王春峰， 姚守宇， 程飛陽*， 房振明

(1. 天津大學管理與經(jīng)濟學部， 天津 300072； 2. 天津大學金融工程研究中心， 天津 300072)

0 引 言

自2008年經(jīng)濟危機以來，我國面臨結構性失衡和發(fā)達國家再工業(yè)化的巨大壓力，實體經(jīng)濟的發(fā)展正經(jīng)歷艱難爬坡.在實體經(jīng)濟持續(xù)疲軟、資產(chǎn)部門持續(xù)膨脹的背景下，我國經(jīng)濟呈現(xiàn)出了“脫實向虛”的發(fā)展趨勢.經(jīng)濟“脫實向虛”引起了黨和國家領導人以及監(jiān)管機構的密切關注.早在2015年底中央經(jīng)濟工作會議上，習近平總書記就我國經(jīng)濟發(fā)展過程中出現(xiàn)的“脫實向虛”發(fā)表了“大量資金流向虛擬經(jīng)濟，使得資產(chǎn)泡沫膨脹，金融風險逐步顯現(xiàn)，社會再生產(chǎn)中的生產(chǎn)、流通、分配、消費整體循環(huán)不暢”的重要講話.2018年4月27日，中國人民銀行、中國銀行保險監(jiān)督管理委員會以及中國證券監(jiān)督管理委員會則聯(lián)合發(fā)布了《關于加強非金融企業(yè)投資金融機構監(jiān)管的指導意見》，明確指出“非金融企業(yè)應圍繞自身主業(yè)發(fā)展需要，科學布局對金融機構投資，審慎穩(wěn)健經(jīng)營，強化資本約束，控制杠桿率，避免盲目擴張和脫實向虛”.此外，國資委在2019年工作會議上也強調“要嚴防央企‘脫實向虛’，嚴控金融業(yè)務新增投資，對主業(yè)經(jīng)營績效不佳、產(chǎn)融結合效果不明顯、風險隱患較大的存量業(yè)務進行清理整頓”.因此，緩解經(jīng)濟“脫實向虛”、引導經(jīng)濟“脫虛向實”，著力提高金融對實體經(jīng)濟的支持力度，不但是防范系統(tǒng)性金融風險、維護金融穩(wěn)定的重要途徑[1]，也是下一階段我國經(jīng)濟發(fā)展的重要目標.

非金融企業(yè)作為實體經(jīng)濟的代表和支柱，其金融化行為是經(jīng)濟“脫實向虛”的最重要方式，主要包含企業(yè)金融資產(chǎn)持有比例日益增長、金融資產(chǎn)投資占比不斷提升以及金融渠道獲利在企業(yè)利潤中占比不斷提升3個方面[2].就我國資本市場而言，近年來大量非金融企業(yè)不斷脫離實體經(jīng)濟投資而涉足金融活動，眾多微觀企業(yè)呈現(xiàn)出了顯著的金融化趨勢[3].圖1展示了2007年～2019年間我國非金融部門整體金融化程度與固定資產(chǎn)投資占比走勢圖，可以明顯看出，區(qū)間內(nèi)我國非金融部門金融投資占比呈現(xiàn)出大幅上升趨勢，而固定資產(chǎn)投資占比則出現(xiàn)了明顯下降，從2007年占比30%左右下降至2019年占比20%左右.上述趨勢一定程度上佐證了金融化對實業(yè)投資的“擠出效應”[4].

圖1 2007年～2019年我國非金融部門金融化程度與固定資產(chǎn)

然而，非金融企業(yè)的主營業(yè)務并非金融投資，如果越來越多的非金融企業(yè)熱衷于參與金融投資活動、尋求金融渠道收益，而忽視主營業(yè)務的存續(xù)和創(chuàng)新，最終會導致大量的資金脫離實體經(jīng)濟而奔向虛擬經(jīng)濟.鑒于企業(yè)金融化對企業(yè)發(fā)展前景和實體經(jīng)濟發(fā)展的重要影響，對企業(yè)金融化的相關研究顯得極為重要.已有研究主要集中于企業(yè)金融化的影響因素和經(jīng)濟后果兩個方面.就其影響因素而言，彭俞超等[1]、閆海洲和陳百助[5]、楊箏等[6]、周弘等[7]及張成思[2]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)稅負、經(jīng)濟政策不確定性、管理者過度自信、企業(yè)多元化經(jīng)營特征、融資約束、利率管制是影響企業(yè)持有金融資產(chǎn)的重要因素；就其經(jīng)濟后果而言，除了基于流動性開展的經(jīng)典研究認為金融資產(chǎn)的較高流動性能夠緩解企業(yè)財務困境之外，張成思和張步曇[4]、彭俞超等[1]、杜勇等[8]、劉貫春等[9]等眾多研究均指出企業(yè)金融化會顯著提升企業(yè)融資成本、抑制固定資產(chǎn)投資、加劇股價崩盤風險、提高審計定價，對上市公司以及實體經(jīng)濟發(fā)展具有顯著負面影響作用.

就上述文獻來看，已有研究均集中于從公司個體特征視角解釋其金融化行為，尚未關注到不同公司之間的相互學習效應.不同于上述研究，本文首次從同群效應視角，探究不同企業(yè)間“脫實向虛”行為的學習效應，從中、微觀角度挖掘了行業(yè)及地區(qū)內(nèi)“企業(yè)脫實向虛同群效應”背后的影響機制.本研究的開展對于深刻理解我國實體企業(yè)大規(guī)模“脫實向虛”現(xiàn)狀、阻斷過度金融化帶來的不利經(jīng)濟后果具有重要指導意義.

具體而言，不同于傳統(tǒng)研究所依賴的企業(yè)自身獨立決策的前提，葉蓓和袁建國[10]等研究指出，企業(yè)在決策制定和執(zhí)行過程中會學習同行業(yè)、同地區(qū)或其他關聯(lián)企業(yè)，即企業(yè)決策存在“同群效應”.現(xiàn)有研究表明，同群效應廣泛存在于企業(yè)經(jīng)營管理的方方面面，如資本結構[11]、企業(yè)現(xiàn)金持有[12]、IPO決策[13]以及企業(yè)信息披露[14]等.此外，Parsons等[15]、陸蓉等[16]、李志生等[17]以及Cao等[18]還發(fā)現(xiàn)上市公司在違規(guī)行為、過度負債以及社會責任履行等方面均存在同群效應.基于上述有關企業(yè)決策同群效應的相關文獻，本文試圖探究如下3個問題：非金融企業(yè)的金融化行為是否存在同群效應？若上述同群效應存在，產(chǎn)生的內(nèi)在機制是什么？不同類別企業(yè)的金融化同群效應是否存在異質性？

采用2007年～2019年中國A股市場非金融行業(yè)、非房地產(chǎn)行業(yè)上市公司樣本進行實證分析，本文發(fā)現(xiàn)：1)無論在行業(yè)層面，還是在地區(qū)層面，企業(yè)的金融化行為均存在顯著的同群效應，上述結論在一系列穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性處理后依然顯著；2)就行業(yè)層面來看，上市公司所在行業(yè)競爭越激烈，越容易激發(fā)行業(yè)內(nèi)企業(yè)金融化的同群效應，且該行業(yè)與金融行業(yè)之間較高的收益率差距會加劇上述行業(yè)競爭程度的影響；3)就地區(qū)層面來看，地區(qū)內(nèi)的信息交流是上市公司金融化行為地區(qū)同群效應的潛在機制，較低的地區(qū)融資約束會加劇信息交流式學習對企業(yè)金融化同群效應的影響，而較高的地區(qū)金融監(jiān)管程度則會緩解上述影響；4)不同公司特征和監(jiān)督機制下，非金融企業(yè)金融化的行業(yè)及地區(qū)同群效應具有差異性.大市值、國有企業(yè)中企業(yè)金融化的同群效應更為明顯，而較強的監(jiān)督機制(如較強的董事會獨立性、采用國際四大會計師事務所進行審計)則有助于抑制企業(yè)金融化的同群效應.

