汪 寶 覃 誠 趙振宇 臧日宏

一、引言

2015年底，習(xí)近平總書記在中央經(jīng)濟工作會議上指出：大量資金流向虛擬經(jīng)濟，使資產(chǎn)泡沫膨脹，金融風(fēng)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。這表明社會經(jīng)濟發(fā)展存在明顯的金融化現(xiàn)象，并產(chǎn)生一些消極影響。據(jù)統(tǒng)計，我國非金融上市企業(yè)持有貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、長期股權(quán)投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、應(yīng)收股利凈額和應(yīng)收利息凈額總和已經(jīng)由2009年的約25760.7億元上升到2019年的約116477億元，年平均增長率高達16.57%。(1)數(shù)據(jù)來源：國泰安數(shù)據(jù)庫。雖然金融資產(chǎn)相比其他資產(chǎn)，所具備的高流動性和高變現(xiàn)能力，會降低企業(yè)融資成本，但學(xué)者也認(rèn)為金融資產(chǎn)過度配置會給企業(yè)發(fā)展帶來消極影響，如擠出實體投資(2)張成思、張步曇：《中國實業(yè)投資率下降之謎:經(jīng)濟金融化視角》，《經(jīng)濟研究》2016年第12期。(3)Orhangazi O., “Financialisation and Capital Accumulation in the Non-financial Corporate Sector: A Theoretical and Empirical Investigation on the US Economy:1973-2003”, Cambridge Journal of Economics,Vol.9,No.6,2008,pp.863-886.、抑制企業(yè)主營業(yè)務(wù)發(fā)展(4)杜勇、張歡、陳建英：《金融化對實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響:促進還是抑制》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2017年第12期。等。此外，金融資產(chǎn)過度配置還會影響金融市場穩(wěn)定。(5)Riccetti L., etal., “Financialisation and Crisis in an Agent Based Macroeconomic Model”, Economic Modelling,Vol.52,No.2 2016,pp.162-172.(6)彭俞超、倪驍然、沈吉：《企業(yè)“脫實向虛”與金融市場穩(wěn)定：基于股價崩盤風(fēng)險的視角》，《經(jīng)濟研究》2018年第10期。因此，企業(yè)金融化問題已成為金融研究領(lǐng)域中的一項重要課題，而搞清楚企業(yè)金融化的原因無疑是其中的重要一環(huán)。

關(guān)于中國企業(yè)熱衷金融化投資的原因，學(xué)者已從企業(yè)外部環(huán)境和企業(yè)內(nèi)部治理兩個角度進行深入論證。從企業(yè)外部角度來看，金融化投資是企業(yè)應(yīng)對外部環(huán)境的反應(yīng)。外部環(huán)境包括如下幾個方面：第一，國家干預(yù)政策，如環(huán)境規(guī)制政策加大實體經(jīng)營的成本促使企業(yè)從主營業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)向金融市場(7)蔡海靜、謝喬昕、章慧敏：《權(quán)變抑或逐利：環(huán)境規(guī)制視角下實體企業(yè)金融化的制度邏輯》，《會計研究》2021年第4期。、產(chǎn)業(yè)政策增加政府補助和銀行信貸誘導(dǎo)企業(yè)開展金融化投資(8)郭飛、馬睿、謝香兵：《產(chǎn)業(yè)政策、營商環(huán)境與企業(yè)脫虛向?qū)崱趪椅迥暌?guī)劃的經(jīng)驗證據(jù)》，《財經(jīng)研究》2022年第2期。等；第二，經(jīng)濟因素，如貨幣供應(yīng)量增加(9)張成思、鄭寧：《中國實體企業(yè)金融化:貨幣擴張、資本逐利還是風(fēng)險規(guī)避》，《金融研究》2020年第9期。、行業(yè)競爭加劇(10)劉惠好、焦文妞：《銀行業(yè)競爭與企業(yè)金融化：基于融資約束的視角》，《西南民族大學(xué)學(xué)報(人文社會科學(xué)版)》2021年第8期。、營商環(huán)境變化，盈利壓力劇增(11)郭飛、馬睿、謝香兵：《產(chǎn)業(yè)政策、營商環(huán)境與企業(yè)脫虛向?qū)崱趪椅迥暌?guī)劃的經(jīng)驗證據(jù)》，《財經(jīng)研究》2022年第2期。；第三，社會因素，如社會信用水平降低，信貸審批更加嚴(yán)格，企業(yè)融資約束加大，進而轉(zhuǎn)向金融市場(12)向宇、代沁雯、馬俊峰：《社會信用對企業(yè)金融化的影響及其機制研究——基于城市失信被執(zhí)行人數(shù)據(jù)的分析》，《當(dāng)代財經(jīng)》2021年12期。等；此外，金融化決策是企業(yè)管理者決定的，故企業(yè)金融投資水平常年居高不下甚至有不斷提高的趨勢，也離不開企業(yè)內(nèi)部治理因素的作用，企業(yè)管理者本身的異質(zhì)性會影響金融化投資水平，管理團隊擁有學(xué)術(shù)背景的比例(13)杜勇、周麗：《高管學(xué)術(shù)背景與企業(yè)金融化》，《西南大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)》2019年第6期。、擁有海外背景的比例(14)龔光明、肖冰瑜：《海外背景董事與實體企業(yè)金融化》，《工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟》2020年第9期。、擁有金融背景的比例越高(15)杜勇、謝瑾、陳建英：《CEO金融背景與實體企業(yè)金融化》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2019年第5期。等，金融化投資水平越高。其他內(nèi)部治理因素，如股權(quán)激勵制度不完善(16)李鑫、佟巖、鐘凱：《管理層股權(quán)激勵與實體企業(yè)金融化》，《北京工商大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)》2021年第4期。、管理者與股東間的企業(yè)戰(zhàn)略差異度(17)孫潔、殷方圓：《行業(yè)競爭、戰(zhàn)略差異度與企業(yè)金融化》，《當(dāng)代財經(jīng)》2020年第12期。、過度負(fù)債(18)廉永輝、褚冬曉：《過度負(fù)債會加劇實體企業(yè)金融化嗎》，《云南財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2020年第10期。等都可以顯著提高企業(yè)金融化投資數(shù)量。由此可見，關(guān)于中國企業(yè)金融化投資增長的原因，學(xué)者已經(jīng)從企業(yè)外部環(huán)境和企業(yè)內(nèi)部治理兩種視角開展大量研究。但是這里忽視了一個重要因素，即企業(yè)自身并不是孤立存在的，而是置身在由企業(yè)構(gòu)成的巨大社會群體中。已有研究表明，個體行為不僅受到自身因素的影響，還會受到與它具有平等(互動)關(guān)系個體行為的作用。(19)鄭風(fēng)田、郎曉娟：《同群效應(yīng)理論研究的若干新進展》，《經(jīng)濟學(xué)動態(tài)》2007年第2期。這意味著同群效應(yīng)也可能會影響企業(yè)金融化行為。

