同群行為與企業金融化投資動因分析

（對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院，北京 100029）

引 言

金融發展是實體經濟的資金來源與重要支撐，脫離了實體經濟的金融發展便成為無源之水、無本之木。2019年2月，習總書記在中共中央政治局集體學習講話中提出，“經濟是肌體，金融是血脈，兩者共生共榮”。近年來，隨著我國經濟新常態發展理念的提出與經濟增速放緩，實體經濟發展出現了 “脫實向虛”的跡象，金融對實體經濟支撐作用成為各方討論的焦點。同時，2012以來，上市公司脫離主業經營、進行金融化投資的現象越發普遍。

“同群效應”是指公司的財務決策不僅受到公司自身發展與目標影響，還受到同行業、同地區其他公司行為影響（Leary 和 Robert， 2014）［1］。 在企業獲得信息渠道有限的背景下，模仿性同群行為會對企業經營決策產生影響，同時又會造成系統性風險的擴大。企業金融化行為是否與同群效應有關？金融化同群行為的發生，是基于企業的盲目追風模仿，還是競爭壓力下企業的必然選擇？同群行為表現為同群獲利追逐，還是同群虧損震懾？上述問題是本文關注的焦點。

本文的邊際貢獻在于：（1）現有文獻多從企業自身經營動因與蓄水池動因角度，分析金融化投資行為產生動因及對脫實向虛行為影響，但鮮有文獻從同群效應視角分析同群金融化投資對企業自身金融化投資行為影響。本文將同群效應分析加入金融化動因分析中，對金融化投資動因有了進一步擴展和更為全面的認識；（2）現有文獻認為，金融投資與實體投資之間的套利動機并不明顯。本文在此基礎上進一步從同群角度分析了企業金融化投資具有盲目追隨特征，豐富了現有理論對套利動機的理解；（3）本文進一步指出了企業脫實向虛與業績壓力之間的關聯性，從競爭性模仿動機上進一步為未來政策如何提升實體效率提供了依據。

1 文獻回顧及假設提出

1.1 金融化主要動因

企業金融化的動機包括預防性儲蓄動機和投機套利動機。對于 “蓄水池效應”來說， “預防性儲蓄”理論認為，企業持有金融資產的目的是流動性儲備，以防止現金流沖擊帶來的資金鏈斷裂風險（胡奕明等，2017）［2］。相較于固定資產，金融資產的流動性更強，當企業面臨財務困境時，企業能夠迅速通過出售金融資產及時獲得流動性，從而緩解企業的資金壓力。同時，當企業認為未來將面臨著宏觀經濟的不確定或潛在的投資機會時，也會偏好于持有金融資產，尤其是那些本身就存在融資約束的企業（Almeida 和 Campello， 2007）［3］；對于 “實體替代” 動機來說，杜勇等（2017）［4］通過長期與短期金融化投資期限劃分，指出長期金融化投資會對業績造成負面沖擊，更具有脫實向虛的特征。Seo等（2012）［5］分別通過韓國的數據驗證了 “擠出效應” 的存在。 Tori等（2017）［6］認為，金融化投資及產生收益均對實體投資產生負面影響。

同時，也有學者從套利動機出發，認為金融投資收益率較實體經濟投資收益率更高時，企業會以金融資產投資替代實體經濟投資（Demir和Firat， 2009）［7］。 也有學者認為， 套利動機并不存在。張成思和鄭寧（2019）［8］認為，金融化投資與套利動機并無直接相關性，而是與金融化投資能夠提供更為穩定的收益有關。同時也有文獻認為，金融化具有保值性投資特征，企業在賣空行為等外部沖擊下，通過保值性金融投資行為應對業績壓力（俞毛毛和馬妍妍，2020）［9］。

1.2 同群效應與投資行為

同群效應是基于多個理論模型產生的，當市場上有多個參與者時，決策者的理性決策行為受到其他決策者的影響，容易出現對同行的模仿行為（Scharfstein 和 Stein， 1990）［10］。 盡管每個公司的決策者都可以通過直接分析來決定公司的最優行為，但是同群行為背景下，又會受到同群公司行為的影響。在極端情況下，信息級聯可能發生，在這種情況下，公司采取的財務政策完全不依賴于他觀察同行決策之前所獲得的先驗信息（Banerjee， 1992）［11］。 產生同群效應的行為解釋主要是管理者的非理性預期。如當同行管理者的股利決策超過了管理者的內部決策過程時，公司管理者就會忽視內部分析的有效性（Bénabou 等， 2016）［12］，就會產生同群效應。