本研究的可能貢獻如下：首先，在我國目前經(jīng)濟呈現(xiàn)出“脫實向虛”的背景環(huán)境下，不同于已有文獻，本文從企業(yè)決策者行為的角度入手，首次基于“同群”視角，分析了行業(yè)和地區(qū)內(nèi)上市公司間金融化行為的相互影響作用.拓展了企業(yè)金融化行為的相關研究，將企業(yè)金融化由企業(yè)內(nèi)部的決策行為拓展到了企業(yè)間決策的同群效應，其對于理解我國經(jīng)濟“脫實向虛”的現(xiàn)狀具有重要意義；其次，本研究的結論是對“同群效應”已有研究的有益補充，將同群效應拓展至企業(yè)金融化行為層面.不僅揭示了企業(yè)金融化同群效應的存在性，并且深入考察了其產(chǎn)生機制和影響因素，加深了對我國目前非金融上市公司集中開展金融投資業(yè)務的理解；最后，從實踐角度看，探究非金融企業(yè)進行金融投資活動的同群效應及其驅動機制，可以為宏觀政策的調整提供科學依據(jù).更重要的是，為了讓政策調整具有針對性，需要關注不同類別企業(yè)的金融化同群效應是否存在異質性.本文相關研究結論及異質性分析可為緩解實體經(jīng)濟“脫實向虛”、促使經(jīng)濟“脫虛向實”提供重要的政策參考.

1 理論分析與研究假設

1.1 企業(yè)金融化的同群效應

隨著公司金融領域研究的不斷深入，部分研究開始關注到其他公司行為所產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)公司的財務決策不僅受其個體因素的影響，同時也會受到同地區(qū)或者同行業(yè)內(nèi)其他公司決策行為的影響[19].具體到企業(yè)投資的相關研究來看，Khan和Tsoukalas[20]指出，投資的本質是以當前確定的資金投入換取未來不確定性的產(chǎn)出，因此投資是一項具有不確定性的決策，而信息則在上述財務決策中發(fā)揮著重要作用.在此情況下，同群效應的產(chǎn)生源于決策的不確定性以及決策者的有限理性，擁有有限信息的決策者會通過學習和模仿同群者的決策以應對決策的不確定性.更為重要的是，在投資決策過程中，為了避免公司業(yè)績落后于同行業(yè)其他公司，眾多經(jīng)理人會參考其他企業(yè)的相關投資決策，在學習其他企業(yè)決策的基礎上做出相似的投資決策.此外，方軍雄[21]等進一步指出，在經(jīng)理人相對績效考核機制盛行的現(xiàn)狀下，公司對行業(yè)內(nèi)其他公司投資決策的參考會更為明顯，在檢驗中國上市公司中投資決策同群效應的存在性及其經(jīng)濟后果之后，他發(fā)現(xiàn)上市公司投資決策存在顯著的同群效應，并且這種同群效應會惡化行業(yè)績效.Foucault和Fresard[22]也發(fā)現(xiàn)，企業(yè)會根據(jù)同行業(yè)企業(yè)的公司估值判斷自身的投資機會，使得同行業(yè)企業(yè)的公司估值與自身投資水平之間呈現(xiàn)出顯著的相關關系.

不同于上述基于行業(yè)層面對同行業(yè)企業(yè)間的相互模仿學習行為所進行的分析，李志生等[17]認為，同地區(qū)內(nèi)企業(yè)面臨的相同地區(qū)經(jīng)濟環(huán)境和商業(yè)條件(如經(jīng)濟發(fā)展水平與目標、金融監(jiān)管程度、市場化競爭程度等)，同樣可能引致企業(yè)模仿和學習同地區(qū)內(nèi)其他企業(yè)的決策行為.而且，在外部經(jīng)濟不確定性較高的情況下，企業(yè)將同地區(qū)內(nèi)其他企業(yè)作為參照系實施決策的可能性會進一步提升.因此，除了同行業(yè)企業(yè)，在地理位置上與上市公司鄰近的企業(yè)也經(jīng)常被選擇作為參照企業(yè)進行模仿和學習，進而形成地區(qū)層面的同群效應.Dougal等[23]研究發(fā)現(xiàn)，由于面臨相同的地區(qū)環(huán)境，美國上市公司的投資行為表現(xiàn)出顯著的地區(qū)同群效應.此外，陸蓉和常維[16]、李志生等[17]等也分別探究了上市公司違規(guī)行為以及過度負債的地區(qū)同群效應，均佐證了同地區(qū)內(nèi)不同上市公司財務決策行為之間存在相互影響.

綜合上述分析，當企業(yè)自身私有信息存在噪音時，企業(yè)為實現(xiàn)決策的最優(yōu)化和利潤最大化，會選擇更多地參照和模仿同行業(yè)和同地區(qū)內(nèi)的其他上市公司.依據(jù)上述分析，作為企業(yè)投資決策的重要內(nèi)容以及其利潤的重要來源渠道，上市公司的金融投資活動可能會存在顯著的同群效應.由此，提出第一個研究假設：

H1企業(yè)金融化行為存在顯著的行業(yè)同群效應和地區(qū)同群效應.

1.2 企業(yè)金融化同群效應的產(chǎn)生機制

上市公司在進行決策時，既可以通過理性計算，也可以通過模仿其他公司已實施的行為作出決策.針對企業(yè)間決策行為的同群效應，Lieberman和Asaba[24]指出，模仿行為包含競爭性模仿和信息獲取性模仿兩種作用機制.具體而言，前者指組織為了應對競爭需要而模仿其競爭對手的行為，后者則指組織通過獲取有價值的信息，進而模仿和學習，開展決策.本文將基于上述兩種機制探討企業(yè)金融化行為同群效應的產(chǎn)生機制.

首先，就行業(yè)同群效應來看，Gimeno等[25]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)為了維持行業(yè)內(nèi)的競爭地位和減弱來自對手的壓力，通常會特別注意同行競爭對手的行為以便做出及時反應.上述競爭性壓力會激發(fā)企業(yè)的“搶占先機”和“攀比動因”，最終驅使行業(yè)內(nèi)的眾多企業(yè)做出類似的投資決策.此外，雖然也有部分研究從信息獲取型模仿機制視角指出，同行業(yè)內(nèi)的上市公司往往面臨著相似的市場環(huán)境，具有很強的可比性，彼此之間的經(jīng)驗借鑒對企業(yè)決策的參考意義也會較高.但就其模仿和學習的本質而言，這種行業(yè)內(nèi)部的“跟隨”和借鑒往往來自于競爭壓力，即通過學習同行而獲取競爭優(yōu)勢，而非完全源于“理性效率”.并且，隨著市場競爭的不斷加劇，企業(yè)為了節(jié)約信息甄別的成本，會采取“跟隨”行為降低誤判的損失和風險.因此，企業(yè)獲取或保持競爭優(yōu)勢的目的越強，其爭取“搶占先機”優(yōu)勢的動機會越強烈，越有可能“攀比”先行者開展金融化投資.基于上述分析，本文認為行業(yè)內(nèi)的競爭程度是企業(yè)金融化同群效應的潛在產(chǎn)生機制.據(jù)此，提出如下研究假設：

H2a企業(yè)所在行業(yè)的競爭程度是行業(yè)層面金融化同群效應的潛在機制.

