夏子航

(中山大學 管理學院，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，大量實體企業(yè)開始追隨進入金融領(lǐng)域。隨著企業(yè)金融化發(fā)展的快速推進，其帶來的相應問題與風險也逐漸暴露，企業(yè)金融化行為開始脫離實體經(jīng)濟本源，反而降低企業(yè)投資效率以及金融市場的穩(wěn)定性[1][2]。2018年3月，中國人民銀行、證監(jiān)會等部門聯(lián)合發(fā)布的《關(guān)于加強非金融企業(yè)投資金融機構(gòu)監(jiān)管的指導意見》指出，中國現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)資本涉足金融存在著一定程度上的跟風效應。就我國現(xiàn)階段企業(yè)金融化發(fā)展而言，上述跟風效應是否意味著企業(yè)只是一味盲目跟從，企業(yè)能否通過學習借鑒來幫助自身實現(xiàn)“趨利避險”？我國正面臨經(jīng)濟發(fā)展“新形勢”[3]，在全球新型肺炎疫情等突發(fā)事件的影響下，未來經(jīng)濟增速將有所放緩并趨于平穩(wěn)、經(jīng)濟政策的不確定性水平也將持續(xù)增加，經(jīng)濟環(huán)境的動態(tài)變化，是否將進一步造成企業(yè)金融化同群行為的分化？

新近研究表明企業(yè)各類財務政策選擇上存在著明顯的同群效應[4][5][6][7]，然而，針對企業(yè)財務決策同群效應中如何選取學習模仿標桿、學習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，王營和曹延求的研究發(fā)現(xiàn)，在董事網(wǎng)絡的嵌入下，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[8]，而本文認為，學習機制的差異將可能導致同群行為對企業(yè)產(chǎn)生截然不同的影響。企業(yè)可“借他人之所長、補己之所短”，通過學習借鑒區(qū)域內(nèi)其他融資能力強、投資效益高的企業(yè)，以此提高對外部環(huán)境動態(tài)的響應速度，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”這一非理性行為所主導，金融市場投機行為的跟風效應將傳遞至企業(yè)層面，企業(yè)實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，本文也深化了李秋梅和梁權(quán)熙的研究[11]，進一步補充了企業(yè)金融化同群效應的基準選擇問題，特別是，上述學習模仿的基準選擇是與環(huán)境依存的，這將有助于加深對企業(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股上市公司為研究樣本，考察經(jīng)濟環(huán)境動態(tài)對上市公司金融化區(qū)域同群行為的存在性及其學習機制的影響。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化具有顯著的區(qū)域同群效應，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，這表明我國企業(yè)金融化更偏向于“盲目跟風”這一低效率行為，而非“取長補短”；隨著經(jīng)濟增速放緩以及經(jīng)濟政策不確定性上升，企業(yè)金融化區(qū)域同群效應將更加明顯，但是此時群體內(nèi)的學習模仿行為更趨于理性，上述環(huán)境因素強化了企業(yè)向融資約束水平低、投資收益率高企業(yè)的效仿傾向。進一步研究表明，上述“盲目跟風”行為加劇了企業(yè)的融資約束，并對部分企業(yè)帶來投資收益折損。整體而言，無論是從預防性儲蓄動機抑或是逐利動機來看，企業(yè)金融化同群行為并未體現(xiàn)顯著的效率。

本研究可能的貢獻主要包括三個方面：一是揭示了企業(yè)金融化決策不僅受到外生性因素影響，同時還會受到區(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)濟因素的動態(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)在同群效應下，其學習模仿過程中將可能出現(xiàn)決策偏差；三是結(jié)合同群效應的學習機制來探討企業(yè)金融化經(jīng)濟后果，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”下的企業(yè)金融化行為是導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)進行金融資產(chǎn)投資或持股金融機構(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因：一方面，企業(yè)基于利潤追逐動機，當金融投資收益率高于非金融業(yè)投資收益率時，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)或參控股金融機構(gòu)進入超額利潤行業(yè)進行套利[15]；另一方面，在預防性儲蓄動機下，金融資產(chǎn)投資可視為一種財務流動性儲備，以降低現(xiàn)金流沖擊帶來的資金鏈斷裂風險[16]。

