企業(yè)金融化與股價“同漲同跌”現(xiàn)象

趙林丹 梁 琪

一、引 言

自2012年以來，我國政府多次在重要會議或場合強調(diào)“脫實向虛”現(xiàn)象嚴重阻礙了中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。企業(yè)金融化是經(jīng)濟“脫實向虛”在微觀層面的重要表現(xiàn)之一，近年來實體企業(yè)持有金融資產(chǎn)比重持續(xù)上升(顧雷雷等，2020)，表明實體企業(yè)可能存在脫離日常生產(chǎn)經(jīng)營和經(jīng)濟活動重心而由實體領(lǐng)域向金融領(lǐng)域轉(zhuǎn)移的趨勢。實體經(jīng)營變得困難和利潤率下降是企業(yè)金融化的主要原因(Demir，2009；杜勇等，2017)，企業(yè)金融化或是出于資金管理的預(yù)防性動機來應(yīng)對實體發(fā)展困境，或是出于利潤追逐的投機性動機而取代主營業(yè)務(wù)。經(jīng)濟政策不確定性和宏觀審慎政策等宏觀因素以及CEO金融背景和企業(yè)社會責任等微觀因素會對企業(yè)金融化產(chǎn)生影響(彭俞超等，2018a；杜勇等，2019；顧雷雷等，2020；馬勇和陳點點，2020)。企業(yè)金融化可能會引發(fā)負面經(jīng)濟后果，其阻礙了實業(yè)投資(張成思和張步曇，2016)，抑制了企業(yè)創(chuàng)新(郝項超，2020)，削弱了企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績(杜勇等，2017)，可能提高企業(yè)的杠桿率(劉貫春等，2018)以及加大企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險(黃賢環(huán)等，2018)，等等。

大多數(shù)文獻集中于探討企業(yè)金融化影響企業(yè)自身經(jīng)營方面的問題，而對于企業(yè)金融化影響金融體系穩(wěn)定的研究并不多。Minsky和Hyman(1986)提出，企業(yè)金融化增加了經(jīng)濟的脆弱性和不穩(wěn)定性，將經(jīng)濟帶向更加脆弱的、沒有積累過程支持的金融結(jié)構(gòu)，危害經(jīng)濟的健康運行?，F(xiàn)有研究從資產(chǎn)價格泡沫(成思危，2015)和風(fēng)險傳染(王永欽等，2015)等角度闡述了企業(yè)金融化影響金融體系穩(wěn)定的渠道①資產(chǎn)價格泡沫渠道是指，企業(yè)金融化導(dǎo)致資金不斷流入虛擬部門，誘發(fā)價格泡沫，進而引起金融系統(tǒng)的不穩(wěn)定；風(fēng)險傳染渠道是指，部分企業(yè)從銀行貸款并投向金融活動，如果發(fā)生金融資產(chǎn)大幅減值，則可能引起連鎖反應(yīng)，導(dǎo)致金融化的企業(yè)陷入財務(wù)困境，進而將風(fēng)險傳染至處于貸款源頭的銀行體系。。彭俞超等(2018b)在此基礎(chǔ)上從金融資產(chǎn)內(nèi)在價值的角度出發(fā)，研究了金融投資行為“捂盤”對股價崩盤風(fēng)險的影響，即從新的渠道研究引發(fā)金融市場不穩(wěn)定的投資行為。資本市場股價“同漲同跌”現(xiàn)象作為股價崩盤風(fēng)險之外的另一種金融不穩(wěn)定的表現(xiàn)形式，是否也將受到企業(yè)金融化的影響？目前，鮮有文獻從企業(yè)金融化影響企業(yè)自身的股價信息含量出發(fā)來研究由此引發(fā)的股價“同漲同跌”風(fēng)險對金融市場穩(wěn)定造成的影響②現(xiàn)實生活中上市企業(yè)利用金融化手段隱藏企業(yè)特質(zhì)信息的案例真實存在，如2013年中糧屯河(600737)在公司業(yè)績巨額虧損的前提下，將占凈資產(chǎn)50.72%的資金(30.71億元)投入理財產(chǎn)品，一方面利用短期業(yè)績的增長來隱瞞其主營業(yè)務(wù)的虧損，另一方面借此掩護大股東三次減持股份(王貞潔和徐靜，2020)。。企業(yè)金融化與資本市場“同漲同跌”現(xiàn)象之間究竟是否存在關(guān)聯(lián)？若存在關(guān)聯(lián)則其會沿著怎樣的傳導(dǎo)路徑產(chǎn)生作用？本文將就此展開研究。

本文嘗試從信息披露和委托代理的視角研究上述問題。本文提出了企業(yè)金融化影響股價同步性的信息機制和公司治理機制，并根據(jù)2008—2018年上市公司的金融化數(shù)據(jù)和股價同步性數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。主要結(jié)論有：第一，企業(yè)金融化與股價同步性之間存在U型關(guān)系，隨著企業(yè)金融化程度的提高，股價同步性先下降后上升。第二，信息披露質(zhì)量提高會增強企業(yè)金融化與股價同步性之間的負向關(guān)系，委托代理問題惡化會影響企業(yè)金融化與股價同步性之間的負向關(guān)系，甚至使之發(fā)生反轉(zhuǎn)。第三，企業(yè)金融化與股價同步性之間的關(guān)系在不同市場態(tài)勢和外部環(huán)境不確定性下存在異質(zhì)性。本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩方面。第一，利用綜合金融化指標體系，研究企業(yè)金融化與股價同步性之間的關(guān)系?；谛畔C制和公司治理機制發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)金融化的“披露效應(yīng)”大于“遮掩效應(yīng)”時，企業(yè)金融化有助于降低資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險；當企業(yè)金融化的“遮掩效應(yīng)”大于“披露效應(yīng)”時，企業(yè)金融化將會加劇資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險，不同于以往大多數(shù)文獻，本文同時揭示了企業(yè)金融化的利與弊。第二，本文以企業(yè)金融化這一獨特視角，研究了近年來的企業(yè)金融化趨勢對資本市場風(fēng)險可能帶來的影響。本文在彭俞超等(2018b)探討企業(yè)金融化影響資本市場股價崩盤風(fēng)險的基礎(chǔ)上做出了增量貢獻，研究了企業(yè)金融化如何影響股價“同漲同跌”風(fēng)險以及其中的傳導(dǎo)路徑，豐富和拓展了微觀層面防范資本市場風(fēng)險的理論與途徑，有助于理解新常態(tài)下企業(yè)金融化決策對優(yōu)化資源配置、維護資本市場穩(wěn)定和推動經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展的重要作用。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）文獻回顧