在上述分析的基礎上，進一步分析了“行業(yè)收益率差距”對競爭在企業(yè)金融化行業(yè)同群效應影響中的調節(jié)作用.張成思[2]指出，金融業(yè)與傳統(tǒng)生產(chǎn)行業(yè)利潤率的缺口是吸引企業(yè)從實業(yè)投資轉向金融化的顯著影響因素之一(1)在后文分析中，排除了金融行業(yè)較高收益率可能會導致虛假同群效應的可能性.在控制住了金融行業(yè)收益率因素后，企業(yè)間的金融化仍存在較強的學習行為..具體而言，我國資本市場中銀行信貸歧視和資產(chǎn)價格泡沫的存在，使得實業(yè)投資與金融資產(chǎn)投資之間的收益率差距不斷擴大，這種不斷擴大的收益率差距導致我國上市公司金融資產(chǎn)持有占比不斷提升[3].類似地，羅來軍等[26]通過“利潤迷失”來解釋企業(yè)的虛擬經(jīng)濟投資現(xiàn)象，他們認為在股市熱、房地產(chǎn)熱和高利貸熱的背景下，資本的逐利天性會促使企業(yè)將資本和獲取的利潤投資于虛擬經(jīng)濟，而非實體經(jīng)濟.并且，蘇治等[27]發(fā)現(xiàn)在宏觀經(jīng)濟下行的“新常態(tài)”背景和金融部門利潤率高于實體經(jīng)濟利潤率的現(xiàn)實面前，巨大的生存和發(fā)展壓力會激發(fā)企業(yè)參與金融投資的強烈意愿.結合上述研究，如若企業(yè)所在行業(yè)與金融行業(yè)存在較大的利潤差距，其利潤差將促使部分企業(yè)率先投資金融性資產(chǎn)，進而催發(fā)更多的競爭性學習，產(chǎn)生更強的行業(yè)同群效應.綜合上述分析，提出如下研究假設：

H2b企業(yè)所在行業(yè)與金融行業(yè)之間較高的收益率差距會加劇行業(yè)競爭程度對企業(yè)金融化同群效應的影響.

針對地區(qū)化同群效應，Kaustia和Rantala[19]指出，由于面臨相同的地區(qū)宏觀環(huán)境，地區(qū)內(nèi)眾多企業(yè)面臨的宏觀不確定性因素相似，此時社會參照因素可以部分替代理性計算因素，成為企業(yè)中高管決策的重要信息來源.同時，在地區(qū)網(wǎng)絡效應的作用下，相關知識、技術等要素能夠在網(wǎng)絡中快速流動和擴散，進而加深了同地區(qū)內(nèi)不同企業(yè)間高管決策過程中的相互交流與學習行為.因此，在投資決策中，公司決策者會將地區(qū)同群企業(yè)的相關投資決策作為本企業(yè)投資決策的信息來源，以降低不確定性因素的影響.更為重要的是，處于同一地區(qū)內(nèi)的企業(yè)由于地理位置相近，高管有更多的機會建立社交網(wǎng)絡及有價值的聯(lián)系，因此會有更多的交流機會，從而形成信息交流式的學習與模仿行為[16].并且，陸蓉和常維[16]、李志生等[17]也均指出地區(qū)內(nèi)不同企業(yè)間的信息交流是上市公司資產(chǎn)結構和信息披露等決策行為地區(qū)同群效應的產(chǎn)生機制.基于上述分析，本文認為地區(qū)內(nèi)高管之間的信息交流是企業(yè)金融化的地區(qū)同群效應產(chǎn)生的重要原因(2)Dougal等[23]、陸蓉和常維[16]、李志生等[17]等現(xiàn)有研究均基于信息獲取型模仿機制探討上市公司投融資決策或信息披露行為地區(qū)同群效應的產(chǎn)生機制.此外，對于競爭性同群而言，相比同行業(yè)內(nèi)上市公司之間的競爭，同地區(qū)內(nèi)非同行業(yè)的企業(yè)之間競爭較小.如果存在部分競爭，其目標大多在于獲取政府補助或稅收優(yōu)惠.然而，考慮到同地區(qū)內(nèi)不同行業(yè)中企業(yè)主營業(yè)務等自身條件存在較大差異，其通過競相投資于金融項目而占據(jù)地區(qū)盈利主導地位的可能性較小.下文中對地區(qū)內(nèi)不同企業(yè)間政府補助差異性與企業(yè)金融化地區(qū)同群效應間關系的探討佐證了本文的猜想，即競爭性模仿機制未在企業(yè)金融化地區(qū)同群效應的產(chǎn)生中起到有效作用..據(jù)此，提出如下研究假設：

H3a地區(qū)內(nèi)高管的信息交流式學習為企業(yè)金融化行為的地區(qū)同群效應提供了基礎.

此外，本文進一步分析了地區(qū)融資約束和地區(qū)金融監(jiān)管在高管信息交流對企業(yè)金融化行為地區(qū)同群效應影響中的調節(jié)作用.彭俞超和黃志剛[3]指出，在信息不對稱的情況下，企業(yè)從銀行獲取融資時將受到一定程度的融資約束.低風險企業(yè)往往更容易獲得銀行的青睞，從而受到較低的融資約束；而高風險企業(yè)則因其未來現(xiàn)金流收入的不確定性較高，相對而言較難獲取信貸資源.在此背景下，難以從銀行獲取直接融資的高風險企業(yè)往往會通過金融市場和影子銀行尋求其他融資渠道.在我國金融市場仍不發(fā)達的情況下，影子銀行成為高風險企業(yè)獲取資金的主要渠道，這也將不斷推升影子銀行的投資收益率(3)Du等[28]研究發(fā)現(xiàn)，在影子銀行收益率不斷提升的同時，受銀行信貸歧視較低的企業(yè)基于盤活資金、提高資金利用效率的需求會將自身從銀行獲取的部分資金投資于影子信貸體系，最終成為高風險企業(yè)的資金提供方.彭俞超和黃志剛[3]在已有文獻的基礎上稱之為“實體中介”，來代指那些將銀行的貸款轉貸給其他企業(yè)的非金融企業(yè)..基于上述文獻，本文認為地區(qū)融資約束對企業(yè)金融化的地區(qū)同群效應的產(chǎn)生具有重要影響.整體而言，地區(qū)金融發(fā)展程度較高、金融機構數(shù)量較多、金融機構提供貸款額較高，則表明該地區(qū)內(nèi)上市公司可獲取的信貸資源越多，其融資約束程度越低.在融資約束程度較低的地區(qū)內(nèi)，由于其資金較為充裕，一旦有部分企業(yè)開始實施金融投資或持有金融資產(chǎn)，地區(qū)內(nèi)的其他企業(yè)可能也會開始模仿實施金融化行為，進而加劇信息獲取性模仿在企業(yè)金融化地區(qū)同群效應中的作用.

進一步地，馬思超和彭俞超[30]通過檢驗地區(qū)金融監(jiān)管對非金融企業(yè)“脫實向虛”行為的影響，發(fā)現(xiàn)較強的金融監(jiān)管對企業(yè)金融資產(chǎn)投資具有顯著的抑制作用.此外，他們還指出，在較強的地區(qū)金融監(jiān)管下，銀行會縮減融資軟約束企業(yè)的信貸從而減少非正規(guī)金融的資金供給，最終降低地區(qū)內(nèi)的企業(yè)金融化水平.因此，本文認為，較強的地區(qū)監(jiān)管可以在一定程度上抑制信息獲取性模仿在企業(yè)金融化地區(qū)同群效應中的作用.綜合上述分析，提出如下研究假設：

H3b1較低的地區(qū)融資約束會加劇信息交流式學習對企業(yè)金融化同群效應的影響.

H3b2較高的地區(qū)金融監(jiān)管程度能夠緩解信息交流式學習對企業(yè)金融化同群效應的影響.

