企業(yè)金融化同群效應(yīng)：“取長(zhǎng)補(bǔ)短”抑或“盲目跟風(fēng)”？

夏子航

(中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275)

一、引言

近年來，非金融企業(yè)“金融化”的現(xiàn)象盛行，在部分企業(yè)金融化成功案例引領(lǐng)之下，大量實(shí)體企業(yè)開始追隨進(jìn)入金融領(lǐng)域。隨著企業(yè)金融化發(fā)展的快速推進(jìn)，其帶來的相應(yīng)問題與風(fēng)險(xiǎn)也逐漸暴露，企業(yè)金融化行為開始脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)本源，反而降低企業(yè)投資效率以及金融市場(chǎng)的穩(wěn)定性[1][2]。2018年3月，中國(guó)人民銀行、證監(jiān)會(huì)等部門聯(lián)合發(fā)布的《關(guān)于加強(qiáng)非金融企業(yè)投資金融機(jī)構(gòu)監(jiān)管的指導(dǎo)意見》指出，中國(guó)現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)資本涉足金融存在著一定程度上的跟風(fēng)效應(yīng)。就我國(guó)現(xiàn)階段企業(yè)金融化發(fā)展而言，上述跟風(fēng)效應(yīng)是否意味著企業(yè)只是一味盲目跟從，企業(yè)能否通過學(xué)習(xí)借鑒來幫助自身實(shí)現(xiàn)“趨利避險(xiǎn)”？我國(guó)正面臨經(jīng)濟(jì)發(fā)展“新形勢(shì)”[3]，在全球新型肺炎疫情等突發(fā)事件的影響下，未來經(jīng)濟(jì)增速將有所放緩并趨于平穩(wěn)、經(jīng)濟(jì)政策的不確定性水平也將持續(xù)增加，經(jīng)濟(jì)環(huán)境的動(dòng)態(tài)變化，是否將進(jìn)一步造成企業(yè)金融化同群行為的分化？

新近研究表明企業(yè)各類財(cái)務(wù)政策選擇上存在著明顯的同群效應(yīng)[4][5][6][7]，然而，針對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)決策同群效應(yīng)中如何選取學(xué)習(xí)模仿標(biāo)桿、學(xué)習(xí)模仿路徑是否受到外部環(huán)境因素調(diào)節(jié)，以上問題有待深入探討。聚焦到企業(yè)金融化的行為上，王營(yíng)和曹延求的研究發(fā)現(xiàn)，在董事網(wǎng)絡(luò)的嵌入下，企業(yè)在金融化決策上同樣存在著企業(yè)之間相互影響這一內(nèi)生性互動(dòng)[8]，而本文認(rèn)為，學(xué)習(xí)機(jī)制的差異將可能導(dǎo)致同群行為對(duì)企業(yè)產(chǎn)生截然不同的影響。企業(yè)可“借他人之所長(zhǎng)、補(bǔ)己之所短”，通過學(xué)習(xí)借鑒區(qū)域內(nèi)其他融資能力強(qiáng)、投資效益高的企業(yè)，以此提高對(duì)外部環(huán)境動(dòng)態(tài)的響應(yīng)速度，并降低信息搜尋、失誤交易所帶來的交易成本[9]。相反地，企業(yè)金融化決策也可能被“盲目跟風(fēng)”這一非理性行為所主導(dǎo)，金融市場(chǎng)投機(jī)行為的跟風(fēng)效應(yīng)將傳遞至企業(yè)層面，企業(yè)實(shí)施金融化可能只是一種純粹跟隨戰(zhàn)略，并未能有效地發(fā)揮金融化的“蓄水池”功能或資本增值功能[10]。與此同時(shí)，本文也深化了李秋梅和梁權(quán)熙的研究[11]，進(jìn)一步補(bǔ)充了企業(yè)金融化同群效應(yīng)的基準(zhǔn)選擇問題，特別是，上述學(xué)習(xí)模仿的基準(zhǔn)選擇是與環(huán)境依存的，這將有助于加深對(duì)企業(yè)在金融化同群決策過程方面的理解。

本文以2008～2019年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，考察經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)對(duì)上市公司金融化區(qū)域同群行為的存在性及其學(xué)習(xí)機(jī)制的影響。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化具有顯著的區(qū)域同群效應(yīng)，企業(yè)在金融化決策中更容易受到區(qū)域內(nèi)融資約束水平較高以及投資收益率低下的其他企業(yè)影響，這表明我國(guó)企業(yè)金融化更偏向于“盲目跟風(fēng)”這一低效率行為，而非“取長(zhǎng)補(bǔ)短”；隨著經(jīng)濟(jì)增速放緩以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)將更加明顯，但是此時(shí)群體內(nèi)的學(xué)習(xí)模仿行為更趨于理性，上述環(huán)境因素強(qiáng)化了企業(yè)向融資約束水平低、投資收益率高企業(yè)的效仿傾向。進(jìn)一步研究表明，上述“盲目跟風(fēng)”行為加劇了企業(yè)的融資約束，并對(duì)部分企業(yè)帶來投資收益折損。整體而言，無論是從預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)抑或是逐利動(dòng)機(jī)來看，企業(yè)金融化同群行為并未體現(xiàn)顯著的效率。

本研究可能的貢獻(xiàn)主要包括三個(gè)方面：一是揭示了企業(yè)金融化決策不僅受到外生性因素影響，同時(shí)還會(huì)受到區(qū)域內(nèi)企業(yè)群的影響，從而使自身金融化行為和行為結(jié)果發(fā)生變化；二是揭示外部經(jīng)濟(jì)因素的動(dòng)態(tài)變化將引起企業(yè)金融化的區(qū)域同群行為分化，致使企業(yè)在同群效應(yīng)下，其學(xué)習(xí)模仿過程中將可能出現(xiàn)決策偏差；三是結(jié)合同群效應(yīng)的學(xué)習(xí)機(jī)制來探討企業(yè)金融化經(jīng)濟(jì)后果，為解釋現(xiàn)有研究中所存在的沖突性證據(jù)提供新視角，揭示出“盲目跟風(fēng)”下的企業(yè)金融化行為是導(dǎo)致投資效率低下以及企業(yè)融資約束加劇的原因之一。

二、文獻(xiàn)回顧與理論分析

(一)企業(yè)金融化與企業(yè)同群行為相關(guān)研究綜述

在企業(yè)金融化微觀視角內(nèi)涵的理解上①，現(xiàn)有研究將其界定為非金融企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資或持股金融機(jī)構(gòu)行為[12][13][14]。近年來，在企業(yè)金融化盛行的背景下，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化可能存在不同動(dòng)因：一方面，企業(yè)基于利潤(rùn)追逐動(dòng)機(jī)，當(dāng)金融投資收益率高于非金融業(yè)投資收益率時(shí)，將誘發(fā)非金融企業(yè)資本配置逐漸轉(zhuǎn)向金融領(lǐng)域，通過買賣金融資產(chǎn)或參控股金融機(jī)構(gòu)進(jìn)入超額利潤(rùn)行業(yè)進(jìn)行套利[15]；另一方面，在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)下，金融資產(chǎn)投資可視為一種財(cái)務(wù)流動(dòng)性儲(chǔ)備，以降低現(xiàn)金流沖擊帶來的資金鏈斷裂風(fēng)險(xiǎn)[16]。