股價同步性(Stock Price Synchrnicity)用于衡量單個公司股價變動與資本市場平均變動之間的關(guān)聯(lián)性，即所謂的股價“同漲同跌”現(xiàn)象。當公司股價變動與市場整體股價變動擬合程度越高時，股價同步性越高；反之，股價同步性則越低。部分學(xué)者對多個國家的股價同步性進行過研究，其結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國上市公司的股價同步性位居前列(Morck等，2000；田高良等，2019)。在實踐中，金融危機爆發(fā)通常伴隨“千股跌停”，危機爆發(fā)前系統(tǒng)性風(fēng)險的累積通常伴隨“千股漲?！保@種證券市場股價聯(lián)動的極端現(xiàn)象對防范系統(tǒng)性風(fēng)險具有極大威脅。因此，降低股價同步性能夠平衡資本市場的異常波動，減小資本市場出現(xiàn)“同漲同跌”的風(fēng)險，最終有利于穩(wěn)定資本市場。影響股價同步性的因素有很多，比如宏觀層面的投資者保護制度(Morck等，2000)、賣空限制制度(Bris等，2007)、會計準則建設(shè)(Kim和Shi，2012)；比如微觀層面的分析師跟蹤(Piotroski和Roulstone，2004)、機構(gòu)投資者(Ding等，2013)、股權(quán)結(jié)構(gòu)(Gul等，2010)等。這些影響因素實質(zhì)上揭示了企業(yè)信息披露質(zhì)量對股價同步性的影響。當企業(yè)的信息披露質(zhì)量較低，并且外部人獲取信息的成本過高時，處于信息劣勢的投資者將做出逆向選擇，他們不再花費過多精力和成本去搜集基本面信息，而是將好壞企業(yè)混同對待，并將整個市場的平均質(zhì)量納入其對單個企業(yè)的考慮中，從而產(chǎn)生類似“檸檬市場”或“劣幣驅(qū)逐良幣”的結(jié)果。此時，決定股價波動的不再是與企業(yè)基本面密切相關(guān)的特質(zhì)信息的變化，而是整個市場信息的變化，從而導(dǎo)致股價呈現(xiàn)較高的同步性。Chan和Hameed(2006)就曾強調(diào)，對于新興市場而言，上市企業(yè)較低的信息透明度以及由此導(dǎo)致的過高信息收集成本是股價呈現(xiàn)“同漲同跌”特征的主要原因。

20世紀80年代以來，發(fā)達國家經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)明顯的金融化趨勢，金融化逐漸成為學(xué)術(shù)界研究的熱點問題之一。我們將微觀層面的金融化現(xiàn)象稱之為企業(yè)金融化(Corporate Financialization)，這里借鑒廣泛接受的Krippner(2005)的定義，是指企業(yè)利潤的獲取越來越多地依賴于金融渠道而非貿(mào)易和商品生產(chǎn)渠道。關(guān)于企業(yè)金融化的經(jīng)濟后果，現(xiàn)有研究主要關(guān)注金融化對企業(yè)自身經(jīng)營的影響，其主要表現(xiàn)在以下幾個方面。(1)固定資產(chǎn)或研發(fā)創(chuàng)新等實體領(lǐng)域投資。張成思和張步曇(2016)、Tori和Onaran(2018)均發(fā)現(xiàn)金融化降低了企業(yè)的實業(yè)投資率，擠出了企業(yè)固定資產(chǎn)等實物資本投資；劉貫春(2017)則認為金融資產(chǎn)持有份額有助于推動未來時期的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，而金融渠道獲利則呈現(xiàn)抑制效應(yīng)；郝項超(2020)則發(fā)現(xiàn)企業(yè)委托理財?shù)慕鹑诨袨閷?dǎo)致了創(chuàng)新質(zhì)量顯著下降。(2)經(jīng)營業(yè)績。杜勇等(2017)發(fā)現(xiàn)金融化抑制了實物投資和研發(fā)創(chuàng)新，從而損害了企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績；王紅建等(2017)則認為實體企業(yè)通過配置金融資產(chǎn)獲得了超額回報率，從而提升了企業(yè)下一期經(jīng)營業(yè)績。(3)資本結(jié)構(gòu)。劉貫春等(2018)的研究表明，金融資產(chǎn)持有份額上升有助于降低企業(yè)杠桿率，而金融渠道獲利增加顯著推升了企業(yè)杠桿率；吳軍和陳麗萍(2018)認為，上市公司金融資產(chǎn)配置比例的提高對降杠桿具有正面作用，而非上市公司金融資產(chǎn)配置比例的提高對降杠桿具有負面影響。(4)財務(wù)風(fēng)險。黃賢環(huán)等(2018)認為，金融資產(chǎn)配置總額越大，企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險就越大。其細分資產(chǎn)期限還發(fā)現(xiàn)，短期金融資產(chǎn)表現(xiàn)為“蓄水池效應(yīng)”，能夠減少企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險，而長期金融資產(chǎn)擠出了主業(yè)投資資金，增加了企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險。

通過文獻梳理，我們發(fā)現(xiàn)學(xué)者們對企業(yè)金融化影響企業(yè)自身經(jīng)營的研究尚存在分歧，這可能源于企業(yè)金融化的不同動機，并且鮮有文獻突破現(xiàn)有研究的視角來探討企業(yè)金融化可能給金融市場穩(wěn)定造成的影響。彭俞超等(2018b)通過研究發(fā)現(xiàn)，上市公司為了隱藏負面信息而持有金融資產(chǎn)會提升企業(yè)股價崩盤的概率，從而揭示出了經(jīng)濟“脫實向虛”引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險的一條路徑。關(guān)于股價同步性的研究已經(jīng)取得較為豐富的成果，并且普遍認為信息披露質(zhì)量是影響股價同步性的重要機制?；趦深愇写韱栴}，大股東和管理層為了實現(xiàn)自身利益最大化，有能力也有條件故意操控信息披露質(zhì)量的好壞。因此，在“脫實向虛”現(xiàn)實背景下，由于委托代理問題的普遍存在，大股東和管理層也可能出于不同的金融化動機實施自利行為，操控信息披露質(zhì)量，進而對股價同步性產(chǎn)生影響。本文將從信息機制和公司治理機制的視角切入，探討企業(yè)金融化究竟是減少了還是增加了資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險。

（二）研究假設(shè)

1. 企業(yè)金融化與股價同步性之間的關(guān)系

金融化動機是衡量企業(yè)主營業(yè)務(wù)與金融化是否匹配的重要影響因素。企業(yè)金融化的動機可以歸納為預(yù)防性動機(Duchin等，2017)和投機性動機(Demir，2009)，企業(yè)出于不同動機的金融化可能導(dǎo)致截然相反的經(jīng)濟后果。本文基于預(yù)防性動機和投機性動機提出研究假設(shè)。

