企业金融化对其审计风险的影响研究

Research on the Influence of Enterprise Financialization on Audit Risk

摘要: 文章以2013~2023年A股非金融业公司作为研究样本，研究企业金融化与审计风险的关系，发现企业金融化程度越高则审计风险越高。进一步分析发现，企业金融化通过增加融资约束程度和审计业务复杂度影响审计风险，信息透明度发挥负向调节作用。异质性分析发现，在内部控制程度低、客户集中度高以及处于东部地区的企业金融化对审计风险的增加更为显著。研究结果对于揭示企业金融化影响审计风险的具体原因有着重要意义，有助于企业在金融化的过程中能更好地防范审计风险。

Abstract: This paper uses the data of China’s A-share non-financial companies from 2013 to 2023 as the research sample to empirically demonstrate the relationship between enterprise financialization and audit risk. It is found that the higher the degree of enterprise financialization, the higher the audit risk. According to further analysis, enterprise financialization affects audit risk by increasing financing constraints and the complexity of audit business, and information transparency plays a negative regulatory role. The heterogeneity analysis reveals that enterprise financialization will increase audit risk more significantly when the level of internal control is low, customer concentration is high and the enterprise is located in the eastern region. The results are of great significance for revealing the specific reasons why enterprise financialization affects audit risks, and they are helpful for enterprises to better prevent audit risks during the process of financialization.

1. 引言

目前，我国经济已进入高质量发展阶段，企业金融化作为资本市场的内生力量，一方面使企业与金融紧密结合并助力经济高质量发展，但另一方面也使企业倾向于投资虚拟产业，导致虚拟产业过度膨胀。习近平总书记曾强调，实体经济发展至关重要，任何时候都不能脱实向虚。因此，企业金融化对经济的发展可能既存在促进的作用，也可能存在“脱实向虚”的负向影响，而造成此现象背后的诱因是企业持有金融资产的不同动机[1]。金融化的动机主要分为预防性储蓄动机和追逐利润动机。当企业金融化的动机为预防性储蓄动机时，企业持续经营能力增强[2]，资产流动性增加，在企业出现资金短缺时可以通过出售金融资产获得资金，缓解融资约束。当金融化动机为追逐利润时，增加金融资产投资会挤占企业的实体投资，降低未来核心业务绩效和盈利能力，使得经济“脱实向虚”。

企业金融化涉及复杂的金融活动和业务范围，与金融资产配置相关的决策使得审计难度增加，其复杂的业务处理模式对审计业务的实施可能会产生多方面的影响。金融资产结构复杂的特性增加了财务报表编制的困难程度，若编制报表人员未具备足够的专业知识，则会使得重大错报风险增加。另外，金融资产对利率和价格波动较为敏感，一旦资本市场经历剧烈波动时，企业经营失败的概率则会增加，利益相关者在其权益受到损害时为了获得赔偿则可能会向企业提起诉讼，增加企业面临的诉讼风险[3]。因此，从审计领域视角关注金融化导致的风险问题利于企业更好地认识企业金融化带来的实质影响，为了企业能够更好地控制金融化产生的风险，二者之间关系就亟需得到验证，因此本文后续将验证企业金融化对审计风险的影响。

2. 文献综述

企业金融化经济后果研究中，较多学者关注企业金融化对企业风险的影响。企业金融化导致高管操纵盈余增加舞弊风险[2]、加剧金融体系的系统性风险[4]以及股价崩盘风险[5]等。关于企业金融化对财务风险的影响，观点尚未得到统一。于建玲[6]等从经济政策不确定性的视角发现金融化通过增加代理成本进而提升财务风险。谭小玉和陈裕鑫[7]认为企业金融化对财务风险呈现“U”型关系，短期持有金融资产可以缓解企业面临的融资困境降低财务风险，然而长期持有金融资产会挤占主营业务资金加剧财务风险。

关于企业金融化在审计领域的影响，现有研究主要围绕审计质量、审计费用、审计师选择等角度开展。Wang et al. [8]发现金融化程度越高则审计质量越低。杜勇[9]认为配置越多的金融资产会收取更高的审计费用，由于金融化加剧股东与管理者的冲突从而增加代理风险。关于审计师选择方面，李百兴等[10]发现金融化程度高的企业为规避监察会选择质量低的审计人员。

