本文摘要：內容提要：實體經濟是實現經濟高質量發展的根基和主體，然而近年來我國實體經濟面臨較為嚴峻的脫實向虛問題，特別是實體企業金融化現象日益凸顯。本文以同伴企業間的相互模仿行為作為切入點，為實體企業金融化現象提供一種新的解讀，并進一步討論了同伴效應
內容提要：實體經濟是實現經濟高質量發展的根基和主體，然而近年來我國實體經濟面臨較為嚴峻的“脫實向虛”問題，特別是實體企業金融化現象日益凸顯。本文以同伴企業間的相互模仿行為作為切入點，為實體企業金融化現象提供一種新的解讀，并進一步討論了同伴效應對實體部門經營風險的影響。研究發現：(1)同伴企業的金融化程度越高，該企業金融資產配置比例越高，即實體企業金融化存在顯著的同伴效應;(2)學習效應、產品市場競爭不足、管理層過度自信是產生企業金融化同伴效應的重要原因;(3)企業的模仿行為存在非理性，同伴效應主要發生在交易類金融資產和房地產兩類投機性資產上，且在同伴企業增持金融資產時模仿行為尤為明顯，這最終加劇了企業經營風險和行業整體經營風險。本文的研究結論表明，在實體經濟的發展進程中，需要密切關注企業金融化的同伴效應及其給實體部門經營帶來的不利影響。
關鍵詞：企業金融化同伴效應實體部門經營風險
一、引言
實體經濟是實現經濟高質量發展的根基和主體。然而，近年來我國實體經濟面臨較為嚴峻的“脫實向虛”問題，在微觀層面的突出表現為：實體企業為了追逐短期超額收益，將大量資金配置于股市、房地產等金融領域，①隨之而來的是企業金融化現象日益凸顯。根據國泰安CSMAR數據庫的統計，2007—2018年，非金融類A股上市公司金融資產投資總規模呈現不斷攀升的態勢，總規模由023萬億元激增至157萬億元，年均增長率約為1908%。為此，黨的十九大報告和相關政策文件多次強調“必須把發展經濟的著力點放在實體經濟上”，“增強金融服務于實體經濟的能力”。充分理解微觀企業金融化的成因對于防治經濟“脫實向虛”具有重要意義。
現有研究已經從不同角度對實體企業金融化現象進行了闡釋，微觀層面的因素包括經營收益率、融資約束、高管過度自信等(宋軍、陸，2015;彭俞超、黃志剛，2018;閆海洲、陳百助，2018)，宏觀層面的因素主要有GDP周期、貨幣供給、經濟政策不確定性(胡奕明等，2017;彭俞超等，2018a)。
然而，鮮有研究關注到企業間的互相模仿行為對企業金融化的影響。隨著信息技術的發展和資本市場信息披露制度的不斷完善，企業能夠便捷地獲取經營環境類似或地域相近的同伴企業的信息，企業在進行金融決策時不僅僅依靠自身經營狀況，它們往往會參考同伴企業的信息和經濟特征。Bizjak等(2008)發現，超過90%的企業在制定高管薪酬政策時會考慮同伴企業的行為，因而深刻認識企業金融化現象離不開對同伴效應的討論。另外，盡管有少量研究考察了企業金融化和風險之間的關系(彭俞超等，2018b)，然而對于金融資產投資中的競相模仿行為如何影響企業風險尚不得而知，并且已有研究主要聚焦在金融風險上，專門研究實體部門經營風險的文獻相對有限。
在上述背景下，如下兩個問題還有待進一步的深入研究。首先，企業金融化的同伴效應是否存在，其形成機制為何?其次，企業金融投資中的競相模仿行為對實體經濟會產生怎樣的影響，特別是對實體部門經營風險的影響如何?厘清上述問題不僅有助于增進對企業“脫實向虛”現狀的理解，而且對于推進實體經濟與虛擬經濟協調發展、防范系統性風險的發生具有一定的現實意義。鑒于此，本文使用2007—2018年滬深兩市A股非金融類上市公司數據，重點檢驗了企業金融化同伴效應的存在性及其對實體部門經營風險的潛在影響。