一方面，基于預(yù)防性動機的企業(yè)金融化能夠提高企業(yè)信息披露質(zhì)量，主要表現(xiàn)出“披露效應(yīng)”。第一，企業(yè)金融化在資金管理方面具有較大的靈活性。金融化為企業(yè)儲備資金提供了多樣化的渠道，減少了對外源融資的過度依賴(Stulz，1996)，同時緩沖了資金鏈斷裂對企業(yè)經(jīng)營造成的不利沖擊。金融資產(chǎn)較強的變現(xiàn)能力和較低的調(diào)整成本有利于企業(yè)把握實體投資機遇，增強主營業(yè)務(wù)優(yōu)勢；有利于增加基本面特質(zhì)信息的披露，股價同步性程度將得以降低。第二，企業(yè)金融化還可以獲得較高的回報率，直接擴大了企業(yè)收入來源。在主營業(yè)務(wù)狀態(tài)向好時，增加的金融收益可以直接改善資產(chǎn)負債表，增強企業(yè)償債能力(Theurillat等，2010)，起到了“錦上添花”的作用，此時企業(yè)更有動機如實披露企業(yè)經(jīng)營狀況；當主營業(yè)務(wù)狀態(tài)不容樂觀時，金融收益可以起到緩沖作用，金融投資成為維持企業(yè)盈利能力的替代方式，一定程度上減輕了企業(yè)經(jīng)營活動較為糟糕的壓力(Baud和Durand，2012)，進而防止企業(yè)經(jīng)營效益下滑對信息披露造成影響，起到了“雪中送炭”的作用，金融化能夠減少企業(yè)為了隱藏主營業(yè)績不佳而違規(guī)披露的動機①由于信號傳遞作用，已有研究表明(張兵等，2009；Cheung等，2010)財務(wù)狀況或經(jīng)營狀況越好的公司信息披露水平越高，而且與財務(wù)狀況差的公司相比，財務(wù)狀況好的公司進行財務(wù)舞弊的動機也更弱。。

另一方面，基于投機性動機的企業(yè)金融化可能惡化委托代理狀況，主要表現(xiàn)出“遮掩效應(yīng)”。第一，企業(yè)金融化加劇了管理層和股東之間的委托代理問題。管理層出于期權(quán)性薪酬契約和在職消費的考慮(Xu等，2014)，有動機利用復(fù)雜的手段隱藏企業(yè)負面信息?；谄髽I(yè)對于金融投資“重獎輕罰”的處理方式(徐經(jīng)長和曾雪云，2010)以及金融投資收益超出實體投資的現(xiàn)實情況，管理層的投資視野短期化，更傾向于通過企業(yè)金融化分享金融業(yè)的超額回報率，忽視有利于企業(yè)長遠發(fā)展的實體投資(張成思和張步曇，2016)，部分實體企業(yè)逐漸從“多元化投資者”轉(zhuǎn)變?yōu)椤百Y本套利者”。金融業(yè)高回報率和企業(yè)對金融投資獎懲機制的不完善，改變了管理層目標，惡化了管理層和股東之間的代理狀況，管理層隱藏主營業(yè)務(wù)遭到削弱的動機增強，影響信息披露質(zhì)量，進而提高了股價同步性。第二，企業(yè)金融化加劇了大股東與小股東之間的委托代理問題。由于中國上市企業(yè)股權(quán)集中度較高，較大概率會引發(fā)大小股東之間的委托代理問題，大股東具有通過資金占用、股票回購和關(guān)聯(lián)交易等方式轉(zhuǎn)移企業(yè)資源的動機和能力(柳建華等，2008)，金融化可以為大股東侵占小股東利益的“掏空”行為提供便利，導(dǎo)致企業(yè)未來盈利能力惡化，企業(yè)信息披露環(huán)境變差，進而提高股價同步性。因此，如果企業(yè)金融化出于投資性動機，本質(zhì)上體現(xiàn)了管理層和大股東的機會主義，且企業(yè)金融化與信息隱藏行為本質(zhì)上都歸屬于管理層和大股東的自利行為，兩者在動因上具有一致性(盧闖等，2019)，企業(yè)金融化程度越高，委托代理問題帶來的信息隱藏現(xiàn)象越嚴重，股價同步性也就越高。

綜上所述，基于預(yù)防性動機的金融化，能夠提高信息披露質(zhì)量，其“披露效應(yīng)”大于“遮掩效應(yīng)”，從而有助于降低股價同步性，緩解資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險；基于投機性動機的金融化，導(dǎo)致委托代理狀況惡化，其“遮掩效應(yīng)”大于“披露效應(yīng)”，從而提高股價同步性，加劇資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險。基于預(yù)防性動機的金融化以服務(wù)主營業(yè)務(wù)為宗旨，金融化并不會達到削弱主營業(yè)務(wù)的程度，企業(yè)經(jīng)營的重心仍圍繞實體生產(chǎn)活動，所以基于預(yù)防性動機的金融化程度通常處于較低的范圍內(nèi)；基于投機性動機的金融化帶有強烈的逐利性，容易忽略主營業(yè)務(wù)的長遠發(fā)展，企業(yè)為了一味追求較高的利潤更容易出現(xiàn)金融化程度過高的傾向，企業(yè)經(jīng)營重心逐漸偏離實體生產(chǎn)活動，并將大量的人力物力財力投入到金融領(lǐng)域，因此，基于投機性動機的金融化程度通常較高?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)H1，并繪制了企業(yè)金融化影響股價同步性的作用機制示意圖(如圖1所示)。

圖1 作用機制示意圖

H1：隨著企業(yè)金融化程度的增加，企業(yè)金融化的動機由預(yù)防性主導(dǎo)逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橥稒C性主導(dǎo)，對股價同步性呈現(xiàn)先抑制后促進的作用，即兩者呈U型關(guān)系。

2. 信息機制與公司治理機制

由上述分析可知，當企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)出“披露效應(yīng)”時，它能夠降低股價同步性；當企業(yè)的金融化程度過高，導(dǎo)致企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)出“遮掩效應(yīng)”時，兩者之間的關(guān)系發(fā)生反轉(zhuǎn)，企業(yè)金融化程度繼續(xù)提高將導(dǎo)致股價同步性上升。那么，企業(yè)金融化具體通過怎樣的傳導(dǎo)路徑來影響股價同步性呢？本文分析了以下兩種途徑并提出了相應(yīng)的研究假設(shè)。