在梳理相关文献后发现关于企业金融化与企业风险的研究已颇为丰富，如金融化与舞弊风险和财务风险的关系，但并未进一步讨论金融化对审计风险的影响。此外，为进一步确定研究重点，本文试图总结企业金融化在审计领域产生的影响。尽管有较多文献探讨了企业金融化和审计质量、审计费用、审计师选择的关系，而对于审计风险影响路径的探讨相对匮乏。鉴于此，本研究以外部审计为视角，运用固定效应模型检验企业金融化对审计风险的影响。

3. 理论分析

3.1. 企业金融化与审计风险

企业资源总量一定时，过度投资金融资产会严重挤占公司用于经营性业务和实体投资的资金，致使企业主业发展受到资金限制，然而企业的核心竞争力正是来自于主营业务的发展，因此增加金融投资而减少主业投资必然使得公司失去原有的竞争优势并降低企业的核心竞争力，增加经营风险。其次，由于金融资产投资收益波动幅度大、风险高，企业频繁投资金融资产将会增大经营的不确定性[11]，用于投入金融资产的资金也难以迅速收回，公司资金流动性减弱。当金融市场不稳定时，企业由于资金短缺导致核心业务发展受限就难以抵抗来自金融领域的冲击，容易陷入经营困境，同样也会加剧企业面临的经营风险。结合上述分析，企业金融化会使得企业的经营风险上升，根据注册会计师准则中提到经营风险的上升会增加重大错报风险发生的可能性，进而最终导致审计风险发生的概率增加。此外，企业金融化程度的升高会增加财务风险。由于金融资产价格易受到资本市场的影响，价格波动幅度大，当企业需要大量资金时可能会利用借贷活动筹资资金，使得财务风险增加。Zou [12]通过研究证明财务风险的转移扩大了资产的脆弱性并加剧了风险的扩散，使得公司财务状况不稳定。当公司财务困境不断加剧时，管理者会承受更大的压力并选择隐瞒或掩盖公司负面消息，进一步加剧风险上升。

除了金融资产自身特性所致审计风险增加外，人为因素同样可能成为审计风险增加的另一个原因。由于金融资产会计核算复杂，会计人员在编制财务报表时会更加困难。若会计人员对金融资产的划分和计量认识不准确，则容易出现报表编制错误，重大错报风险增加，根据风险导向审计理论进一步导致审计风险增加。除此之外，金融资产投资还成为管理者进行盈余操纵、美化报表的手段之一，管理者通过操纵利润以及向投资者披露不完全的信息使得盈余信息质量降低[13]，增加审计风险。具体而言，当管理者投资失败时，基于业绩压力，他们会通过改变金融资产的评估方法或改变利润确认始点操纵利润进行财务造假[11]，使得舞弊风险增加，审计人员面临的审计风险也会相应增加。同时，会计准则允许在金融资产的后续计量中重新划分金融资产类型，这就使得管理者在利润不达标的情况下可能会利用金融资产重分类调节利润[8]，进而增加审计风险。根据上述分析，本文提出假说H1：

H1：企业金融化程度越高，则审计风险越高。

3.2. 融资约束的中介效应

企业金融化通过加剧企业面临的融资约束程度增加审计风险。基于投资替代理论，企业金融化程度高意味着企业运用了较多资金去配置金融资产而挤占企业用于生产经营活动的资金，降低核心竞争力，这就会影响企业获得商业信用[14]，使企业难以获得商业信用融资，增加融资约束的困境。另外，伴随着金融化程度的提高企业将面临更大幅度的金融市场波动，由于企业对于金融资产配置和风险的管理能力较弱[15]，当金融市场不稳定时企业更加难以依靠自身经营活动来筹集资金以抵抗来自金融领域的冲击[16]，容易陷入融资约束困境。出于套利动机，企业会更倾向于投资长期金融资产，依赖于金融市场获得资金收益，然而由于长期金融资产的回收周期冗长且变现能力差，会加剧融资约束程度。

