汪 寶，劉 洋，趙振宇，臧日宏

（1.中國農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100083；2.寧夏大學 經(jīng)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(jù)Wind 數(shù)據(jù)，2011—2020 年滬深A 股上市公司購買理財產(chǎn)品的公司數(shù)已從1 家增加至1244 家，持有理財產(chǎn)品個數(shù)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(chǎn)經(jīng)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(xiàn)，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?，F(xiàn)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(jīng)營范圍同屬一個行業(yè)（李秋梅和梁權(quán)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(jié)合估計系數(shù)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(chǔ)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(nèi)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(chǎn)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(jīng)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(zhì)量存在什么樣作用。研究上述內(nèi)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(nèi)容。

二、文獻回顧

（一）企業(yè)金融化行為同群效應的存在性

關(guān)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(jīng)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(quán)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(xiàn)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(guān)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(nèi)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(jīng)濟政策不確定性程度越高（李秋梅和梁權(quán)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(zhì)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(nèi)部因素方面，高管團隊具有投行經(jīng)歷（許罡等，2020）[2]、共有董事人數(shù)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(guān)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(chǔ)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(jīng)濟影響

關(guān)于企業(yè)金融化行為同群效應的經(jīng)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(tǒng)性金融風險（李秋梅和梁權(quán)熙，2020）[1]、加劇企業(yè)經(jīng)營風險和行業(yè)整體經(jīng)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(xiàn)顯著的效率性（夏子航，2021）[4]。綜上，以往研究很少關(guān)注企業(yè)金融化行為同群效應對主營業(yè)務發(fā)展質(zhì)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(chǎn)生機制的基礎(chǔ)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(zhì)量的影響，以期豐富企業(yè)金融化行為同群效應的經(jīng)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(shù)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(tǒng)計量模型因遺漏變量導致的內(nèi)生性問題。空間計量模型可以通過空間權(quán)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(nèi)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(jīng)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(chǔ)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(diào)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(zhì)量的影響，有助于進一步豐富相關(guān)研究，深化認識。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)金融化行為內(nèi)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(diào)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(chǎn)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(nèi)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(jīng)濟角度。近年來，隨著我國區(qū)域經(jīng)濟一體化布局不斷加快，區(qū)域內(nèi)企業(yè)間合作不斷加深，企業(yè)間的聯(lián)系也日益緊密。有研究表明，上述一系列變化可以促進經(jīng)營理念在企業(yè)間的流動（桑曼乘和覃成林，2014）[11]。經(jīng)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(chǎn)品大都是標準化設(shè)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(chǎn)品大都是標準化設(shè)計，同質(zhì)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(quán)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(shè)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(jīng)驗、心理等諸多因素限制，進行情緒化交易。而機構(gòu)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(tǒng)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(gòu)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(quán)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(shè)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(zhì)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(jīng)營戰(zhàn)略也會隨之加以調(diào)整，由看重實體投資轉(zhuǎn)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(xiàn)為固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)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(chǎn)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(zhì)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(zhì)量呢？現(xiàn)有研究較少涉及。綜上分析，結(jié)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(jié)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(zhì)量。綜上分析，提出研究假設(shè)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(zhì)量。

四、研究設(shè)計

（一）研究樣本和數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。為確保研究結(jié)論的可靠性，對初始樣本做如下處理：刪除金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)的上市企業(yè)，刪除數(shù)據(jù)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(nèi)發(fā)生變更的上市企業(yè)，將非平衡面板數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)為平衡面板數(shù)據(jù)。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(chǎn)占比和狹義金融資產(chǎn)占比進行測度，分別記為fin1、fin2。廣義金融資產(chǎn)占比=廣義金融資產(chǎn)/總資產(chǎn)=（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+應收股利凈額+應收利息凈額）/總資產(chǎn)，而狹義金融資產(chǎn)占比=（廣義金融資產(chǎn)-長期股權(quán)投資凈額）/總資產(chǎn)。第二，主營業(yè)務發(fā)展質(zhì)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(zhì)量，記為rev。營業(yè)利潤率越高，主營業(yè)務發(fā)展質(zhì)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(chǎn)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(shù)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(shè)定。與被解釋變量一一對應，同群企業(yè)金融資產(chǎn)占比也包括廣義金融資產(chǎn)占比和狹義金融資產(chǎn)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(chǎn)凈利率、資本密集度、高管持股比例、企業(yè)股權(quán)性質(zhì)，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(shè)定。

3.調(diào)節(jié)變量

調(diào)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(jié)論，本文運用投資者情緒指數(shù)對投資者情緒進行度量，記為isi。該指數(shù)包括IPO 數(shù)、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(shù)等6 項信息，能準確刻畫投資者情緒。值得注意的是，isi 指數(shù)是月度數(shù)據(jù)，結(jié)合本文數(shù)據(jù)特點，將對isi 指數(shù)做如下處理：按月平均轉(zhuǎn)為年度數(shù)據(jù)，再取對數(shù)。