2 研究設計

2.1 模型設定

為檢驗企業(yè)金融化是否存在同群效應，參照Dougal等[23]，本文估計如回歸模型(1)所示.其中，被解釋變量為Fin_Invi,aj,t，表示第t年度地區(qū)a、行業(yè)i中上市公司j的金融化水平；主要解釋變量為刻畫同群效應代理指標(簡寫為p)，包含F(xiàn)in_Invi,-ap,t、Fin_Inv-i,ap,t和Fin_Invi,ap,-j,t，分別表示同行業(yè)不同地區(qū)企業(yè)的金融化平均水平、同地區(qū)不同行業(yè)企業(yè)的金融化平均水平以及同地區(qū)同行業(yè)其他企業(yè)的金融化平均水平.Controlsk, j,t表示一組有關上市公司特征的控制變量，包含上市公司規(guī)模Size、賬面市值比BM、杠桿率Lev、資產(chǎn)收益率ROA、固定資產(chǎn)占比Tangible、總資產(chǎn)增長率Growth、上市年限Age、機構投資者持股比例IO、董事會獨立性水平Board、上市公司是否處于虧損狀態(tài)虛擬變量Loss.為了避免上市公司個體因素和年份異質性因素帶來的影響，模型中還控制了公司個體固定效應和年份固定效應.此外，借鑒Petersen[31]的穩(wěn)健估計方法，本文在公司層面對回歸系數(shù)的標準誤差進行了聚類調整

Fin_Invi,aj,t=β0+β1Fin_Invi,-ap,t+

β2Fin_Inv-i,ap,t+β3Fin_Invi,ap,-j,t+

∑kβk,tControlsk, j,t+εj,t

(1)

為了分析企業(yè)金融化同群效應的產(chǎn)生機制以及行業(yè)和地區(qū)因素的影響作用，分別從行業(yè)層面和地區(qū)層面構建了如回歸模型(2)～模型(5)所示.

Fin_Invi,aj,t=β0+β1Fin_Invi,-ap,t+β2Competitioni,t+β3Fin_Invi,-ap,t×Competitioni,t+

∑kβk,tControlsk, j,t+εj,t

(2)

Fin_Invi,aj,t=β0+β1Fin_Invi,-ap,t+β2Competitioni,t+β3Fin_Invi,-ap,t×Competitioni,t+

β4Ret_Difi,t+β5Fin_Invi,-ap,t×Competitioni,t×Ret_Difi,t+

∑kβk,tControlsk, j,t+εj,t

(3)

Fin_Invi,aj,t=β0+β1Fin_Inv-i,ap,t+β2Informationa,t+β3Fin_Inv-i,ap,t×Informationa,t+

∑kβk,tControlsk, j,t+εj,t

(4)

Fin_Invi,aj,t=β0+β1Fin_Inv-i,ap,t+β2Informationa,t+β3Fin_Inv-i,ap,t×Informationa,t+

β4Finan_Constrainta,t(Monitora,t)+β5Fin_Inv-i,ap,t×Informationa,t×

Finan_Constrainta,t(Monitora,t)+∑kβk,tControlsk, j,t+εj,t

(5)

其中Competitioni,t表示第t年上市公司j所在行業(yè)i的競爭程度；Ret_Difi,t表示第t年上市公司j所在行業(yè)i的投資回報率與同年度金融行業(yè)投資回報率的差距；Informationa,t表示第t年上市公司i所在地區(qū)a內(nèi)高管之間的信息交流便捷程度；Finan_Constrainta,t表示第t年上市公司j所在地區(qū)a的融資約束程度，Monitora,t表示第t年上市公司j所在地區(qū)a的金融監(jiān)管水平.Controlsk, j,t表示一組控制變量，與模型(1)相同.類似地，模型(2)～模型(5)中也控制了公司個體固定效應和年份固定效應.

2.2 變量定義

2.2.1 企業(yè)金融化的度量

現(xiàn)有研究主要從資產(chǎn)和利潤兩個角度度量上市公司從事金融投資活動的程度.就基于資產(chǎn)科目的度量方式而言，Demir[32]采用上市公司披露的流動資產(chǎn)投資等科目衡量企業(yè)金融化行為.借鑒Demir[32]的衡量方式，眾多學者基于中國上市公司的報表格式進一步細化了企業(yè)金融投資的度量方式：彭俞超等[1]采用交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、持有至到期投資5個科目的年末余額之和在上市公司總資產(chǎn)中的占比衡量企業(yè)的金融化；杜勇等[8]進一步將投資性房地產(chǎn)凈額納入企業(yè)金融投資中；彭俞超和黃志剛[3]、馬思超和彭俞超[30]則繼續(xù)引入了衍生金融資產(chǎn)和長期股權投資，使得企業(yè)金融投資的度量范圍更加全面.基于上述已有研究，本文采用資產(chǎn)負債表中交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、投資性房地產(chǎn)和長期股權投資8個科目之和在上市公司總資產(chǎn)中的占比衡量企業(yè)金融化行為.

2.2.2 機制檢驗變量的度量

在檢驗企業(yè)金融化行為行業(yè)同群效應的作用機制時，主要采用如下兩個變量：行業(yè)競爭程度以及上市公司所在行業(yè)與金融行業(yè)收益率的差距.參照先前研究，本文采用赫芬達爾-赫希曼指數(shù)HHI(即行業(yè)內(nèi)各上市公司市場份額的平方和)描述行業(yè)內(nèi)的競爭激烈程度.為便于后文中的實證分析的開展，采用1和HHI的差值(1-HHI)來衡量行業(yè)競爭程度，該數(shù)值越大，表示行業(yè)競爭程度越高.此外，Demir[32]指出，企業(yè)金融化的部分目的是追求利潤最大化，當金融投資收益率顯著高于實體經(jīng)濟投資收益率時，企業(yè)會以金融資產(chǎn)投資代替實體經(jīng)濟投資.并且，張成思和張步曇[4]也指出，追求金融投資的高回報率是我國企業(yè)金融化的主要動機.參照上述研究，本文選取“金融行業(yè)投資回報率與上市公司所在行業(yè)投資回報率之差”衡量上市公司所在行業(yè)收益率與金融行業(yè)收益率之間的差距.

在檢驗企業(yè)金融化地區(qū)同群效應的作用機制時，本文主要使用了上市公司所在地區(qū)管理層信息交流便捷程度、地區(qū)融資約束程度和地區(qū)監(jiān)管程度3個變量.Chen等[33]指出，管理層中的高級管理人員在公司的日常經(jīng)營決策中占據(jù)主導地位.作為聯(lián)結地區(qū)內(nèi)眾多企業(yè)信息交流與協(xié)作的重要平臺，商會這種組織實際上承擔著地區(qū)內(nèi)所認同的意識形態(tài)生產(chǎn)，構建了一種能夠強化地緣關系的地區(qū)性關系型網(wǎng)絡，其能夠開展職業(yè)教育和培訓、行業(yè)統(tǒng)計、收集信息等眾多服務，在地區(qū)內(nèi)不同企業(yè)高管間的交流與合作中發(fā)揮著重要作用.鑒于商會在地區(qū)企業(yè)交流中的重要作用，本文采用各省市商會數(shù)量作為地區(qū)內(nèi)管理層信息交流便捷程度的代理指標.此外，參照“實體中介”理論，認為若地區(qū)內(nèi)融資約束較弱，則地區(qū)內(nèi)的企業(yè)更容易從銀行獲得資金.在此背景下，企業(yè)更有動機通過影子信貸體系將自有閑散資金或銀行信貸資金投資于金融活動中獲取收益.借鑒上述研究結論，本文采用地區(qū)內(nèi)金融機構發(fā)展程度來衡量地區(qū)融資約束水平，選取地區(qū)金融機構資產(chǎn)總額作為地區(qū)融資約束變量的反向代理指標.最后，馬思超和彭俞超[30]指出，嚴格的地區(qū)監(jiān)管可以通過限制商業(yè)銀行放貸和限制上市公司金融業(yè)務的開展兩個渠道減少上市公司的金融化行為.參照馬思超和彭俞超[30]，本文采用各地區(qū)銀監(jiān)會公務員招聘人數(shù)與當期全國公務員招聘人數(shù)之比作為地區(qū)金融監(jiān)管水平的代理變量.