融资约束程度高时会增加审计风险。Deng et al. [17]通过研究证明企业金融化通过增加融资约束程度增加经营风险。当企业面临着较高的融资约束时，管理者可能会采取更为激进的融资手段，增加企业风险。当管理者面临着较大的财务压力时极易可能通过盈余管理行为以操纵利润[18]，为增加公司的可用资金和资产流动性，管理者可能通过出售金融资产损益的方式操纵盈余，增加重大错报风险，导致审计风险增加。已有研究证明当融资约束程度高时，企业金融化水平越高越容易加剧企业财务风险[19]。根据上述分析，本文提出假说H2：

H2：融资约束在企业金融化对审计风险的影响中发挥中介作用。

3.3. 审计业务复杂度的中介效应

金融活动相较于普通的生产经营活动更加复杂多变，金融资产公允价值评估和准确审计也更具挑战性，这就要求审计人员在进行审计时要充分考虑金融资产计量复杂的特性，对审计人员的专业能力也提出了更高要求，无疑增加了审计工作的难度和审计业务的复杂程度。另外，由于新会计准则的实施，部分不在金融市场活跃的金融资产是无法按照公允价值准确计量，需要依靠估值模型才能确认其价值。然而估值模型种类丰富，管理者可以自行选择模型进行估值，估值存在一定的主观性[20]，更容易导致审计风险增加。这意味着为了判断管理者选取的模型是否合适以及估值是否准确审计人员要采取更多的实质性测试，因此进一步加大审计工作的复杂程度。

审计业务的复杂性容易导致审计人员在工作中出现失误增加检查风险，审计风险增加。复杂的审计业务使得审计人员要花费更多精力去搜集涉及金融活动的财务信息并判断信息是否重要，然而若审计人员缺乏相应的金融知识储备未及时发现报表中的错误，可能会忽视重要的信息做出错误的审计决策导致审计风险增加[21]。另外，金融资产业务的复杂特性成为管理者进行盈余操纵、粉饰利润的手段之一，增加管理者盈余管理动机，提升重大错报风险发生的可能性[22]。金融资产复杂的计量模型和估值方法容易使得管理者产生估值偏见并利用估值进行盈余操纵，在估值的过程中管理层可以自行决定金融资产的评估方法，估值过程具有极大的主观性和不确定性[23]，因此会导致审计风险增加。根据上述分析，本文提出假说H3：

H3：审计业务复杂度在企业金融化对审计风险的影响中发挥中介作用。

3.4. 信息透明度的调节作用

信息透明度高可以抑制重大错报风险和检查风险发生的概率，进而削弱企业金融化对审计风险的正向作用。其一，信息公开透明使得管理者更容易受到外部监管，审计人员会给予更多的关注[24]，管理者就难以通过改变金融资产收入确认始点操纵利润，重大错报风险发生的概率降低。其二，信息透明度越高代表企业信息披露的越完全，可以有效缓解企业与审计机构之间的信息不对称，使得审计师更加了解被审计单位的经营情况，更好的发挥监督职能。信息透明意味着审计人员可以从多方渠道了解企业的经营状况，获取到更多的企业信息，发挥更强的外部监督治理功能，降低审计人员由于没有充分获取信息而未发现错报导致的检查风险。因此，信息透明高可以同时抑制重大错报风险和检查风险，进而抑制审计风险的增加。根据上述分析，本文提出假说H4：

H4：信息透明度弱化了企业金融化对审计风险的正向影响。

4. 研究设计

4.1. 样本选择与数据来源

本文选取2013~2023年我国A股上市公司为研究样本，数据处理为：(1) 剔除属于金融业以及ST和*ST的公司数据；(2) 剔除上市不满一年的公司数据；(3) 剔除数据严重缺失的数据。研究数据均来自于CSMRA数据库和Wind数据库。

4.2. 变量定义

4.2.1. 审计风险

本文参考韩维芳[25]的研究思路，以经营风险(ProfitsV)和诉讼风险(LITI_amt)来衡量审计风险。经营风险采用盈利波动性衡量；诉讼风险采用公司涉诉金额加1的自然对数衡量。其中盈利波动性计算公式为：

