我國企業(yè)金融化行為同群效應研究
——基于空間杜賓模型的經驗分析

汪 寶，劉 洋，趙振宇，臧日宏

（1.中國農業(yè)大學 經濟管理學院，北京 100083；2.寧夏大學 經濟管理學院，寧夏 銀川 750021）

一、引言

近年來，越來越多的企業(yè)參與金融化活動。據Wind 數據，2011—2020 年滬深A 股上市公司購買理財產品的公司數已從1 家增加至1244 家，持有理財產品個數已由13 個增長到20024 個，認購金額已從23.60 億元上升至14611.39 億元。那么，企業(yè)在生產經營過程中熱衷金融化行為的原因是什么？一般而言，企業(yè)行為除了受自身特征影響外，還受到同群企業(yè)類似行為和特征信息的作用。進一步的研究發(fā)現，相較于企業(yè)行為受自身特征的影響，企業(yè)行為受同群企業(yè)類似行為和特征信息的作用可能更大、更顯著。這種企業(yè)間的相互影響，被稱作同群效應。目前，企業(yè)金融化行為受同群效應影響得到學者們的廣泛認同。現有研究往往以企業(yè)注冊地處在同一個地區(qū)或企業(yè)經營范圍同屬一個行業(yè)（李秋梅和梁權熙，2020；許罡等，2020；張軍等，2021；夏子航，2021）[1-4]、企業(yè)間存在共有董事（王營和曹廷求，2020；杜勇和劉婷婷，2021）[5-6]為標準來劃分同群企業(yè)，粗略地將除企業(yè)自身外所有其他同群企業(yè)的平均金融化投資作為同群企業(yè)金融化投資的代理變量，運用OLS 模型并結合估計系數和顯著性來判斷企業(yè)金融化行為是否存在同群效應。這種在同群企業(yè)界定的基礎之上，只考察同群企業(yè)金融化行為對企業(yè)金融化行為的影響，沒有控制同群企業(yè)特征信息對企業(yè)金融化行為的作用，可能會因遺漏變量使模型存在內生性。研究同群企業(yè)金融化行為對企業(yè)金融化行為的影響，不能忽視同群企業(yè)特征信息在其中產生的作用（Manski，1993）[7]。

因此，本文以企業(yè)注冊地處在同一個地區(qū)或企業(yè)經營范圍同屬一個行業(yè)為標準劃分同群企業(yè)，運用空間杜賓模型，將同群企業(yè)金融化行為和同群企業(yè)特征信息同時納入模型中，從以下三方面展開研究。

第一，企業(yè)金融化行為同群效應是否存在及哪種同群企業(yè)更重要；第二，企業(yè)金融化行為同群效應是否受到資本市場中投資者情緒的影響；第三，企業(yè)金融化行為同群效應對主營業(yè)務發(fā)展質量存在什么樣作用。研究上述內容，既可加深對企業(yè)金融化行為同群效應的理解，又可豐富以往企業(yè)金融化行為同群效應的研究內容。

二、文獻回顧

（一）企業(yè)金融化行為同群效應的存在性

關于企業(yè)金融化行為同群效應的存在性研究，以往文獻主要有兩類做法。一類是以企業(yè)注冊地處在同一個地區(qū)或企業(yè)經營范圍同屬一個行業(yè)為標準來界定同群企業(yè)，研究表明企業(yè)金融化行為受同群企業(yè)金融化行為的顯著影響，即企業(yè)金融化行為存在同群效應（李秋梅和梁權熙，2020；夏子航，2021）[1，4]。另一類是以企業(yè)間存在共有董事為標準來界定同群企業(yè)，研究論證企業(yè)金融化行為受同群企業(yè)金融化行為的顯著影響，即企業(yè)金融化行為存在同群效應，且共有董事越多，企業(yè)金融化行為同群效應越明顯（王營和曹廷求，2020；杜勇和劉婷婷，2021）[5-6]。雖然現有文獻對企業(yè)金融化行為同群效應的存在性做出重要貢獻，但在考察企業(yè)金融化行為受同群企業(yè)金融化行為影響時，未控制同群企業(yè)特征信息對企業(yè)金融化行為的作用。因此，企業(yè)金融化行為同群效應的存在性值得進一步論證。