當企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)出“披露效應(yīng)”時，出于預(yù)防性動機的金融化對于企業(yè)主營業(yè)務(wù)產(chǎn)生積極影響，一方面，企業(yè)充分利用閑置資金為未來優(yōu)質(zhì)的實體投資項目儲備資金，避免投資不足或投資過度等非效率投資，這有利于增強主營業(yè)務(wù)長期優(yōu)勢；另一方面，金融資產(chǎn)持有期間獲得的較高投資收益可以直接“美化”財務(wù)報表或者緩解財務(wù)困境。主營業(yè)務(wù)具備長期優(yōu)勢以及主業(yè)經(jīng)營狀況向好有利于信息披露質(zhì)量的提高，此時大股東或管理層需要隱藏的不利信息較少，進行違規(guī)披露的動機也較弱。因此，出于預(yù)防性動機的金融化服務(wù)于主營業(yè)務(wù)，直接帶來了信息披露質(zhì)量的提高，增加了股價中的企業(yè)特質(zhì)信息含量，降低了投資者與上市企業(yè)的信息不對稱程度。出于預(yù)防性動機的金融化對主營業(yè)務(wù)有強烈的輔助性作用，不會“喧賓奪主”，金融化程度不會處于過高的范圍內(nèi)，這對于企業(yè)金融化影響股價同步性起到了重要傳導(dǎo)作用。我們將上述作用路徑歸納為信息機制，為了驗證信息機制，本文提出了研究假設(shè)H2。

H2：較高的信息披露質(zhì)量能夠抑制金融化的“遮掩效應(yīng)”，強化金融化的“披露效應(yīng)”，促使企業(yè)金融化與股價同步性的負向關(guān)系更顯著。

當企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)出“遮掩效應(yīng)”時，出于投機性動機的金融化對于企業(yè)主營業(yè)務(wù)反而具有消極影響。相對于直接作用于信息機制的“披露效應(yīng)”，“遮掩效應(yīng)”更加強化了委托代理問題對信息隱藏造成的影響，進而作用于股價同步性。無論是管理層和股東之間的代理問題，還是大股東與小股東之間的代理問題，出于投機性動機的金融化本質(zhì)上都體現(xiàn)了管理層和大股東的機會主義，加劇了管理層短視和大股東“掏空”行為。金融化的出現(xiàn)為上述行為提供了新的工具手段，企業(yè)主營業(yè)務(wù)長期競爭優(yōu)勢將遭到削弱。為了隱藏主營業(yè)務(wù)遭到削弱等企業(yè)負面信息，管理層和大股東故意操控信息披露質(zhì)量的動機增強，信息披露質(zhì)量變差，企業(yè)特質(zhì)信息被隱藏，股價同步性上升。此時，基于委托代理理論，企業(yè)金融化與信息隱藏行為本質(zhì)上都屬于管理層和大股東的自利行為，對股價同步性的影響在動因上具有一致性。出于投機性動機的金融化帶有強烈的逐利性，更容易失控而處于過高的范圍內(nèi)，這對于企業(yè)金融化影響股價同步性起到了重要傳導(dǎo)作用。我們將上述作用路徑歸納為公司治理機制，為了驗證公司治理機制，本文提出了研究假設(shè)H3。

H3：較嚴重的委托代理問題能夠抑制金融化的“披露效應(yīng)”，強化金融化的“遮掩效應(yīng)”，促使企業(yè)金融化與股價同步性的負向關(guān)系更弱，甚至可能發(fā)生反轉(zhuǎn)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008—2018年滬深A(yù)股上市企業(yè)作為研究對象。選取2008年作為起始年份，主要出于以下考慮：其一，自2007年起我國頒布了全新的會計準則；其二，上市企業(yè)“董、監(jiān)、高”個人特征里的職業(yè)背景和金融背景的原始數(shù)據(jù)起始于2008年，故為了保證企業(yè)金融化指標統(tǒng)計口徑的一致性及可比性而選擇2008年作為起始年份。本文對初始數(shù)據(jù)進行了如下處理：(1)刪除金融業(yè)樣本；(2)刪除數(shù)據(jù)缺失樣本；(3)刪除異常值；(4)在計算股價同步性指標時，刪除了每年交易周數(shù)小于30的樣本，以便有效估計。篩選之后，本文最終得到了22645個企業(yè)-年份觀測值。本文使用的數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1. 企業(yè)金融化的度量

本文的解釋變量是企業(yè)金融化(Fin)。現(xiàn)有文獻多從定性或單一指標來刻畫企業(yè)金融化(Demir，2009；張成思和張步曇，2016；彭俞超等，2018b)，缺少綜合評價的方法來衡量企業(yè)金融化的程度和趨勢。本文從微觀層面構(gòu)建了企業(yè)金融化指數(shù)體系，該體系涵蓋股權(quán)維度、管理層維度、金融活動維度和利潤積累維度四個維度；經(jīng)過測算發(fā)現(xiàn)，近年來我國非金融企業(yè)的金融化程度總體上呈現(xiàn)穩(wěn)定且持續(xù)的上升態(tài)勢(梁琪和趙林丹，2020)。

2. 股價同步性的度量

本文的被解釋變量是股價同步性(Syn)，相關(guān)指標的度量借鑒Morck等(2000)和許年行等(2011)的研究。首先使用如下模型來估計個股的R2：

其中，ri,t為個股i第t周的收益率；rm,t為市場指數(shù)第t周的收益率；rI,t為行業(yè)I第t周的收益率。

這里采用中國證監(jiān)會2012版行業(yè)分類標準，度量方法為：

其中，ωj,t為股票j在行業(yè)I中的權(quán)重，用A股流通市值來度量。

然后，再對R2做以下單調(diào)變化，得到企業(yè)i的股價同步性指標：

因為R2介于0和1之間，通過對數(shù)變換，股價同步性指標的分布范圍更廣，更貼近正態(tài)分布。該指標越大，表明個股運動與市場整體運動越一致，股價“同漲同跌”的風(fēng)險越大，反映在股價中的特質(zhì)信息含量越?。辉撝笜嗽叫?，表明個股運動與市場整體運動越不一致，股價“同漲同跌”的風(fēng)險越小，反映在股價中的特質(zhì)信息含量越大。

3. 控制變量

借鑒Gul等(2010)和李留闖等(2012)的研究，本文還控制了如下影響股價同步性的因素。為了避免極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了1%和99%分位數(shù)的縮尾處理，同時按公司進行聚類；考慮到股價同步性在不同行業(yè)及年份可能存在系統(tǒng)性差異，本文還控制了行業(yè)和年份的固定效應(yīng)，以進一步剔除相關(guān)影響；為了確保較高穩(wěn)健性，本文報告了經(jīng)穩(wěn)健異方差調(diào)整的Robust結(jié)果。本文的主要變量定義見表1。