$E_{it}=\frac{{\text{EBIT}}_{it}}{{\text{Asset}}_{it}}$ (1)

${\text{ProfitsV}}_{it}=\sqrt{\frac{1}{T-1}{\displaystyle {\sum }_{t=1}^T{\left(E_{it}-\frac{1}{T}{\displaystyle {\sum }_{t=1}^T{E}_{it}}\right)}^2}}\left(T=3\right)$ (2)

其中：${\text{EBIT}}_{it}$ 为息税前利润。${\text{Asset}}_{it}$ 为总资产。${\text{ProfitsV}}_{it}$ 是以t − 2至t年为观测期间的三年盈利波动率。

4.2.2. 企业金融化

本文参考杜勇等[26]的做法，企业金融化的计算公式为：Fin = (交易性金融资产 + 衍生金融资产 + 发放贷款及垫款净额 + 可供出售金融资产净额 + 持有至到期投资净额 + 投资性房地产净额)/总资产

4.2.3. 融资约束

本文选取Sa指数绝对值来度量融资约束程度(Sa)。计算公式为：

$\text{Sa}=\left|-0.737\times \text{Size}+0.043\times {\text{Size}}^2-0.040\times \text{Age}\right|$ (3)

4.2.4. 审计业务复杂度

本文借鉴郭飞等[23]的做法，以金融资产种类数量来度量审计业务复杂度(Complex)，金融资产种类越多意味着经济业务越复杂，因此增加审计业务复杂度。

4.2.5. 信息透明度

本文选取每年对公司进行跟踪分析的分析师人数并对其加1对数化作为信息透明度的衡量指标。

4.2.6. 控制变量

在公司财务特征方面、公司治理方面和事务所特征方面分别加入可能对回归结果产生影响的变量。公司财务特征方面加入公司规模，资产负债率，资产周转率。公司治理方面选取了董事会规模，两职合一和股权制衡度加以控制。事务所特征方面选取事务所规模和审计意见。

本文选取的变量见下表1。

Table 1. Variable definitions

表1. 变量定义

	变量名	符号	定义
被解释变量	经营风险	ProfitsV	(息税前利润/总资产)三年波动率
	诉讼风险	LITI_amt	涉及诉讼金额加1的自然对数
解释变量	企业金融化	Fin	金融资产/总资产
控制变量	公司规模	Size	总资产的自然对数
	资产负债率	Lev	总负债/总资产
	资产周转率	Turnover	营业收入/总资产
	董事会规模	Board	董事会人数的自然对数
	两职合一	Dual	董事长与总经理同一人取值为1，否则为0
	股权制衡度	Balance	第2~5大股东持股比例/第一大股东持股比例
	事务所规模	Big4	若企业由国际四大事务所审计取值为1，否则为0
	审计意见	Opinion	标准审计意见取值为1，否则为0
中介变量	融资约束	Sa	Sa指数绝对值
	审计业务复杂度	Complex	金融资产种类数量
调节变量	信息透明度	Attention	一年内对该公司进行跟踪分析的分析师人数

4.3. 研究模型设计

为验证假设H1，本文构建模型(4)加以验证：

$\text{ProfitsV}/{\text{LITI\_amt}}_{it}={\beta }_0+{\beta }_1{\text{Fin}}_{it}+{\beta }_2{\text{Controls}}_{it}+{\eta }_t+{\delta }_i+{\epsilon }_{it}$ (4)

其中：i和t代表企业个体和年份，𝜀是回归模型残差项。为减轻遗漏变量产生的内生性问题，本文加入个体和年份双向固定效应，${\eta }_t$ 代表年份固定效应，${\delta }_i$ 代表个体固定效应。为减轻潜在的异方差问题，本文对回归模型使用异方差稳健标准误进行修正。

5. 实证分析

5.1. 描述性统计

由表2可知，经营风险(ProfitsV)最大值为12.723，最小值为0，表明不同企业经营风险差异大。诉讼风险(LITI_amt)最大值为27.358，最小值为0，表明诉讼金额波动幅度大，说明不同公司的诉讼风险存在较大差异。企业金融化(Fin)最小值为0，说明有的企业不存在金融化的现象，最大值为0.884，说明有的企业也存在过度金融化的现象。相关性分析显示企业金融化与经营风险和诉讼风险的Pearson系数分别为0.046和0.021，均在1%水平上显著为正，且VIF值均小于5，变量间不存在多重共线性问题。