研究企業(yè)金融化行為是否受同群效應(yīng)影響，如何準(zhǔn)確界定同群企業(yè)是關(guān)鍵。已有學(xué)者基于不同視角給出了不同方法。劉喜和等(20)劉喜和、沈晶晶、周妙雯：《非金融企業(yè)金融化的同群效應(yīng)驅(qū)動因素研究》，《現(xiàn)代財經(jīng)(天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報)》2020年第12期。運用企業(yè)間實際的空間距離來界定同群企業(yè)。許罡等(21)許罡、石懷旺、蔣小敏：《同群效應(yīng)與實體企業(yè)金融化》，《財經(jīng)論叢》2020年第5期。、許莉和王歡(22)許莉、王歡：《中國企業(yè)金融化的同群效應(yīng)研究》，《南京財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2021年第4期。依據(jù)企業(yè)處在同一行業(yè)來劃分同群企業(yè)。夏子航(23)夏子航：《企業(yè)金融化同群效應(yīng)：“取長補短”抑或“盲目跟風(fēng)”》，《中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報》2021年第4期。則分別運用企業(yè)處在同一行業(yè)、同一省份、同一行業(yè)同一省份來指定同群企業(yè)。由此來看，目前企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)的相關(guān)研究多是外生給定群體邊界。這種做法值得進一步商榷，原因在于這種方法界定的同群企業(yè)可能彼此陌生，缺乏交流。所以外生給定群體邊界，忽視了現(xiàn)實中企業(yè)存在的真實社會互動網(wǎng)絡(luò)。本研究考慮到群體中企業(yè)的相互學(xué)習(xí)、相互模仿更容易受到所嵌入社會結(jié)構(gòu)的影響(24)馮文娜、楊蕙馨：《中間性組織網(wǎng)絡(luò)中成員企業(yè)的學(xué)習(xí)模式研究》，《山東大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)》2008年第1期。。文化結(jié)構(gòu)是社會結(jié)構(gòu)的重要方面。在中國，個人關(guān)系是文化結(jié)構(gòu)的重要表現(xiàn)，也是一切信任和商業(yè)關(guān)系存在的基石。企業(yè)金融化行為的互動取決于企業(yè)間的信任程度。當(dāng)企業(yè)間存在某種親緣關(guān)系時，雙方間的信任程度更高，金融投資互動也就越頻繁，進而同群效應(yīng)越強。連鎖董事網(wǎng)絡(luò)作為企業(yè)間存在的真實社會互動網(wǎng)絡(luò)，已被許多學(xué)者用來研究企業(yè)行為，如財務(wù)決策行為(25)Fracassi C., “Corporate Finance Policies and Social Networks”, Management Science,Vol.63,No.8,2017,pp.2420-2438.等。此外，現(xiàn)有的部分企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)研究僅僅考慮了同群企業(yè)金融化行為，忽視了同群企業(yè)特征信息的作用。這主要是因為現(xiàn)有的企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)研究缺少統(tǒng)一的理論框架，從而使學(xué)者在研究此類問題時做法不一。有鑒于此：本文首先基于社會互動理論和連鎖董事理論，將企業(yè)對同群企業(yè)的模仿效應(yīng)和企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)效應(yīng)納入統(tǒng)一的分析框架下，構(gòu)建企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)影響模型，探究企業(yè)金融化行為的決策策略；然后在此基礎(chǔ)上利用2009—2019年我國上市非金融企業(yè)數(shù)據(jù)，對企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)是否存在“模仿效應(yīng)”和“學(xué)習(xí)效應(yīng)”進行檢驗、并對兩種效應(yīng)的貢獻程度進行對比分析。研究結(jié)果表明：第一，企業(yè)金融化行為不僅受到自身特征的影響，還受到同群效應(yīng)的顯著影響。第二，企業(yè)對同群企業(yè)金融化行為的反應(yīng)不僅是應(yīng)對同群企業(yè)金融化行為的策略互動，也會通過學(xué)習(xí)同群企業(yè)特征信息來調(diào)整自身金融化行為，即同群效應(yīng)存在“模仿”和“學(xué)習(xí)”兩種效應(yīng)。第三，在同群效應(yīng)兩種效應(yīng)中，學(xué)習(xí)效應(yīng)對同群效應(yīng)的貢獻度更大，這表明企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)主要是企業(yè)理性學(xué)習(xí)的結(jié)果。