“同群效應”又稱“傳染效應”“模仿效應”或者“羊群效應”，其本質(zhì)均是針對群體內(nèi)和各個體之間的相互影響[17]。就企業(yè)微觀層面來看，合法性理論認為，組織與組織內(nèi)的個人均會通過設立與外部主體之間的比較基準來鞏固或維持自身的合法性，這包括訂立持平的比較基準，而持平的比較基準將導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)在各類財務決策過程中，決策者之間相互模仿學習的現(xiàn)象時有發(fā)生，同群效應普遍存在于企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)決策[19]、并購投資決策[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角度探究了我國企業(yè)金融化現(xiàn)象的成因，然而，已有研究的動機假說側(cè)重討論外生因素的決定作用，隱含了金融化策略的實施是基于獨立決策的假設，忽略現(xiàn)實中企業(yè)金融化“跟風模仿”這一現(xiàn)象問題與決策傾向，金融化行為是否同時存在著企業(yè)群體下的內(nèi)生性互動？在同群效應存在性討論的基礎上，目前對中間的學習與模仿機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習模仿標桿、學習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：動機與學習機制

1．企業(yè)金融化的區(qū)域同群效應的存在性

一方面，基于區(qū)域經(jīng)濟學理論視角，近年來我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展布局不斷加快，區(qū)域內(nèi)部的企業(yè)網(wǎng)絡特征正不斷強化，網(wǎng)絡關(guān)系促進了企業(yè)間對創(chuàng)新技術(shù)、管理知識、資源要素等方面的互動交流[9][20]，在人、物、信息等不同要素網(wǎng)絡的嵌入影響之下，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，進而出現(xiàn)金融化的區(qū)域同群效應。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)個體在金融化過程中面臨較高的決策風險，并且也增加金融化實施的交易成本。對于外部企業(yè)的金融化行為，其事實上可以視為是企業(yè)基于所獲得的私人信息與公共信息，并且結(jié)合對區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟與政策因素預判后所做出的綜合權(quán)衡結(jié)果，而采取模仿學習區(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外部環(huán)境的應變能力。綜上所述提出研究假設H1a：

H1a：企業(yè)在金融化決策上存在區(qū)域內(nèi)的同群效應。

2．企業(yè)金融化區(qū)域同群行為的學習機制

同群效應下的學習模仿過程當中，企業(yè)將基于某些特征因素來選取學習模仿的對象企業(yè)[22]?；谥贫壤碚?，在理性行為假設下，企業(yè)更傾向于對經(jīng)營成功的企業(yè)或者在某些特征上具有領(lǐng)先地位的企業(yè)進行學習，以此強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)導企業(yè)、融資約束程度是我國企業(yè)過度負債同群行為中學習模仿對象選取的基準之一[24]。結(jié)合企業(yè)金融化的動機來看，現(xiàn)階段我國企業(yè)的預防性儲蓄動機與逐利動機并存[25]，在預防性儲蓄動機下，為發(fā)揮金融化對緩解企業(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，而在利潤追逐動機下，為進一步提高金融資產(chǎn)的投資效率，或?qū)⒁酝顿Y收益水平較高的其他企業(yè)作為參考模仿對象，同時降低相關(guān)決策成本。

然而，在決策主體的認知偏差以及企業(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)利益目標難以達到一致，受自身利益訴求的驅(qū)動，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)金流的機會，并且向監(jiān)管層展示投資決策的“合法性”，為未來項目失敗時尋求卸責空間[26]，此時，上述尋租行為將導致金融化決策脫離企業(yè)需求，并造成“跟風型”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企業(yè)管理者群體[27]，這意味著，管理者在同群行為決策時，對融資約束高、投資收益率低的同類企業(yè)可能存在著過分樂觀估計的問題，進而扭曲了學習模仿的選擇基準，導致企業(yè)在學習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選取的決策框架當中，金融化同群行為最終呈現(xiàn)低效率性。基于此，本文分別從理性與非理性假設提出競爭性研究假設H1b與H1c：

H1b：在效率假設下，金融化區(qū)域同群效應當中更表現(xiàn)為“取長補短”，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：在低效率假設下，金融化區(qū)域同群效應當中更表現(xiàn)為“盲目跟風”，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)濟環(huán)境動態(tài)與企業(yè)金融化同群行為分化