同群效應同樣對企業投資行為具有重要影響（Chen 和 Ma， 2017）［13］， 同時此種影響在具有信息優勢的企業中表現得更為明顯。Foucault和Fresard（2014）［14］認為，企業投資決策受同群公司估值影響明顯，當同群公司股價能夠傳遞更多信息時，企業自身股價對投資行為的影響降低。股利分配方面， Grennan和 Jillian（2019）［15］認為，同群公司股利分配增加，會增加目標企業股利分配15%以上。

作為信息交流與傳播的重要途徑，企業金融化投資具有較強的透明度，同時跟隨者能夠通過二級市場獲得模仿企業的金融產品投資價值，進而直接影響金融化投資決策。與傳統投資相比，由于金融化產品的變現能力強、門檻低，短期資金監管較為寬松，金融化投資的跟風性、模仿性更強。同時，信息不對稱的情況下，企業能夠快速獲得收益緩解短期業績與資金壓力，滿足股東價值需求。

基于以上分析，本文提出假設1：

假設1：同群公司金融化行為對目標公司金融化行為產生影響，當同群公司金融化投資比例增加時，目標公司金融化投資比例相應增加。

1.3 同群效應產生的內外部機制

同群效應存在兩種機制：外部機制方面，企業通過觀察式模仿追逐獲得過高收益的企業投資行為（陸蓉和常維，2018）［16］，或通過并購方式改善業績（萬良勇等，2016）［17］。同時，同群企業遭受投資虧損或違規懲罰，也會形成震懾作用；內部機制方面，競爭性模仿行為能夠維持企業市場占有率，與同行業對手更好地開展競爭活動（Lieberman和Asaba， 2016）［18］； 過往的投資經驗同樣會提升金融化行為經驗，減少同群模仿行為。

由于資本跨行業流動與企業模仿動機等因素，加上金融化投資行為自身存在的投資者 “非理性”因素，造成有限理性理論支撐下，金融化投資同樣存在較為嚴重的同群行為特征。短期來看，企業無法獲得足夠的信息，在非理性特征與信息不對稱共存的情況下，可能會追隨行業投資贏家進行金融化投資行為。但在非理性動機存在的條件下，虧損震懾作用卻不一定存在；長期來看，競爭性模仿下企業會通過獲得長期穩定收益作為應對競爭的主要方式。若同群競爭對手存在此種行為，企業為維持自身市場份額，同樣存在模仿動機。

基于以上分析，本文提出以下假設：

假設2a：企業短期存在觀察式模仿下的跟風追漲特征，同時企業投資行為較少受到行業虧損的震懾；

假設2b：企業長期存在競爭性模仿下保值性投資行為，此種行為隨行業競爭度提升而提升。

2 數據說明與模型設定

2.1 變量說明

2.1.1 金融化度量方法

本文參照劉珺等（2014）［19］對于金融資產的劃分方式，將金融資產投資按照初始持有動機以及是否存在脫實向虛行為，分為兩類：（1）短期金融資產，即交易性金融資產；（2）中長期金融資產，包含其他各類金融資產，包括衍生金融資產、可供出售金融資產、持有到期投資、投資性房地產4個科目。由于長期股權投資中包含一部分非金融投資科目，本文暫未將此科目中金融投資資產部分列入到金融資產核算中。同時，本文采用短期與長期金融化投資之和占總資產比例，表示企業金融化投資強度。

2.1.2 同群行為度量方法

本文借鑒陸蓉和常維（2018）［16］對于同群效應的識別方法，分別將剔除自身后，同群金融化投資比例，區分為公司所在省份但不同行業平均比例（peerfinpro1）、所在行業但不同省份平均比例（peerfinpro2）、同一省份同一行業平均比例（peerfinpro3）3個變量，作為核心解釋變量。

2.1.3 主要控制變量

本文采用公司投資行為分析中常用的控制變量，其中財務指標包括：企業規模（size）、企業杠桿水平（lev）、主營業務收入增長率水平（incgrowth）、成長性（tobinq）；公司治理指標包括：企業董事會規模（boardnum）、兩權合一變量（dual）、企業前十大股東占比（top10）；引入同群財務指標。同時，在回歸中對行業、年份固定效應進行控制。

本文所使用的變量名稱及定義如表1所示①。

表1 變量名稱及定義

續 表

2.2 實證分析模型

2.2.1 同群效應與企業金融化投資行為

為驗證假設1觀點，本文參照陸蓉和常維（2018）［16］、 萬良勇等（2016）［17］對于企業金融化投資行為的分析方式，通過面板固定效應模型進行回歸分析，回歸方程如式（1）所示。

其中i代表企業，t代表年份，j代表企業所在行業，p代表企業所在省份，-j代表同行業其他公司，-p代表同省份其他公司。等式右端第1項表示年度t中同一省份、不同行業的企業平均金融化投資比例；第2項表示年度t中同一行業、不同省份企業平均金融化投資比例；第3項表示年度t中，同一行業、同一省份企業平均金融化投資比例。本文回歸中分別通過將3個變量同時引入回歸方程和逐一引入的方式，分析不同同群劃分方式對企業金融化投資影響。同時本文中引入行業和年份固定效應。若β1～β3中1個或幾個系數顯著大于0，說明同行業、同地區樣本金融化投資比例會顯著影響企業自身金融化投資選擇。