與以往研究不同的是：第一，以往研究在討論同群企業(yè)對企業(yè)金融化行為的影響時，一是多關(guān)注企業(yè)受同群企業(yè)影響的模仿效應(yīng)，忽視企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)效應(yīng)，二是多以外生給定群體邊界的方法界定同群企業(yè)，忽視企業(yè)間存在的真實社會互動網(wǎng)絡(luò)。為此，本文運用社會互動理論和連鎖董事理論，將企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)：模仿效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)納入統(tǒng)一的分析框架中，構(gòu)建企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)影響模型并進行實證驗證。這既加深了對企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)的理解，又為深化后續(xù)研究內(nèi)容提供借鑒和參考。第二，在實證分析的基礎(chǔ)上，本文還對企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)中策略選擇進行比較分析。相關(guān)結(jié)論，不僅為企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)研究提供統(tǒng)一的理論框架，而且能為企業(yè)金融投資的健康發(fā)展提供借鑒和指導(dǎo)。

二、模型構(gòu)建和研究假設(shè)

(一)企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)影響機理分析

根據(jù)社會互動理論，個體行為除受自身因素影響外，還受同類群體的作用。進一步地認(rèn)為，個體行為受同類群體作用的原因不僅有非理性的因素，也有理性判斷的作用。非理性因素實質(zhì)是個體模仿同群行為而不考慮同群行為意圖的行為，即個體沒有運用知識去分析同群行為，只是通過觀察同群行為來決定自己的行為。該影響被稱作非理性的模仿效應(yīng)。而在理性判斷中，可觀察到的同群行為不再是影響個體決策的唯一因素，個體對同群行為背后特征信息的學(xué)習(xí)決定個體最終選擇。與上一個影響不同，這種影響被稱作理性的學(xué)習(xí)效應(yīng)。顯然：當(dāng)同群中的個體是非理性時，個體受模仿效應(yīng)影響來學(xué)習(xí)同群行為；當(dāng)同群中的個體是理性時，個體受學(xué)習(xí)效應(yīng)影響來學(xué)習(xí)同群行為。在信息不對稱下，現(xiàn)實中的個體往往是有限理性的，這意味著個體受到模仿效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)的雙重影響，從而學(xué)習(xí)同群行為。

根據(jù)連鎖董事理論，處在同一個連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中的企業(yè)，除了長時間相處磨合使思想和行為趨同外，短時間的學(xué)習(xí)和模仿也能達到同樣的效果。學(xué)習(xí)和模仿是同群中后行者具備先行者思想、觀念和行為方式的最有效手段。(26)劉喜和、沈晶晶、周妙雯：《非金融企業(yè)金融化的同群效應(yīng)驅(qū)動因素研究》，《現(xiàn)代財經(jīng)(天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報)》2020年第12期。這種學(xué)習(xí)和模仿在同處一個連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中企業(yè)間更加容易發(fā)生，繼而產(chǎn)生了企業(yè)互動行為中的交叉影響。這表明企業(yè)行為除受自身因素的影響外，還會受到同群企業(yè)類似行為和特征信息的作用。企業(yè)管理層之所以學(xué)習(xí)同群信息、模仿同群行為輔助自己決策；一是個體有限理性假設(shè)，現(xiàn)實中的企業(yè)管理者往往是有限理性的，會在學(xué)習(xí)同群企業(yè)信息后再進行模仿，以使失敗的風(fēng)險降到最低；二是管理者為保證其聲譽處于市場平均水平，為未來業(yè)績不好時容易推卸責(zé)任等，寧愿采取次優(yōu)行動，也不愿意偏離同群企業(yè)的選擇。在上述分析上，本文認(rèn)為同群企業(yè)影響企業(yè)金融化行為有兩種影響路徑：學(xué)習(xí)效應(yīng)和模仿效應(yīng)。接下來，本文將借助社會互動理論和連鎖董事理論將上述兩方面路徑納入統(tǒng)一分析框架下，構(gòu)建企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)影響模型。

(二)企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)影響模型構(gòu)建

基于以上兩方面的影響路徑，并借鑒Blume et al(27)Blume L. E., etal., “Linear Social Interactions Models”, Journal of Political Economy,Vol.123,No.2,2015,pp.444-496.的社會互動博弈模型，構(gòu)建企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)影響模型。他在文章中將社會互動博弈模型概括為社會規(guī)范和策略互補兩種形式。社會規(guī)范形式的社會互動博弈模型指同群的行為選擇可能被看作某種社會規(guī)范，個體遵循該規(guī)范而形成社會互動效應(yīng)。(28)社會互動效應(yīng)和同群效應(yīng)可做相同理解，下同。這里之所以這樣寫，是為和作者文章中寫法保持一致。策略互補形式的社會互動博弈模型指同群的行為選擇影響個體選擇的邊際收益，進而導(dǎo)致社會互動效應(yīng)。究竟哪種形式的社會互動博弈模型更適合構(gòu)建企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)影響模型？根據(jù)聲譽顧慮理論和推卸責(zé)任理論，企業(yè)管理者為保證其聲譽處于市場平均水平，為未來業(yè)績不好時容易推卸責(zé)任等，寧愿采取次優(yōu)級行動，也不愿偏離同伴企業(yè)的選擇。顯然，相對策略互補形式，企業(yè)管理者更是將同群企業(yè)的行為看作一種社會規(guī)范。因此，本文將基于社會規(guī)范形式的社會互動博弈模型來構(gòu)建企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)影響模型。