（二）企業(yè)金融化行為同群效應的影響因素

關于企業(yè)金融化行為同群效應的影響因素研究，以往文獻主要從企業(yè)外部因素和企業(yè)內部因素兩方面開展研究。在企業(yè)外部因素方面，信息環(huán)境越差、經濟政策不確定性程度越高（李秋梅和梁權熙，2020；夏子航，2021）[1,4]，市場競爭越劇烈、同群企業(yè)金融化行為獲利增加（俞毛毛和馬妍妍，2020）[8]，企業(yè)與同群企業(yè)同質性越強時（劉喜和等，2020）[9]、企業(yè)金融化行為受同群效應影響越明顯。在企業(yè)內部因素方面，高管團隊具有投行經歷（許罡等，2020）[2]、共有董事人數越多、董事有金融背景、融資約束松、上市時間長（杜勇和劉婷婷，2021）[6]時，企業(yè)金融化行為越容易受到同群效應的影響。綜上，企業(yè)外部因素的相關研究較為缺乏，且針對資本市場中投資者情緒這一外部因素的分析更是少之又少。因此，本文將在驗證企業(yè)金融化行為同群效應存在性的基礎之上，進一步考察投資者情緒如何影響企業(yè)金融化行為同群效應，以期豐富企業(yè)金融化行為同群效應的影響因素研究。

（三）企業(yè)金融化行為同群效應的經濟影響

關于企業(yè)金融化行為同群效應的經濟影響研究，以往學者主要從三方面開展研究。首先在風險方面，認為企業(yè)金融化行為同群效應會增加系統性金融風險（李秋梅和梁權熙，2020）[1]、加劇企業(yè)經營風險和行業(yè)整體經營風險（張軍等，2021）[3]。其次在實體投資方面，認為企業(yè)金融化行為同群效應會擠出實體投資，降低企業(yè)價值（王營和曹廷求，2020；杜勇和劉婷婷，2021）[5-6]。再次在金融投資效率方面，認為企業(yè)金融化行為同群效應會拖累投資收益率高的企業(yè)，但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，企業(yè)金融化行為同群效應并未體現顯著的效率性（夏子航，2021）[4]。綜上，以往研究很少關注企業(yè)金融化行為同群效應對主營業(yè)務發(fā)展質量的影響。因此，本文將在驗證企業(yè)金融化行為同群效應存在性和產生機制的基礎之上，考察企業(yè)金融化行為同群效應對企業(yè)主營業(yè)務發(fā)展質量的影響，以期豐富企業(yè)金融化行為同群效應的經濟影響研究。

本文的邊際貢獻有如下四方面。第一，突破以往研究在方法上的局限性，將空間杜賓模型引入企業(yè)金融化行為同群效應的研究中，相較于將除企業(yè)自身外所有其他同群企業(yè)的算術平均值作為同群企業(yè)金融化投資的代理變量，運用OLS 模型進行估計的做法更加規(guī)范，并且采用空間計量方法可以有效克服傳統計量模型因遺漏變量導致的內生性問題。空間計量模型可以通過空間權重矩陣將模型中的金融投資變量和其他控制變量的空間項計算出來，自動放入模型中進行估計，可以很好地解決以往研究因遺漏同群企業(yè)特征信息變量而帶來的內生性問題。第二，以企業(yè)注冊地處在同一個地區(qū)或企業(yè)經營范圍同屬一個行業(yè)為標準來劃分同群企業(yè)，有助于比較兩類同群效應的影響差異，從而判斷哪一種同群企業(yè)最為重要。第三，對同群效應的考慮更加全面，不僅考慮同群企業(yè)金融化行為對企業(yè)金融化行為的影響，還考慮了同群企業(yè)特征信息對企業(yè)金融化行為的作用。第四，在考察同群效應存在性的基礎之上，研究投資者情緒在企業(yè)金融化行為同群效應中的調節(jié)作用，以及企業(yè)金融化行為同群效應對主營業(yè)務發(fā)展質量的影響，有助于進一步豐富相關研究，深化認識。

三、理論分析與研究假設

（一）企業(yè)金融化行為內生和外生同群效應

社會互動理論認為，個體行為不僅受到自身特征的影響，還會受到群體的影響，從而相互依賴，彼此作用。Becker和Murphy（2003）[10]在書中強調社會互動對個體行為的重要性。同群效應便是基于社會互動理論產生的，當同群中有多個企業(yè)時，企業(yè)行為受其所在群體內其他企業(yè)類似行為和特征信息的影響，進而與同群行為保持一致。理論上，企業(yè)金融化行為受同群企業(yè)金融化行為和同群企業(yè)特征信息影響的原因主要有三個。

第一，區(qū)域經濟角度。近年來，隨著我國區(qū)域經濟一體化布局不斷加快，區(qū)域內企業(yè)間合作不斷加深，企業(yè)間的聯系也日益緊密。有研究表明，上述一系列變化可以促進經營理念在企業(yè)間的流動（桑曼乘和覃成林，2014）[11]。經營理念在企業(yè)間的流動使得企業(yè)金融化行為更易受到同群效應的影響。