“同群效應(yīng)”又稱“傳染效應(yīng)”“模仿效應(yīng)”或者“羊群效應(yīng)”，其本質(zhì)均是針對(duì)群體內(nèi)和各個(gè)體之間的相互影響[17]。就企業(yè)微觀層面來看，合法性理論認(rèn)為，組織與組織內(nèi)的個(gè)人均會(huì)通過設(shè)立與外部主體之間的比較基準(zhǔn)來鞏固或維持自身的合法性，這包括訂立持平的比較基準(zhǔn)，而持平的比較基準(zhǔn)將導(dǎo)致行為決策上的跟隨與迎合，甚至將出現(xiàn)區(qū)域性決策失誤現(xiàn)象[18]。新近研究表明，企業(yè)在各類財(cái)務(wù)決策過程中，決策者之間相互模仿學(xué)習(xí)的現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生，同群效應(yīng)普遍存在于企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)決策[19]、并購(gòu)?fù)顿Y決策[4]、股利發(fā)放政策[5][7]、合規(guī)性與利益相關(guān)者管理等方面[6]。

雖然不少研究從多個(gè)角度探究了我國(guó)企業(yè)金融化現(xiàn)象的成因，然而，已有研究的動(dòng)機(jī)假說側(cè)重討論外生因素的決定作用，隱含了金融化策略的實(shí)施是基于獨(dú)立決策的假設(shè)，忽略現(xiàn)實(shí)中企業(yè)金融化“跟風(fēng)模仿”這一現(xiàn)象問題與決策傾向，金融化行為是否同時(shí)存在著企業(yè)群體下的內(nèi)生性互動(dòng)？在同群效應(yīng)存在性討論的基礎(chǔ)上，目前對(duì)中間的學(xué)習(xí)與模仿機(jī)制的深入探討依然較少，企業(yè)金融化決策過程中如何選取學(xué)習(xí)模仿標(biāo)桿、學(xué)習(xí)模仿路徑受到哪些內(nèi)外部因素的調(diào)節(jié)，這些問題有待深入探討。

(二)企業(yè)金融化的區(qū)域同群效應(yīng)：動(dòng)機(jī)與學(xué)習(xí)機(jī)制

1．企業(yè)金融化的區(qū)域同群效應(yīng)的存在性

一方面，基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)理論視角，近年來我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展布局不斷加快，區(qū)域內(nèi)部的企業(yè)網(wǎng)絡(luò)特征正不斷強(qiáng)化，網(wǎng)絡(luò)關(guān)系促進(jìn)了企業(yè)間對(duì)創(chuàng)新技術(shù)、管理知識(shí)、資源要素等方面的互動(dòng)交流[9][20]，在人、物、信息等不同要素網(wǎng)絡(luò)的嵌入影響之下，企業(yè)在金融化決策中將更容易受到區(qū)域內(nèi)其他企業(yè)的影響，進(jìn)而出現(xiàn)金融化的區(qū)域同群效應(yīng)。另一方面，基于交易成本理論視角，由于不同企業(yè)在信息獲取能力以及獲取渠道上具有顯著差異，信息匱乏將使某些企業(yè)個(gè)體在金融化過程中面臨較高的決策風(fēng)險(xiǎn)，并且也增加金融化實(shí)施的交易成本。對(duì)于外部企業(yè)的金融化行為，其事實(shí)上可以視為是企業(yè)基于所獲得的私人信息與公共信息，并且結(jié)合對(duì)區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)與政策因素預(yù)判后所做出的綜合權(quán)衡結(jié)果，而采取模仿學(xué)習(xí)區(qū)域內(nèi)其他企業(yè)的金融化行為這一策略選擇，將有助于企業(yè)通過公共信息渠道來降低決策過程中的信息搜索成本[21]，以此提高決策合理性并且提升對(duì)外部環(huán)境的應(yīng)變能力。綜上所述提出研究假設(shè)H1a：

H1a：企業(yè)在金融化決策上存在區(qū)域內(nèi)的同群效應(yīng)。

2．企業(yè)金融化區(qū)域同群行為的學(xué)習(xí)機(jī)制

同群效應(yīng)下的學(xué)習(xí)模仿過程當(dāng)中，企業(yè)將基于某些特征因素來選取學(xué)習(xí)模仿的對(duì)象企業(yè)[22]?；谥贫壤碚摚诶硇孕袨榧僭O(shè)下，企業(yè)更傾向于對(duì)經(jīng)營(yíng)成功的企業(yè)或者在某些特征上具有領(lǐng)先地位的企業(yè)進(jìn)行學(xué)習(xí)，以此強(qiáng)化組織同群行為的合法性[23]，例如，李志生的研究表明，是否領(lǐng)導(dǎo)企業(yè)、融資約束程度是我國(guó)企業(yè)過度負(fù)債同群行為中學(xué)習(xí)模仿對(duì)象選取的基準(zhǔn)之一[24]。結(jié)合企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)來看，現(xiàn)階段我國(guó)企業(yè)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)與逐利動(dòng)機(jī)并存[25]，在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)下，為發(fā)揮金融化對(duì)緩解企業(yè)融資約束的功能，在制定投資策略的過程中將更可能參照地區(qū)內(nèi)融資約束程度較低企業(yè)的金融化策略，而在利潤(rùn)追逐動(dòng)機(jī)下，為進(jìn)一步提高金融資產(chǎn)的投資效率，或?qū)⒁酝顿Y收益水平較高的其他企業(yè)作為參考模仿對(duì)象，同時(shí)降低相關(guān)決策成本。

然而，在決策主體的認(rèn)知偏差以及企業(yè)內(nèi)部代理沖突的影響之下，同樣有可能導(dǎo)致非理性的同群行為發(fā)生。一方面，在代理契約理論框架下，經(jīng)理人與企業(yè)利益目標(biāo)難以達(dá)到一致，受自身利益訴求的驅(qū)動(dòng)，將通過效仿區(qū)域內(nèi)其他企業(yè)的投資行為，以獲取濫用企業(yè)現(xiàn)金流的機(jī)會(huì)，并且向監(jiān)管層展示投資決策的“合法性”，為未來項(xiàng)目失敗時(shí)尋求卸責(zé)空間[26]，此時(shí)，上述尋租行為將導(dǎo)致金融化決策脫離企業(yè)需求，并造成“跟風(fēng)型”的低效率投資行為。另一方面，“過度自信”心理廣泛存在于我國(guó)企業(yè)管理者群體[27]，這意味著，管理者在同群行為決策時(shí)，對(duì)融資約束高、投資收益率低的同類企業(yè)可能存在著過分樂觀估計(jì)的問題，進(jìn)而扭曲了學(xué)習(xí)模仿的選擇基準(zhǔn)，導(dǎo)致企業(yè)在學(xué)習(xí)模仿中未能有效將其他企業(yè)的融資能力、投資能力等因素納入基準(zhǔn)選取的決策框架當(dāng)中，金融化同群行為最終呈現(xiàn)低效率性?；诖?，本文分別從理性與非理性假設(shè)提出競(jìng)爭(zhēng)性研究假設(shè)H1b與H1c：

H1b：在效率假設(shè)下，金融化區(qū)域同群效應(yīng)當(dāng)中更表現(xiàn)為“取長(zhǎng)補(bǔ)短”，企業(yè)更容易受到區(qū)域內(nèi)融資約束程度低、投資收益率高的其他企業(yè)所影響。