宏觀經(jīng)濟波動對企業(yè)金融化行為有著重要影響，經(jīng)濟環(huán)境的不確定性會引起地區(qū)內(nèi)融資環(huán)境改變與金融市場風險加劇，融資約束問題惡化與金融套利空間減小將導致企業(yè)金融化傾向發(fā)生改變[1]。此外，企業(yè)財務決策的同群行為同樣受制于宏觀經(jīng)濟環(huán)境，企業(yè)財務決策同群行為的存在性以及學習模仿機制均依存于所處的經(jīng)濟環(huán)境是否穩(wěn)定以及市場制度發(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，在進行企業(yè)金融化決策的過程當中，為制定合理實施策略，需要企業(yè)高管對外部宏觀經(jīng)濟形勢以及相關(guān)監(jiān)管政策趨勢有著較強的預判準確度，然而，在外部經(jīng)濟不確定水平較高的環(huán)境之下，管理層對未來經(jīng)濟政策形勢的預期準確程度將下降，并且判斷難度也同時提升[28]，加之我國實體企業(yè)對金融資產(chǎn)投資經(jīng)驗普遍較少，該情景將可能強化管理者學習模仿其他企業(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)濟環(huán)境風險上升的狀況下，為應對經(jīng)濟基本面轉(zhuǎn)弱以及未來政策的不確定性，債權(quán)人等金融機構(gòu)對企業(yè)的授信將趨向謹慎并且壓縮授信規(guī)模[3]；另一方面，隨經(jīng)濟增長放緩，實體經(jīng)濟投資收益率將下降，這將對企業(yè)盈利形成壓力，基于上述分析，企業(yè)金融化同群行為當中更可能傾向于關(guān)注模仿對象的融資約束以及投資收益狀況，通過學習借鑒其他表現(xiàn)較佳的企業(yè)來快速應對目前環(huán)境變化，以緩解未來所面臨的融資難問題以及實現(xiàn)資產(chǎn)的保值增值，并同時降低決策失敗所帶來的相關(guān)交易成本。但是，也應注意到上述決策可能是非效率的，經(jīng)濟環(huán)境不確定性上升時，金融體系的系統(tǒng)性風險加劇使得管理層更難識別出外部企業(yè)的真實融資能力與投資能力[1]，進而使本來非效率的同群效應進一步加劇，甚至在學習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H2a、H2b和H2c：

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

H2b：在效率假設下，隨著經(jīng)濟增速放緩以及經(jīng)濟政策不確定性上升，區(qū)域內(nèi)企業(yè)對融資約束較低、投資收益率較高企業(yè)的金融化行為學習傾向?qū)⒏鼮槊黠@。

H2c：在低效率假設下，隨著經(jīng)濟增速放緩以及經(jīng)濟政策不確定性上升，將進一步加劇對區(qū)域內(nèi)融資約束較高、投資收益率較低企業(yè)的金融化行為學習傾向。

本部分所提出假設的邏輯關(guān)系如圖1所示。

圖1 本文研究假設之間的邏輯關(guān)系

三、變量設計與檢驗模型構(gòu)建

(一)研究變量設計

1．企業(yè)金融化代理變量設計(Fin)

借鑒已有相關(guān)研究的做法[2]，通過企業(yè)對金融資產(chǎn)投資行為來測度企業(yè)金融化水平，以企業(yè)年度財務報告中的資產(chǎn)負債表相關(guān)項目來估算出企業(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，在計算企業(yè)當期所持有的金融資產(chǎn)總規(guī)?；A上，除以當期資產(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)濟環(huán)境動態(tài)的代理變量設計(Envir_Dyn)

本文從經(jīng)濟增長以及經(jīng)濟政策不確定性兩個方面來衡量外部經(jīng)濟環(huán)境的動態(tài)變化：(1)針對經(jīng)濟增長的測度方法選擇，已有研究主要以名義GDP增長率或?qū)嶋HGDP增長率作為主要衡量手段，而由于名義GDP增長率同時受到價格因素的影響，將會為經(jīng)濟增長研究帶來一定的影響，這也是大部分文獻采用實際GDP增長率的主要原因[29]，因此，本文將采用實際GDP增長率作為經(jīng)濟增長的代理變量(GDP_AGrowth)；(2)針對經(jīng)濟政策不確定性的測度，本文基于媒體輿論視角，利用Baker等發(fā)布的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)形成代理變量(EPU)，對月度數(shù)據(jù)進行年度平均后作為代理變量，該指數(shù)的測算是基于對《南華早報》的關(guān)鍵詞頻率出現(xiàn)綜合計算而得，以該報報道中是否出現(xiàn)“中國”“經(jīng)濟”“不確定性”以及“政策”這4個關(guān)鍵詞的報道數(shù)占當月文章總數(shù)之比形成對應衡量指標[30]。