表1 主要變量的定義與說明

（三）模型設(shè)定

1. 主要回歸模型為了考察企業(yè)金融化與股價同步性兩者之間的關(guān)系，緩解可能存在的內(nèi)生性問題，本文構(gòu)建了如下雙向固定效應(yīng)模型：

2. 作用機制檢驗?zāi)Ｐ?/p>

為了考察企業(yè)金融化通過信息機制和公司治理機制兩條傳導(dǎo)途徑如何影響股價同步性，本文構(gòu)建了模型(6)和模型(7)：

其中，Disclosureit表示企業(yè)i第t期的信息披露質(zhì)量，這里選取了KV指數(shù)(周開國等，2011)來衡量。由于KV指數(shù)與信息披露質(zhì)量呈反比，為了轉(zhuǎn)換成正向指標，即轉(zhuǎn)換為KV指數(shù)越大，信息披露質(zhì)量越高，實證檢驗時將KV指數(shù)取了相反數(shù)。PAgentit用于刻畫企業(yè)i第t期的委托代理問題，這里分別選取了管理費用率(AE)(秦海林和張婧旭，2020)和應(yīng)計盈余管理(EM)(田高良等，2019)來衡量，管理費用率和應(yīng)計盈余管理均與委托代理問題呈正比，即管理費用率和應(yīng)計盈余管理越大，企業(yè)存在委托代理問題越嚴重①KV指數(shù)衡量信息披露質(zhì)量具有明顯優(yōu)點，同時包含強制性和自愿性信息披露，能夠全面度量上市公司信息披露質(zhì)量。這一方法得到了以往文獻的普遍認可。管理費用率(AE)反映了管理費用對代理成本的影響程度，增加了公司的委托代理成本，一定程度上能夠刻畫出企業(yè)的委托代理問題。盈余管理(EM)是影響會計信息質(zhì)量的重要手段，它降低了財務(wù)報告的可靠程度，增加了公司的委托代理成本，背離了公司價值最大化目標。本文分別采用非線性模型、DD模型和修正的Jones模型來衡量應(yīng)計盈余管理EM1、EM2和EM3。。預(yù)期模型(6)中的β3顯著為負，即信息披露質(zhì)量的提高可以加強企業(yè)金融化對股價同步性的抑制作用或者削弱企業(yè)金融化對股價同步性的助推作用，主要表現(xiàn)出“披露效應(yīng)”；預(yù)期模型(7)中的β3顯著為正，即委托代理問題的惡化將會削弱企業(yè)金融化對股價同步性的抑制作用或者加強企業(yè)金融化對股價同步性的助推作用，主要表現(xiàn)出“遮掩效應(yīng)”。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計見附錄1①請掃描本文二維碼到本刊網(wǎng)站此文的附錄中查閱，后文附錄的查閱與此方式相同。。我國上市企業(yè)的金融化程度的均值約在0.020左右②企業(yè)金融化指標體系通過Z-score標準化后采用交叉熵賦權(quán)方法(崔彥哲和趙林丹，2020)合成綜合性指標。，中位數(shù)為-0.067，中位數(shù)明顯低于均值，并且最小值為-0.868，最大值達到1.781，標準差為0.523。這表明整體而言，我國上市企業(yè)的金融化程度均衡性較差，不同上市企業(yè)之間具有較大差異，部分上市企業(yè)的金融化程度偏高。我國上市企業(yè)股價同步性的均值和中位數(shù)分別為-0.194和-0.120，最小值和最大值分別為-3.127和1.937，標準差為0.960，說明我國不同上市企業(yè)的股價同步性具有較大差異。其他控制變量的分布與現(xiàn)有文獻基本一致，這里不再贅述。

（二）基本回歸分析

本文采用模型(4)和模型(5)考察企業(yè)金融化與股價同步性之間的關(guān)系，其中核心解釋變量是企業(yè)金融化(Fin)及其二次項(Fin2)，回歸結(jié)果見表2。

表2 企業(yè)金融化與股價同步性之間的關(guān)系

續(xù)表2

在表2中，第(1)列和第(2)列是控制了年份效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)的普通最小二乘法回歸(OLS)，第(3)列和第(4)列是控制了年份效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)的靜態(tài)面板固定效應(yīng)回歸(FE)。第(1)列和第(3)列只加入了企業(yè)金融化(Fin)，此時Fin的回歸系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)金融化可以抑制股價同步性，以第(3)列回歸結(jié)果為例，企業(yè)金融化程度每提高1個標準差，股價同步性降低約3.98%個標準差。在此基礎(chǔ)上，第(2)列和第(4)列同時加入企業(yè)金融化指數(shù)的二次項(Fin2)和一次項(Fin)，此時Fin2的回歸系數(shù)顯著為正，F(xiàn)in的回歸系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)金融化與股價同步性之間還存在非線性關(guān)系，呈現(xiàn)U型關(guān)系。這表明存在某一閾值，在達到該閾值之前，隨著企業(yè)金融化程度的上升，股價同步性會降低，即上市企業(yè)的股價中能夠反映出更多的特質(zhì)信息，促使個股波動與市場整體波動更加背離，資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險降低。但是，超過這一閾值以后，隨著企業(yè)金融化程度的繼續(xù)提高，股價同步性反而上升，即上市企業(yè)的股價能夠反映出的特質(zhì)信息含量減少，促使個股波動與市場整體波動更加一致，資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險加劇。由此驗證了本文的假設(shè)H1。

Lind和Mehlum(2010)認為僅在模型中放入解釋變量的二次項并觀察系數(shù)是否顯著來判斷是否存在U型關(guān)系過于薄弱。本文借鑒Lind和Mehlum(2010)檢驗兩變量間是否存在U型或倒U型關(guān)系的方法，測試了上述模型中股價同步性(Syn)與企業(yè)金融化(Fin)之間的U型關(guān)系是否真實存在，結(jié)果如表3所示。由表3可以看出，無論是OLS回歸還是FE回歸，計算出的極值點均在Fin的取值范圍內(nèi)，并至少在5%的統(tǒng)計水平上拒絕原假設(shè)。同時，檢驗結(jié)果中的斜率在兩個區(qū)間內(nèi)存在異號，因此本文認為股價同步性與企業(yè)金融化之間的U型關(guān)系通過了U-test檢驗，回歸結(jié)果具有可靠性。