假設(shè)群體V是由N個企業(yè)組成的集合，同群中每個企業(yè)i的特征由(xi,zi)表示，其中xi是可觀察的特征，如企業(yè)規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率等，zi是不可觀察的特征。yi表示企業(yè)金融化決策。于是，企業(yè)i選擇金融化的效用取決自身金融化水平y(tǒng)i、自身特征(xi,zi)及同群中其他企業(yè)金融化決策yj和其他企業(yè)可觀察特征xj。企業(yè)i在可行區(qū)間(ymin,ymax)內(nèi)選擇yi實現(xiàn)效用最大化，效用函數(shù)可表示為：

本文運用連鎖董事網(wǎng)絡(luò)界定同群企業(yè)。一般來講，企業(yè)間共有董事人數(shù)越多，企業(yè)關(guān)系越緊密，行為也越可能趨同。假設(shè)kij為企業(yè)i和企業(yè)j共有的董事人數(shù)，且kii=0。G為企業(yè)與同群企業(yè)的關(guān)系矩陣。顯然，Gij=kij?！苆≠ikj為企業(yè)i與其他企業(yè)共有的董事之和。令Γij=Gij/∑j≠ikj=kij/∑j≠ikj,其中i≠j,且Γii=0。通過標(biāo)準(zhǔn)化處理，使得0≤Γij≤1。例如,假設(shè)經(jīng)濟中存在四家企業(yè)，企業(yè)1和企業(yè)2共有董事1名，企業(yè)1和企業(yè)3共有董事2名，企業(yè)1和企業(yè)4無共有董事，企業(yè)2和企業(yè)3共有董事1名，企業(yè)2和企業(yè)4共有董事2名；企業(yè)3和企業(yè)4共有董事1名，則企業(yè)間關(guān)系矩陣G和Γ分別為：

于是，同群企業(yè)可觀察特征向量可表示為按行標(biāo)準(zhǔn)化后的企業(yè)關(guān)系矩陣(Γ)點乘企業(yè)可觀察特征(x)向量；同群企業(yè)金融化決策向量可表示為按行標(biāo)準(zhǔn)化后的企業(yè)關(guān)系矩陣(Γ)點乘企業(yè)金融化決策(y)(29)與以往相關(guān)研究不同，本文在計算同群企業(yè)金融化水平和同群企業(yè)可觀察特征水平時，考慮到董事關(guān)系的強弱。即同群企業(yè)中哪一個企業(yè)與目標(biāo)企業(yè)共有的董事多，在計算同群企業(yè)金融化水平和同群企業(yè)個體特征時，就賦予其較大的權(quán)重。向量。在此基礎(chǔ)上，繼續(xù)可得：

至此，本文構(gòu)建了企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)影響模型，將同群效應(yīng)(社會互動效應(yīng))中的“模仿效應(yīng)”和“學(xué)習(xí)效應(yīng)”納入統(tǒng)一的分析框架下，為后續(xù)研究奠定堅實基礎(chǔ)。

(三)模型分析和研究假設(shè)

在企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)影響模型的基礎(chǔ)上，易得到企業(yè)i金融化行為的最優(yōu)反應(yīng)函數(shù)：

研究假設(shè)：企業(yè)金融化行為受到同群效應(yīng)——仿效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)的雙重影響

三、實證研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文考察的對象是除金融保險業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)外的上市企業(yè)，考察的時間為2009—2019年，數(shù)據(jù)來源為國泰安數(shù)據(jù)庫。此外，將按照以下四個步驟構(gòu)建研究樣本。第一，將企業(yè)董事數(shù)據(jù)與企業(yè)金融化、可觀察特征相關(guān)變量數(shù)據(jù)進行第一次匹配，并按年度分別輸出。此外，參考相關(guān)文獻，對第一次匹配后的樣本作如下處理：對存在數(shù)據(jù)缺失的樣本予以剔除；對連續(xù)變量進行上下1%的縮尾。第二，分年度構(gòu)建企業(yè)間同群關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。本文用連鎖董事理論界定同群企業(yè)，所以企業(yè)間同群關(guān)系網(wǎng)絡(luò)可用“節(jié)點是企業(yè)，連帶是共有董事，連帶的強弱取決企業(yè)共有董事的人數(shù)”加以描述，即“企業(yè)—企業(yè)”一模矩陣。具體做法：在第一次匹配后的結(jié)果上，按年度將企業(yè)和董事數(shù)據(jù)選出，運用UCINET軟件構(gòu)建各年度的“企業(yè)—董事”二模矩陣，并將其轉(zhuǎn)化為“企業(yè)—企業(yè)”一模矩陣(32)這里對“企業(yè)—企業(yè)”一模矩陣還做三個處理：一是對一模矩陣中不存在同群企業(yè)的企業(yè)進行刪除，以保證匹配后樣本庫中的企業(yè)都至少有一個企業(yè)作為其同群企業(yè)；二是對一模矩陣的對角值重設(shè)為0；三是對一模矩陣進行按行標(biāo)準(zhǔn)化處理。其中二和三的處理是為方便同群企業(yè)金融化水平、同群企業(yè)可觀察特征值的計算。。第三，根據(jù)“企業(yè)—企業(yè)”一模矩陣中企業(yè)代碼按年度對第一次匹配后的企業(yè)金融化、可觀察特征相關(guān)變量數(shù)據(jù)進行第二次匹配，并計算同群企業(yè)金融化、可觀察特征相關(guān)變量值。第四，將第二次匹配的各年度數(shù)據(jù)進行縱向合并，合并后的樣本即是本文的研究樣本。