2.2.2 模仿性動機與競爭性動機驗證

進一步地，為驗證假設2a與假設2b成立性，本文分別引入同群收益指標與行業競爭度指標，進行模仿動機與競爭動機驗證。

（1）觀察式模仿性動機

為驗證假設2a成立性，本文借鑒陸蓉和常維（2018）［16］的分析方法，對同年份中同省份但不同行業樣本進行分析，以投資收益占金融資產比重作為近似金融投資回報率，計算同群均值水平。若企業上一年度投資收益率小于同群收益率，則L_CAR＝1，否則為0；若上一年同行業投資收益率均值小于0，則S_CAR＝1，否則為0。

觀察式模仿行為回歸方程如下所示：

回歸方程中若β1a＞0，則說明企業存在追漲動機；若β1b＞0，則說明同群虧損對企業存在震懾作用。

（2）競爭模仿動機檢驗

為驗證假設2b成立，本文在主回歸中加入HHI調節變量，以及企業投資經驗變量，分析企業過往投資經驗，以及行業競爭性狀況是否會影響到同群動機下金融化投資比例。HHI根據該年度同一行業企業銷售收入份額計算得出。回歸模型如下：

若λ3顯著小于0，說明樣本所在行業競爭度提升會造成同群樣本金融化投資比例增加，對樣本企業自身金融化投資正向影響越明顯，競爭性動機成立；若γ3顯著小于0，說明以往投資經驗的增加會降低企業模仿性投資欲望。

3 實證分析結果

3.1 同群效應與金融化動機

本文分別對同行業、同地區上市公司金融化行為，是否能夠通過同群行為動機，帶來企業自身金融化投資比例提升進行面板固定效應回歸分析，結果如表2所示。

表2 上市公司金融化投資同群效應存在性檢驗

從回歸結果能夠看出：（1）企業金融化投資比例更多受到同地區金融化投資行為影響，并且同地區、同行業樣本同群行為同樣會影響企業自身金融化行為決策； （2）企業自身現金狀況提升，會降低金融化投資動機，同時負債率對金融化投資比率影響較小。

從實證分析可以看出，同一省份資本富余程度、相關政策、金融開放度等宏觀因素對企業信息獲得與投資決策影響較大，開放度較高的省份企業能夠獲得更多的市場信息。同時，企業金融化決策又與自身業績特征存在關聯性，盈利能力較弱的企業更易于受到同群投資行為影響。除此之外，投機動機下，金融化投資受到融資約束影響較小，企業存在一定投機動機。上述分析證明了假設1的觀點，即同群金融化投資增加，會提升樣本企業金融化投資比例。

3.2 同群金融化行為的動機分析

3.2.1 基于觀察式模仿動機的檢驗（外部學習機制）

本文通過引入企業自身投資收益與同群企業投資收益之間關系變量，以及同群是否發生虧損變量，分析同群效應是否是通過模仿機制來實現。回歸結果如表3所示。

表3 基于觀察式學習模仿行為的同群效應檢驗

由表3能夠看出，若上一年度同群樣本金融化投資平均收益率大于樣本自身投資收益，會觸發樣本企業增加自身金融化投資強度，存在 “跟風”模仿行為；若上一年度同地區、非同行業個體發生虧損，并不會對企業金融化投資產生震懾作用，說明同群模仿存在一定的短期非理性特征。同群理論認為，若同群公司產生業績虧損或受到懲罰，會對目標公司產生 “震懾”作用（陳工孟和高寧， 2005； 陸蓉和常維， 2018）［20，16］。 實證分析能夠看出，此種懲罰機制并不一定適用于企業短期金融化投資的模仿行為，而同群獲利情況下的跟風模仿行為是企業外部模仿的主要方式。

3.2.2 基于金融化投資經驗的動因檢驗（內部學習機制）

本文借鑒萬良勇等（2016）［17］對內部經驗的研究方法，建立公司金融投資經驗的虛擬變量（exper），若公司在前3年進行過金融投資行為，則exper＝1，否則exper＝0。同時，本文借鑒Giroud和Mueller（2011）［21］分析方法，將行業競爭度HHI指標引入機制分析中。在前文分析基礎上，進一步通過調節效應模型分析同群動機下內部機制的實現方式。回歸結果如表4所示。