第二，金融化投資角度。金融化投資一般具備三個特征：首先，金融產品大都是標準化設計；其次，金融化投資往往有很高的風險；再次，金融化投資是一項專業(yè)工作。一般來講，金融產品大都是標準化設計，同質性高，容易模仿。金融化投資往往有很高的風險，企業(yè)管理者愿意和同群企業(yè)金融化行為保持一致（方軍雄，2012）[12]。金融化投資是一項專業(yè)工作，企業(yè)管理者可能沒有這方面的知識儲備，出于保全聲譽的考慮，也會傾向模仿同群企業(yè)金融化行為（李秋梅和梁權熙，2020）[1]。

第三，企業(yè)競爭角度。當同群企業(yè)在金融渠道獲利增加時，企業(yè)管理者會模仿同群企業(yè)金融化行為，以便在市場競爭中保持有利地位（Adhikari 和Agrawal，2018）[13]。綜上分析，提 出研究假設H1。

H1：企業(yè)金融化行為存在同群效應，即企業(yè)金融化行為不僅受到同群企業(yè)金融化行為的影響，還受到同群企業(yè)特征信息的影響。

（二）投資者情緒和企業(yè)金融化行為同群效應

我國資本市場是個人投資者占較高比例的新興市場。個人投資者受資金、信息、知識、經驗、心理等諸多因素限制，進行情緒化交易。而機構投資者依靠其擁有上述因素的強大優(yōu)勢進行套利行為。雖然傳統金融學理論認為，個人投資者情緒化交易給市場帶來的波動，會被機構投資者套利行為抹平（Fama，1965）[14]，但是，這一過程中由于個人投資者情緒化交易的持續(xù)性，加之我國資本市場的賣空限制，使得我國資本市場受投資者情緒影響較大（Gu 等，2018）[15]。迎合理論認為，企業(yè)會通過各種行為迎合投資者情緒進行套利（Baker 和Wurgler，2004）[16]。金融化投資因其具有較高的回報率，受到個人投資者的追捧，投資者情緒活躍。此時，企業(yè)會通過增加金融化投資來迎合投資者情緒（王海芳和張笑愚，2021）[17]。一般來講，活躍的投資者情緒使企業(yè)管理者的投資行為變得更加激進，具體來說，在資本市場中投資者情緒活躍時，企業(yè)管理者即使知道金融化行為同群效應會給企業(yè)發(fā)展帶來不利影響，如增加企業(yè)總體風險（李秋梅和梁權熙，2020）[1]等，也會繼續(xù)模仿同群企業(yè)金融化行為。此外，活躍的投資者情緒還會使金融信息中的噪聲信息增多，企業(yè)管理者在金融化決策時，無法將噪聲信息從金融信息中分離出去，容易造成決策失誤，為提高金融化投資的準確性，企業(yè)會更加愿意參考同群企業(yè)金融化行為。綜上分析，提出研究假設H2。

H2：投資者情緒活躍時，企業(yè)金融化行為受同群效應的影響會增強；投資者情緒低迷時，企業(yè)金融化行為受同群效應的影響會減弱。

（三）企業(yè)金融化行為同群效應和主營業(yè)務發(fā)展質量

企業(yè)金融化行為使金融部門在企業(yè)中的地位得到提升，顯得越來越重要。這時，企業(yè)既有的經營戰(zhàn)略也會隨之加以調整，由看重實體投資轉向金融投資，進而放棄長期價值，追逐短期利益。企業(yè)更加愿意將資金大量投入資本市場，實體資本難以積累，具體表現為固定資產、無形資產等長期資產比重不斷下滑。這是企業(yè)金融化行為對實體投資的擠出效應（胡奕明等，2017）[18]。因此，在這種影響下，企業(yè)主營業(yè)務難以持續(xù)發(fā)展，生產效率難以提升（吳一丁等，2021）[19]。倪志良等（2019）[20]的研究認為企業(yè)金融化行為降低了主營業(yè)務發(fā)展質量。但企業(yè)金融化行為同群效應又是如何影響主營業(yè)務發(fā)展質量呢？現有研究較少涉及。綜上分析，結合同群企業(yè)金融化行為顯著增加企業(yè)金融化投資的結論，本文認為企業(yè)金融化行為同群效應通過進一步提高企業(yè)金融化投資，擠出實體投資，進而降低主營業(yè)務發(fā)展質量。綜上分析，提出研究假設H3。