(二)模型設(shè)定和變量定義

在不考慮同群效應(yīng)影響時，將基準(zhǔn)模型設(shè)定如(1)所示。在考慮同群效應(yīng)影響時：由于上述企業(yè)金融化同群效應(yīng)影響模型的構(gòu)建并沒有界定模仿、學(xué)習(xí)行為發(fā)生的時間，因此本文分析到，企業(yè)對同群企業(yè)金融化行為的模仿效應(yīng)是同群效應(yīng)中最簡單且直接的方式，而企業(yè)對同群企業(yè)可觀察特征的學(xué)習(xí)效應(yīng)往往需要一個過程，進行吸收和消化。于是，借鑒Dougal et al(33)Dougal C., etal., “Urban Vibrancy and Corporate Growth”, The Journal of Finance,Vol.70,No.1,2015,pp.163-210.和Leary and Roberts(34)Leary M. T., etal., “Roberts, Do Peer Firms Affect Corporate Financial Policy?”, The Journal of Finance,Vol.69,No.1,2014,pp.139-178.的研究，將企業(yè)對同群企業(yè)金融化行為的模仿效應(yīng)限定在當(dāng)期，設(shè)定如(2)所示的模型驗證同群效應(yīng)中的模仿效應(yīng)是否存在。將企業(yè)對同群企業(yè)可觀察特征的學(xué)習(xí)效應(yīng)限定在滯后一期，設(shè)定如(3)所示的模型驗證同群效應(yīng)中的學(xué)習(xí)效應(yīng)是否存在。同群效應(yīng)中的模仿效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)分別刻畫企業(yè)的非理性和理性活動，出于金融化決策穩(wěn)健性的考慮二者是否會同時發(fā)生作用。于是，設(shè)定如(4)所示的模型進行驗證。

finijt=α+βxijt-1+industryit+yeart+provincet+εijt

(1)

finijt=α+ρpeerfinijt+βxijt-1+industryit+yeart+provincet+εijt

(2)

finijt=α+ωpeerxijt-1+βxijt-1+industryit+yeart+provincet+εijt

(3)

finijt=α+ρpeerfinijt+ωpeerxijt-1+βxijt-1+industryit+yeart+provincet+εijt

(4)

其中：i表示企業(yè)，t表示年度，j表示企業(yè)所在的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)；fin表示企業(yè)金融化水平，peerfin表示同群企業(yè)金融化水平；x表示企業(yè)可觀察特征變量，peerx表示同群企業(yè)可觀察特征變量。industry、year和province分別為行業(yè)固定效應(yīng)、年度固定效應(yīng)、省份固定效應(yīng)，ε為隨機誤差項。上述變量選取如下：

首先是企業(yè)金融化變量的選取，本文參考Demir(35)Demir F., “Financial Liberalization, Private Investment and Portfolio Choice: Financialization of Real Sectors in Emerging Markets”, Journal of Development Economics,Vol.88,No.2,2009,pp.1-324.、張成思等(36)張成思、張步曇：《中國實業(yè)投資率下降之謎:經(jīng)濟金融化視角》，《經(jīng)濟研究》2016年第12期。等的界定方法，運用廣義金融資產(chǎn)占比和狹義金融資產(chǎn)占比進行測度。廣義金融資產(chǎn)包括貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、長期股權(quán)投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、應(yīng)收股利凈額和應(yīng)收利息凈額，而狹義金融資產(chǎn)需要在廣義金融資產(chǎn)上扣除長期股權(quán)投資凈額，并依次將二者用總資產(chǎn)進行標(biāo)準(zhǔn)化，分別記為fin1和fin2。一一對應(yīng)，同群企業(yè)金融化水平也運用上述指標(biāo)進行度量，分別記為peerfin1和peerfin2，且同群企業(yè)金融化水平值=歸一化后的企業(yè)關(guān)系矩陣(Γ)點乘企業(yè)金融化水平向量，計算說明見前文。

其次是企業(yè)可觀察特征系列變量的選取，本文參考以往相關(guān)研究，從經(jīng)營特征、治理特征、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)三個方面對企業(yè)的基本面進行描述。這里：企業(yè)規(guī)模(資產(chǎn)的對數(shù)，記size，控制增長速度)、資產(chǎn)凈利率(凈利潤/總資產(chǎn)，記roa，控制盈利能力)、資本密集度(固定資產(chǎn)凈額/總資產(chǎn)，記capr，控制經(jīng)營性資產(chǎn)投資需求)、高管持股比例(高管持股數(shù)/總股數(shù)，記smr，控制高管行為偏好)、企業(yè)股權(quán)性質(zhì)(1代表國有，0代表非國有，記state，控制企業(yè)屬性)。一一對應(yīng)，同群企業(yè)可觀察特征變量也包括上述這些變量，分別記為peersize、peerroa、peercapr、peersmr、peerstate，且同群企業(yè)可觀察特征變量值=歸一化后的企業(yè)關(guān)系矩陣(Γ)點乘企業(yè)可觀察特征變量，計算說明見前文。

四、回歸結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1給出了主要變量描述性統(tǒng)計的結(jié)果。從均值上來看，無論是廣義金融資產(chǎn)占比還是狹義金融資產(chǎn)占比，單個企業(yè)均和同群企業(yè)相近，分別為0.256、0.257，0.224、0.224，符合理論預(yù)期。但是從標(biāo)準(zhǔn)差上來看，無論是廣義金融資產(chǎn)占比還是狹義金融資產(chǎn)占比，單個企業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.166、0.155，均相應(yīng)高于同群企業(yè)標(biāo)準(zhǔn)差0.106、0.1，這表明金融化行為在單個企業(yè)層面存在一定的差異性，而連鎖董事網(wǎng)絡(luò)下的同群企業(yè)抹平這種差異性。其他變量不再一一解釋。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)檢驗結(jié)果及分析