Table 2. Descriptive statistics

表2. 描述性统计

变量	样本	均值	标准差	最小值	中位数	最大值
ProfitsV	25577	0.032	0.092	0.000	0.018	12.723
LITI amt	16487	3.951	7.251	0.000	0.000	27.358
Fin	25579	0.058	0.095	0.000	0.0190	0.884
Size	25579	22.393	1.327	18.902	22.193	28.697
Lev	25579	0.412	0.198	0.008	0.404	3.513
Turnover	25579	0.617	0.533	−0.058	0.513	13.914
Board	25579	2.114	0.198	1.386	2.197	2.890
Dual	25579	0.301	0.459	0.000	0.000	1.000
Balance	25579	0.746	0.611	0.003	0.581	4.000
Big4	25579	0.068	0.252	0.000	0.000	1.000
Opinion	25579	0.982	0.134	0.000	1.000	1.000

5.2. 基准回归结果

表3为基准回归结果，列(1)与列(3)结果显示金融化与经营风险的系数为0.023，与诉讼风险的系数为2.219，均在1%水平上显著为正。列(2)与列(4)报告的是模型(4)的回归结果，金融化的回归系数为0.022和2.123，分别在1%与5%的水平上对审计风险有正向影响。以上结果说明了企业金融化会导致经营风险和诉讼风险均增加，进而导致审计风险增加。因此，假设H1成立。

Table 3. The results of enterprise financialization and audit risk

表3. 企业金融化与审计风险回归结果

	(1)	(2)	(3)	(4)
	ProfitsV	ProfitsV	LITI_amt	LITI_amt
Fin	0.023^***	0.022^***	2.219^**	2.123^**
	(0.007)	(0.008)	(0.997)	(0.993)
Size		−0.014^***		−0.620^***
		(0.002)		(0.164)
Lev		0.048^***		3.690^***
		(0.007)		(0.609)
Turnover		−0.001		0.232
		(0.002)		(0.203)
Board		−0.007		0.747
		(0.009)		(0.546)
Dual		0.002^*		−0.328^*
		(0.001)		(0.191)
Balance		0.009^***		0.080
		(0.002)		(0.196)
Big4		0.006^**		−0.782
		(0.003)		(0.509)
Opinion		−0.024^***		−1.459^***
		(0.004)		(0.476)
_cons	0.030^***	0.363^***	3.849^***	15.942^***
	(0.000)	(0.028)	(0.073)	(3.670)
FIRM/YEAR	YES	YES	YES	YES
N	25,082	25,082	16,311	16,311
R^2	0.167	0.167	0.304	0.307

注：括号内值为标准误，^***、^**、^*表示在1%、5%和10%水平显著，下同。

5.3. 内生性处理

本文对模型中存在的反向因果的问题进行检验，审计作为外部治理监督机制可以改善金融资产配置产生的问题，有效监督管理者的金融投机行为和与金融资产配置相关的决策进而影响企业金融化水平。审计风险高时，企业为了降低风险可能会减少金融资产比重，最终降低金融化水平，因此模型中可能存在反向因果的问题。为了解决内生性问题，本文参考彭俞超等[27]研究，引入同行业同年度其他金融化水平均值作为工具变量。KleibergenPaap rk LM statistic检验显示，LM值为208.35和106.53，P值均为0，通过不可识别检验。Kleibergen-Paap rk Wald F Statistic检验结果表明，F值为184.35和95.47，F值大于10%的临界值，通过弱工具变量检验。

结果如表4所示，列(1)与列(3)显示IV与Fin的系数在1%水平上显著为正，说明工具变量与解释变量高度相关。列(2)与列(4)显示Fin的系数在1%和5%水平上显著为正。此结果说明企业金融化对审计风险正向影响的结论是稳健的。