表3 U-test檢驗結(jié)果

在通過上述U-test檢驗以后，本文根據(jù)樣本數(shù)據(jù)繪制了企業(yè)金融化與股價同步性之間的非線性擬合圖(如圖2所示)。在圖2中，中間虛線所在位置為轉(zhuǎn)折點(采用固定效應(yīng)模型時，轉(zhuǎn)折點為0.87)，左右的黑色實線標注了企業(yè)金融化(Fin)的最小值(Min)和最大值(Max)，分別為-0.87和1.78，轉(zhuǎn)折點位于最小值和最大值之間。因此，我們可以很直觀地看出企業(yè)金融化與股價同步性之間存在非線性的U型關(guān)系。

在繪制非線性擬合圖的基礎(chǔ)上，本文還計算了企業(yè)金融化對股價同步性的邊際效應(yīng)(如圖3所示)。在圖2中，我們直觀展示的是企業(yè)金融化(Fin)和股價同步性(Syn)之間的U型關(guān)系擬合圖，縱軸是Syn，橫軸是Fin。在圖2的任意一點做一條切線，其斜率就是Fin對Syn的邊際影響。顯然，隨著Fin的取值不斷增加，其對Syn的邊際影響不斷減少，并在轉(zhuǎn)折點處減為0，隨后Fin對Syn的邊際影響變?yōu)檎⑶移湔蛴绊懖粩嘧兇?。對比觀察圖2和圖3，可以清晰地看出上述變化過程，圖3中的邊際效應(yīng)呈現(xiàn)由負轉(zhuǎn)正的變化趨勢，符合U型關(guān)系的特征。

圖2 非線性擬合圖

圖3 邊際效應(yīng)圖

（三）作用機制檢驗

本文對信息機制和公司治理機制兩種途徑進行了實證檢驗，見附錄2。模型(6)的回歸結(jié)果顯示，解釋變量Fin的回歸系數(shù)仍然顯著為負，同時信息披露質(zhì)量與企業(yè)金融化的交互項KV×Fin的回歸系數(shù)為-0.188，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明信息披露質(zhì)量會加強金融化對股價同步性的負向影響，即信息披露質(zhì)量越高的上市企業(yè)，企業(yè)金融化對資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險的抑制作用越強，此時主要表現(xiàn)出“披露效應(yīng)”。模型(7)的回歸結(jié)果顯示，解釋變量Fin的回歸系數(shù)雖然顯著為負，但是委托代理問題與企業(yè)金融化的交互項PAgent×Fin(包括AE×Fin、EM1×Fin、EM2×Fin和EM3×Fin)的回歸系數(shù)分別為0.307、0.697、0.173和0.143，且至少在10%的統(tǒng)計水平上顯著，表明委托代理問題會削弱金融化對股價同步性的負向影響，即委托代理問題越嚴重的上市企業(yè)，企業(yè)金融化對資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險的抑制作用越弱，并且存在反轉(zhuǎn)為加劇風(fēng)險的可能性，此時主要表現(xiàn)出“遮掩效應(yīng)”?；貧w結(jié)果支持了假設(shè)H2和假設(shè)H3，驗證了信息機制和公司治理機制的作用。在上述兩種機制的綜合作用下，當“披露效應(yīng)”大于“遮掩效應(yīng)”時，企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)為抑制作用；當“遮掩效應(yīng)”逐漸超過“披露效應(yīng)”時，企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)為助推作用；最終，企業(yè)金融化與股價同步性兩者之間呈現(xiàn)出U型關(guān)系。

（四）進一步分析

股價“同漲同跌”刻畫了資本市場在某個時間段內(nèi)上市企業(yè)的股價同時上漲或同時下跌的現(xiàn)象。那么，在牛市、熊市兩種不同的市場行情下企業(yè)金融化對股價同步性的影響是否存在差異？前文均從企業(yè)內(nèi)部因素的視角出發(fā)，探討了信息披露質(zhì)量和委托代理問題在企業(yè)金融化影響股價同步性的過程中所起到的作用，那么，外部經(jīng)濟環(huán)境是否也會對企業(yè)金融化影響股價同步性產(chǎn)生作用？以上問題值得進一步討論和思考①感謝匿名審稿人對進一步分析問題時可能涉及行業(yè)因素的建設(shè)性意見，受篇幅限制，這里不報告相關(guān)內(nèi)容，有需要的讀者可向作者索取。。

1. 股票市場行情

本文根據(jù)“上證綜指”每日收盤指數(shù)的歷史走勢，借鑒陸蓉和徐龍炳(2004)劃分熊市、牛市階段的思想，從2008—2018年選取了比較典型的熊市階段(2008年和2018年)和牛市階段(2009年和2016—2017年)。由于本文數(shù)據(jù)為年頻，對于其他年份而言，熊市和牛市在當年交替出現(xiàn)或市場處于震蕩階段，所以無法將這些年份單獨劃入熊市或牛市階段。為了進一步研究不同市場行情下企業(yè)金融化與股價同步性之間的關(guān)系是否存在差異，本文對模型(4)和模型(5)進行了熊市(bear)和牛市(bull)分組回歸，見附錄3。其回歸結(jié)果顯示，企業(yè)金融化與股價同步性之間的U型關(guān)系僅存在于熊市行情下；而在牛市行情下，企業(yè)金融化與股價同步性之間的U型關(guān)系并不成立，企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)為抑制作用。

其原因可能是：牛市時，資本市場處于一片繁榮景象，此時“利好”消息對股票市場的影響大于“利空”消息，在牛市中的“利好”消息使得投資者產(chǎn)生價格進一步上漲的預(yù)期，于是積極跟進(陸蓉和徐龍炳，2004)。借助于牛市“利好”行情，企業(yè)積極采取金融化的手段進行資金儲備，同時能夠帶來較高的金融收益，并且企業(yè)主營業(yè)務(wù)受益于外部環(huán)境的正面影響，經(jīng)營狀況趨于樂觀，企業(yè)金融化更多地服務(wù)于主營業(yè)務(wù)，此時企業(yè)傾向于如實披露經(jīng)營狀況，委托代理問題并不嚴重，金融化帶來的“披露效應(yīng)”大于“遮掩效應(yīng)”，股價同步性程度得以降低。熊市時，資本市場處于一片蕭條景象，此時“利空”消息對股票市場的影響大于“利好”消息，在熊市中的“利空”消息使得投資者產(chǎn)生價格進一步下跌的預(yù)期，于是競相拋售(陸蓉和徐龍炳，2004)，因而資本市場中任何風(fēng)吹草動都可能牽連大多數(shù)股票陷入大跌的行情中，企業(yè)主營業(yè)務(wù)受到外部金融市場負面影響的沖擊較大。為了避免企業(yè)自身卷入“利空”行情的大災(zāi)難中，管理層和大股東基于維護自身利益的機會主義行為，會采取金融化的手段隱藏各種可能與企業(yè)主營業(yè)務(wù)密切相關(guān)的“利空”消息，盡量將企業(yè)自身從熊市行情中分離出來，導(dǎo)致部分企業(yè)委托代理問題急劇惡化，企業(yè)金融化帶來的“遮掩效應(yīng)”逐漸大于“披露效應(yīng)”，將無法抑制甚至反而會加劇資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險，進而促使企業(yè)金融化與股價同步性在熊市階段呈現(xiàn)U型關(guān)系。