表2匯報了同群效應(yīng)存在性的回歸結(jié)果。相關(guān)分析如下：在不考慮同群效應(yīng)影響時，模型(1)的回歸結(jié)果見表2中的第(1)列和第(2)列。比較第(1)列和第(2)列可以看出，除高管持股比例影響方向不確定性外，無論是廣義金融資產(chǎn)占比還是從狹義金融資產(chǎn)占比，企業(yè)金融化行為與企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資本密集度之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，與企業(yè)資產(chǎn)凈利率、企業(yè)性質(zhì)呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。上述結(jié)論與以往相關(guān)研究基本保持一致。

在考慮同群效應(yīng)影響時，主要從以下三個方面進行分析。第一，企業(yè)金融化行為受同群企業(yè)影響的模仿效應(yīng)是否存在。模型(2)的回歸結(jié)果見表2中的第(3)列和第(4)列。從第(3)列和第(4)列來看，企業(yè)的廣義金融資產(chǎn)占比和狹義金融資產(chǎn)占比分別受同群企業(yè)廣義金融資產(chǎn)占比、狹義金融資產(chǎn)占比影響的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。說明企業(yè)金融化行為受同群效應(yīng)中模仿效應(yīng)的影響。然而，作為一種較低層次的決策模式，企業(yè)對同群企業(yè)金融化行為決策僅僅是機械式的模仿，從長遠(yuǎn)來看，可能不是最優(yōu)的。第二，企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)效應(yīng)是否存在。模型(3)的回歸結(jié)果見表2中的第(5)列和第(6)列。第(5)列和第(6)的回歸結(jié)果表明，企業(yè)在金融化決策過程中會學(xué)習(xí)同群企業(yè)的特征信息，即企業(yè)金融化行為受同群效應(yīng)中學(xué)習(xí)效應(yīng)的作用。在該種決策模式下，各類特征信息發(fā)揮的作用不盡相同，滯后一期的同群企業(yè)資本密集度、同群企業(yè)高管持股比例、同群企業(yè)性質(zhì)對目標(biāo)企業(yè)當(dāng)期金融資產(chǎn)占比具有顯著的負(fù)向影響，滯后一期的同群企業(yè)規(guī)模則具有顯著正向影響，滯后一期的同群企業(yè)資產(chǎn)凈利率的影響并不顯著。不同于模仿效應(yīng)，學(xué)習(xí)效應(yīng)需要企業(yè)具備強有力的數(shù)據(jù)收集和分析能力，否則會由于同群企業(yè)特征信息過于繁雜，可能會出現(xiàn)錯判等問題，并影響到企業(yè)金融化行為。第三，企業(yè)對同群企業(yè)金融化行為的模仿效應(yīng)和企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)效應(yīng)是否會同時發(fā)揮作用。模型(4)的回歸結(jié)果見表2中的第(7)列和第(8)列。第(7)列和第(8)列表現(xiàn)兩方面內(nèi)容：一方面，同群企業(yè)廣義金融資產(chǎn)占比和同群企業(yè)狹義金融資產(chǎn)占比均對企業(yè)相應(yīng)的金融資產(chǎn)占比具有顯著的正向影響，具體表現(xiàn)為同群企業(yè)廣義(狹義)金融資產(chǎn)占比增長1個單位將導(dǎo)致企業(yè)廣義(狹義)金融資產(chǎn)占比增長0.06(0.047)個單位；另一方面，同群企業(yè)特征信息對企業(yè)廣義金融資產(chǎn)占比、狹義金融資產(chǎn)占比的影響均有顯著變量存在。這兩方面內(nèi)容表明企業(yè)金融化行為不僅受到同群效應(yīng)中模仿效應(yīng)的影響，還受到同群效應(yīng)中學(xué)習(xí)效應(yīng)的作用，即企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)有學(xué)習(xí)效應(yīng)和模仿效應(yīng)之分。

此外，將學(xué)習(xí)效應(yīng)和“模仿+學(xué)習(xí)”的組合效應(yīng)結(jié)合起來看，同群企業(yè)特征信息對企業(yè)金融化行為的影響，主要表現(xiàn)為兩種效應(yīng)：擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)。如果同群企業(yè)特質(zhì)信息變量對企業(yè)金融化行為的影響方向和企業(yè)相應(yīng)的特征信息變量影響方向一致，則稱同群企業(yè)特征信息對企業(yè)金融化行為具有擠入效應(yīng)。如果兩者方向不一致，則稱作擠出效應(yīng)。由表2可以看出：同群企業(yè)規(guī)模和同群企業(yè)性質(zhì)對目標(biāo)企業(yè)金融化行為具有擠出效應(yīng)；同群企業(yè)資產(chǎn)凈利率和同群企業(yè)資本密集度對目標(biāo)企業(yè)金融化行為具有擠入效應(yīng)；同群企業(yè)高管持股比例不穩(wěn)定，有時是擠入效應(yīng)，有時是擠出效應(yīng)。

表2 同群效應(yīng)存在性的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.控制社會經(jīng)濟政策不確定性