H1c：在低效率假設(shè)下，金融化區(qū)域同群效應(yīng)當(dāng)中更表現(xiàn)為“盲目跟風(fēng)”，企業(yè)更容易受到區(qū)域內(nèi)融資約束程度較高、投資收益率低的其他企業(yè)所影響。

3．外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)與企業(yè)金融化同群行為分化

宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)企業(yè)金融化行為有著重要影響，經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定性會(huì)引起地區(qū)內(nèi)融資環(huán)境改變與金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)加劇，融資約束問題惡化與金融套利空間減小將導(dǎo)致企業(yè)金融化傾向發(fā)生改變[1]。此外，企業(yè)財(cái)務(wù)決策的同群行為同樣受制于宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，企業(yè)財(cái)務(wù)決策同群行為的存在性以及學(xué)習(xí)模仿機(jī)制均依存于所處的經(jīng)濟(jì)環(huán)境是否穩(wěn)定以及市場(chǎng)制度發(fā)展是否成熟等外部條件[24]。從企業(yè)內(nèi)部來看，基于管理層能力視角，在進(jìn)行企業(yè)金融化決策的過程當(dāng)中，為制定合理實(shí)施策略，需要企業(yè)高管對(duì)外部宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)以及相關(guān)監(jiān)管政策趨勢(shì)有著較強(qiáng)的預(yù)判準(zhǔn)確度，然而，在外部經(jīng)濟(jì)不確定水平較高的環(huán)境之下，管理層對(duì)未來經(jīng)濟(jì)政策形勢(shì)的預(yù)期準(zhǔn)確程度將下降，并且判斷難度也同時(shí)提升[28]，加之我國(guó)實(shí)體企業(yè)對(duì)金融資產(chǎn)投資經(jīng)驗(yàn)普遍較少，該情景將可能強(qiáng)化管理者學(xué)習(xí)模仿其他企業(yè)的傾向，以此試圖降低不確定性沖擊所帶來的決策偏差。

在外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)上升的狀況下，為應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面轉(zhuǎn)弱以及未來政策的不確定性，債權(quán)人等金融機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)的授信將趨向謹(jǐn)慎并且壓縮授信規(guī)模[3]；另一方面，隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩，實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資收益率將下降，這將對(duì)企業(yè)盈利形成壓力，基于上述分析，企業(yè)金融化同群行為當(dāng)中更可能傾向于關(guān)注模仿對(duì)象的融資約束以及投資收益狀況，通過學(xué)習(xí)借鑒其他表現(xiàn)較佳的企業(yè)來快速應(yīng)對(duì)目前環(huán)境變化，以緩解未來所面臨的融資難問題以及實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)的保值增值，并同時(shí)降低決策失敗所帶來的相關(guān)交易成本。但是，也應(yīng)注意到上述決策可能是非效率的，經(jīng)濟(jì)環(huán)境不確定性上升時(shí)，金融體系的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)加劇使得管理層更難識(shí)別出外部企業(yè)的真實(shí)融資能力與投資能力[1]，進(jìn)而使本來非效率的同群效應(yīng)進(jìn)一步加劇，甚至在學(xué)習(xí)模仿過程中做出逆向選擇行為。綜上原因，本文提出研究假設(shè)H2a、H2b和H2c：

H2a：隨著經(jīng)濟(jì)增速放緩以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，上市公司金融化區(qū)域同群效應(yīng)更為明顯。

H2b：在效率假設(shè)下，隨著經(jīng)濟(jì)增速放緩以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，區(qū)域內(nèi)企業(yè)對(duì)融資約束較低、投資收益率較高企業(yè)的金融化行為學(xué)習(xí)傾向?qū)⒏鼮槊黠@。

H2c：在低效率假設(shè)下，隨著經(jīng)濟(jì)增速放緩以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，將進(jìn)一步加劇對(duì)區(qū)域內(nèi)融資約束較高、投資收益率較低企業(yè)的金融化行為學(xué)習(xí)傾向。

本部分所提出假設(shè)的邏輯關(guān)系如圖1所示。

圖1 本文研究假設(shè)之間的邏輯關(guān)系

三、變量設(shè)計(jì)與檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜆?gòu)建

(一)研究變量設(shè)計(jì)

1．企業(yè)金融化代理變量設(shè)計(jì)(Fin)

借鑒已有相關(guān)研究的做法[2]，通過企業(yè)對(duì)金融資產(chǎn)投資行為來測(cè)度企業(yè)金融化水平，以企業(yè)年度財(cái)務(wù)報(bào)告中的資產(chǎn)負(fù)債表相關(guān)項(xiàng)目來估算出企業(yè)持有金融資產(chǎn)的規(guī)模。本文將金融資產(chǎn)以及類金融資產(chǎn)均納入金融資產(chǎn)的界定范圍中，在計(jì)算企業(yè)當(dāng)期所持有的金融資產(chǎn)總規(guī)?；A(chǔ)上，除以當(dāng)期資產(chǎn)總額，以此作為企業(yè)金融化的代理變量(Fin)，具體計(jì)算公式如下：

Fin=(交易性金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+投資性房地產(chǎn)凈額)/總資產(chǎn)

2．外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)的代理變量設(shè)計(jì)(Envir_Dyn)

本文從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性兩個(gè)方面來衡量外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的動(dòng)態(tài)變化：(1)針對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的測(cè)度方法選擇，已有研究主要以名義GDP增長(zhǎng)率或?qū)嶋HGDP增長(zhǎng)率作為主要衡量手段，而由于名義GDP增長(zhǎng)率同時(shí)受到價(jià)格因素的影響，將會(huì)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究帶來一定的影響，這也是大部分文獻(xiàn)采用實(shí)際GDP增長(zhǎng)率的主要原因[29]，因此，本文將采用實(shí)際GDP增長(zhǎng)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量(GDP_AGrowth)；(2)針對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的測(cè)度，本文基于媒體輿論視角，利用Baker等發(fā)布的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)形成代理變量(EPU)，對(duì)月度數(shù)據(jù)進(jìn)行年度平均后作為代理變量，該指數(shù)的測(cè)算是基于對(duì)《南華早報(bào)》的關(guān)鍵詞頻率出現(xiàn)綜合計(jì)算而得，以該報(bào)報(bào)道中是否出現(xiàn)“中國(guó)”“經(jīng)濟(jì)”“不確定性”以及“政策”這4個(gè)關(guān)鍵詞的報(bào)道數(shù)占當(dāng)月文章總數(shù)之比形成對(duì)應(yīng)衡量指標(biāo)[30]。

3．控制變量

根據(jù)已有相關(guān)文獻(xiàn)，本文還同時(shí)對(duì)企業(yè)個(gè)體的相關(guān)特征進(jìn)行了控制，這包括企業(yè)的盈利能力(ROA)、企業(yè)年齡(Age)、財(cái)務(wù)杠桿水平(Lev)、財(cái)務(wù)流動(dòng)性(Cash)、未來成長(zhǎng)性(Growth)、公司治理水平(Ind_Dir)這6個(gè)方面因素，此外，考慮到我國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)企業(yè)金融化行為有著顯著的影響，本文也對(duì)該外部制度環(huán)境因素進(jìn)行了控制，具體變量定義如表1所示。

表1 變量說明

(二)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)計(jì)