2. 外部經(jīng)濟環(huán)境

針對外部經(jīng)濟環(huán)境，本文著重探討了經(jīng)濟政策不確定性在企業(yè)金融化影響股價同步性的過程中所起到的作用。針對當前國情，我國處于并將長期處于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的過程中，政府頻繁地推出經(jīng)濟改革政策，將會造成經(jīng)濟政策不確定性上升(彭俞超等，2018a)。借鑒已有研究，本文采用編制的中國經(jīng)濟政策不確定指數(shù)EPU(Baker等，2016)來衡量經(jīng)濟政策不確定性水平。按照EPU的中位數(shù)進行分組，大于中位數(shù)歸為不確定性高的組別(High)，反之則歸為不確定性低的組別(Low)。為了進一步研究不同程度的經(jīng)濟政策不確定性下企業(yè)金融化與股價同步性之間的關(guān)系是否存在差異，本文對模型(4)和模型(5)進行了經(jīng)濟政策不確定性高低的分組回歸，見附錄4。其回歸結(jié)果顯示，企業(yè)金融化與股價同步性之間的U型關(guān)系僅存在于經(jīng)濟政策不確定性高的情形下；而在經(jīng)濟政策不確定性低的情形下，企業(yè)金融化與股價同步性之間的U型關(guān)系并不成立，企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)為抑制作用。

其原因可能是：在經(jīng)濟政策不確定性低的情形下，企業(yè)未來的收入、成本以及現(xiàn)金流的不確定性較低，企業(yè)主營業(yè)務(wù)在經(jīng)營過程中具有較清晰的長期規(guī)劃，受到外部環(huán)境不利沖擊的概率較小，此時企業(yè)的經(jīng)營重心是圍繞主營業(yè)務(wù)，金融化更多是出于預(yù)防性動機，并且主要服務(wù)于主營業(yè)務(wù)。這樣，企業(yè)金融化帶來的“披露效應(yīng)”大于“遮掩效應(yīng)”，對股價同步性起到抑制的作用。相反，在經(jīng)濟政策不確定性高的情形下，經(jīng)濟政策不確定性上升會抑制企業(yè)固定資產(chǎn)投資、研發(fā)投資等實體經(jīng)濟投資活動(Gulen和Ion，2016)。這樣，為了應(yīng)對未來市場需求和現(xiàn)金流的不確定性以降低經(jīng)營風(fēng)險，企業(yè)會削弱實體生產(chǎn)經(jīng)營活動，在企業(yè)長期經(jīng)營不明朗的情形下，管理層短視性和大股東“掏空”行為更加突顯，委托代理問題變得嚴重。同時，經(jīng)濟政策不確定性上升會引起金融資產(chǎn)價格的波動性上升、流動性下降，導(dǎo)致企業(yè)基于預(yù)防性動機而金融化的意愿有所減弱，投機性動機有所增強。在面對不斷增加的經(jīng)濟政策不確定性時，金融化充當了企業(yè)管理層和大股東的自利工具，將阻礙主營業(yè)務(wù)的長遠發(fā)展，企業(yè)金融化帶來的“遮掩效應(yīng)”逐漸超過“披露效應(yīng)”，無法抑制甚至反而會加劇資本市場股價“同漲同跌”風(fēng)險，進而致使企業(yè)金融化與股價同步性在經(jīng)濟政策不確定性高的情形下呈U型關(guān)系。

五、穩(wěn)健性檢驗

本文采取以下四種方法進行穩(wěn)健性檢驗，分別是內(nèi)生性檢驗(引入外生沖擊和引入工具變量)、更換關(guān)鍵變量代理指標以及其他穩(wěn)健性檢驗。

（一）內(nèi)生性檢驗：引入外生沖擊

為了進一步消除內(nèi)生性問題的影響，本文引入外生沖擊進行檢驗。2012年12月，中國證監(jiān)會發(fā)布了《上市公司監(jiān)管指引第2號——上市公司募集資金管理和使用的監(jiān)管要求》，允許上市公司使用閑置募集資金購買安全性高、流動性好的投資產(chǎn)品，包括固定收益類的國債、銀行理財產(chǎn)品以及其他投資產(chǎn)品等。這個政策的發(fā)布對企業(yè)而言是外生的。一方面，這個政策的出臺對上市公司管理和使用閑置資金提供了較大的靈活度；另一方面，一定程度放開了上市公司投資產(chǎn)品的種類，可以為企業(yè)創(chuàng)造高于投資銀行存款的收益的回報率。在實踐過程中，這個政策的出臺在很大程度上引起實體企業(yè)金融化程度于2012年之后明顯提高。同時，這個政策的出臺與上市公司股價同步性之間不存在顯著的邏輯關(guān)系，符合外生沖擊的設(shè)定條件。本文將上述政策正式發(fā)布的時點作為分界點，將全部樣本按照是否已經(jīng)實施該政策進行分組回歸，見附錄5。其結(jié)果顯示，企業(yè)金融化與股價同步性之間的U型關(guān)系僅存在于政策實施后。這充分說明，在上述政策出臺的外生沖擊下，隨著企業(yè)金融化程度顯著增加，企業(yè)金融化與股價同步性之間才逐漸呈現(xiàn)U型關(guān)系，這在一定程度上消除了內(nèi)生性問題。

（二）內(nèi)生性檢驗：引入工具變量

本文通過引入工具變量進一步消除潛在的內(nèi)生性問題。本文參照彭俞超等(2018b)的做法，將同年度同行業(yè)①本文采用證監(jiān)會的行業(yè)分類標準中的二級行業(yè)。其他企業(yè)的金融化程度的平均值(Fin_iv1)以及同年度同省份其他企業(yè)的金融化程度的平均值(Fin_iv2)作為工具變量，這是因為同年度同行業(yè)以及同年度同省份其他企業(yè)金融化程度的平均值與該企業(yè)金融化程度相關(guān)，但并不會直接影響到該企業(yè)的股價同步性，即同時滿足相關(guān)性和外生性的條件。本文分別對模型(4)和模型(5)進行了兩階段最小二乘法(2SLS)估計，見附錄6。其檢驗結(jié)果通過了工具變量相關(guān)性和外生性的假設(shè)，即第一階段F值遠大于10以及第二階段Hansen J檢驗P值遠高于0.1。該結(jié)果顯示，模型(4)中Fin的回歸系數(shù)仍然顯著為負，而模型(5)中Fin的回歸系數(shù)仍然顯著為負，F(xiàn)in2的回歸系數(shù)仍然顯著為正，并沒有改變本文的基本結(jié)論，即便考慮內(nèi)生性，企業(yè)金融化與股價同步性之間的U型關(guān)系仍然顯著成立。