3．控制變量

根據(jù)已有相關(guān)文獻，本文還同時對企業(yè)個體的相關(guān)特征進行了控制，這包括企業(yè)的盈利能力(ROA)、企業(yè)年齡(Age)、財務杠桿水平(Lev)、財務流動性(Cash)、未來成長性(Growth)、公司治理水平(Ind_Dir)這6個方面因素，此外，考慮到我國市場化進程對企業(yè)金融化行為有著顯著的影響，本文也對該外部制度環(huán)境因素進行了控制，具體變量定義如表1所示。

表1 變量說明

(二)檢驗模型設計

1．企業(yè)金融化的區(qū)域同群效應存在性以及學習基準選擇偏好檢驗

為檢驗研究假設H1a，本文借鑒Manski以及Parsons等的思路建立模型[17][18]，檢驗企業(yè)金融化是否存在著區(qū)域內(nèi)的同群效應，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，分別對企業(yè)金融化的內(nèi)生性互動、關(guān)聯(lián)效應以及外生性互動同時進行控制：(1)內(nèi)生性互動：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，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；(2)關(guān)聯(lián)效應：企業(yè)群體可能具有相似的財務特征，或者處于相似的制度環(huán)境當中，這事實上也可能導致區(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)境因素對企業(yè)金融化所產(chǎn)生的“關(guān)聯(lián)效應”；(3)外生性互動：區(qū)域內(nèi)企業(yè)金融化決策還將會受到群體的外生特征所影響，包括宏觀經(jīng)濟環(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”之外，也對區(qū)域外的“關(guān)聯(lián)效應”進行控制。

在證實上市公司金融化區(qū)域同群效應存在性的基礎上，為檢驗研究假設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，對內(nèi)生性互動變量Fin_SPDI進行重新計算，分離出企業(yè)在不同特征基準之下的互動行為，以此考察在同群效應下企業(yè)金融化模仿與學習基準的選取傾向。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，分別對各個省份中的上市公司融資約束水平進行區(qū)分，借鑒魏志華等的研究[32]，基于企業(yè)經(jīng)營性凈現(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性5個維度指標構(gòu)建融資約束指數(shù)(KZ)，通過該指數(shù)對樣本整體區(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，對應生成變量Fin_SPDI_HighKZ以及Fin_SPDI_LowKZ。

式(3)則是考察企業(yè)是否基于企業(yè)投資收益率作為學習模仿的選取基準，先以當期利潤表中的“公允價值變動損益”項目除以上文中所計算出的金融資產(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，表明上市公司對投資收益率較高的其他上市公司具有學習效應，此時將支持效率性假設。

2．外部經(jīng)濟環(huán)境動態(tài)對企業(yè)金融化區(qū)域同群行為的影響檢驗

首先，考察外部經(jīng)濟環(huán)境動態(tài)對企業(yè)金融化區(qū)域同群效應存在性的調(diào)節(jié)影響，即對研究假設H2a的檢驗，在模型(1)的基礎上引入外部經(jīng)濟環(huán)境動態(tài)的變量集，并與內(nèi)生性互動變量進行交互，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)境動態(tài)相關(guān)變量集，包括經(jīng)濟增長水平(GDP_AGrowth)以及經(jīng)濟政策不確定性程度(EPU)，通過觀察交互項Fin_SPDI*Envir_Dyn的回歸系數(shù)來判斷經(jīng)濟環(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H2a，若經(jīng)濟增長放緩加劇了企業(yè)金融化的同群行為，則預測系數(shù)φ2顯著為負，當調(diào)節(jié)變量為經(jīng)濟政策不確定性程度時，預測系數(shù)φ2顯著為正。