1．企業(yè)金融化的區(qū)域同群效應(yīng)存在性以及學(xué)習(xí)基準(zhǔn)選擇偏好檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)研究假設(shè)H1a，本文借鑒Manski以及Parsons等的思路建立模型[17][18]，檢驗(yàn)企業(yè)金融化是否存在著區(qū)域內(nèi)的同群效應(yīng)，具體模型如式(1)所示：

Fini,t=α1Fin_SPDIi,t-1+α2Fin_SPSIi,t-1+α3Fin_SIDPi,t-1+τControli,t-1+∑Year+∑Indu+πi,t

(1)

式(1)中，分別對(duì)企業(yè)金融化的內(nèi)生性互動(dòng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)以及外生性互動(dòng)同時(shí)進(jìn)行控制：(1)內(nèi)生性互動(dòng)：區(qū)域內(nèi)企業(yè)群體受到同區(qū)域其他企業(yè)金融化行為的影響程度，亦即企業(yè)金融化的區(qū)域同群效應(yīng)，以上市公司所處省份的不同行業(yè)其他企業(yè)的金融化平均水平作為代理變量(Fin_SPDI)，該變量回歸系數(shù)α1若顯著則表明企業(yè)金融化具有明顯的區(qū)域同群效應(yīng)；(2)關(guān)聯(lián)效應(yīng)：企業(yè)群體可能具有相似的財(cái)務(wù)特征，或者處于相似的制度環(huán)境當(dāng)中，這事實(shí)上也可能導(dǎo)致區(qū)域內(nèi)企業(yè)在金融化決策上出現(xiàn)趨同，因此以上市公司所在省份的同行業(yè)其他企業(yè)的金融化平均水平作為代理變量(Fin_SPSI)，目的在于控制行業(yè)共性以及區(qū)域制度環(huán)境因素對(duì)企業(yè)金融化所產(chǎn)生的“關(guān)聯(lián)效應(yīng)”；(3)外生性互動(dòng)：區(qū)域內(nèi)企業(yè)金融化決策還將會(huì)受到群體的外生特征所影響，包括宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境以及其他共同遺漏變量等，本文以不同省份但同一行業(yè)的其他上市公司的金融化平均水平作為代理變量(Fin_SIDP)，該變量除控制“外生性互動(dòng)”之外，也對(duì)區(qū)域外的“關(guān)聯(lián)效應(yīng)”進(jìn)行控制。

在證實(shí)上市公司金融化區(qū)域同群效應(yīng)存在性的基礎(chǔ)上，為檢驗(yàn)研究假設(shè)H1b與H1c，借鑒陸蓉和常維的研究方法[6]，本文分別基于企業(yè)的融資約束與投資收益特征，對(duì)內(nèi)生性互動(dòng)變量Fin_SPDI進(jìn)行重新計(jì)算，分離出企業(yè)在不同特征基準(zhǔn)之下的互動(dòng)行為，以此考察在同群效應(yīng)下企業(yè)金融化模仿與學(xué)習(xí)基準(zhǔn)的選取傾向。具體模型如式(2)所示：

Fini,t=β1Fin_SPDI_HighKZi,t-1+β2Fin_SPDI_LowKZi,t-1+ψControli,t-1+∑Year+∑Indu+σi,t

(2)

Fini,t=χ1Fin_SPDI_HighIRi,t-1+χ2Fin_SPDI_LowIRi,t-1+υControli,t-1+∑Year+∑Indu+?i,t

(3)

式(2)中，分別對(duì)各個(gè)省份中的上市公司融資約束水平進(jìn)行區(qū)分，借鑒魏志華等的研究[32]，基于企業(yè)經(jīng)營(yíng)性凈現(xiàn)金流、股利發(fā)放、杠桿水平、現(xiàn)金持有水平以及未來成長(zhǎng)性5個(gè)維度指標(biāo)構(gòu)建融資約束指數(shù)(KZ)，通過該指數(shù)對(duì)樣本整體區(qū)分為融資約束程度較高、融資約束程度較低2組子樣本，重新計(jì)算出該省份內(nèi)除該上市公司外不同行業(yè)企業(yè)的金融化平均水平，對(duì)應(yīng)生成變量Fin_SPDI_HighKZ以及Fin_SPDI_LowKZ。

式(3)則是考察企業(yè)是否基于企業(yè)投資收益率作為學(xué)習(xí)模仿的選取基準(zhǔn)，先以當(dāng)期利潤(rùn)表中的“公允價(jià)值變動(dòng)損益”項(xiàng)目除以上文中所計(jì)算出的金融資產(chǎn)規(guī)模②，以此作為企業(yè)金融資產(chǎn)投資收益率的代理變量(Inv_Ret)，然后，分別基于各個(gè)省份中投資收益率較高、投資收益率較低的兩組上市公司子樣本，計(jì)算同一省份內(nèi)不同行業(yè)企業(yè)的金融化平均水平Fin_SPDI_HighIR、Fin_SPDI_LowIR，若回歸系數(shù)χ1顯著為正，表明上市公司對(duì)投資收益率較高的其他上市公司具有學(xué)習(xí)效應(yīng)，此時(shí)將支持效率性假設(shè)。

2．外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)對(duì)企業(yè)金融化區(qū)域同群行為的影響檢驗(yàn)

首先，考察外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)對(duì)企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)存在性的調(diào)節(jié)影響，即對(duì)研究假設(shè)H2a的檢驗(yàn)，在模型(1)的基礎(chǔ)上引入外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)的變量集，并與內(nèi)生性互動(dòng)變量進(jìn)行交互，具體模型如式(4)所示：

Fini,t=φ1Fin_SPDIi,t-1+φ2Fin_SPDIi,t-1*Envir_Dyni,t-1+φ3Envir_Dyni,t-1+οControli,t-1+∑Year+∑Indu+ρi,t

(4)

式(4)中的Envir_Dyn代表的是外部環(huán)境動(dòng)態(tài)相關(guān)變量集，包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平(GDP_AGrowth)以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度(EPU)，通過觀察交互項(xiàng)Fin_SPDI*Envir_Dyn的回歸系數(shù)來判斷經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化下企業(yè)金融化同群行為的改變，依據(jù)本文研究假設(shè)H2a，若經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩加劇了企業(yè)金融化的同群行為，則預(yù)測(cè)系數(shù)φ2顯著為負(fù)，當(dāng)調(diào)節(jié)變量為經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度時(shí)，預(yù)測(cè)系數(shù)φ2顯著為正。

然后，進(jìn)一步檢驗(yàn)外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)下，金融化同群效應(yīng)中企業(yè)的模仿學(xué)習(xí)基準(zhǔn)選取是否發(fā)生改變，為實(shí)現(xiàn)檢驗(yàn)?zāi)康?，在模?2)與模型(3)的基礎(chǔ)上引入外部環(huán)境動(dòng)態(tài)的相關(guān)變量集進(jìn)行交互，具體模型如式(5)與式(6)所示：

Fini,t=γ1Fin_SPDI_HighKZi,t-1+γ2Fin_SPDI_LowKZi,t-1+γ3Fin_SPDI_HighKZi,t-1*Envir_Dyni,t-1+γ4Fin_SPDI_LowKZi,t-1*Envir_Dyni,t-1+γ5Envir_Dyni,t-1+ηControli,t-1+∑Year+∑Indu+ωi,t

(5)