相較于已有研究，本文的貢獻可能體現在：(1)有別于以往研究基于企業內部因素和宏觀經濟環境等角度來解讀企業金融化現象，本文以企業間的互相模仿行為作為切入點，為理解企業金融化的成因提供了一個新的視角;(2)本文并非簡單地停留在對同伴效應的驗證上，而是從學習效應、產品市場競爭和管理層過度自信多個渠道剖析了企業金融化同伴效應的形成機制，進而豐富了同伴效應的研究內涵;(3)關于企業金融資產投資中的競相模仿行為對實體部門經營風險的影響，目前還鮮有文獻涉及，本文揭示了同伴效應中的非理性行為及其所造成的潛在風險，這不僅擴展了風險領域的相關研究，還有助于深入理解企業金融投資與實體經濟的內在關聯。
二、文獻綜述與理論假設
(一)企業金融化的同伴效應
“同伴效應”主要指經濟主體在決策時受其所在群體內其他行為主體的影響，從而表現出與群體成員一致的行為傾向(楊海生等，2020)。傳統的企業財務和金融理論通常假設企業的決策是獨立完成的，往往忽視同伴企業在財務、金融決策中對其產生的影響。隨著群體性模仿現象被社會學研究不斷證實，經濟和金融學領域的學者們開始重視對同伴效應的研究(Kaustia和Rantala，2015;Grennan，2019)。
從現實來看，近年來越來越多的實體企業以金融資產投資的形式涉足金融領域，扎堆現象頻頻出現。例如，家電巨頭海爾集團自2001年提出金融化戰略以來，金融資產投資范圍已涵蓋證券、保險、銀行、信托、房地產等多個金融板塊，同行業的長虹集團、TCL科技集團、海信集團等傳統家電企業也紛紛跟進效仿。上述扎堆現象固然與宏觀、外在經濟環境的變化有關，但同樣可以從同伴效應理論中尋求解釋。關于企業金融化同伴效應的形成機制，在已有研究的基礎上，本文提出三種可能的原因。
第一，學習效應。在信息不對稱或信息獲取成本較高的環境下，市場中的經濟主體在決策時會面臨較大的不確定性，這時它們會通過觀察和學習同伴企業的行為來獲得相關信息，并可能采取與其他行為主體類似的行為(易志高等，2019)。現有研究在界定學習效應時，較少對其做出進一步區分，本文根據經濟主體是否理性，將學習效應區分為“信息式學習”和“跟風式學習”。“信息式學習”可以被視作一種有效學習，個體通過觀察同伴企業行為，學習并提取相關信息，對同伴企業行為進行價值判斷，最終做出與同伴企業方向一致的決策(李佳寧、鐘田麗，2020)。與之相反，“跟風式學習”主要強調行為主體的非理性，體現為行為主體忽視了其自身的信息，盲目模仿和學習其他投資者的行為。
Smith和Srensen(2000)指出，“從眾心理”可能導致“混亂的學習”，使得個體決策過度依賴可觀測的公共信息，簡單地表現為一種跟風行為。楊海生等(2020)在研究公司投資決策中的同行效應時，利用“信息式學習”來刻畫同伴企業財務特征的信號作用，利用“跟風式學習”來描述將私有信息排除在外的盲目跟從行為。
具體到企業金融化中的同伴效應，一方面，從“信息式學習”來看，與實體投資相比，金融投資面臨的不確定性較強，加之我國金融市場尚不完善，信息不對稱程度較高。當一些實體企業率先在金融、房地產市場展開投資并獲利時，它們會通過各種途徑釋放金融獲利的信號。同行業(地區)的企業由于存在較強的經濟關聯，更加容易收到有關金融化的信號。這些企業在觀察同伴企業的金融資產投資行為時，會提取并學習更多關于金融投資和金融獲利的信息，從而配置更多金融資產。
另一方面，從“跟風式學習”來看，與國外相對理性和成熟的投資者不同，中國的資本市場更容易出現“追漲殺跌”現象。在短期內，金融投資的回報率可能高于實體投資，加之金融投機和炒作的推波助瀾作用，使得市場隱含巨大的泡沫風險。這種“非理性繁榮”促使實體企業盲目地模仿其他同伴企業，忽視了自身經營條件、理性決策和主營業務發展，對金融投資“一擁而上”(傅超等，2015)。
