fin）系数在1%水平上为正，说明企业金融化通过增加业务复杂度提升审计延迟。为保证结果可靠性，对中介效应进行bootstrap检验，如表7下方所示， bootstrap检验的间接效应和直接效应在95%置信区间下均不包含0，表明业务复杂度（Dyh_hhi）具有部分中介效应。

（二）区分金融资产类型对审计延迟的影响效果研究

金融资产按照流动性可进一步分为短期金融资产和长期金融资产。短期金融资产具有流动性强和变现速度快的特点，可以有效减少现金流短缺、缓解融资约束、降低经营风险，且占用主业资金时间相对较少，更易发挥“蓄水池效应”。而长期金融资产转换成本高、变现能力差，不能及时满足企业日常经营的资金需求，从而表现出“挤出效应”（黄贤环等，2018）。相较而言，长期金融资产给未来现金流带来不确定性，增加公司未来经营风险，不利于公司内部治理，加大业务复杂度，造成更严重的审计风险，审计师需要付出更多的时间，导致更长的审计延迟。

考虑到不同金融资产类型可能对审计延迟产生差异化影响，借鉴黄贤环等（2018）的方法，用短期金融资产占总资产比例衡量短期金融资产（short），用长期金融资产占总资产比例衡量长期金融资产（long）。两个变量数值越大，说明长短期金融资产占比越高。回归结果见表7列（9）和列（10）。列（9）的短期金融资产（short）系数正向不显著，说明短期金融资产并未显著增加审计延迟。列（10）的长期金融资产（long）系数在1%水平上为正，表明长期金融资产更具“挤出效应”，从而提高审计延迟。

六、研究结论与启示

本文以2010—2020年沪深A股非金融、房地产类上市公司为样本，考察企业金融化对审计延迟的影响。研究发现：企业金融化程度越高，审计延迟发生的概率越大；企业金融化通过加剧企业经营风险、恶化委托代理问题、增加业务复杂度，促使审计师投入更多时间执行审计业务，从而增加了审计延迟；与短期金融资产相比，长期金融资产对审计延迟的提高效果更明显，表明类型不同的金融资产经济后果存在着明显差异，长期金融资产变现能力差，更具有“挤出效应”。

启示在于：第一，政府监管部门应完善金融市场体系，规范实体企业的金融投资行为，促进实体经济与虚拟经济协同发展，同时，优化公司年报披露制度，加强对会计师事务所的监督，提高会计信息及时性，以提升资本市场运行效率。第二，企业应完善现代公司治理体系，构建合理的管理层团队，理性参与金融市场投资，并积极配合外部审计工作，及时准确地披露财务报告，增强会计信息决策有用性。第三，审计师应提高风险意识和自身实力，谨慎应对企业金融化程度带来的审计风险，针对性分配有限的审计资源，提升审计的效率与质量。第四，投资者应充分考虑金融化程度对企业风险的影响，客观评价审计延迟对会计信息质量的影响，以做出更为理性的投资决策。