Fini,t=λ1Fin_SPDI_HighIRi,t-1+λ2Fin_SPDI_LowIRi,t-1+λ3Fin_SPDI_HighIRi,t-1*Envir_Dyni,t-1+λ4Fin_SPDI_LowIRi,t-1*Envir_Dyni,t-1+λ5Envir_Dyni,t-1+κControli,t-1+∑Year+∑Indu+ζi,t

(6)

式(5)與式(6)的回歸過程中將依據(jù)企業(yè)不同的融資約束水平以及投資收益水平，進(jìn)行分樣本組檢驗(yàn)。依據(jù)本文研究假設(shè)H2b與H2c，若經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化增強(qiáng)了企業(yè)金融化對(duì)“預(yù)防性儲(chǔ)蓄”功能的需求，對(duì)于調(diào)節(jié)變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平(GDP_AGrowth)，式(5)中交互項(xiàng)系數(shù)γ3將顯著為正，或γ4將顯著為負(fù)；當(dāng)調(diào)節(jié)變量為經(jīng)濟(jì)政策不確定性時(shí)(EPU)，預(yù)期交互項(xiàng)系數(shù)γ3將顯著為負(fù)，或γ4將顯著為正。另一方面，若經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化增強(qiáng)了企業(yè)金融化對(duì)“利潤(rùn)追逐”功能的需求，當(dāng)調(diào)節(jié)變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平時(shí)，式(6)中交互項(xiàng)λ3回歸系數(shù)將顯著為負(fù)，當(dāng)調(diào)節(jié)變量為經(jīng)濟(jì)政策不確定程度時(shí)，λ3將顯著為正。

(三)樣本選擇與效度考慮

本文選取2008～2019年滬深A(yù)股主板上市公司作為研究樣本。本文將企業(yè)群體數(shù)量定義為至少為3家，對(duì)于某一省份內(nèi)不同行業(yè)、省份內(nèi)同一行業(yè)、不同省份但同一行業(yè)這三種情況，若企業(yè)數(shù)量少于3家，則對(duì)上述樣本進(jìn)行剔除處理，除此外，本文還對(duì)金融行業(yè)上市公司、ST上市公司以及變量值存在缺失的上市公司樣本進(jìn)行了剔除處理。在實(shí)證過程中，為提高研究效度，本文還進(jìn)行了以下處理：(1)異常值處理：對(duì)連續(xù)變量均進(jìn)行了頭尾端1%的Winsorize處理；(2)多重共線性問題：我們計(jì)算了模型變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)變量之間不存在強(qiáng)相關(guān)性問題，此外也計(jì)算了模型的VIF值，發(fā)現(xiàn)VIF值均在10以下，因此并未有明顯的多重共線性問題；(3)內(nèi)生性問題控制：在回歸中的所有自變量均使用滯后一期指標(biāo)，通過跨期處理以控制部分控制變量與因變量間的內(nèi)生關(guān)系；(4)考慮到本文所采用的樣本時(shí)間區(qū)間較長(zhǎng)，為控制企業(yè)財(cái)務(wù)決策可能存在的跨期相似性，本文基于年度對(duì)模型變量回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行聚類調(diào)整。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性分析結(jié)果

表2報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。對(duì)企業(yè)金融化水平變量(Fin)進(jìn)行觀察，其均值為0.039，標(biāo)準(zhǔn)差為0.080，中位數(shù)為0.006，可見現(xiàn)階段我國(guó)企業(yè)在整體上的金融化程度不高，但是個(gè)體之間差別較大，企業(yè)持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)之比最大值達(dá)到57.10%。對(duì)于控制變量，企業(yè)總資產(chǎn)收益率(ROA)的均值為0.043，標(biāo)準(zhǔn)差為0.062；資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)的均值為0.440，中位數(shù)為0.427；產(chǎn)權(quán)屬性(State)的均值為0.375，表明樣本中國(guó)有企業(yè)數(shù)量占比為37.50%。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)回歸結(jié)果分析

1．企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)

表3為對(duì)企業(yè)金融化是否存在區(qū)域同群效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。Fin_SPDI在列(1)～(3)中的回歸系數(shù)分別為0.294、0.163以及0.111，以上系數(shù)均在5%水平上顯著；Fin_SIDP的回歸系數(shù)在列(2)與列(3)中分別為0.153與0.204，同樣呈現(xiàn)顯著；Fin_SPSI的回歸系數(shù)分別為0.595與0.573，對(duì)應(yīng)t值分別為22.908以及21.425。綜上檢驗(yàn)結(jié)果能夠看出，企業(yè)金融化具有明顯的區(qū)域同群效應(yīng)，同一地區(qū)內(nèi)的企業(yè)在金融化決策中存在著相互仿效的傾向，特別地，針對(duì)地區(qū)內(nèi)處于同一行業(yè)的上市公司，金融化行為的同群效應(yīng)更為明顯。整體來看，上述檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了本文研究假設(shè)H1a。

表3 企業(yè)金融化同群效應(yīng)存在性的檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)控制變量進(jìn)行觀察，列(3)中，變量Lev以及變量Cash的回歸系數(shù)分別為-0.046與-0.026，兩者均呈現(xiàn)顯著，這意味著，當(dāng)企業(yè)負(fù)債水平較高或財(cái)務(wù)流動(dòng)性較好時(shí)，上市公司金融化的傾向?qū)⒔档?。此外，市?chǎng)化進(jìn)程變量Mtk_Index的回歸系數(shù)為0.002且在5%水平上顯著，該結(jié)果表明外部市場(chǎng)化進(jìn)程提高也將提高企業(yè)金融化水平。

2．同群效應(yīng)下學(xué)習(xí)模仿標(biāo)桿選擇偏好的相關(guān)檢驗(yàn)

在驗(yàn)證企業(yè)金融化同群效應(yīng)存在性的基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步考察企業(yè)在模仿學(xué)習(xí)過程中對(duì)基準(zhǔn)選取的傾向，相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。列(1)報(bào)告的是基于融資約束作為模仿學(xué)習(xí)的基準(zhǔn)判斷，F(xiàn)in_SPDI_HighKZ與Fin_SPDI_LowKZ在該列中的回歸系數(shù)分別為0.076與0.012，對(duì)應(yīng)t值分別為4.919與0.471。上述證據(jù)表明，從預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)視角來看，在企業(yè)金融化同群學(xué)習(xí)模仿行過程中，區(qū)域內(nèi)企業(yè)群體的金融化決策主要受到融資約束問題較為嚴(yán)重的企業(yè)個(gè)體所影響，而非向融資約束水平低的企業(yè)“取長(zhǎng)補(bǔ)短”。列(2)報(bào)告的則是基于金融資產(chǎn)投資收益狀況作為模仿學(xué)習(xí)的基準(zhǔn)判斷，F(xiàn)in_SPDI_HighIR與Fin_SPDI_LowIR的回歸系數(shù)分別為0.003與0.035，對(duì)應(yīng)t值分別為0.257與3.027。這意味著，從利潤(rùn)追逐動(dòng)機(jī)視角來看，區(qū)域內(nèi)企業(yè)群體的金融化決策更顯著地受到投資效率較低的企業(yè)所影響，這也說明了金融化的區(qū)域同群效應(yīng)并未有效地將企業(yè)的投資效率作為學(xué)習(xí)模仿的選取基準(zhǔn)，這實(shí)質(zhì)上在一定程度同樣支持“盲目跟風(fēng)”的低效率假說。