然后，進一步檢驗外部經(jīng)濟環(huán)境動態(tài)下，金融化同群效應中企業(yè)的模仿學習基準選取是否發(fā)生改變，為實現(xiàn)檢驗目的，在模型(2)與模型(3)的基礎上引入外部環(huán)境動態(tài)的相關(guān)變量集進行交互，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，進行分樣本組檢驗。依據(jù)本文研究假設H2b與H2c，若經(jīng)濟環(huán)境惡化增強了企業(yè)金融化對“預防性儲蓄”功能的需求，對于調(diào)節(jié)變量為經(jīng)濟增長水平(GDP_AGrowth)，式(5)中交互項系數(shù)γ3將顯著為正，或γ4將顯著為負；當調(diào)節(jié)變量為經(jīng)濟政策不確定性時(EPU)，預期交互項系數(shù)γ3將顯著為負，或γ4將顯著為正。另一方面，若經(jīng)濟環(huán)境惡化增強了企業(yè)金融化對“利潤追逐”功能的需求，當調(diào)節(jié)變量為經(jīng)濟增長水平時，式(6)中交互項λ3回歸系數(shù)將顯著為負，當調(diào)節(jié)變量為經(jīng)濟政策不確定程度時，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，則對上述樣本進行剔除處理，除此外，本文還對金融行業(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行了剔除處理。在實證過程中，為提高研究效度，本文還進行了以下處理：(1)異常值處理：對連續(xù)變量均進行了頭尾端1%的Winsorize處理；(2)多重共線性問題：我們計算了模型變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)變量之間不存在強相關(guān)性問題，此外也計算了模型的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，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間區(qū)間較長，為控制企業(yè)財務決策可能存在的跨期相似性，本文基于年度對模型變量回歸標準誤差進行聚類調(diào)整。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性分析結(jié)果

表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。對企業(yè)金融化水平變量(Fin)進行觀察，其均值為0.039，標準差為0.080，中位數(shù)為0.006，可見現(xiàn)階段我國企業(yè)在整體上的金融化程度不高，但是個體之間差別較大，企業(yè)持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)之比最大值達到57.10%。對于控制變量，企業(yè)總資產(chǎn)收益率(ROA)的均值為0.043，標準差為0.062；資產(chǎn)負債率(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，表明樣本中國有企業(yè)數(shù)量占比為37.50%。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)回歸結(jié)果分析

1．企業(yè)金融化區(qū)域同群效應的存在性檢驗

表3為對企業(yè)金融化是否存在區(qū)域同群效應的檢驗結(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，對應t值分別為22.908以及21.425。綜上檢驗結(jié)果能夠看出，企業(yè)金融化具有明顯的區(qū)域同群效應，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更為明顯。整體來看，上述檢驗結(jié)果驗證了本文研究假設H1a。

表3 企業(yè)金融化同群效應存在性的檢驗結(jié)果

對控制變量進行觀察，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，當企業(yè)負債水平較高或財務流動性較好時，上市公司金融化的傾向?qū)⒔档?。此外，市場化進程變量Mtk_Index的回歸系數(shù)為0.002且在5%水平上顯著，該結(jié)果表明外部市場化進程提高也將提高企業(yè)金融化水平。

2．同群效應下學習模仿標桿選擇偏好的相關(guān)檢驗

在驗證企業(yè)金融化同群效應存在性的基礎之上，進一步考察企業(yè)在模仿學習過程中對基準選取的傾向，相關(guān)檢驗結(jié)果如表4所示。列(1)報告的是基于融資約束作為模仿學習的基準判斷，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，對應t值分別為4.919與0.471。上述證據(jù)表明，從預防性儲蓄動機視角來看，在企業(yè)金融化同群學習模仿行過程中，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重的企業(yè)個體所影響，而非向融資約束水平低的企業(yè)“取長補短”。列(2)報告的則是基于金融資產(chǎn)投資收益狀況作為模仿學習的基準判斷，F(xiàn)in_SPDI_HighIR與Fin_SPDI_LowIR的回歸系數(shù)分別為0.003與0.035，對應t值分別為0.257與3.027。這意味著，從利潤追逐動機視角來看，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)域同群效應并未有效地將企業(yè)的投資效率作為學習模仿的選取基準，這實質(zhì)上在一定程度同樣支持“盲目跟風”的低效率假說。

表4 企業(yè)金融化區(qū)域同群行為的學習標桿選擇

結(jié)合前文研究假設部分的邏輯分析，本文進一步比較在不同代理成本水平之下，企業(yè)金融化同群效應的學習標桿決策是否存在著顯著差異。借鑒陳冬華等的研究設計[33]，以上市公司管理費用率作為代理成本的代理變量(Agent_Cost)，并且基于該變量對樣本整體進行分組，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樣本重新對模型(2)與模型(3)進行回歸。對于表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，對應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，對應t值則為2.125與0.681，可見針對區(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重的企業(yè)個體所影響。另一方面，觀察列(5)與列(6)，當中僅有變量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，對應回歸系數(shù)為0.033，這也表明了對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重的企業(yè)當中，綜合上述證據(jù)，這揭示了企業(yè)代理問題導致了金融化同群行為中學習標桿選擇決策的扭曲，使得上述決策存在明顯的盲目性與非理性。綜合上述兩個方面動機的檢驗結(jié)果來看，企業(yè)的金融資產(chǎn)投資決策“盲目跟風”傾向更為顯著，進一步支持本文的研究假設H1c。