（三）更換關(guān)鍵變量代理指標

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還更換了核心變量的代理指標，重新進行基本回歸，見附錄7。一方面，更換核心解釋變量Fin。本文對企業(yè)金融化的測度是由構(gòu)建的綜合指標體系采取交叉熵的算法合成的綜合性指數(shù)，考慮到綜合性指數(shù)合成方法的不同可能會對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，本文采用信息熵的算法對指標體系進行賦權(quán)，得到新的綜合性指數(shù)Fin2，對原有核心解釋變量Fin進行替換。之后，本文基本結(jié)論仍然成立。另一方面，更換被解釋變量Syn。本文采用的是考慮當期市場收益和當期行業(yè)收益對個股影響后計算得到的股價同步性指標，其中市場和行業(yè)收益采用綜合市場流通市值加權(quán)得到，考慮到Syn存在多種度量方式，本文對其度量進行了其他方式的替換。之后，本文基本結(jié)論仍然成立。

（四）其他穩(wěn)健性檢驗

在上述穩(wěn)健性檢驗的基礎(chǔ)上，本文還進行了其他穩(wěn)健性檢驗，見附錄8?？紤]到每個省份面臨的金融化外部環(huán)境存在差異，本文進一步控制了省份固定效應(yīng)；為了排除st、*st股票以及當年IPO股票樣本對回歸結(jié)果的影響，本文進一步剔除了上述股票樣本；為了盡可能減少遺漏變量的干擾，本文在主要回歸模型的基礎(chǔ)上加入了其他相關(guān)控制變量，包括企業(yè)成長性和企業(yè)融資約束。其回歸結(jié)果顯示，無論是加入省份固定效應(yīng)、剔除st和*st等異常樣本，還是考慮遺漏變量，本文基本結(jié)論仍然成立。

六、結(jié)論與政策建議

本文實證研究了企業(yè)金融化對股價同步性的影響。根據(jù)2008—2018年中國滬深A(yù)股非金融企業(yè)的金融化與股價同步性數(shù)據(jù)，本文檢驗了企業(yè)金融化影響股價同步性的“披露效應(yīng)”和“遮掩效應(yīng)”。本研究發(fā)現(xiàn)，目前企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)為“披露效應(yīng)”，股價同步性隨著企業(yè)金融化程度的提高而顯著下降。在考慮非線性影響后發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化與股價同步性之間還存在U型關(guān)系，當超過一定臨界值時，金融化程度越高，股價“同漲同跌”風(fēng)險越大，即企業(yè)金融化對股價同步性的影響表現(xiàn)出的“遮掩效應(yīng)”逐漸超過“披露效應(yīng)”。在其作用機制檢驗過程中發(fā)現(xiàn)，較高的信息披露質(zhì)量能夠增強企業(yè)金融化與股價同步性之間的負向關(guān)系，而較嚴重的委托代理問題會弱化企業(yè)金融化與股價同步性之間的負向關(guān)系，甚至存在反轉(zhuǎn)的可能性。本文進一步分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化與股價同步性之間的U型關(guān)系僅存在于熊市行情下，而在牛市行情下企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)為抑制作用；企業(yè)金融化與股價同步性之間的關(guān)系不僅受到企業(yè)內(nèi)部因素的影響，還受到外部經(jīng)濟政策不確定性的影響，企業(yè)金融化與股價同步性之間的U型關(guān)系僅存在于外部經(jīng)濟政策不確定性高的情形下，而在外部經(jīng)濟政策不確定性低的情形下企業(yè)金融化對股價同步性的影響主要表現(xiàn)為抑制作用。經(jīng)過一系列的穩(wěn)健性檢驗，本文主要研究結(jié)論仍然成立。

本文結(jié)論有助于監(jiān)管部門對企業(yè)金融化問題進行清晰定位，有助于及早重視企業(yè)金融化可能會引發(fā)股價“同漲同跌”風(fēng)險的經(jīng)濟后果?；诒疚难芯拷Y(jié)果，結(jié)合中國股票市場發(fā)展現(xiàn)狀，提出如下政策建議。第一，適度金融化應(yīng)當鼓勵并加以正確引導(dǎo)。加大監(jiān)管部門對金融化的正向引導(dǎo)，而不是談“金融化”色變，監(jiān)管部門應(yīng)該鼓勵實體企業(yè)充分發(fā)揮金融化的“披露效應(yīng)”并且極力抑制“遮掩效應(yīng)”，以此防范實體企業(yè)對金融化的過度依賴可能給資本市場股價波動帶來“同漲同跌”的系統(tǒng)性風(fēng)險。第二，完善上市公司信息披露制度。監(jiān)管部門可設(shè)立專業(yè)機構(gòu)對企業(yè)遮掩性披露行為進行有效甄別，加大對遮掩性披露的懲罰力度，從而增強信息披露質(zhì)量對企業(yè)金融化降低股價同步性的正向調(diào)節(jié)作用。第三，強化企業(yè)的內(nèi)部控制體系建設(shè)。充分發(fā)揮董事會和監(jiān)事會的內(nèi)部監(jiān)督功能，配合會計師事務(wù)所、資產(chǎn)評估事務(wù)所等外部監(jiān)督機制，內(nèi)外達到相互補充和相互制衡的狀態(tài)。良好的內(nèi)部控制有助于約束企業(yè)的委托代理問題，抑制管理層和大股東利用金融化手段的機會主義行為，促使股價更合理地反映企業(yè)真實情況，削弱委托代理問題對企業(yè)金融化降低股價同步性的負向調(diào)節(jié)作用。第四，營造良好的外部經(jīng)濟環(huán)境。政府應(yīng)盡量減少推出經(jīng)濟政策的頻率，經(jīng)濟政策的制定和執(zhí)行需要更加精準，避免“朝令夕改”給實體企業(yè)長遠發(fā)展帶來的諸多不確定性，防范企業(yè)出于應(yīng)對不確定性采取金融化手段所帶來的潛在風(fēng)險，從而控制我國資本市場股價“同漲同跌”帶來的系統(tǒng)性風(fēng)險。