表4 企業(yè)金融化區(qū)域同群行為的學(xué)習(xí)標(biāo)桿選擇

結(jié)合前文研究假設(shè)部分的邏輯分析，本文進(jìn)一步比較在不同代理成本水平之下，企業(yè)金融化同群效應(yīng)的學(xué)習(xí)標(biāo)桿決策是否存在著顯著差異。借鑒陳冬華等的研究設(shè)計(jì)[33]，以上市公司管理費(fèi)用率作為代理成本的代理變量(Agent_Cost)，并且基于該變量對(duì)樣本整體進(jìn)行分組，若Agent_Cost大于樣本均值，則定義為代理成本較高組，否則定義為代理成本較低組?；谏鲜鰞山M樣本重新對(duì)模型(2)與模型(3)進(jìn)行回歸。對(duì)于表4中的列(3)與列(4)，變量Fin_SPDI_LowKZ的回歸系數(shù)分別為0.027與-0.040，對(duì)應(yīng)t值為0.635與-0.851，兩列中變量Fin_SPDI_HighKZ的回歸系數(shù)為0.073與0.045，對(duì)應(yīng)t值則為2.125與0.681，可見針對(duì)區(qū)域內(nèi)代理問題較為明顯的企業(yè)，其金融化決策顯著受到融資約束問題較為嚴(yán)重的企業(yè)個(gè)體所影響。另一方面，觀察列(5)與列(6)，當(dāng)中僅有變量Fin_SPDI_LowIR的回歸系數(shù)在代理成本較高的企業(yè)樣本組中呈現(xiàn)顯著，對(duì)應(yīng)回歸系數(shù)為0.033，這也表明了對(duì)低投資收益的金融化行為模仿同樣存在于代理問題較為嚴(yán)重的企業(yè)當(dāng)中，綜合上述證據(jù)，這揭示了企業(yè)代理問題導(dǎo)致了金融化同群行為中學(xué)習(xí)標(biāo)桿選擇決策的扭曲，使得上述決策存在明顯的盲目性與非理性。綜合上述兩個(gè)方面動(dòng)機(jī)的檢驗(yàn)結(jié)果來看，企業(yè)的金融資產(chǎn)投資決策“盲目跟風(fēng)”傾向更為顯著，進(jìn)一步支持本文的研究假設(shè)H1c。

3．外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)對(duì)企業(yè)金融化同群效應(yīng)的影響檢驗(yàn)

首先，考察外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)企業(yè)金融化同群效應(yīng)存在性的調(diào)節(jié)影響，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。列(1)中GDP增長(zhǎng)變量GDP_AGrowth的回歸系數(shù)為-0.002，對(duì)應(yīng)t值為-3.919，交互項(xiàng)Fin_SPDI* GDP_AGrowth的回歸系數(shù)為-0.020，對(duì)應(yīng)t值為-3.345，可見在經(jīng)濟(jì)增速較高的背景下，企業(yè)金融化行為在區(qū)域內(nèi)的同群效應(yīng)將減弱，實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資收益的提高將對(duì)金融資產(chǎn)投資形成替代，此時(shí)對(duì)區(qū)域內(nèi)其他企業(yè)金融化的模仿學(xué)習(xí)傾向也將顯著降低。此外，列(2)中是基于名義GDP增長(zhǎng)的檢驗(yàn)結(jié)果，其所得出結(jié)論與GDP實(shí)際增長(zhǎng)率發(fā)現(xiàn)一致。另一方面，從經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境動(dòng)態(tài)來看，列(3)中交互項(xiàng)Fin_SPDI*EPU的回歸系數(shù)為0.001，對(duì)應(yīng)t值為4.853，該結(jié)果說明了在較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境下，企業(yè)金融化的區(qū)域同群行為不降反增，為對(duì)沖外部經(jīng)濟(jì)政策不確定性所帶來的決策成本，企業(yè)將更傾向于仿效區(qū)域內(nèi)其他企業(yè)的金融化行為，假設(shè)H2a得以證實(shí)?？傮w而言，企業(yè)金融化的區(qū)域同群行為均受到外部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境的調(diào)節(jié)影響，因此，“穩(wěn)增長(zhǎng)”以及“穩(wěn)政策”均有助于降低上述同群行為傾向。

表5 外部環(huán)境因素對(duì)金融化區(qū)域同群效應(yīng)存在性的調(diào)節(jié)影響

進(jìn)一步地，本文考察在企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)下，外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)對(duì)當(dāng)中學(xué)習(xí)模仿機(jī)制的影響。表6報(bào)告了對(duì)融資約束標(biāo)桿選擇的影響檢驗(yàn)結(jié)果，對(duì)于經(jīng)濟(jì)政策不確定性，交互項(xiàng)Fin_SPDI_HighKZ*EPU在列(2)與列(3)中的回歸系數(shù)分別為-0.001與0.001，兩者均未呈現(xiàn)顯著；交互項(xiàng)Fin_SPDI_LowKZ*EPU在列(1)至列(3)中的回歸系數(shù)均顯著為正，以上證據(jù)表明，外部經(jīng)濟(jì)政策不確定性的沖擊將改變企業(yè)在金融化同群效應(yīng)中的學(xué)習(xí)行為，無論是融資約束較高的企業(yè)抑或是融資約束較低的企業(yè)，外部經(jīng)濟(jì)政策的不確定性均強(qiáng)化了其向地區(qū)內(nèi)融資約束程度較低的其他企業(yè)借鑒模仿傾向，以此發(fā)揮金融化的預(yù)防性儲(chǔ)蓄功能，緩解未來所可能遇到的融資困難問題。與此同時(shí)，對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素，列(5)中交互項(xiàng)Fin_SPDI_LowKZ*GDP_AGrowth的回歸系數(shù)呈現(xiàn)顯著，其系數(shù)為-0.029，對(duì)應(yīng)t值為-3.151，上述結(jié)果揭示了隨著經(jīng)濟(jì)增速放緩，該環(huán)境因素也將同樣強(qiáng)化融資約束高的企業(yè)向融資約束低的企業(yè)進(jìn)行學(xué)習(xí)模仿。總體而言，在外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化的情況下，企業(yè)金融化同群效應(yīng)將出現(xiàn)分化現(xiàn)象，其學(xué)習(xí)行為更趨向理性，對(duì)金融化的“蓄水池”功能需求更為明顯。

表6 經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)企業(yè)融資約束學(xué)習(xí)標(biāo)桿選擇的影響

表7報(bào)告了外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)對(duì)逐利動(dòng)機(jī)下的學(xué)習(xí)模仿標(biāo)桿選擇影響的檢驗(yàn)結(jié)果。一方面，交互項(xiàng)Fin_SPDI_HighIR *EPU在列(2)與列(3)中的回歸系數(shù)均為0.001，但僅有在投資收益率低的子樣本企業(yè)中表現(xiàn)出顯著；Fin_SPDI_LowIR*EPU的回歸系數(shù)在列(2)與列(3)中均未有達(dá)到顯著水平，可見在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高的環(huán)境之下，企業(yè)金融化同群行為中對(duì)所仿效企業(yè)的投資能力識(shí)別逐步強(qiáng)化，此時(shí)投資收益率較低的企業(yè)將更傾向于學(xué)習(xí)模仿區(qū)域內(nèi)投資收益率高的企業(yè)。另一方面，交互項(xiàng)Fin_SPDI_HighIR*GDP_AGrowth在列(5)與列(6)中的回歸系數(shù)分別為-0.027和-0.019，對(duì)應(yīng)t值為-2.339和-2.430，從以上結(jié)果可以看出，經(jīng)濟(jì)增速放緩下，企業(yè)金融化的同群效應(yīng)中更傾向于學(xué)習(xí)地區(qū)內(nèi)投資收益較高的企業(yè)，同群行為趨向理性化③。