表4 上市公司金融化投資形成機制檢驗（競爭性模仿）

續 表

由表4回歸結果能夠看出：從（1）、（2）列結果來看，公司具有的金融投資經驗，并不會降低同群模仿意愿，調節效應能夠看出，經驗增加反而會提升企業同群模仿動機；從（3）、（4）列結果來看，從行業競爭機制分析，行業競爭度增加會提升企業長期金融化投資意愿。

從實證分析來看，信息不對稱、經驗缺乏并非企業進行同群模仿行為的重要動因，企業金融化投資的模仿行為更可能是由于盲目跟風或短期利益驅動，并不受企業過往投資經驗、理性信息獲取等因素影響。同時，行業競爭度提高的情況下，加大了企業業績壓力，企業通過保值性金融化投資獲得穩定收益作為應對競爭的手段。

通過以上分析能夠看出，企業同時存在內、外部同群特征：從外部看，追漲動機與信息獲取機制的缺乏，導致了企業模仿性動機的存在；從內部看，行業競爭度提升帶來的業績壓力，又會使企業追求保值收益，同時以往投資經驗并不會緩解同群動機。短期內部追漲動機與長期外部競爭機制均是同群行為的主要原因。上述分析證明了假設2a與2b的觀點。

4 穩健性分析

4.1 Tobit模型回歸

本文主回歸因變量為目標企業金融化投資比例，該比例存在上下截尾現象，故本文運用Tobit模型進一步進行穩健性檢驗，結果如表5所示。

表5 同群效應與金融化投資Tobit回歸

從表5回歸結果能夠看出：（1）目標企業金融投資比例對不同地區、不同行業樣本同群金融化投資行為回歸結果保持穩健性，其中同地區、不同行業企業的同群行為對目標企業金融投資影響最為明顯；（2）與面板固定效應模型相比，Tobit模型在控制截尾因素后，同群影響有所降低，但影響顯著性未發生變化。

4.2 同群投資樣本個數變化作為因變量

李世剛（2018）［22］提出，同群效應分析方程存在同群企業、目標企業共同面臨行業共同銷售影響因素造成的影響，雖然通過年度固定效應、行業固定效應能夠控制大多數行業共同因素，但趨同特征同樣會使本文分析產生內生性問題。本文借鑒Knyazeva等（2008）［23］采用的方法，用同年度、同省份樣本作為同群衡量標準，以金融化投資比例的增加或者減少二者最大值作為同群金融化投資行為的代理變量，以克服上文中所述的行業趨同趨勢。

具體構造方程為：

其中NQ_increase表示年度同群樣本中，金融化投資比例比上年增加樣本數目；NQ_decrease表示年度同群樣本中，金融化投資比例比上年減少樣本數目，N為同群企業個數。通過求二者最大值并計算占比，作為年度同群樣本的金融化投資行為代理變量，分析其對目標企業金融化投資比例的影響。其中comove、NQ_increase、NQ_decrease數值通過取自然對數處理。回歸結構如表6所示。

表6 金融化同群投資變化樣本個數穩健性檢驗

從表6能夠看出：（1）同群個體中進行金融化投資的企業數量增加會造成對目標企業金融化投資比例相應增加，而同群個體中進行金融化投資的企業數量減少，對目標企業金融化行為影響不明顯。這說明同群行為下，企業風險控制意識不足，同群行為多表現為跟風進入而非退出； （2）通過目標公司金融化投資比例增加和減少進行分組回歸分析可知，同群行為對目標公司金融投資比例增加具有更大影響。上述分析與前文證明觀點一致，說明了分析結論的穩健性。

5 結論與政策建議

本文選取2009～2018年A股上市公司數據，從同群效應角度分析金融化行為動因以及具體的實現方式。研究發現：（1）同群企業金融化投資行為，能夠對目標企業自身金融化投資決策產生影響；（2）外部機制來看，觀察式模仿動機存在于同群盈利下企業跟風行為，同群虧損不一定能夠實現投資震懾作用，同群行為存在非理性特征；（3）內部機制來看，過往投資經驗不會通過信息渠道抑制同群行為，而競爭性模仿是企業應對同群競爭的主要方式。

基于上述分析，本文提出以下政策建議：（1）通過賣空機制的引入、信息披露渠道的增加等方式，充分發揮股東 “用腳投票”的監督作用，通過股價機制和行業交流方式為企業提供更多的信息來源，為投資決策提供更多自主選擇；（2）合理規范企業金融投資行為，避免企業盲目跟風模仿造成的投資損失，同時避免跟風投資行為造成的脫實向虛與系統性金融風險的擴散；（3）引導市場合理競爭，通過財政扶持、產業集群形成等方式為企業提供配套發展環境，避免行業惡性競爭造成的企業脫實向虛行為。

注釋：

①變量描述統計部分因篇幅限制，作者備索。

②變量前加peer表示行業同群對應的財務指標，以去除自身后同年度、同行業樣本財務指標均值表示。