4.控制變量

參考已有的相關(guān)研究，本文從經(jīng)營特征、治理特征、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)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(chǎn)的對數(shù)，size）、資產(chǎn)凈利率（凈利潤與總資產(chǎn)之比，roa）、資本密集度（固定資產(chǎn)凈額/總資產(chǎn)，capr）、董監(jiān)高持股比例（董監(jiān)高持股數(shù)/總股數(shù)，smr）、企業(yè)股權(quán)性質(zhì)（國有企業(yè)取值1，民營企業(yè)取值0，state）。

（三）模型設(shè)定

1.空間權(quán)重矩陣設(shè)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(jīng)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(quán)重矩陣。行業(yè)空間權(quán)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(quán)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(quán)重矩陣由UCINET軟件獲得。

2.空間計量模型的設(shè)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(chǔ)，經(jīng)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(shè)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(chǔ)上進行Hausman 檢驗，結(jié)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(jié)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(jié)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(jié)果，如果需要可向作者索取。根據(jù)以上分析，為檢驗假設(shè)H1，設(shè)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(jīng)過行標準化處理的空間權(quán)重矩陣。被解釋變量fin 是企業(yè)金融資產(chǎn)占比。主要解釋變量wfin 是同群企業(yè)金融資產(chǎn)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(guān)注的系數(shù)。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(shù)。μ是個體固定效應，γ是時間固定效應。

在模型（1）的基礎(chǔ)上，為檢驗假設(shè)H2，設(shè)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(diào)節(jié)效應，是主要關(guān)注的系數(shù)。φ1、φ3、φ4、φ5分別代表同群企業(yè)金融資產(chǎn)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(chǎn)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(chǔ)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(zhì)量不存在空間效應，構(gòu)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(zhì)量的影響。

其中，rev 是主營業(yè)務發(fā)展質(zhì)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(chǎn)占比（fin）與同群企業(yè)金融資產(chǎn)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(jié)果，進一步地將企業(yè)金融資產(chǎn)占比（fin）與同群企業(yè)金融資產(chǎn)占比（wfin）之差的絕對值乘以-1來測度同群效應（peer）的大小。經(jīng)過這樣處理后，peer數(shù)值越大，同群效應也就越大。值得注意的是，企業(yè)金融資產(chǎn)占比有廣義金融資產(chǎn)占比和狹義金融資產(chǎn)占比之分，那么同群效應的類型也包括廣義金融資產(chǎn)占比下的同群效應（peer1）和狹義金融資產(chǎn)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(zhì)量的影響，是主要關(guān)注的系數(shù)。λ 為控制變量對主營業(yè)務發(fā)展質(zhì)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?？臻g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）?？紤]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(zhì)量的影響，被解釋變量是主營業(yè)務發(fā)展質(zhì)量，而主營業(yè)務發(fā)展質(zhì)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(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1報告主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)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(chǎn)占比達23.9%，狹義金融資產(chǎn)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(chǎn)占比和狹義金融資產(chǎn)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(tǒng)計

（二）空間相關(guān)性檢驗

表2 報告金融資產(chǎn)占比的全局Moran’s 值檢驗結(jié)果。從表2 來看：行業(yè)空間權(quán)重矩陣下，無論是廣義金融資產(chǎn)占比還是狹義金融資產(chǎn)占比，Moran’s值均顯著為正，表明企業(yè)金融化資產(chǎn)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(jié)論；地區(qū)空間權(quán)重矩陣下，無論是廣義金融資產(chǎn)占比還是狹義金融資產(chǎn)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(jié)合2009—2020 年整體Moran’s 值可認為，企業(yè)金融資產(chǎn)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(jié)論。

表2 金融資產(chǎn)占比的全局Moran’s值檢驗結(jié)果

此外，考慮到企業(yè)金融化行為存在空間相關(guān)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(chǎn)占比的全局Moran’s 值檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還在不同OLS 回歸模型的基礎(chǔ)上，運用LM方法檢驗是否存在空間相關(guān)性。受篇幅的限制，表3 只報告了不同OLS 回歸模型的檢驗統(tǒng)計量。從表3 來看，在行業(yè)空間權(quán)重矩陣或地區(qū)空間權(quán)重矩陣下，無論是廣義金融資產(chǎn)占比還是狹義金融資產(chǎn)占比，不同OLS 回歸模型上的LM 統(tǒng)計量均顯著、穩(wěn)健LM統(tǒng)計量除極少數(shù)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(guān)性的原假設(shè)，即企業(yè)金融化行為存在空間相關(guān)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(jié)果，旨在通過分析不同空間權(quán)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(quán)重矩陣中：就同群企業(yè)金融化行為而言，wfin1 和wfin2 的系數(shù)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(quán)重矩陣中，也能得到上述相同結(jié)論。綜上分析，假設(shè)H1得到驗證。