表7 經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)投資收益學(xué)習(xí)標(biāo)桿選擇的影響

整體來看，無論是在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)下，抑或是在追逐利潤(rùn)動(dòng)機(jī)下，外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的惡化將使得企業(yè)在金融化同群學(xué)習(xí)行為上更趨向理性，這均支持了效率假說，即本文的研究假設(shè)H2b。結(jié)合經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)來看，未來較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)經(jīng)濟(jì)增速將有所放緩并進(jìn)入穩(wěn)定增長(zhǎng)階段，而該經(jīng)濟(jì)環(huán)境事實(shí)上將有利于抑制非理性的企業(yè)金融化同群行為發(fā)生，這也揭示了“穩(wěn)增長(zhǎng)”對(duì)新形勢(shì)下的金融監(jiān)管與風(fēng)險(xiǎn)防控具有一定意義。

五、進(jìn)一步擴(kuò)展與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)后果

從經(jīng)濟(jì)后果來看，企業(yè)金融化行為是否具有效率性問題仍然存在著爭(zhēng)議，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化將帶來抑制實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資[12]、擠壓企業(yè)創(chuàng)新投入[13]、加劇股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)等負(fù)面后果[34]，而部分學(xué)者則發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化能有助于提高企業(yè)投資效率以及緩解財(cái)務(wù)困境[4]。基于此，本文基于中介效應(yīng)檢驗(yàn)思路，結(jié)合同群效應(yīng)的學(xué)習(xí)機(jī)制來探討企業(yè)金融化經(jīng)濟(jì)后果。

本文以企業(yè)融資約束程度(KZ)以及投資收益率(Inv_Ret)作為被解釋變量，建立對(duì)應(yīng)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。當(dāng)被解釋變量為KZ時(shí)，變量Fin僅在列(3)中呈現(xiàn)顯著，回歸系數(shù)為0.378，對(duì)應(yīng)t值為2.605，綜合模型(1)的檢驗(yàn)結(jié)果(對(duì)應(yīng)前文表3)來看，可見企業(yè)金融化同群行為將加劇企業(yè)的融資約束程度，并且主要作用于融資約束較低的企業(yè)④，雖然該類企業(yè)由于融資能力相對(duì)較強(qiáng)，但是，資金濫用于“跟風(fēng)型”的金融化投資實(shí)質(zhì)上未有發(fā)揮“儲(chǔ)水池”效應(yīng)，反而加劇了企業(yè)融資約束水平。當(dāng)被解釋變量為Inv_Ret時(shí)，F(xiàn)in在列(5)與列(6)中的回歸系數(shù)分別為-0.103和0.042，兩者均達(dá)到顯著水平，這說明現(xiàn)階段的金融化同群行為在投資收益上更偏向是一種“趨向平均”的結(jié)果，即金融化區(qū)域?qū)W習(xí)模仿行為拖累了投資收益率高企業(yè)，但在一定程度上也有助于投資收益率低的企業(yè)改善自身投資收益水平，整體而言，無論是從預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)抑或是逐利動(dòng)機(jī)來看，企業(yè)金融化同群行為并未體現(xiàn)顯著的效率性。

表8 企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)后果影響檢驗(yàn)

(二)國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)差異比較

值得注意的是，在中國(guó)特殊制度背景之下，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異、政治關(guān)聯(lián)程度等因素均會(huì)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策帶來不同影響，進(jìn)而表現(xiàn)為投資行為上的分化，基于此，本文進(jìn)一步探討兩種產(chǎn)權(quán)屬性下，企業(yè)金融化區(qū)域同群行為決策中是否存在著差異。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，與國(guó)有企業(yè)相比，民營(yíng)企業(yè)具有更強(qiáng)的金融化區(qū)域同群效應(yīng)傾向，并且，隨著經(jīng)濟(jì)增速放緩以及經(jīng)濟(jì)政策不確定提高，民營(yíng)企業(yè)對(duì)其他企業(yè)金融化行為的學(xué)習(xí)模仿傾向比國(guó)有企業(yè)更為明顯⑤。

(三)貨幣政策選擇對(duì)企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)的影響

此外，本文還考察了不同取向的貨幣政策是否也將對(duì)我國(guó)企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)造成影響⑥。相關(guān)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，寬松的貨幣政策將強(qiáng)化企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)，在擴(kuò)張性的貨幣政策下，企業(yè)金融化的逐利動(dòng)機(jī)也有所加強(qiáng)，高投資收益的企業(yè)具有更強(qiáng)的金融化同群行為動(dòng)機(jī)，并且也出現(xiàn)了模仿學(xué)習(xí)低投資收益企業(yè)的非理性行為。綜合來看，我國(guó)現(xiàn)階段采取擴(kuò)張性的貨幣政策反而強(qiáng)化了對(duì)金融化的“利潤(rùn)追逐”需求，未來在貨幣政策的實(shí)施中，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步拓寬企業(yè)信貸獲取渠道，并強(qiáng)化對(duì)金融投機(jī)行為的監(jiān)管，避免貨幣投放增加引發(fā)的實(shí)體企業(yè)對(duì)金融資產(chǎn)投資的“盲目跟風(fēng)”⑤。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1．內(nèi)生性問題進(jìn)一步控制

借鑒Adhikari和Agrawal以及Leary和Roberts的思路[5][19]，本文以行業(yè)中其他上市公司的特征風(fēng)險(xiǎn)(特征回報(bào)率的12個(gè)月標(biāo)準(zhǔn)差)作為工具變量，基于月度回報(bào)率分行業(yè)進(jìn)行CAPM模型回歸，以樣本當(dāng)年度的前60個(gè)月作為估計(jì)區(qū)間。例如，2015年的樣本則以2010年1月至2014年12月的月收益率作為估計(jì)樣本，回歸估計(jì)出該區(qū)間CAPM模型的參數(shù)，然后將這些參數(shù)代入2015年1至12月的月收益率樣本中，計(jì)算出12個(gè)月的預(yù)期報(bào)酬，并對(duì)實(shí)際月報(bào)酬率與預(yù)期報(bào)酬率求差，上述結(jié)果則為特征回報(bào)率?；?SLS重新檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，本文結(jié)論基本不變。此外，本文還借鑒白重恩等的研究思路[35]，以主成分分析法構(gòu)建公司治理水平綜合指數(shù)，并進(jìn)一步計(jì)算出區(qū)域內(nèi)其他企業(yè)的平均治理水平作為第二個(gè)工具變量(G_SPDI)，基于此進(jìn)行2SLS回歸發(fā)現(xiàn)原結(jié)論同樣未有產(chǎn)生變化⑤。

2．核心變量替換重檢驗(yàn)