Table 4. Endogenous test

表4. 内生性检验

	(1)	(2)	(3)	(4)
	第一阶段	第二阶段	第一阶段	第二阶段
	Fin	ProfitsV	Fin	LITI_amt
IV	0.416^***		0.366^***
	(0.03)		(0.04)
Fin		0.347^***		19.779^**
		(0.07)		(9.15)
Controls	YES	YES	YES	YES
FIRM/YEAR	YES	YES	YES	YES
N	25,070	25,070	16,302	16,302

5.4. 稳健性检验

5.4.1. 高阶固定

为进一步缓解遗漏变量导致的内生性问题，本文将个体 × 年份固定效应加入到模型(4)中进行检验。结果如表5列(1)、列(2)所示，金融化的系数在1%和5%水平上显著，说明企业金融化对审计风险的增加仍有促进作用。

Table 5. Robustness test

表5. 稳健性检验

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	ProfitsV	LITI_amt	ProfitsV	LITI_amt	ProfitsV	LITI_amt
Fin	0.021^***	1.413^**	0.024^***	2.026^*	0.021^***	2.112^**
	(0.004)	(0.662)	(0.009)	(1.128)	(0.008)	(0.996)
_cons	0.207^***	8.011^***	0.328^***	12.231^***	0.361^***	16.230^***
	(0.014)	(1.296)	(0.034)	(4.074)	(0.028)	(3.690)
Controls	YES	YES	YES	YES	YES	YES
FIRM/YEAR	YES	YES	YES	YES	YES	YES
PROVINCE	NO	NO	NO	NO	YES	YES
N	25,577	16,487	20,939	13,495	25,082	16,311
R^2	0.018	0.055	0.165	0.329	0.172	0.310

5.4.2. 替换解释变量

由于金融资产的衡量方式多样，本文参考彭俞超等[27]的做法重新定义企业金融化。以交易性金融资产、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五项资产总和与总资产之比衡量。表5的列(3)、(4)显示企业金融化的系数在1%和10%的水平上显著为正。说明在替换解释变量后，企业金融化仍对审计风险的增加有促进作用。

5.4.3. 控制省份

企业金融化水平在不同省份间也有较大差异，因此本文进一步加入省份固定效应对模型进行回归，以缓解省份层面的因素产生的影响。表5的列(5)、(6)显示，金融化与经营风险和诉讼风险的系数均在1%和5%的水平上显著为正。因此，结论仍具有稳健性。

6. 进一步分析

6.1. 融资约束的中介效应回归结果分析

本文参考江艇[28]中介效应研究思路，采用两步法验证融资约束对金融化与审计风险的影响机制，主要关注解释变量对中介变量的影响。在模型(4)的基础上构建模型(5)进行中介效应检验。

${\text{Sa}}_{it}={\theta }_0+{\theta }_1{\text{Fin}}_{it}+{\theta }_2{\text{Controls}}_{it}+{\eta }_t+{\delta }_i+{\epsilon }_{it}$ (5)

由表6列(1)显示金融化与融资约束系数在1%水平上显著为正，说明企业金融化加剧融资约束程度。关于融资约束与审计风险的关系，根据已有研究，管理者在面临融资约束困境时会通过出售金融资产损益操纵利润[29]，增加盈余管理发生的可能性[30]，进而增加审计风险。金融化程度越高，企业过度依赖风险高的金融产品进行融资，则会导致企业可用资金减少并使得经营风险上升，影响银行对企业获得商业信用，抑制企业获得信用融资，增加融资约束程度。管理层在面临融资约束困境时会采取更为激进的手段融资使得审计风险上升，因此假设H2成立。

6.2. 审计业务复杂度的中介效应回归结果分析

为了验证假说H3，检验审计业务复杂度的中介效应，本文在模型(4)的基础上构建模型(6)：

${\text{Complex}}_{it}={\theta }_0+{\theta }_1{\text{Fin}}_{it}+{\theta }_2{\text{Controls}}_{it}+{\eta }_t+{\delta }_i+{\epsilon }_{it}$ (6)