H3：企業(yè)金融化行為同群效應降低了企業(yè)主營業(yè)務發(fā)展質量。

四、研究設計

（一）研究樣本和數據來源

本文選取2009—2020 年A 股上市企業(yè)作為初始樣本，除特別說明外，數據來源于國泰安數據庫。為確保研究結論的可靠性，對初始樣本做如下處理：刪除金融業(yè)、房地產業(yè)的上市企業(yè)，刪除數據存在缺失的上市企業(yè)，刪除行業(yè)和注冊地在樣本期間內發(fā)生變更的上市企業(yè)，將非平衡面板數據轉為平衡面板數據。最終，得到756 家上市企業(yè)，共9072 個樣本。為消除極端值的影響，對企業(yè)層面的變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量有兩個。第一，企業(yè)金融化行為。參考Demir（2009）[21]、張成思和張步曇（2016）[22]的研究，本文選取廣義金融資產占比和狹義金融資產占比進行測度，分別記為fin1、fin2。廣義金融資產占比=廣義金融資產/總資產=（貨幣資金+交易性金融資產+持有至到期投資凈額+可供出售金融資產凈額+長期股權投資凈額+投資性房地產凈額+應收股利凈額+應收利息凈額）/總資產，而狹義金融資產占比=（廣義金融資產-長期股權投資凈額）/總資產。第二，主營業(yè)務發(fā)展質量。本文運用營業(yè)利潤率來衡量企業(yè)主營業(yè)務發(fā)展質量，記為rev。營業(yè)利潤率越高，主營業(yè)務發(fā)展質量越好。

2.解釋變量

主要解釋變量是同群企業(yè)金融化行為，即同群企業(yè)金融資產占比。與以往企業(yè)金融化行為同群效應研究粗略將“除企業(yè)自身外所有其他同群企業(yè)的算術平均值作為同群企業(yè)金融化投資的代理變量”的做法不同，本文用空間杜賓模型中的空間項進行度量，計算過程見后面的模型設定。與被解釋變量一一對應，同群企業(yè)金融資產占比也包括廣義金融資產占比和狹義金融資產占比，分別記為wfin1、wfin2。次要解釋變量是同群企業(yè)特征信息，即同群企業(yè)特征信息變量。與控制變量對應，同群企業(yè)特征變量也包括規(guī)模、資產凈利率、資本密集度、高管持股比例、企業(yè)股權性質，分別記為wsize、wroa、wcapr、wsmr、wstate。只要有一個變量顯著，就可認為企業(yè)金融化行為受同群企業(yè)特征信息的影響。計算過程見后面的模型設定。

3.調節(jié)變量

調節(jié)變量是資本市場中的投資者情緒。參考Lin 等（2018）[23]和魏星集等（2014）[24]的研究結論，本文運用投資者情緒指數對投資者情緒進行度量，記為isi。該指數包括IPO 數、IPO 首日收益率均值、上月封閉基金平均折價率、上月市場換手率、上月消費者信心、新增開戶數等6 項信息，能準確刻畫投資者情緒。值得注意的是，isi 指數是月度數據，結合本文數據特點，將對isi 指數做如下處理：按月平均轉為年度數據，再取對數。

4.控制變量

參考已有的相關研究，本文從經營特征、治理特征、產權性質三方面對企業(yè)基本面進行描述。這里的變量有規(guī)模（總資產的對數，size）、資產凈利率（凈利潤與總資產之比，roa）、資本密集度（固定資產凈額/總資產，capr）、董監(jiān)高持股比例（董監(jiān)高持股數/總股數，smr）、企業(yè)股權性質（國有企業(yè)取值1，民營企業(yè)取值0，state）。

（三）模型設定

1.空間權重矩陣設定

由于本文以企業(yè)注冊地處在同一個地區(qū)或企業(yè)經營范圍同屬一個行業(yè)為標準來界定同群企業(yè)，所以需要定義兩類空間權重矩陣。行業(yè)空間權重矩陣是一個n×n 維的0—1 矩陣，按照2012 年中國證監(jiān)會行業(yè)分類標準，與企業(yè)i同屬一個大類行業(yè)的企業(yè)即為企業(yè)i的同群企業(yè)，賦值為1，否則為0。地區(qū)空間權重矩陣也是一個n×n 維的0—1 矩陣，以我國省、自治區(qū)、直轄市為分類標準，與企業(yè)i的注冊地同屬一個省、自治區(qū)、直轄市的企業(yè)即為企業(yè)i 的同群企業(yè)，賦值為1，否則為0。這兩類空間權重矩陣由UCINET軟件獲得。