3．外部經(jīng)濟環(huán)境動態(tài)對企業(yè)金融化同群效應的影響檢驗

首先，考察外部經(jīng)濟環(huán)境對企業(yè)金融化同群效應存在性的調(diào)節(jié)影響，檢驗結(jié)果如表5所示。列(1)中GDP增長變量GDP_AGrowth的回歸系數(shù)為-0.002，對應t值為-3.919，交互項Fin_SPDI* GDP_AGrowth的回歸系數(shù)為-0.020，對應t值為-3.345，可見在經(jīng)濟增速較高的背景下，企業(yè)金融化行為在區(qū)域內(nèi)的同群效應將減弱，實體經(jīng)濟投資收益的提高將對金融資產(chǎn)投資形成替代，此時對區(qū)域內(nèi)其他企業(yè)金融化的模仿學習傾向也將顯著降低。此外，列(2)中是基于名義GDP增長的檢驗結(jié)果，其所得出結(jié)論與GDP實際增長率發(fā)現(xiàn)一致。另一方面，從經(jīng)濟政策環(huán)境動態(tài)來看，列(3)中交互項Fin_SPDI*EPU的回歸系數(shù)為0.001，對應t值為4.853，該結(jié)果說明了在較高的經(jīng)濟政策不確定性環(huán)境下，企業(yè)金融化的區(qū)域同群行為不降反增，為對沖外部經(jīng)濟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H2a得以證實?？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)濟增長以及經(jīng)濟政策環(huán)境的調(diào)節(jié)影響，因此，“穩(wěn)增長”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)境因素對金融化區(qū)域同群效應存在性的調(diào)節(jié)影響

進一步地，本文考察在企業(yè)金融化區(qū)域同群效應下，外部經(jīng)濟環(huán)境動態(tài)對當中學習模仿機制的影響。表6報告了對融資約束標桿選擇的影響檢驗結(jié)果，對于經(jīng)濟政策不確定性，交互項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)濟政策不確定性的沖擊將改變企業(yè)在金融化同群效應中的學習行為，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)濟政策的不確定性均強化了其向地區(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)揮金融化的預防性儲蓄功能，緩解未來所可能遇到的融資困難問題。與此同時，對于經(jīng)濟增長因素，列(5)中交互項Fin_SPDI_LowKZ*GDP_AGrowth的回歸系數(shù)呈現(xiàn)顯著，其系數(shù)為-0.029，對應t值為-3.151，上述結(jié)果揭示了隨著經(jīng)濟增速放緩，該環(huán)境因素也將同樣強化融資約束高的企業(yè)向融資約束低的企業(yè)進行學習模仿?？傮w而言，在外部經(jīng)濟環(huán)境惡化的情況下，企業(yè)金融化同群效應將出現(xiàn)分化現(xiàn)象，其學習行為更趨向理性，對金融化的“蓄水池”功能需求更為明顯。

表6 經(jīng)濟環(huán)境對企業(yè)融資約束學習標桿選擇的影響

表7報告了外部經(jīng)濟環(huán)境動態(tài)對逐利動機下的學習模仿標桿選擇影響的檢驗結(jié)果。一方面，交互項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)中均未有達到顯著水平，可見在經(jīng)濟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所仿效企業(yè)的投資能力識別逐步強化，此時投資收益率較低的企業(yè)將更傾向于學習模仿區(qū)域內(nèi)投資收益率高的企業(yè)。另一方面，交互項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，對應t值為-2.339和-2.430，從以上結(jié)果可以看出，經(jīng)濟增速放緩下，企業(yè)金融化的同群效應中更傾向于學習地區(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)濟環(huán)境對投資收益學習標桿選擇的影響

整體來看，無論是在預防性儲蓄動機下，抑或是在追逐利潤動機下，外部經(jīng)濟環(huán)境的惡化將使得企業(yè)在金融化同群學習行為上更趨向理性，這均支持了效率假說，即本文的研究假設H2b。結(jié)合經(jīng)濟發(fā)展趨勢來看，未來較長時間內(nèi)經(jīng)濟增速將有所放緩并進入穩(wěn)定增長階段，而該經(jīng)濟環(huán)境事實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”對新形勢下的金融監(jiān)管與風險防控具有一定意義。