2.3 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選取的初始樣本包含2007年～2019年全部A股上市公司.樣本起始期為2007年，自2007年1月1日起我國實施新的會計準則后，用于計算企業(yè)金融投資變量的指標才可得[1].為保證樣本分布均衡，除制造業(yè)采用二級行業(yè)分類標準外，其余行業(yè)均采用證監(jiān)會2012年一級行業(yè)分類標準進行劃分；地區(qū)則以公司總部所在的省、自治區(qū)或直轄市來劃分(4)限于篇幅，未報告樣本分布情況，留存?zhèn)渌?此外，按照證監(jiān)會2012年一級行業(yè)分類、二級行業(yè)分類以及制造業(yè)2001年二級行業(yè)標準、其余行業(yè)2012年一級行業(yè)分類標準對樣本進行了劃分，結果未發(fā)生實質性變化..參照張成思和張步曇[4]、彭俞超和黃志剛[3]和李志生等[17]，本文按照以下標準對樣本進行了篩選：1)剔除金融類上市公司樣本；2)由于持有投資性房地產(chǎn)不能算作金融投資，故也剔除了房地產(chǎn)行業(yè)的上市公司樣本；3)剔除處于特殊狀態(tài)(ST、*ST、暫停上市、退市)的上市公司樣本；4)剔除某年度地區(qū)或行業(yè)內(nèi)上市公司數(shù)量少于5家的相關樣本；5)剔除數(shù)據(jù)有缺失的樣本.此外，為排除變量極端值對實證結果的影響，對所有的連續(xù)型變量進行了1%和99%分位的縮尾處理.最終，本文使用的樣本中包含24 677個公司-年度樣本.

實證分析過程中使用的財務數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫.機制檢驗部分使用的地區(qū)商會數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫，地區(qū)金融機構總資產(chǎn)數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，衡量地區(qū)監(jiān)管采用的地區(qū)銀監(jiān)會公務員招聘人數(shù)來源于各年度公務員招聘公告.表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結果.

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

由表1可知，上市公司金融投資占比Fin_Invi,aj,t的最小值和最大值分別為0.000和0.499，不同上市公司的金融化水平存在較大差異.不同行業(yè)競爭程度Competitioni,t、不同行業(yè)與金融行業(yè)收益率差距Ret_Difi,t、不同地區(qū)融資約束程度Finan_Constrainta,t以及不同地區(qū)金融監(jiān)管水平Monitora,t也存在明顯差異.此外，本文也分析了主要變量之間的相關性，結果顯示同行業(yè)不同地區(qū)、同地區(qū)不同行業(yè)以及同地區(qū)同行業(yè)上市公司金融化水平的均值均與上市公司自身的金融化水平存在顯著的正相關關系.為了更準確地探究企業(yè)金融化同群效應的存在性，將采用回歸模型(1)做進一步分析.

3 實證結果與分析

3.1 金融化行為同群效應的存在性檢驗

上市公司金融化行為同群效應存在性的檢驗結果見表2.第(1)列～第(3)列分別列示了加入同行業(yè)不同地區(qū)、同地區(qū)不同行業(yè)以及同地區(qū)同行業(yè)上市公司金融化水平和上市公司特征變量后的回歸結果；第(4)列列示了同時加入同行業(yè)不同地區(qū)、同地區(qū)不同行業(yè)上市公司金融化水平以及上市公司特征變量后的回歸結果；第(5)列列示了同時包含3個同群效應指標以及公司特征變量后的回歸結果.結果顯示，F(xiàn)in_Invi,-ap,t、Fin_Inv-i,ap,t和Fin_Invi,ap,-j,t的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正.

表2 金融化同群效應的存在性檢驗

由此可見，同行業(yè)不同地區(qū)、同地區(qū)不同行業(yè)以及同地區(qū)同行業(yè)上市公司的金融化水平均會對上市公司的金融化行為產(chǎn)生顯著影響，即企業(yè)金融化行為無論是在行業(yè)層面還是在地區(qū)層面，均表現(xiàn)出明顯的同群效應，上述結果驗證了研究假設H1.

此外，從表2中可以看出，F(xiàn)in_Invi,-ap,t的系數(shù)均大于Fin_Inv-i,ap,t的回歸系數(shù)，表明行業(yè)層面的同群效應相比地區(qū)層面的同群效應更加強烈.3個同群效應指標中，F(xiàn)in_Invi,ap,-j,t的回歸系數(shù)最小，表明同地區(qū)同行業(yè)企業(yè)金融化帶來的同群效應影響可能最弱，可能是同地區(qū)同行業(yè)中上市公司數(shù)量較少所引致(5)通過對樣本進行統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)樣本期內(nèi)同地區(qū)同行業(yè)上市公司數(shù)量的均值僅為8家..

3.2 金融化行為同群效應的內(nèi)在機制檢驗

前文分析表明，行業(yè)層面企業(yè)金融化同群效應的形成主要源于行業(yè)內(nèi)部的競爭程度，而地區(qū)層面的企業(yè)金融化同群效應則主要源自于地區(qū)內(nèi)上市公司高管之間的信息交流與學習行為.下文將從上述角度對企業(yè)金融化行業(yè)同群效應和地區(qū)同群效應的形成機制展開實證檢驗.

表3第(1)列展示了模型(2)中對行業(yè)層面企業(yè)金融化同群效應產(chǎn)生機制進行探究的回歸結果. 回歸結果表明， 主要觀察變量Fin_Invi,-ap,t×

表3 行業(yè)層面企業(yè)金融化同群效應產(chǎn)生機制

Competitioni,t的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明當上市公司所在行業(yè)的競爭越激烈時，行業(yè)層面的企業(yè)金融化同群效應更加明顯.此外，變量Competitioni,t的回歸系數(shù)也顯著為正，表明當公司所在行業(yè)的競爭越激烈，其實施金融項目投資的動機越強.第(2)列報告了模型(3)中上市公司所在行業(yè)收益率與金融行業(yè)收益率差距對上述關系的調節(jié)結果，收益率差距指標Ret_Difi,t的系數(shù)與三重交乘變量Fin_Invi,-ap,t×Competitioni,t×

Ret_Difi,t的回歸系數(shù)均顯著為正.上述結果表明上市公司所在行業(yè)的收益率比金融行業(yè)收益率越低，行業(yè)競爭程度對企業(yè)金融化同群效應的作用越強.

進一步控制了行業(yè)資產(chǎn)規(guī)模對金融化行業(yè)同群效應的影響.具體而言，行業(yè)平均資產(chǎn)規(guī)模越大，其競爭程度可能更為激烈，因此上述行業(yè)競爭效應的影響可能來源于行業(yè)資產(chǎn)規(guī)模.為排除上述因素的影響，在模型(3)中進一步控制了行業(yè)平均資產(chǎn)規(guī)模Ind_Sizej,t及其與企業(yè)金融化行業(yè)同群指標交乘項Fin_Invi,-ap,t×Ind_Sizej,t的影響.表3第(3)列和第(4)列回歸結果表明，在控制行業(yè)平均資產(chǎn)規(guī)模對企業(yè)金融化行為的影響后，F(xiàn)in_Invi,-ap,t×Competitioni,t的系數(shù)仍顯著為正.上述實證結果驗證了本文的研究假設H2a和假設H2b，即：企業(yè)所在行業(yè)的競爭程度是行業(yè)層面金融化同群效應的潛在機制，且該行業(yè)與金融行業(yè)之間較高的收益率差距會加劇行業(yè)競爭程度對企業(yè)金融化同群效應的影響(6)探究了信息獲取性模仿在企業(yè)金融化的行業(yè)同群效應中的作用.具體而言，分別按照公司規(guī)模、利潤率和市場占有率(公司經(jīng)營收入占行業(yè)營業(yè)收入的比例)對行業(yè)內(nèi)的樣本上市公司進行排序，將排名前30%的公司視為領導者，排名后30%的公司視為跟隨者.在分析行業(yè)領導者(跟隨者)的金融化行為對跟隨者(領導者)的影響時，樣本使用行業(yè)領導者(跟隨者)的子樣本，但計算同行企業(yè)金融化行為時，僅將除本公司之外的所有同行跟隨者(領導者)公司作為同行公司.未列示的回歸結果表明，行業(yè)內(nèi)領導者對跟隨者金融化行為的反應均不顯著，而跟隨者對領導者的反應僅在采用公司規(guī)模進行分組時在10%的水平上顯著為正，其他兩個變量不顯著.上述結果從側面驗證了信息獲取型學習行為在企業(yè)金融化行業(yè)同群效應的產(chǎn)生中不占主要地位..