2.空間計量模型的設定

空間計量模型包括空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型。在以往的研究中，多以空間杜賓模型為基礎，經過一系列檢驗，確定空間計量模型的具體形式。本文將按照此思路，設定最優(yōu)空間計量模型研究企業(yè)金融化行為同群效應問題。首先，在空間杜賓模型的基礎上進行Hausman 檢驗，結果顯示，空間杜賓模型的固定效應優(yōu)于隨機效應。其次，檢驗空間杜賓模型的個體固定效應、時間固定效應與個體、時間雙固定效應的優(yōu)劣，結果表明，個體、時間雙固定效應下的空間杜賓模型最優(yōu)。再次，運用LR 檢驗和WALD 檢驗方法，對個體、時間雙固定效應下的空間杜賓模型是否能退化為空間滯后模型、空間誤差模型進行檢驗，結果顯示，個體、時間雙固定效應下的空間杜賓模型不能退化為空間滯后模型和空間誤差模型。受篇幅限制，本文不再展示檢驗的詳細結果，如果需要可向作者索取。根據以上分析，為檢驗假設H1，設定如（1）所示的空間杜賓模型：

其中，t 指時間，i 指企業(yè)，-i 指同行業(yè)或同地區(qū)的其他企業(yè)，即同群企業(yè)。w 是經過行標準化處理的空間權重矩陣。被解釋變量fin 是企業(yè)金融資產占比。主要解釋變量wfin 是同群企業(yè)金融資產占比，即空間項，ρ 為同群企業(yè)金融化行為對企業(yè)金融化行為的影響，是主要關注的系數。次要解釋變量wx 是同群企業(yè)特征信息，即同群企業(yè)特征信息變量，β 為同群企業(yè)特征信息變量對企業(yè)金融化行為的影響。控制變量x是企業(yè)的特征變量，k代表控制變量的個數。μ是個體固定效應，γ是時間固定效應。

在模型（1）的基礎上，為檢驗假設H2，設定模型（2）：

其中，isi 是投資者情緒，φ2是投資者情緒在企業(yè)金融化行為同群效應中的調節(jié)效應，是主要關注的系數。φ1、φ3、φ4、φ5分別代表同群企業(yè)金融資產占比、投資者情緒、控制變量、同群企業(yè)特征信息變量對企業(yè)金融資產占比的影響，其他符號和變量解釋同模型（1）。

在驗證企業(yè)金融化行為同群效應存在性的基礎上，參考以往的研究（杜勇和劉婷婷，2021；王曉亮等，2022）[6,25]，并考慮企業(yè)主營業(yè)務發(fā)展質量不存在空間效應，構建模型（3）研究企業(yè)金融化行為同群效應對主營業(yè)務發(fā)展質量的影響。

其中，rev 是主營業(yè)務發(fā)展質量。peer 是企業(yè)金融化行為受同群企業(yè)金融化行為影響的強度，即同群效應的大小。本文采用企業(yè)金融資產占比（fin）與同群企業(yè)金融資產占比（wfin）之差的絕對值衡量，該值越小，同群效應越大。為了便于分析和理解模型回歸結果，進一步地將企業(yè)金融資產占比（fin）與同群企業(yè)金融資產占比（wfin）之差的絕對值乘以-1來測度同群效應（peer）的大小。經過這樣處理后，peer數值越大，同群效應也就越大。值得注意的是，企業(yè)金融資產占比有廣義金融資產占比和狹義金融資產占比之分，那么同群效應的類型也包括廣義金融資產占比下的同群效應（peer1）和狹義金融資產占比下的同群效應（peer2）。λ1為企業(yè)金融化行為同群效應大小對主營業(yè)務發(fā)展質量的影響，是主要關注的系數。λ 為控制變量對主營業(yè)務發(fā)展質量的影響，其他符號和變量解釋同模型（1）。

3.估計方法

由于企業(yè)金融化行為存在空間效應，因此OLS估計方法不再適用。空間計量估計方法主要有偏誤修正的極大似然估計（MLE）、基于工具變量或廣義矩的估計（IV/GMM）等。本文選取偏誤修正的極大似然估計（MLE），用于估計模型（1）和模型（2）。考慮模型（3）研究的問題是企業(yè)金融行為同群效應對主營業(yè)務發(fā)展質量的影響，被解釋變量是主營業(yè)務發(fā)展質量，而主營業(yè)務發(fā)展質量不存在空間效應，因此模型（3）的估計依舊采用OLS估計方法。