首先，本文將投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目進(jìn)行剔除，重新計(jì)算企業(yè)金融化水平(Fin2)以及對(duì)應(yīng)的同群效應(yīng)變量，基于上述變量對(duì)原模型重新進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，原結(jié)論基本保持不變；此外，在同群效應(yīng)學(xué)習(xí)機(jī)制檢驗(yàn)中，本文采用以現(xiàn)金流視角來對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資收益來進(jìn)行衡量，以上市公司現(xiàn)金流量表中的“收到的其他與投資活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金”與“支付的其他與投資活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金”之差大致測(cè)度收益規(guī)模，以此計(jì)算出投資收益率(Inv_Ret2)，基于該收益率重新計(jì)算的同群效應(yīng)指標(biāo)，重檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)原結(jié)論基本保持不變⑤。

3．替代性假設(shè)考慮

地方國(guó)有企業(yè)在政府干預(yù)下可能導(dǎo)致投資決策趨同，地方國(guó)資委對(duì)企業(yè)的政策干預(yù)也將可能導(dǎo)致財(cái)務(wù)政策的趨同效應(yīng)，本文結(jié)合相關(guān)研究，基于實(shí)際控制人股權(quán)結(jié)構(gòu)鏈條對(duì)樣本作進(jìn)一步約束。首先，根據(jù)年報(bào)披露的控制關(guān)系圖，手工收集并加工樣本上市公司的金字塔股權(quán)控制層級(jí)總數(shù)，以控制鏈上的企業(yè)為節(jié)點(diǎn)，同一控制鏈上的兩個(gè)節(jié)點(diǎn)之間為一層級(jí)，根據(jù)從實(shí)際控制人到上市公司所經(jīng)歷的最少控制層的來控制層級(jí)。然后，剔除國(guó)有實(shí)際控制人直接控制上市公司的樣本企業(yè)，以此將受到強(qiáng)政府干預(yù)的樣本排除。在控制政府監(jiān)管部門或者國(guó)資委等的政策干預(yù)對(duì)本文結(jié)果的影響下，本文的結(jié)論保持不變⑤。

六、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文以2008～2019年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，考察區(qū)域內(nèi)上市公司金融化同群行為的存在性，以及其學(xué)習(xí)機(jī)制隨外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的動(dòng)態(tài)變化。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化具有顯著的區(qū)域同群效應(yīng)，企業(yè)在金融化決策中更容易受到區(qū)域內(nèi)融資約束水平較高以及投資收益率低下的其他企業(yè)所影響，這表明我國(guó)企業(yè)金融化更偏向于“盲目跟風(fēng)”這一非效率行為；外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境動(dòng)態(tài)對(duì)企業(yè)金融化同群行為具有調(diào)節(jié)作用，隨著經(jīng)濟(jì)增速放緩以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，雖然企業(yè)金融化區(qū)域同群效應(yīng)將更加明顯，但是此時(shí)群體內(nèi)的學(xué)習(xí)模仿行為更趨于理性，上述環(huán)境因素強(qiáng)化了企業(yè)向融資約束水平低、投資收益率高企業(yè)的效仿傾向。

(二)理論啟示與政策建議

1．加強(qiáng)對(duì)企業(yè)金融化“盲目跟風(fēng)”行為的監(jiān)管，建立試點(diǎn)企業(yè)引導(dǎo)“以強(qiáng)帶弱”。探索采取分類監(jiān)管思路，通過科學(xué)的指標(biāo)體系識(shí)別出不同企業(yè)的金融化效率水平，對(duì)融資難、投資能力差的企業(yè)采取重點(diǎn)監(jiān)管，針對(duì)金融化效率較高、金融資產(chǎn)投資確實(shí)能夠?yàn)閷?shí)體企業(yè)帶來積極效應(yīng)的企業(yè)，可嘗試建立試點(diǎn)并促進(jìn)其與外部企業(yè)之間交流，帶動(dòng)地區(qū)內(nèi)其他企業(yè)金融化效率提升。

2．處理好“穩(wěn)增長(zhǎng)”與企業(yè)金融化同群效應(yīng)間的關(guān)系。中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)開始從高速度向高質(zhì)量轉(zhuǎn)變，未來經(jīng)濟(jì)增速將放緩并進(jìn)入穩(wěn)定增長(zhǎng)階段，企業(yè)金融化的同群效應(yīng)傾向雖然可能進(jìn)一步加強(qiáng)，但其學(xué)習(xí)機(jī)制將更趨向理性，因此，在未來對(duì)企業(yè)金融化行為的監(jiān)管上并非一味限制與“封堵”，更應(yīng)考慮是否能夠通過引導(dǎo)效率性的金融化同群效應(yīng)來降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，并發(fā)揮企業(yè)金融投資活動(dòng)對(duì)資本市場(chǎng)的“穩(wěn)定器”功能。

3．優(yōu)化貨幣政策手段、疏通貨幣傳導(dǎo)渠道?，F(xiàn)階段，擴(kuò)張的貨幣政策與緊縮的貨幣傳導(dǎo)渠道二者之間矛盾仍未得到充分解決，未來在貨幣政策寬松的實(shí)施過程中，應(yīng)當(dāng)加大力度拓寬企業(yè)信貸獲取渠道，避免企業(yè)陷入流動(dòng)性寬松的誤區(qū)，以防在逐利動(dòng)機(jī)驅(qū)使下對(duì)金融資產(chǎn)投資的“盲目跟風(fēng)”。

注釋：

①本文基于短期持有視角研究企業(yè)對(duì)金融資產(chǎn)的投資行為，事實(shí)上這也與現(xiàn)有研究基于長(zhǎng)期持有視角研究持股金融機(jī)構(gòu)投資行為的相關(guān)研究形成互補(bǔ)。

②誠(chéng)然，本文單純以公允價(jià)值變動(dòng)損益來衡量企業(yè)金融資產(chǎn)投資收益，并未將所有金融資產(chǎn)投資收益納入觀察之中。一方面，結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況來看，該損益項(xiàng)目受企業(yè)其他投資行為的噪音影響較小，能夠直觀地反映企業(yè)對(duì)市場(chǎng)價(jià)值波動(dòng)的判斷以及對(duì)投資組合的管理能力。結(jié)合同群效應(yīng)的決策過程來看，在信息搜尋成本最小化導(dǎo)向下，外部企業(yè)能夠直接在利潤(rùn)表中獲取并可將該數(shù)據(jù)直接納入至自身決策框架當(dāng)中，這也符合學(xué)習(xí)基準(zhǔn)選擇的便利性與可比性原則。

③這也表明了企業(yè)金融化對(duì)其他企業(yè)的模仿學(xué)習(xí)過程中，對(duì)學(xué)習(xí)標(biāo)桿的選取是環(huán)境依存的。在外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境不確定性水平上升的背景之下，此時(shí)將會(huì)把其他企業(yè)的某些關(guān)鍵特征納入到學(xué)習(xí)模仿的決策當(dāng)中，這也導(dǎo)致了在主檢驗(yàn)中系數(shù)不顯著，而在調(diào)節(jié)效應(yīng)中交互項(xiàng)呈現(xiàn)顯著。

④對(duì)列(2)系數(shù)進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，中介效應(yīng)依然不顯著。

⑤ 鑒于篇幅，檢驗(yàn)結(jié)果未有在此報(bào)告，相關(guān)結(jié)果留有備索。

⑥本文采用中國(guó)人民銀行和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局共同發(fā)布的《銀行家問卷調(diào)查》當(dāng)中的貨幣政策感受指數(shù)作為貨幣政策寬松與緊縮程度的代理變量。