第二，產品市場競爭。競爭性是討論同伴效應形成機制時不可回避的傳統因素。Lieberman和Asaba(2006)認為，企業為了維持市場份額并應對來自競爭對手的壓力，往往會密切關注同行競爭對手的行為。多數經驗文獻發現，市場競爭環境越激烈，企業越傾向于模仿同伴企業的經濟決策，以保持自己在行業內的競爭地位(萬良勇等，2016;Adhikari和Agrawal，2018)。
但就實體企業金融化而言，需進一步關注金融資產投資和產品市場競爭的互動關系。在競爭較強的產品市場中，企業產品差異性較小且經營性現金流趨緊，過度的金融資產投資會擠占企業主營業務投入，在激烈的競爭環境下企業可能會失去原有的市場份額�？紤]到產品市場的潛在損失，企業模仿同伴企業進行金融資產投資的意愿不強。相反，當產品市場競爭較小時，企業面臨的資源約束相對寬松，更有“能力”去模仿同伴企業的金融資產投資行為。
第三，管理層過度自信。管理層作為企業經濟決策的制定者，其個人特征難免會影響企業的投融資決策。根據行為金融理論，在過度自信行為模型中，管理層沒有合理地評估同伴企業的信息，過度自信的高管往往會將同伴企業的成功誤認為自己成功即將來臨的信號，容易高估同伴企業的決策收益，低估決策風險。
Grennan(2019)發現，企業股息支付中的同伴效應在很大程度上是由高管過度自信驅動的。在實體企業金融化的進程中，過度自信的管理層可能會過度解讀同伴企業在金融投資上的成功經驗，有動機模仿并擴大金融資產投資規模。上述分析表明企業的金融資產投資行為可能受同伴企業影響。據此，我們提出以下假設。假設1：實體企業金融化存在顯著的同伴效應，同伴企業金融化程度越高，該企業金融資產配置比例越高。
(二)企業金融化的同伴效應與實體部門經營風險
企業是資本市場和實體經濟的雙重參與者，企業將持有資金投向金融活動必然會影響實體經營。本文認為同伴效應影響企業實體經營風險的邏輯如下。首先，由于存在同伴效應，當觀察到同伴企業大量配置金融資產時，在信號作用的誘發下，其他企業可能競相配置金融資產。
一般而言，金融投資面臨的不確定性較高，并且相較于金融類企業，實體企業在專業技能和金融信息獲取方面存在明顯劣勢，如果其配置的金融資產出現大幅貶值，很可能面臨財務困境甚至破產風險。這極大地沖擊了企業的主營業務，導致企業實體經營風險急劇上升(彭俞超等，2018b)。其次，同伴效應潛在的非理性可能導致眾多企業脫離自身經營狀況盲目地跟風配置金融資產，同時忽略自身信息的模仿行為容易造成“搭錯車”，給企業實體經營帶來很大不確定性(傅超等，2015)。
最后，多元化經營領域的研究指出，多元化經營對于企業風險而言是把“雙刃劍”，關鍵在于進入產業的特點。當企業從一個穩定產業進入周期波動劇烈的產業，其銷售可能變得不穩定。顯然，同伴效應會促使大量企業由實業向金融業滲透，而相對于實體部門，金融市場的波動性通常更為劇烈，從這個角度來看，同伴效應也可能增加企業的實體經營風險。
根據上述分析，我們提出以下假設。假設2：企業金融化的同伴效應可能會帶來企業實體經營風險的增加。同伴效應不僅會對個體企業經營風險造成直接沖擊，更為重要的是，同伴效應還可能通過網絡關聯效應，間接地誘發實體部門出現系統性風險。當一些實體企業率先在金融市場投資并獲利后，同伴效應可能促使其他實體企業競相增加該類(或相似)金融資產的配置，導致同伴企業配置的金融資產趨于“同質化”(許靜，2019)。一旦“同質化”的金融資產遭受負面沖擊，金融資產投資的網絡關聯效應會導致整個行業或地區出現系統性金融風險，金融市場風險又進一步沖擊實體部門，進而引發實體部門的大規模減產和虧損。根據上述分析，我們提出以下假設。
三、研究設計
(一)模型設定