表3 不同OLS回歸模型回歸檢驗結(jié)果

此外，行業(yè)空間權(quán)重矩陣中，wfin1和wfin2的系數(shù)分別為0.065、0.068。這些值都比地區(qū)空間權(quán)重矩陣中的相應系數(shù)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(chǎn)品模式、經(jīng)營理念、財務特征、治理特征等，同質(zhì)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(xiàn)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(jié)論的穩(wěn)健性，本文選取廣義貨幣供應量增速（按月平均轉(zhuǎn)為年度數(shù)據(jù)，來自中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)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(quán)平均市場年收益率表示，來自RESSET 數(shù)據(jù)庫）來控制宏觀環(huán)境因素，選取地區(qū)非實體經(jīng)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(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)GDP 比重表示，來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫）、地區(qū)市場化指數(shù)［來自Wind 數(shù)據(jù)庫，其中2020 年的數(shù)據(jù)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(shù)］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(quán)表示，其中紡織服裝、服飾業(yè)（C18）、互聯(lián)網(wǎng)和相關(guān)服務（I64）2009—2013年的數(shù)據(jù)缺失，采取2014 年數(shù)據(jù)填補，衛(wèi)生（Q83）2009—2010 年數(shù)據(jù)缺失，采取2011 年數(shù)據(jù)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(jié)果詳見表5。從表5 結(jié)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(jié)論穩(wěn)健。

表4 企業(yè)金融化行為同群效應的回歸結(jié)果

表5 排除宏觀環(huán)境、行業(yè)及地區(qū)因素的回歸結(jié)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(chǎn)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(quán)重矩陣和地區(qū)空間權(quán)重矩陣中的制造業(yè)樣本企業(yè)數(shù)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(jié)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(jié)論依舊穩(wěn)健。

表6 其他穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果

續(xù)表

3.構(gòu)建嵌套空間權(quán)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(gòu)建行業(yè)和地區(qū)的嵌套空間權(quán)重矩陣對上述結(jié)論的穩(wěn)健性進行檢驗。嵌套空間權(quán)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(quán)重矩陣由UCINET 軟件獲得?；貧w結(jié)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(jié)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(chǎn)的兩種定義方式都包括企業(yè)投資性房地產(chǎn)，而投資性房地產(chǎn)是否能作為金融資產(chǎn)一直存在爭議。此時，如果將投資性房地產(chǎn)界定為金融資產(chǎn)，可能會影響結(jié)論的穩(wěn)健性。因此，本文將廣義金融資產(chǎn)占比和狹義金融資產(chǎn)占比中的投資性房地產(chǎn)剔除，剔除后的廣義金融資產(chǎn)占比和狹義金融資產(chǎn)占比分別記為fin3、fin4，并進行回歸。數(shù)據(jù)回歸結(jié)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(jié)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(jié)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(diào)節(jié)作用。表7 報告了模型（2）的回歸結(jié)果。從表7 中可以看出：第一，無論是行業(yè)空間權(quán)重矩陣，還是地區(qū)空間權(quán)重矩陣，isi 的系數(shù)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(jié)論相符；第二，wfin1 和wfin2 的系數(shù)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(shù)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(shè)H2得到了驗證。

表7 機制分析的回歸結(jié)果

（二）經(jīng)濟影響檢驗

表8報告模型（3）的回歸結(jié)果。從表8中可以看出：無論是行業(yè)空間權(quán)重矩陣，還是地區(qū)空間權(quán)重矩陣，廣義金融資產(chǎn)占比下的同群效應（peer1）和狹義金融資產(chǎn)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(zhì)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(zhì)量。綜上，假設(shè)3得到了驗證。

表8 經(jīng)濟影響的回歸結(jié)果

七、研究結(jié)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(chǎn)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(zhì)量的影響，并進一步考察投資者情緒在同群效應中的調(diào)節(jié)作用。研究的主要結(jié)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(jīng)營范圍同屬一個行業(yè)的企業(yè)，金融化行為表現(xiàn)出一致性，即企業(yè)金融化行為受經(jīng)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(jié)論在控制宏觀環(huán)境、行業(yè)及地區(qū)因素，在構(gòu)建制造業(yè)樣本以及嵌套空間權(quán)重矩陣，在變換金融化度量指標后仍然成立。企業(yè)經(jīng)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(xiàn)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(diào)節(jié)作用，具體表現(xiàn)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(jù)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(zhì)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(zhì)量發(fā)展，企業(yè)健康可持續(xù)就無法實現(xiàn)。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(zhì)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(zhì)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(guān)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(jù)上述研究結(jié)論，提出以下政策建議。

第一，應該高度重視并關(guān)注行業(yè)和地區(qū)金融化發(fā)展水平，建立適當?shù)念A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(shè)施，根據(jù)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(chǎn)業(yè)優(yōu)惠政策、財政優(yōu)惠政策等，扶持實體經(jīng)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(zhì)量，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，凈化營業(yè)環(huán)境，使企業(yè)能夠從實體經(jīng)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(zhì)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(guān)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。