表6列(2)显示金融化与审计业务复杂度系数为1.079，在1%水平上显著为正，说明企业金融化会显著增加审计业务的复杂程度。关于审计业务复杂度和审计风险的关系，根据已有研究，企业金融资产的公允计量要求审计人员要评估被审计单位的经营状况、外部环境、金融市场的关系等信息，同时金融工具分类和计价的复杂性会显著提高重大错报风险，增加经济活动的复杂程度并增加审计风险[31]。另外，金融资产会计处理的复杂性和专业性更利于管理者进行利润调节，实施盈余管理行为，增加审计风险[32]。因此，上述结果说明审计业务复杂度在两者之间发挥中介作用。

6.3. 信息透明度的调节效应回归分析

为了验证假设H4，本文构建模型(7)进行验证

$\text{ProfitsV}/{\text{LITI\_amt}}_{it}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{Fin}}_{it}+{\alpha }_2{\text{Attention}}_{it}+{\alpha }_3{\text{Fin\_Attention}}_{it}+{\alpha }_4{\text{Controls}}_{it}+{\eta }_t+{\delta }_i+{\epsilon }_{it}$ (7)

结果如表6所示，列(3)显示企业金融化与信息透明度交互项系数为−0.011，在5%的水平上与经营风险显著为负相关关系。列(4)显示交互项系数为−2.077，在10%的水平上与诉讼风险为负相关关系。交互项系数与金融化的系数方向相反，说明信息透明度弱化企业金融化对审计风险正向影响，假设H4成立。即随着信息透明度的提高，企业金融化与信息透明度的交互作用会抑制审计风险的增加。

Table 6. Mechanism test

表6. 机制检验

	基准		(1)	(2)	(3)	(4)
	ProfitsV	LITI_amt	Sa	Level	ProfitsV	LITI_amt
Fin	0.022^***	2.123^**	0.031^***	1.079^***	0.033^***	2.655
	(0.008)	(0.993)	(0.008)	(0.068)	(0.012)	(2.618)
Fin_Attention					−0.011^**	−2.077^*
_cons	0.363^***	15.942^***	4.212^***	1.415^***	0.238^***	4.223
	(0.028)	(3.670)	(0.051)	(0.311)	(0.029)	(5.240)
Controls	YES	YES	YES	YES	YES	YES
FIRM/YEAR	YES	YES	YES	YES	YES	YES
N	25,082	16,311	25,084	25,084	17,059	10,754
R^2	0.172	0.307	0.976	0.922	0.434	0.338

6.4. 内部控制异质性

内部控制作为企业重要的内部监督机制，企业建立良好有效的内部控制可以缓解企业内外部信息不对称，对管理者的行为及时进行监督，抑制管理者利用复杂的金融活动进行投机套利，有效降低企业的经营风险和审计风险。同时，内部控制通过加强监管制度的实施以及建立健全的治理结构有助于减少利益相关者的冲突和降低公司的诉讼风险。所以，内部控制质量低时企业金融活动无法得到有效监督，管理层利用金融资产操纵利润和编制虚假财务报告的行为就不易被发现，增加重大错报风险发生的可能性，导致审计风险增加。本文按照内部控制评级指数的中位数分为内部控制程度高低的两组。表7结果显示，内部控制程度低时列(1)、列(2)金融化的系数在5%和10%水平上显著为正。内部控制高时列(3)、列(4)金融化系数并不显著。因此，当内部控制程度低时，企业金融化对审计风险的促进作用更加显著。

Table 7. Heterogeneity analysis

表7. 异质性结果

	内部控制程度低		内部控制程度高		客户集中度低		客户集中度高
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)
	ProfitsV	LITI_amt	ProfitsV	LITI_amt	ProfitsV	LITI_amt	ProfitsV	LITI_amt
Fin	0.020^**	2.873^*	0.022	0.898	0.008	−0.119	0.039^**	4.202^***
	(0.010)	(1.502)	(0.016)	(1.509)	(0.007)	(1.576)	(0.017)	(1.542)
_cons	0.437^***	21.214^***	0.174^***	7.267	0.309^***	16.623^**	0.469^***	25.800^***
	(0.045)	(5.952)	(0.052)	(6.430)	(0.034)	(6.603)	(0.051)	(5.652)
Controls	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES
FIRM/YEAR	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES	YES
N	11,699	8116	12,009	7611	11,910	7850	11,622	7384
R^2	0.476	0.382	0.142	0.374	0.486	0.344	0.152	0.339