在分析完企業(yè)金融化行業(yè)同群效應的影響機制后，繼續(xù)分析企業(yè)金融化地區(qū)同群效應的產(chǎn)生機制.表4報告了高管信息交流在企業(yè)金融化地區(qū)同群效應產(chǎn)生過程中發(fā)揮的作用以及地區(qū)融資約束和地區(qū)監(jiān)管水平對上述關系的影響.類似地，本部分還進一步控制了上市公司所在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的影響.具體而言，地區(qū)內(nèi)上市公司高管信息交流對同群效應的作用可能會隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的高低呈現(xiàn)出差異，即高管信息交流的作用可能來源于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，而非其自身.因此，除已有控制變量外，還控制了地區(qū)人均GDP(GDP_Pera,t)及其與金融化地區(qū)同群效應指標交乘項Fin_Inv-i,ap,t×GDP_Pera,t的影響.

表4 地區(qū)層面企業(yè)金融化同群效應產(chǎn)生機制

表4第(1)列的回歸結果表明，主要觀察變量Fin_Inv-i,ap,t×Informationa,t的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明地區(qū)內(nèi)高管之間的信息交流便捷程度越高，企業(yè)金融化的地區(qū)同群效應更強，驗證了研究假設H3a，即地區(qū)內(nèi)高管的信息交流式學習為企業(yè)金融化行為的地區(qū)同群效應提供了基礎.此外，第(2)列報告了模型(5)中地區(qū)融資約束程度的調節(jié)作用.回歸結果顯示，三重交乘變量Fin_Inv-i,ap,t×Informationa,t×Finan_Constrainta,t的回歸系數(shù)顯著為正，表明地區(qū)金融機構資產(chǎn)總額越高(即地區(qū)融資約束程度越低)，高管信息交流便捷程度對企業(yè)金融化同群效應的加劇作用更明顯.Finan_Constrainta,t的回歸系數(shù)顯著為正則表明當?shù)貐^(qū)內(nèi)企業(yè)的融資約束程度越低時，企業(yè)可獲取的資金越多，越有可能產(chǎn)生閑置資金，從而促使企業(yè)將其投資于金融資產(chǎn)，這與彭俞超和黃志剛[3]的研究結論相符.同時，加入地區(qū)金融機構資產(chǎn)總額的影響后，主要變量Fin_Inv-i,ap,t×Informationa,t的系數(shù)絕對值和顯著程度均有所提高，表明地區(qū)內(nèi)信息交流式學習對金融化行為地區(qū)同群效應的影響有所增強.

表4第(3)列為模型(5)中地區(qū)金融監(jiān)管程度調節(jié)作用的回歸結果.地區(qū)金融監(jiān)管程度指標Monitora,t的系數(shù)與三重交叉變量Fin_Inv-i,ap,t×

Informationa,t×Monitora,t的回歸系數(shù)均至少在5%的水平上顯著為負，且引入上述兩個變量之后變量Fin_Inv-i,ap,t×Informationa,t的顯著程度有所下降.該結果表明：一方面，上市公司所在行業(yè)的金融監(jiān)管強度越高，上市公司投資于金融科目上的占比會降低；另一方面，隨著地區(qū)監(jiān)管嚴厲程度越高，高管間信息交流對企業(yè)金融化同群效應的影響會有所減弱.上述結果驗證了研究假設H3b，即：較低的地區(qū)融資約束會加劇信息交流式學習對企業(yè)金融化同群效應的影響，而較高的地區(qū)金融監(jiān)管程度則會緩解上述影響(7)探究了競爭性模仿機制對企業(yè)金融化地區(qū)同群效應的影響.具體而言，基于各地區(qū)內(nèi)上市公司政府補助總額在該公司總資產(chǎn)中的占比，計算了各地區(qū)內(nèi)不同上市公司之間政府補助占比的標準差，以此衡量地區(qū)內(nèi)企業(yè)的競爭程度.該標準差越大，表明地區(qū)內(nèi)不同企業(yè)獲取的政府補助差距越大，企業(yè)間的競爭動機也會更強.基于各地區(qū)內(nèi)不同公司之間政府補助占比的標準差，采用類似于模型(4)的回歸方程探究了地區(qū)內(nèi)企業(yè)間的競爭程度對企業(yè)金融化同群效應的影響.未列示的回歸結果表明地區(qū)內(nèi)企業(yè)間的競爭程度未對企業(yè)金融化的地區(qū)同群效應產(chǎn)生顯著影響..

3.3 金融化行為同群效應的異質性分析

為了更加深入地理解企業(yè)金融化的同群效應，本文進一步對其他可能的影響因素進行了補充性檢驗.具體而言，重點關注公司特征和公司治理兩類因素對企業(yè)金融化同群效應的影響，主要從公司規(guī)模、產(chǎn)權屬性以及董事會獨立性、外部審計質量4個角度開展討論(8)限于篇幅，未列示異質性檢驗的實證結果，留存?zhèn)渌?.

3.3.1 公司特征因素對金融化同群效應的影響

首先，從公司市值來看，分組回歸結果顯示，大市值樣本下企業(yè)金融化的同群效應均更為顯著.此外，分組回歸系數(shù)差異性檢驗的結果也顯示大小市值組間的回歸系數(shù)存在顯著差異.本文認為，相比小市值上市公司，大市值上市公司更有可能獲取銀行貸款，其使用閑置資金從事金融項目投資或參與影子銀行業(yè)務的可能性也更大，當行業(yè)或者地區(qū)內(nèi)部分相同或者類似規(guī)模的上市公司參與金融投資時，會促使其他上市公司也積參與到金融投資中，從而引致行業(yè)或者地區(qū)內(nèi)其他相同或者類似企業(yè)金融投資占比的提升，即加劇企業(yè)金融化.其次，從國有、非國有的產(chǎn)權屬性來看，回歸結果顯示，無論從回歸系數(shù)大小來看，還是從顯著性水平來看，國有企業(yè)樣本下企業(yè)金融化的同群效應均顯著強于非國有樣本中的影響.對于上述結果，本文認為國有企業(yè)在經(jīng)營過程中更多受到政府政策的支持和影響，相比非國有上市企業(yè)，其獲取銀行貸款以及其他渠道資金支持的可能性更高.在此情況下，國有企業(yè)將閑置資金投資于金融項目中的可能性也會更高.更為重要的是，當行業(yè)或者地區(qū)內(nèi)部分國有企業(yè)將閑置資金投資于金融項目時，會激發(fā)其他國有企業(yè)的金融化行為.因此，國有企業(yè)樣本下的企業(yè)金融化同群效應更為強烈.

3.3.2 公司治理因素對金融化同群效應的影響

從內(nèi)部治理來看，本文按照同年度同行業(yè)上市公司董事會中獨立董事占比的中位數(shù)將樣本劃分為高董事會獨立性上市公司樣本組和低董事會獨立性上市公司樣本組.結果顯示，高董事會獨立性樣本中企業(yè)金融化的同群效應更低.上述結果表明較高的董事會獨立性水平能夠有效抑制企業(yè)金融化同群效應給本公司金融化帶來的影響.特別地，這種抑制作用在同行業(yè)不同地區(qū)金融化同群效應上更加顯著(高董事會獨立性樣本下Fin_Inv-i,ap,t的系數(shù)顯著小于低董事會獨立性樣本下的系數(shù)).上述結果表明，有效的內(nèi)部治理能夠規(guī)避對其他企業(yè)(尤其是同行業(yè)其他企業(yè))金融化行為帶來的影響.對于外部治理而言，將樣本企業(yè)劃分為高審計質量樣本組(受國際四大會計師事務所審計)和低審計質量樣本組(未受國際四大會計師事務所審計).結果表明，受國際四大審計的樣本中企業(yè)金融化的同群效應均不顯著，說明有效的外部治理能夠降低企業(yè)金融化同群效應帶來的影響.綜上所述，公司治理因素對企業(yè)金融化的同群效應有著重要影響，較高水平的內(nèi)外部公司治理能夠抑制企業(yè)金融化同群效應帶來的影響.