企業(yè)金融化行為相關(guān)研究認(rèn)為，當(dāng)市場不確定性較高時，企業(yè)有強烈的動機進行金融化行為以確保資產(chǎn)的增值和保值，這意味著企業(yè)金融化行為可能是企業(yè)應(yīng)對市場不確定性的一個有效工具。于是，可能存在這樣一種情形，即企業(yè)金融化行為是企業(yè)主動避險的結(jié)果，而不是企業(yè)受同群效應(yīng)影響的結(jié)果。為此，本文運用中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(37)數(shù)據(jù)來源http://www.policyuncertainty.com/scmp_monthly.html.來衡量社會經(jīng)濟政策的不確定性，記為epu，并在回歸中加以控制，回歸結(jié)果見表3中的(1)部分。從中可以看出，回歸結(jié)果與上文回歸結(jié)果基本一致。由于篇幅原因，僅展示廣義金融資產(chǎn)的回歸結(jié)果，狹義金融資產(chǎn)的回歸結(jié)果，如需要可向作者索取，下同。

2.控制地區(qū)非實體經(jīng)濟的發(fā)展水平

考慮到企業(yè)金融化行為程度高低可能與地區(qū)非實體經(jīng)濟發(fā)展水平相關(guān)，即地區(qū)非實體經(jīng)濟發(fā)展水平高，該地區(qū)的企業(yè)金融化行為程度就高，反之則反。而不是企業(yè)受同群效應(yīng)影響的結(jié)果。為此，本文運用地區(qū)金融業(yè)增加值、 地區(qū)房地產(chǎn)業(yè)增加值兩者之和占地區(qū)生產(chǎn)總值之比( 數(shù)據(jù)來源為國泰安數(shù)據(jù)庫)來衡量地區(qū)非實體經(jīng)濟的發(fā)展水平,記為dqfa，并在回歸中加以控制，回歸結(jié)果見表3中的(2)部分。從中可以看出，相關(guān)結(jié)論與上文基本一致。

表3 穩(wěn)健性檢驗第一部分展示

3．替換金融化指標(biāo)

本文對金融資產(chǎn)的界定，都包括投資性房地產(chǎn)?？紤]投資性房地產(chǎn)作為一項金融資產(chǎn)尚存在爭議，如果將投資性房地產(chǎn)界定為金融資產(chǎn)可能會給結(jié)論帶來影響。為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文在剔除投資性房地產(chǎn)后重新計算廣義金融資產(chǎn)占比(peerfin3)和狹義金融資產(chǎn)占比(peerfin4)，并重新進行回歸，回歸結(jié)果見表4第(1)部分。從中可以看出，采用替換金融化指標(biāo)的結(jié)果與上文基本一致。

4.內(nèi)生性問題

由于遺漏變量可能導(dǎo)致模型中的殘差項包含了與解釋變量相關(guān)的信息，再用OLS方法進行模型估計，會產(chǎn)生偏差。所以本文借鑒Leary and Roberts(2014)(38)Leary M. T., etal., “Roberts, Do Peer Firms Affect Corporate Financial Policy?”, The Journal of Finance,Vol.69,No.1,2014,pp.139-178.的處理方法，將核心解釋變量(peerfin1和peerfin2)滯后一期作為工具變量，運用工具變量——廣義矩估計(IV-GMM)的估計方法進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果見表4第(2)部分。從中可以看出，回歸結(jié)果支持了前述結(jié)論。

表4 穩(wěn)健性檢驗第二部分展示

5.子樣本回歸

2013年10月，中組部頒布了《關(guān)于進一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職(任職)問題的意見》。隨后，大量擔(dān)任獨立董事的官員從企業(yè)離職，進而造成董事網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和結(jié)構(gòu)的變化。為排除該變化對結(jié)論穩(wěn)健性的影響，本文將研究樣本分為兩個子樣本：2009—2013年和2014—2019年，并分別對其進行回歸分析，回歸結(jié)果見表5。從表5中可以看出，雖然2009—2013年子樣本的同群企業(yè)特征信息變量顯著性個數(shù)有所減少，但學(xué)習(xí)效應(yīng)仍然存在。且結(jié)合2014—2019年子樣本的回歸結(jié)果可知，子樣本回歸結(jié)論和本文結(jié)論基本一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗第三部分展示