五、進一步擴展與穩(wěn)健性檢驗

(一)企業(yè)金融化區(qū)域同群效應的經(jīng)濟后果

從經(jīng)濟后果來看，企業(yè)金融化行為是否具有效率性問題仍然存在著爭議，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化將帶來抑制實體經(jīng)濟投資[12]、擠壓企業(yè)創(chuàng)新投入[13]、加劇股價崩盤風險等負面后果[34]，而部分學者則發(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務困境[4]。基于此，本文基于中介效應檢驗思路，結(jié)合同群效應的學習機制來探討企業(yè)金融化經(jīng)濟后果。

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，建立對應的中介效應檢驗模型，檢驗結(jié)果如表8所示。當被解釋變量為KZ時，變量Fin僅在列(3)中呈現(xiàn)顯著，回歸系數(shù)為0.378，對應t值為2.605，綜合模型(1)的檢驗結(jié)果(對應前文表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)由于融資能力相對較強，但是，資金濫用于“跟風型”的金融化投資實質(zhì)上未有發(fā)揮“儲水池”效應，反而加劇了企業(yè)融資約束水平。當被解釋變量為Inv_Ret時，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，無論是從預防性儲蓄動機抑或是逐利動機來看，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)域同群效應的經(jīng)濟后果影響檢驗

(二)國有企業(yè)與民營企業(yè)金融化區(qū)域同群效應差異比較

值得注意的是，在中國特殊制度背景之下，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異、政治關(guān)聯(lián)程度等因素均會對企業(yè)經(jīng)營決策帶來不同影響，進而表現(xiàn)為投資行為上的分化，基于此，本文進一步探討兩種產(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。通過檢驗發(fā)現(xiàn)，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)具有更強的金融化區(qū)域同群效應傾向，并且，隨著經(jīng)濟增速放緩以及經(jīng)濟政策不確定提高，民營企業(yè)對其他企業(yè)金融化行為的學習模仿傾向比國有企業(yè)更為明顯⑤。

(三)貨幣政策選擇對企業(yè)金融化區(qū)域同群效應的影響

此外，本文還考察了不同取向的貨幣政策是否也將對我國企業(yè)金融化區(qū)域同群效應造成影響⑥。相關(guān)檢驗發(fā)現(xiàn)，寬松的貨幣政策將強化企業(yè)金融化區(qū)域同群效應，在擴張性的貨幣政策下，企業(yè)金融化的逐利動機也有所加強，高投資收益的企業(yè)具有更強的金融化同群行為動機，并且也出現(xiàn)了模仿學習低投資收益企業(yè)的非理性行為。綜合來看，我國現(xiàn)階段采取擴張性的貨幣政策反而強化了對金融化的“利潤追逐”需求，未來在貨幣政策的實施中，應當進一步拓寬企業(yè)信貸獲取渠道，并強化對金融投機行為的監(jiān)管，避免貨幣投放增加引發(fā)的實體企業(yè)對金融資產(chǎn)投資的“盲目跟風”⑤。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1．內(nèi)生性問題進一步控制

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險(特征回報率的12個月標準差)作為工具變量，基于月度回報率分行業(yè)進行CAPM模型回歸，以樣本當年度的前60個月作為估計區(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樣本，回歸估計出該區(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，計算出12個月的預期報酬，并對實際月報酬率與預期報酬率求差，上述結(jié)果則為特征回報率?；?SLS重新檢驗后發(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)，并進一步計算出區(qū)域內(nèi)其他企業(yè)的平均治理水平作為第二個工具變量(G_SPDI)，基于此進行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

首先，本文將投資性房地產(chǎn)項目進行剔除，重新計算企業(yè)金融化水平(Fin2)以及對應的同群效應變量，基于上述變量對原模型重新進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，原結(jié)論基本保持不變；此外，在同群效應學習機制檢驗中，本文采用以現(xiàn)金流視角來對企業(yè)金融資產(chǎn)投資收益來進行衡量，以上市公司現(xiàn)金流量表中的“收到的其他與投資活動有關(guān)的現(xiàn)金”與“支付的其他與投資活動有關(guān)的現(xiàn)金”之差大致測度收益規(guī)模，以此計算出投資收益率(Inv_Ret2)，基于該收益率重新計算的同群效應指標，重檢驗發(fā)現(xiàn)原結(jié)論基本保持不變⑤。