4 穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性處理

4.1 金融化同群效應存在性的穩(wěn)健性檢驗

為確保結果的穩(wěn)健性，本文主要進行了下述3種穩(wěn)健性檢驗.1)更換金融化衡量指標.參照張成思和張步曇[4]，采用“(投資凈收益+公允價值變動損益+匯兌凈收益+其他綜合收益)/營業(yè)利潤”衡量企業(yè)金融化水平.由檢驗結果可知，主要同群效應指標的回歸系數(shù)仍顯著為正，即表明本文回歸結果較為穩(wěn)??；2)控制潛在的時變行業(yè)因素與地區(qū)因素.參照Liu[34]，在控制上市公司個體固定效應的基礎上，進一步控制了行業(yè)×年份、地區(qū)×年份固定效應，以排除行業(yè)增長機會等隨時間變化的行業(yè)特質因素和地區(qū)經(jīng)濟環(huán)境等隨時間變化的地區(qū)特質因素對實證結果的影響.由回歸結果可知，各主要同群指標的回歸系數(shù)仍顯著為正，與表3相比，結果未發(fā)生實質性變化；3)安慰劑測試.為進一步排除本文回歸結果純粹由變量間的虛假相關性所驅動的可能性，參照Grennan[35]的做法，本文進行了安慰劑檢驗.如果將樣本上市公司隨機分配到一個完全不同于其真實所在地區(qū)和所在行業(yè)的地區(qū)和行業(yè)中，并且根據(jù)隨機分配后的偽地區(qū)和偽行業(yè)重新計算企業(yè)金融化的3項同群指標，同群指標Fin_Invi,-ap,t、Fin_Inv-i,ap,t和Fin_Invi,ap,-j,t若不再顯著，則說明本文所觀察到的結果來自于真實的行業(yè)與地區(qū)同群行為.由回歸結果可知，將上市公司分配至完全不同于其自身真實所在的地區(qū)和行業(yè)后，相應的同群效應指標不再顯著，排除了變量間的虛假相關性(9)由于篇幅原因，穩(wěn)健性結果未能列示，留存?zhèn)渌?.

4.2 內(nèi)生性處理

4.2.1 動態(tài)面板模型

采用以下方法處理實證分析過程中可能存在的內(nèi)生性問題.首先，上市公司金融資產(chǎn)投資占比易受其過去金融資產(chǎn)投資情況的影響，而動態(tài)面板模型則可以考慮過去因素對當前的影響.借鑒莊毓敏等[36]等系列研究，本文構建差分動態(tài)面板模型，將上市公司金融資產(chǎn)投資占比的滯后項引入模型，以期控制相關滯后因素帶來的影響.由表5的回歸結果可知，在控制金融化指標的滯后項后，各同群效應指標仍顯著為正，表明本文結果較為穩(wěn)健.

表5 動態(tài)面板回歸

4.2.2 控制金融行業(yè)收益率的影響

正如研究假設部分所指出的，金融業(yè)與傳統(tǒng)生產(chǎn)行業(yè)利潤率的缺口是驅動企業(yè)從實業(yè)投資轉向金融化的顯著影響因素之一[2].并且，蘇治等[27]也發(fā)現(xiàn)在宏觀經(jīng)濟下行的“新常態(tài)”背景和金融部門利潤率高于實體經(jīng)濟利潤率的現(xiàn)實面前，巨大的生存和發(fā)展壓力會激發(fā)企業(yè)參與金融投資的強烈意愿.因此，金融業(yè)較高的投資收益率可能是吸引非金融企業(yè)開展金融資產(chǎn)投資的重要因素之一.在此情況下，如果上市公司投資收益率越低，則其越有可能開展金融化投資.為進一步排除金融行業(yè)高收益率對于本文觀測到的金融化同群效應的潛在影響(即如果企業(yè)受金融行業(yè)高收益率的驅動，從而不約而同地實施金融化行為，那么本文所觀測到的金融化同群行為將存在虛假結果的可能性)，在已有控制變量的基礎上繼續(xù)加入了金融行業(yè)投資收益率Return_Financet.表6所示的回歸結果顯示，所有同群指標仍顯著為正.此表明，即使控制住了金融行業(yè)高收益率的內(nèi)在驅動因素，非金融企業(yè)金融化行為也確實存在顯著的同群效應(10)為進一步剔除企業(yè)的逐利性同時受到行業(yè)及地域因素的影響，本文在未報告的結果中，進行了相應的檢驗.在控制個體效應、行業(yè)×年份、地區(qū)×年份固定效應的模型中，進一步將金融行業(yè)收益率作為控制變量加入到回歸模型中.上述模型設定的含義為，同時排除企業(yè)逐利因素的影響，以及排除行業(yè)及地域因素帶來的影響.在同時控制住上述潛在因素后發(fā)現(xiàn)，無論從行業(yè)層面來看，還是從地區(qū)層面來看，上市公司金融化的同群效應仍顯著存在.即本文結論不受影響..

表6 控制金融行業(yè)收益率

階和二階序列相關，Hansen Test和Difference-in-Hansen Tests用來驗證GMM估計中水平和差分形式的工具變量是否合法.

4.2.3 控制行業(yè)或地區(qū)共同投資趨勢的影響

由于無法輕易識別企業(yè)采取與行業(yè)或地區(qū)內(nèi)其他企業(yè)相同的投資決策到底是基于對其他企業(yè)的模仿，還是由于同一行業(yè)或地區(qū)面臨相同的投資機會所引致的投資決策趨同，因此會產(chǎn)生內(nèi)生性問題.參照Khan和Tsoukalas[20]，本文在回歸模型(1)中加入了以下行業(yè)內(nèi)以及地區(qū)內(nèi)共同投資因素

Comov(Fin_Inv)i(a),t=

Max(NFin_Inv_increasei(a),t,NFin_Inv_decreasei(a),t)NFin_Inv_increasei(a),t+NFin_Inv_decreasei(a),t

(6)

其中Comov(Fin_Inv)i(a),t用來測度第t年度內(nèi)行業(yè)i(或地區(qū)a)中上市公司金融化的共同趨勢.NFin_Inv_increase為某年度行業(yè)或地區(qū)內(nèi)金融投資占比增加的上市公司數(shù)量，NFin_Inv_decrease為金融投資占比減少的上市公司數(shù)量.上述指標測度的是指定年度和行業(yè)(或地區(qū))內(nèi)金融投資機會增加或減少的公司數(shù)目中的較大者在行業(yè)(或地區(qū))內(nèi)所有公司中的占比.金融投資機會增加或減少的上市公司數(shù)目較多，則表明該年度該行業(yè)(或地區(qū))內(nèi)共同投資趨勢的上升或下降.

由表7可知，加入行業(yè)共同投資趨勢因素Comov(Fin_Inv)i,t以及地區(qū)共同投資趨勢因素Comov(Fin_Inv)a,t后，同群指標Fin_Invi,-ap,t、Fin_Inv-i,ap,t和Fin_Invi,ap,-j,t的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正.該結果表明，在控制行業(yè)與地區(qū)共同投資趨勢因素后，無論從行業(yè)層面來看，還是從地區(qū)層面來看，上市公司金融化的同群效應仍顯著存在.