五、企業(yè)金融化行為決策中同群效應(yīng)的策略分析

上文已證實企業(yè)金融化行為受同群效應(yīng)中的學(xué)習(xí)效應(yīng)和模仿效應(yīng)的影響。因此，繼續(xù)分析到企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)的決策策略包括模仿行為和學(xué)習(xí)行為兩種選擇模式。企業(yè)的模仿行為包括模仿效應(yīng)模型中的直接模仿行為，又包括“模仿效應(yīng)+學(xué)習(xí)效應(yīng)”組合效應(yīng)模型中的模仿部分，企業(yè)的學(xué)習(xí)行為包括學(xué)習(xí)效應(yīng)模型中企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)效應(yīng)，又包括“模仿效應(yīng)+學(xué)習(xí)效應(yīng)”組合效應(yīng)模型中的學(xué)習(xí)部分。接下來，本文將對企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)策略中兩種選擇模式進行研究，以揭示同群效應(yīng)策略特征。主要思路是在表2中(3)至(8)列模型的基礎(chǔ)上，通過測算企業(yè)模仿行為、學(xué)習(xí)行為對企業(yè)金融化行為的解釋程度，并在此基礎(chǔ)上分析得出結(jié)論。具體方法是：首先，將各模型中同群變量與其回歸系數(shù)相乘并求和；其次，對企業(yè)金融化行為的擬合值進行求和；最后，運用兩者的比值測算企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)的解釋程度，測算結(jié)果見表6。從表6中可以看出：第一，如果僅考慮企業(yè)對同群企業(yè)的模仿行為，那么模仿行為對廣義金融資產(chǎn)占比的解釋度達6.35%，對狹義金融資產(chǎn)占比的解釋度達5.98%?？梢缘贸銎髽I(yè)對同群企業(yè)金融化水平的模仿提高了自身金融化水平的結(jié)論。這是企業(yè)競爭性動機所驅(qū)動的金融化水平的擴張。第二，如果僅考慮企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)行為，那么企業(yè)學(xué)習(xí)同群企業(yè)特征信息提高了自身金融化水平。這是企業(yè)接納性動機所驅(qū)動的金融化水平的擴張。第三，將僅考慮學(xué)習(xí)行為和僅考慮模仿行為相比較來看，企業(yè)的學(xué)習(xí)行為對自身金融化水平的擴張貢獻度更大，具體表現(xiàn)為：對廣義金融資產(chǎn)占比的解釋度達到31.68%；對狹義金融資產(chǎn)占比的解釋度達到45.59%。這一結(jié)果表明，企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)主要受同群效應(yīng)中學(xué)習(xí)效應(yīng)的影響，是企業(yè)理性學(xué)習(xí)的結(jié)果。第四，當(dāng)同時考慮模仿行為及學(xué)習(xí)行為時，企業(yè)模仿行為對自身金融化水平(廣義金融資產(chǎn)占比和狹義金融資產(chǎn)占比，下同)擴張的貢獻程度分別降至6.27%、5.73%，而企業(yè)學(xué)習(xí)行為對自身金融化水平擴張的貢獻度增至37.58%、52.62%。此外，同群效應(yīng)對企業(yè)金融化行為的凈影響最終表現(xiàn)為促進效應(yīng)。這說明，在目前行業(yè)環(huán)境下，企業(yè)受到同群企業(yè)金融化行為的影響而進行金融化行為，或者通過學(xué)習(xí)同群企業(yè)特征信息得到相關(guān)技術(shù)或經(jīng)驗從而使自身也進行金融化行為，二者會使企業(yè)金融化行為具有同群效應(yīng)。

表6 模仿及學(xué)習(xí)行為對企業(yè)金融化行為決策的解釋度

六、研究結(jié)論及啟示

在研究企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)時，不應(yīng)當(dāng)僅考慮同群效應(yīng)中的模仿效應(yīng)，還應(yīng)當(dāng)考慮企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)效應(yīng)。為此，本文基于社會互動理論和連鎖董事理論，將企業(yè)對同群企業(yè)的模仿效應(yīng)和企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)效應(yīng)納入統(tǒng)一的分析框架下，探究企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)的存在性和策略選擇。研究發(fā)現(xiàn)：第一，在運用連鎖董事網(wǎng)絡(luò)界定同群企業(yè)時，企業(yè)金融化行為具有顯著的同群效應(yīng)。這種同群效應(yīng)表現(xiàn)為：企業(yè)受到同群企業(yè)金融化行為的影響而進行金融化行為，或者通過學(xué)習(xí)同群企業(yè)特征信息得到相關(guān)技術(shù)或經(jīng)驗從而使自身也進行金融化行為。也就是說，企業(yè)金融化行為與同群企業(yè)金融化行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)也會根據(jù)同群企業(yè)傳遞的特征信息來修正自身金融化行為，即同群效應(yīng)有模仿效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)之分。第二，企業(yè)對同群企業(yè)金融化行為的模仿效應(yīng)和企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)效應(yīng)對自身金融化水平擴張的貢獻度不同，學(xué)習(xí)效應(yīng)對企業(yè)金融化行為的貢獻度更大，這表明：在目前市場環(huán)境中，企業(yè)金融化行為同群效應(yīng)主要是企業(yè)理性學(xué)習(xí)的結(jié)果。進一步分析得到，企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)效應(yīng)主要是通過擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)來發(fā)揮作用。

本文研究結(jié)論具有如下政策含義：第一，作為監(jiān)管層，在制定“脫虛向?qū)崱毕嚓P(guān)政策時，對同群效應(yīng)的考慮要全面，不僅要考慮企業(yè)對同群企業(yè)的模仿效應(yīng)，還要考慮企業(yè)對同群企業(yè)特征信息的學(xué)習(xí)效應(yīng)，以合理預(yù)期政策效果。第二，引導(dǎo)、規(guī)范、強化企業(yè)“脫虛向?qū)崱钡娜酥卫砟?。與我們?nèi)粘Ｓ^念不同，企業(yè)對同群企業(yè)特征信息理性的學(xué)習(xí)效應(yīng)之所以會更加刺激企業(yè)金融化行為。這是因為在目前市場環(huán)境中，尤其是當(dāng)金融資產(chǎn)的邊際收益大于實體經(jīng)濟的邊際收益時，企業(yè)增加金融化投資是其在分析同群企業(yè)特征信息后作出的最佳選擇。所以，必須從觀念上引導(dǎo)企業(yè)管理層強化實體投資，實現(xiàn)從“脫虛向?qū)崱钡霓D(zhuǎn)變，進而引導(dǎo)企業(yè)走向“理性學(xué)習(xí)”的預(yù)期。第三，企業(yè)對同群企業(yè)金融化行為的模仿效應(yīng)歸根結(jié)底是企業(yè)競爭性策略驅(qū)動的。所以在推進“脫虛向?qū)崱钡倪^程中，政府應(yīng)引導(dǎo)市場合理競爭，通過財政扶持等方式為企業(yè)提供良好的發(fā)展環(huán)境，避免由于模仿帶來“脫實向虛”行為。