五、實證結果分析

（一）描述性統計

表1報告主要變量的描述性統計結果，從表1來看，fin1 和fin2 的平均值分別達到0.239、0.202，表明我國企業(yè)廣義金融資產占比達23.9%，狹義金融資產占比達20.2%，符合當前企業(yè)的大量資金進入金融市場的預期。fin1 和fin2 的標準差分別為0.156、0.141，表明廣義金融資產占比和狹義金融資產占比在企業(yè)間差異較小，這是企業(yè)模仿同群企業(yè)金融化行為帶來的，初步證實企業(yè)金融化行為受到同群效應的影響。受篇幅的限制，其他變量不再一一解釋。

表1 主要變量描述性統計

（二）空間相關性檢驗

表2 報告金融資產占比的全局Moran’s 值檢驗結果。從表2 來看：行業(yè)空間權重矩陣下，無論是廣義金融資產占比還是狹義金融資產占比，Moran’s值均顯著為正，表明企業(yè)金融化資產占比在行業(yè)上不是隨機分布的，存在空間正影響，初步支持以行業(yè)界定同群企業(yè)，企業(yè)金融化行為存在同群效應的結論；地區(qū)空間權重矩陣下，無論是廣義金融資產占比還是狹義金融資產占比，各年的Moran’s 值均為正，除極少年不顯著外，其他年份均顯著，并結合2009—2020 年整體Moran’s 值可認為，企業(yè)金融資產占比在地區(qū)上不是隨機分布的，存在空間正影響，初步支持以地區(qū)界定同群企業(yè)，企業(yè)金融化行為存在同群效應的結論。

表2 金融資產占比的全局Moran’s值檢驗結果

此外，考慮到企業(yè)金融化行為存在空間相關性是運用空間計量分析方法的首要條件，為進一步驗證金融資產占比的全局Moran’s 值檢驗結果的穩(wěn)健性，本文還在不同OLS 回歸模型的基礎上，運用LM方法檢驗是否存在空間相關性。受篇幅的限制，表3 只報告了不同OLS 回歸模型的檢驗統計量。從表3 來看，在行業(yè)空間權重矩陣或地區(qū)空間權重矩陣下，無論是廣義金融資產占比還是狹義金融資產占比，不同OLS 回歸模型上的LM 統計量均顯著、穩(wěn)健LM統計量除極少數不顯著外，其他均顯著。因此可以拒絕OLS 回歸模型不存在空間相關性的原假設，即企業(yè)金融化行為存在空間相關性。

（三）企業(yè)金融化行為同群效應的存在性

表4 報告了模型（1）的回歸結果，旨在通過分析不同空間權重下同群效應的差異，進而揭示企業(yè)金融化行為同群效應是否存在以及哪一種同群企業(yè)更重要。從表4 來看，在行業(yè)空間權重矩陣中：就同群企業(yè)金融化行為而言，wfin1 和wfin2 的系數均在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)金融化行為均受到同群企業(yè)金融化行為的顯著影響；就同群企業(yè)特征信息而言，同群企業(yè)特征信息變量發(fā)揮的作用不盡相同，但都會有顯著的變量存在，表明企業(yè)金融化行為也受到同群企業(yè)特征信息的影響。在地區(qū)空間權重矩陣中，也能得到上述相同結論。綜上分析，假設H1得到驗證。

表3 不同OLS回歸模型回歸檢驗結果

此外，行業(yè)空間權重矩陣中，wfin1和wfin2的系數分別為0.065、0.068。這些值都比地區(qū)空間權重矩陣中的相應系數值要高，表明運用行業(yè)界定同群企業(yè)時，企業(yè)受同群企業(yè)影響最強。其原因在于，處在同一個行業(yè)中的企業(yè)具有相似的產品模式、經營理念、財務特征、治理特征等，同質性程度高，模仿成本更小。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.排除宏觀環(huán)境、行業(yè)及地區(qū)因素

企業(yè)金融化行為除受到自身特征、同群企業(yè)金融化行為和同群企業(yè)特征信息影響外，還會受到宏觀環(huán)境、行業(yè)及地區(qū)因素的影響。因此，企業(yè)金融化行為呈現一致性，可能因為宏觀環(huán)境、行業(yè)及地區(qū)因素，而非同群效應導致的。為了驗證企業(yè)金融化行為受同群效應影響這一結論的穩(wěn)健性，本文選取廣義貨幣供應量增速（按月平均轉為年度數據，來自中經網產業(yè)數據庫）、股票市場年收益率（對深圳證券交易所、上海證券交易所的全部A 股計算總市值加權平均市場年收益率表示，來自RESSET 數據庫）來控制宏觀環(huán)境因素，選取地區(qū)非實體經濟發(fā)展水平（運用地區(qū)金融業(yè)增加值和地區(qū)房地產業(yè)增加值占地區(qū)GDP 比重表示，來自中經網統計數據庫）、地區(qū)市場化指數［來自Wind 數據庫，其中2020 年的數據缺失，參考俞紅海等（2010）[26]的方法，運用2009—2019年的平均增長率，獲取2020年的地區(qū)市場化指數］來控制地區(qū)因素，選取行業(yè)年收益率［運用2012年中國證監(jiān)會行業(yè)分類標準中的大類行業(yè)年收益率_總市值加權表示，其中紡織服裝、服飾業(yè)（C18）、互聯網和相關服務（I64）2009—2013年的數據缺失，采取2014 年數據填補，衛(wèi)生（Q83）2009—2010 年數據缺失，采取2011 年數據填補］來控制行業(yè)因素，并將這些變量納入模型（1）中進行回歸，結果詳見表5。從表5 結果來看，考慮宏觀環(huán)境因素、行業(yè)和地區(qū)因素之后，企業(yè)金融化行為同群效應仍然存在，結論穩(wěn)健。