3．替代性假設考慮

地方國有企業(yè)在政府干預下可能導致投資決策趨同，地方國資委對企業(yè)的政策干預也將可能導致財務政策的趨同效應，本文結(jié)合相關(guān)研究，基于實際控制人股權(quán)結(jié)構(gòu)鏈條對樣本作進一步約束。首先，根據(jù)年報披露的控制關(guān)系圖，手工收集并加工樣本上市公司的金字塔股權(quán)控制層級總數(shù)，以控制鏈上的企業(yè)為節(jié)點，同一控制鏈上的兩個節(jié)點之間為一層級，根據(jù)從實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。然后，剔除國有實際控制人直接控制上市公司的樣本企業(yè)，以此將受到強政府干預的樣本排除。在控制政府監(jiān)管部門或者國資委等的政策干預對本文結(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，以及其學習機制隨外部經(jīng)濟環(huán)境的動態(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，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，這表明我國企業(yè)金融化更偏向于“盲目跟風”這一非效率行為；外部經(jīng)濟環(huán)境動態(tài)對企業(yè)金融化同群行為具有調(diào)節(jié)作用，隨著經(jīng)濟增速放緩以及經(jīng)濟政策不確定性上升，雖然企業(yè)金融化區(qū)域同群效應將更加明顯，但是此時群體內(nèi)的學習模仿行為更趨于理性，上述環(huán)境因素強化了企業(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．加強對企業(yè)金融化“盲目跟風”行為的監(jiān)管，建立試點企業(yè)引導“以強帶弱”。探索采取分類監(jiān)管思路，通過科學的指標體系識別出不同企業(yè)的金融化效率水平，對融資難、投資能力差的企業(yè)采取重點監(jiān)管，針對金融化效率較高、金融資產(chǎn)投資確實能夠為實體企業(yè)帶來積極效應的企業(yè)，可嘗試建立試點并促進其與外部企業(yè)之間交流，帶動地區(qū)內(nèi)其他企業(yè)金融化效率提升。

2．處理好“穩(wěn)增長”與企業(yè)金融化同群效應間的關(guān)系。中國經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)開始從高速度向高質(zhì)量轉(zhuǎn)變，未來經(jīng)濟增速將放緩并進入穩(wěn)定增長階段，企業(yè)金融化的同群效應傾向雖然可能進一步加強，但其學習機制將更趨向理性，因此，在未來對企業(yè)金融化行為的監(jiān)管上并非一味限制與“封堵”，更應考慮是否能夠通過引導效率性的金融化同群效應來降低企業(yè)經(jīng)營風險，并發(fā)揮企業(yè)金融投資活動對資本市場的“穩(wěn)定器”功能。

3．優(yōu)化貨幣政策手段、疏通貨幣傳導渠道?，F(xiàn)階段，擴張的貨幣政策與緊縮的貨幣傳導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施過程中，應當加大力度拓寬企業(yè)信貸獲取渠道，避免企業(yè)陷入流動性寬松的誤區(qū)，以防在逐利動機驅(qū)使下對金融資產(chǎn)投資的“盲目跟風”。

注釋：

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

②誠然，本文單純以公允價值變動損益來衡量企業(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)實情況來看，該損益項目受企業(yè)其他投資行為的噪音影響較小，能夠直觀地反映企業(yè)對市場價值波動的判斷以及對投資組合的管理能力。結(jié)合同群效應的決策過程來看，在信息搜尋成本最小化導向下，外部企業(yè)能夠直接在利潤表中獲取并可將該數(shù)據(jù)直接納入至自身決策框架當中，這也符合學習基準選擇的便利性與可比性原則。

③這也表明了企業(yè)金融化對其他企業(yè)的模仿學習過程中，對學習標桿的選取是環(huán)境依存的。在外部經(jīng)濟環(huán)境不確定性水平上升的背景之下，此時將會把其他企業(yè)的某些關(guān)鍵特征納入到學習模仿的決策當中，這也導致了在主檢驗中系數(shù)不顯著，而在調(diào)節(jié)效應中交互項呈現(xiàn)顯著。

④對列(2)系數(shù)進行了Sobel檢驗后發(fā)現(xiàn)，中介效應依然不顯著。

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

⑥本文采用中國人民銀行和國家統(tǒng)計局共同發(fā)布的《銀行家問卷調(diào)查》當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。