6.5. 客户集中度异质性

客户集中度越高代表企业对客户的依赖程度越高，在与客户的竞争中易处于劣势地位，增加企业所要承担的风险。已有研究发现客户集中度高会增加企业的金融投资行为，则金融资产比重相应提高[33]，因此客户集中度高的企业更有利于管理者利用金融资产进行盈余操纵行为，增加重大错报风险。如果大客户流失会导致企业在短时间内资金周转困难，造成严重的财务问题，企业难以维持平稳的经营现状，加剧经营风险。为探讨客户集中度的异质性，本文以前五大客户销售额占总销售额比重衡量客户集中度并按照中位数分组。结果如表7所示，从(5)、(6)列的结果显示客户集中度低的企业的金融化系数均不显著。从(7)、(8)列结果看出客户集中度高的企业，金融化系数分别在5%和1%的水平上显著。因此，客户集中度高时，企业金融化对经营风险和诉讼风险的促进作用更强，导致审计风险增加。

6.6. 企业所处地区异质性

由于东中西部的经济发展水平不同，企业所处不同地区可能导致金融化对审计风险的影响结果不同，因此，本文进一步按照企业所处的地理位置分为东部和中西部两组进行异质性分析。结果如表8列(1)、(2)所示，处于东部地区的企业金融化的系数为0.015和1.802，在5%和10%水平上显著，表明相较于中西部地区的企业，东部地区的企业金融化对审计风险的促进作用更为显著。原因在于，东部地区发展水平较高以及行业集中度高，竞争就更为激烈，企业也会面临着更大的竞争压力，则经营风险高，加之东部地区企业的经营业务更加多元复杂，需要筹集更充足的资金以支持业务活动开展，也进而会导致企业的财务风险增加。因此，东部地区的企业金融化更容易导致审计风险增加。

Table 8. Heterogeneity analysis

表8. 地区异质性结果

	东部		中西部
	(1)	(2)	(3)	(4)
	ProfitsV	LITI_amt	ProfitsV	LITI_amt
Fin	0.015^**	1.802^*	0.042	3.558
	(0.006)	(1.082)	(0.030)	(2.501)
_cons	0.380^***	21.917^***	0.376^***	2.231
	(0.033)	(4.267)	(0.053)	(7.415)
Controls	YES	YES	YES	YES
FIRM/YEAR	YES	YES	YES	YES
N	18,616	11,900	6455	4400
R^2	0.469	0.310	0.116	0.309

7. 结论与建议

本文选取全部A股非金融业公司作为样本，检验企业金融化与审计风险的关系，最终结论为：(1) 企业金融化显著增加审计风险。(2) 中介效应表明企业金融化通过增加融资约束程度和审计业务复杂度加剧审计风险。(3) 调节效应表明信息透明度对企业金融化增加审计风险起到负向调节作用。(4) 在内部控制程度低、客户集中度高，以及东部地区的企业金融化对审计风险的增加会更为显著。

根据研究结论，本文提出以下建议：第一，政府要加强监管，严格监督企业的金融活动，一旦发现企业有投机套利、过度金融化的现象应该给予警告甚至采取一定处罚措施。另外，为了使得企业更加关注实体业务的发展，政府也可以采取税收优惠等财政手段吸引企业回归实体经济发展。第二，企业要合理配置金融资产，防止企业出现盲目金融化而忽视主营业务的发展，加强内部控制的建设，减少因盲目投资金融资产所致的经营风险。第三，金融资产会计处理方式相较于普通资产更加复杂，因此为了降低财务人员编制报表和审计人员进行审计工作时产生的重大错报风险和检查风险。本文建议，会计人员和审计人员均应学习掌握金融资产理论知识，具备相关的专业技能。

基金项目

本文系国家社会科学基金一般项目“碳排放双控下高耗能制造业转型升级研究”(项目编号：22BJY199)。

NOTES

^*通讯作者。