表4 企業(yè)金融化行為同群效應的回歸結果

表5 排除宏觀環(huán)境、行業(yè)及地區(qū)因素的回歸結果

續(xù)表

2.子樣本回歸

我國是一個制造業(yè)大國，制造業(yè)是我國的支柱產業(yè)。針對制造業(yè)企業(yè)開展金融化行為同群效應的專門研究有一定的意義。在研究樣本中，行業(yè)空間權重矩陣和地區(qū)空間權重矩陣中的制造業(yè)樣本企業(yè)數分別為538 家、540 家，占到研究樣本的71.16%、71.43%。接下來，本文對制造業(yè)樣本進行回歸檢驗，回歸結果見表6第（1）列至第（4）列。從表6第（1）列至第（4）列來看，企業(yè)金融化行為受同群效應影響，且行業(yè)類同群企業(yè)影響更大的結論依舊穩(wěn)健。

表6 其他穩(wěn)健性檢驗的回歸結果

續(xù)表

3.構建嵌套空間權重矩陣

基于企業(yè)決策環(huán)境的復雜性，同群企業(yè)劃分標準也需要綜合多方面特征進行定義。于是本文構建行業(yè)和地區(qū)的嵌套空間權重矩陣對上述結論的穩(wěn)健性進行檢驗。嵌套空間權重矩陣可描述為：當企業(yè)i和企業(yè)j 處在同一個行業(yè)或者地區(qū)，取1；當企業(yè)i 和企業(yè)j 既處在同一個行業(yè)，又處在同一個地區(qū)時，取2；其他情況時，取0。該空間權重矩陣由UCINET 軟件獲得。回歸結果見表6 第（5）列和第（6）列。從表6 第（5）列和第（6）列來看，企業(yè)金融化行為仍受同群效應的影響，支持了本文研究結論。

4.替換企業(yè)金融化行為衡量指標

上述分析中，金融資產的兩種定義方式都包括企業(yè)投資性房地產，而投資性房地產是否能作為金融資產一直存在爭議。此時，如果將投資性房地產界定為金融資產，可能會影響結論的穩(wěn)健性。因此，本文將廣義金融資產占比和狹義金融資產占比中的投資性房地產剔除，剔除后的廣義金融資產占比和狹義金融資產占比分別記為fin3、fin4，并進行回歸。數據回歸結果見表6第（7）列至第（10）列。從表6第（7）列至第（10）列可以看出，采用替代金融化指標的回歸結果與上文基本一致。

六、進一步的研究

（一）機制分析

上述分析結果均表明企業(yè)金融化行為受到同群效應的作用，而這一作用的發(fā)揮可能受到投資者情緒的影響。為此，本文將考察投資者情緒在企業(yè)金融化行為同群效應中的調節(jié)作用。表7 報告了模型（2）的回歸結果。從表7 中可以看出：第一，無論是行業(yè)空間權重矩陣，還是地區(qū)空間權重矩陣，isi 的系數在1%的水平上顯著為正，表明投資者情緒提高了企業(yè)金融化投資水平，這與王海芳和張笑愚（2021）[17]的研究結論相符；第二，wfin1 和wfin2 的系數在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)金融化行為受同群企業(yè)金融化行為影響；第三，isi×wfin1 和isi×wfin2 的系數在5%的水平上顯著為正，表明活躍的投資者情緒增強了同群效應的影響。綜上分析，投資者情緒通過強化同群效應的影響，使金融化投資增加，假設H2得到了驗證。