表7 加入共同投資趨勢指標

4.2.4 工具變量法

在前述分析中，本文控制了企業(yè)的逐利性以及潛在的行業(yè)因素和地域因素對于研究結果的影響.參照Leary和Roberts[11]的做法，繼續(xù)使用工具變量，同時剔除企業(yè)的逐利行為以及潛在的行業(yè)與地區(qū)因素的影響，以期更加嚴格地同時控制相應的外部因素對實證結果的潛在影響.參照Leary和Roberts[11]，計算了公司層面的特有收益，同時剔除了金融市場收益、行業(yè)層面以及地區(qū)層面的共同外部因素影響.所獲取的公司層面的特有收益可以較好的滿足工具變量的選擇要求：1)公司層面特有收益與內(nèi)生變量具有相關性，公司的特有收益與公司的金融投資決策顯著相關；2)具有外生性，公司特有收益計算過程中同時剔除了金融市場收益、行業(yè)層面以及地區(qū)層面的共同外部因素影響，可以更為清晰地反映公司的自身基本情況.具體而言，本文采用模型(7)計算年度內(nèi)企業(yè)各月的特質性收益

ri,aj,m=αi,aj,m+βMarket(yMarketm-rfm)+

βIndustry(yIndustry_peeri,-a,m-rfm)+

βArea(yArea_peer-i,a,m-rfm)+εi,aj,m

(7)

其中ri,aj,m為處于i行業(yè)a地區(qū)的個體j的股票收益率，yMarketm為m月的股票市場收益率(用以表示金融行業(yè)平均收益率)，yIndustry_peeri,-a,m為個體j同行業(yè)企業(yè)(不包含同地區(qū)其他個體)在m月的平均股票收益率，yArea_peer-i,a,m為個體j同地區(qū)企業(yè)(不包含同行業(yè)其他個體)在m月的平均股票收益率，rfm為m月的無風險收益率.采用(m-36,m-1)的36個月作為滾動估計窗口，可以獲取m月時點的方程估計系數(shù).利用m月的真實收益率減去通過方程獲取的預測期望收益率，可以獲取該個體在m月的殘差估計量，即企業(yè)j在第m月的特有收益.隨后，將各年度內(nèi)月度數(shù)值取平均，即可獲得企業(yè)年度股票特有收益率.最后，按照同樣的方法，采用企業(yè)年度特有收益率，分別計算個體j同行業(yè)不同地區(qū)的企業(yè)年度特有收益均值以及同地區(qū)不同行業(yè)的企業(yè)年度特有收益均值，并將其作為本文的工具變量.利用上述公司特質收益構造的工具變量，分別繼續(xù)檢驗了上市公司金融化的行業(yè)同群效應與地區(qū)同群效應.具體結果見表8.

表8 工具變量法

從表8的(1)和(3)所代表的第一階段回歸中可以發(fā)現(xiàn)，本文所構造的工具變量對相應的行業(yè)同群變量以及地區(qū)同群變量的影響顯著為正，符合相應的預期，即企業(yè)的特有收益越高，企業(yè)將會存在更多的金融投資決策.表8中的(2)和(4)為第二階段的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)，相應的工具變量估計系數(shù)仍然顯著為正，表明當控制住企業(yè)逐利性以及潛在的行業(yè)和地域影響后，無論從行業(yè)層面來看，還是從地區(qū)層面來看，上市公司金融化的同群效應依然顯著存在.此外，本文的弱工具變量的檢驗結果遠大于10，拒絕了存在弱工具變量的原假設，符合經(jīng)驗法則.綜上所述，當將上市公司金融化的行業(yè)同群效應以及地區(qū)同群效應分別作為主要探究問題時，采用相應的工具變量進行回歸后，本文的結論仍然顯著存在.在排除相應的共同外部因素后，本文相應的結論仍然顯著存在.

4.2.5 排除分選效應的影響

企業(yè)行為的地區(qū)聯(lián)動效應也可能來自于分選效應[17]，即企業(yè)金融化與地區(qū)層面企業(yè)金融化水平的顯著相關性可能來自于同類企業(yè)的集聚，而非同群效應.具體而言，如果新上市公司參照地區(qū)內(nèi)已上市公司的金融化水平來選擇自身上市注冊的地點，也有可能引致上市公司自身金融化水平與地區(qū)內(nèi)其他上市公司金融化水平顯著相關.為避免上述“集聚效應”對本文實證結果的影響，選取研究區(qū)間內(nèi)的新上市公司作為研究樣本，分析其上市前一年度所在地區(qū)上市公司金融化水平均值對新上市公司上市年度的金融化水平的影響.由表9可知，F(xiàn)in_Inv-i,ap,t-1和Fin_Invi,ap,-j,t-1的回歸系數(shù)均不顯著，表明新上市公司上市年度的金融化水平不受其注冊地前一年度上市公司金融化水平的影響.上述結果可在一定程度上緩解企業(yè)金融化的地區(qū)集聚效應帶來的影響，驗證了本文結果的穩(wěn)健性.

表9 剔除上市地點自選擇性帶來的“集聚效應”

5 結束語

已有的關于企業(yè)金融化的研究均基于企業(yè)獨立決策開展，目前尚未有研究關注到企業(yè)之間金融化行為的相互作用.不同于已有研究，本文以2007年～2019年我國A股上市公司為樣本，實證檢驗了企業(yè)金融化中行業(yè)同群效應和地區(qū)同群效應的存在性及其形成機制.研究結果表明，我國上市公司的金融化行為存在顯著的行業(yè)同群效應和地區(qū)同群效應，即公司的金融投資占比會受到同行業(yè)和同地區(qū)其他上市公司金融投資行為的影響.機制分析的結果顯示，企業(yè)所在行業(yè)的競爭程度是行業(yè)層面金融化同群效應的潛在機制，且該行業(yè)與金融行業(yè)之間較高的收益率差距會加劇行業(yè)競爭程度對企業(yè)金融化同群效應的影響；對于企業(yè)金融化的地區(qū)同群效應，地區(qū)內(nèi)高管的信息交流式學習是其產(chǎn)生的主要原因，較低的地區(qū)融資約束會加劇信息交流式學習對企業(yè)金融化地區(qū)同群效應的影響，較高的地區(qū)金融監(jiān)管程度則能夠緩解信息交流式學習的影響.進一步地，本文還發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模、公司產(chǎn)權屬性和公司治理水平對企業(yè)金融化的同群效應存在顯著影響，大規(guī)模企業(yè)、國有企業(yè)下的金融化同群效應更為明顯，而較強的監(jiān)督機制(如較強的董事會獨立性、采用國際四大會計師事務所進行審計)則有助于抑制企業(yè)金融化的同群效應.

本文研究結論的政策啟示在于，企業(yè)金融化現(xiàn)象的產(chǎn)生并非只是企業(yè)自身獨立決策或者外部經(jīng)濟政策變動所致的結果，同群企業(yè)的金融投資行為也是加劇我國目前上市公司爭相追逐金融投資、持有金融資產(chǎn)的重要原因.因此，在資本市場發(fā)展尚不完善的現(xiàn)狀下，如何有效發(fā)揮地區(qū)金融監(jiān)管的作用、穩(wěn)步推進異質性企業(yè)之間融資門檻的降低是當前抑制企業(yè)金融化同群效應不利影響以及緩解實體經(jīng)濟“脫實向虛”的關鍵所在.此外，國家也應積極引導資金回歸實體領域.例如，加大對科技的投入、提高產(chǎn)出效率，增強自主創(chuàng)新能力與創(chuàng)新的示范效應，增強金融業(yè)為實體經(jīng)濟服務的能力，進行部分稅收減免，提高實體經(jīng)濟的利潤率，為實體企業(yè)營造更好的發(fā)展環(huán)境，進而從源頭引導更多資金進入實體經(jīng)濟建設.同時，監(jiān)管部門也要加強對資本運作的監(jiān)管，促進各監(jiān)管部門的協(xié)調聯(lián)動，提高監(jiān)管規(guī)則一致性，減少套利空間.對于實業(yè)企業(yè)開展金融投資，要嚴格執(zhí)行牌照準入制度，嚴格執(zhí)行監(jiān)管要求，依法依規(guī)、審慎經(jīng)營.