表7 機制分析的回歸結果

（二）經濟影響檢驗

表8報告模型（3）的回歸結果。從表8中可以看出：無論是行業(yè)空間權重矩陣，還是地區(qū)空間權重矩陣，廣義金融資產占比下的同群效應（peer1）和狹義金融資產占比下的同群效應（peer2）均在5%的水平上顯著為負，表明企業(yè)金融化行為受同群效應影響強度越大，主營業(yè)務發(fā)展質量越差，即企業(yè)金融化行為同群效應降低了主營業(yè)務發(fā)展質量。綜上，假設3得到了驗證。

表8 經濟影響的回歸結果

七、研究結論與政策建議

本文將空間杜賓模型引入企業(yè)金融化行為同群效應的研究中，以2009—2020 年A 股非金融業(yè)、非房地產業(yè)上市企業(yè)作為研究樣本，實證分析企業(yè)金融化行為同群效應的存在性及其對主營業(yè)務發(fā)展質量的影響，并進一步考察投資者情緒在同群效應中的調節(jié)作用。研究的主要結論如下。

第一，在控制同群企業(yè)特征信息后，企業(yè)金融化行為仍然存在行業(yè)和地區(qū)上的同群效應，且行業(yè)上的同群效應更強。具體來說：經營范圍同屬一個行業(yè)的企業(yè)，金融化行為表現出一致性，即企業(yè)金融化行為受經營范圍在同一個行業(yè)中其他企業(yè)金融化行為的正向影響；注冊地在同一個地區(qū)中的企業(yè)，金融化行為亦存在一致性，即企業(yè)金融化行為受注冊地在同一個地區(qū)中其他企業(yè)金融化行為的正向影響。這些結論在控制宏觀環(huán)境、行業(yè)及地區(qū)因素，在構建制造業(yè)樣本以及嵌套空間權重矩陣，在變換金融化度量指標后仍然成立。企業(yè)經營范圍處在同一行業(yè)或企業(yè)注冊地位于同一個地區(qū)中的企業(yè)，可以減少信息不對稱，相互模仿的成本較小，失敗的風險較低，進而表現出行為的同一性。

第二，資本市場中投資者情緒對企業(yè)金融化行為同群效應存在調節(jié)作用，具體表現為：當投資者情緒活躍時，企業(yè)金融化行為同群效應會加強；當投資者情緒低迷時，企業(yè)金融化行為同群效應會減弱。活躍的投資者情緒，會使企業(yè)獨立做出金融化決策所依據的信息充滿噪聲。為排除噪聲信息的干擾，提高金融化投資的準確性，企業(yè)管理者往往會參考同群企業(yè)金融化行為。

第三，企業(yè)金融化行為同群效應對主營業(yè)務發(fā)展質量具有抑制作用。主營業(yè)務是企業(yè)的主業(yè)，是企業(yè)存在的根基，沒有主營業(yè)務的高質量發(fā)展，企業(yè)健康可持續(xù)就無法實現。以往大部分研究認為企業(yè)金融化行為損害了主營業(yè)務發(fā)展質量，而本文進一步指出，同群效應可能放大企業(yè)金融化行為對主營業(yè)務發(fā)展質量的影響程度。由此表明，企業(yè)金融化行為同群效應不應被忽視，需要各界給予足夠的關注。

為避免企業(yè)金融化行為同群效應給企業(yè)健康發(fā)展帶來的消極影響，根據上述研究結論，提出以下政策建議。

第一，應該高度重視并關注行業(yè)和地區(qū)金融化發(fā)展水平，建立適當的預警機制，防止企業(yè)金融化行為同群效應進一步加大。同時，積極完善實體投資配套設施，根據不同地區(qū)、不同行業(yè)金融化發(fā)展水平給予針對性的產業(yè)優(yōu)惠政策、財政優(yōu)惠政策等，扶持實體經濟發(fā)展，提高實體投資水平，集中資源優(yōu)勢保障主營業(yè)務發(fā)展質量，加快產業(yè)轉型升級，凈化營業(yè)環(huán)境，使企業(yè)能夠從實體經濟中獲得較高的收益，從而抵消企業(yè)金融化行為同群效應給企業(yè)健康發(fā)展帶來的消極影響。

第二，應該充分認識到資本市場中投資者情緒對企業(yè)金融化行為同群效應的切實影響，在資本市場中投資者情緒活躍時，強化企業(yè)信息的披露行為，提高企業(yè)信息的披露質量，營造透明的投資環(huán)境，促使企業(yè)合理預期，從而避免企業(yè)對同群企業(yè)金融化行為的盲目模仿。此外，還應該積極完善相關投資政策，加強資本市場準入管理，提升資本市場功能屬性，規(guī)范投資者行為，從而降低投資者情緒活躍性，引導投資者情緒理性發(fā)展，減輕同群效應對企業(yè)金融化行為的影響程度。