為了識別實體企業金融化的同伴效應，本文參考Leary和Roberts(2014)、易志高等(2019)，構建如下計量模型：Finijkt=α+βPeerFinijkt-1+θ′Xijkt-1+μi+νt+εijkt(1)其中，下標i、j、k和t分別表示企業、行業、地區和年份。被解釋變量Finijkt為企業金融化水平，用金融資產投資額占總資產的比重來衡量(彭俞超等，2018b)，企業投資的金融資產主要包括資產負債表中交易性金融資產、買入返售金融資產、可供出售金融資產、持有至到期投資、發放貸款及墊款凈額，其中前四項可歸為交易類金融資產。需要指出的是，隨著我國房地產市場的快速發展，住房逐漸偏離居住屬性，投資屬性和金融屬性日益凸顯，因此，我們將投資性房地產視為一類特殊的金融資產(戚聿東、張任之，2018)。
本文關心的核心解釋變量為同伴企業金融化水平PeerFinijkt-1，因此對同伴企業的界定十分重要。與易志高等(2019)相似，本文同時采用兩種界定標準：一是行業同伴企業，是指同一行業的企業，行業變量的劃分依據2001版證監會行業分類代碼，制造業按照二級代碼進行分類，其他行業按照一級代碼進行分類，涉及19個行業;二是地區同伴企業，是指同一地區的企業，地區變量按照省級行政單位進行劃分，涉及31個省(自治區、直轄市)。同伴企業金融化水平用同行業(地區)其他企業的金融資產平均持有份額(除企業i外)來衡量，該變量前的系數β能夠識別同伴效應大小，若假設1成立，則β應顯著大于零。
參考張成思和張步曇(2016)，本文還納入以下可能影響企業投資行為的變量Xijkt-1：金融資產與固定資產收益率之差、企業規模、企業財務杠桿率、經營性現金流、利潤率、企業成長性、股權集中度、企業產權性質。考慮到企業需要時間來對經濟環境變化做出反應，模型中的解釋變量均做滯后一期處理，該做法也可以在一定程度上緩解雙向因果關系的影響。此外，為了減少不可觀測異質性和宏觀沖擊的影響，模型還控制了個體固定效應和時間固定效應。
(二)數據與樣本
本文使用的數據主要來自CSMAR數據庫，選取2007—2018年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本。根據公司金融領域的一般性做法，我們剔除了ST、PT、交叉上市和當年新上市的樣本，同時將關鍵變量缺失或數據存在明顯異常的樣本予以剔除。
另外，鑒于本文的研究對象為實體企業，我們還剔除了金融行業、房地產行業的樣本。為了避免極端值對研究結論產生重要影響，我們對企業層面的連續變量進行了1%和99%水平的Winsorize處理，得到15189個有效樣本。本文最終使用的樣本范圍是2009—2018年，主要是由于部分解釋變量以增長率形式呈現，并且模型需要用到滯后期序列。
四、實證結果分析
(一)同伴效應的基準回歸結果
檢驗了實體企業的金融資產投資行為是否存在同伴效應。第(1)列僅納入同伴企業金融化水平，第(2)列控制了影響企業金融投資的其他變量，第(3)列進一步控制了個體固定效應和時間固定效應。第(1)～(3)列的回歸結果顯示，同伴企業金融化水平的估計系數均為正且在1%的水平下顯著，說明同行業中同伴企業的金融化程度越高，該企業金融資產配置比例越高，即實體企業金融化存在顯著的行業同伴效應。
從第(3)列的數值來看，同伴企業的金融資產投資份額每增加1個百分點，該企業的金融資產投資份額大約增加045個百分點，模仿效應較為明顯。進一步地，為了考察實體企業金融化是否存在顯著的地區同伴效應，第(4)～(6)列以地區同伴企業的金融資產平均持有份額作為核心解釋變量，可以看到，盡管同伴企業金融化水平的估計系數相較于第(1)～(3)列的回歸結果有所下降，但同伴企業金融化水平的估計系數均顯著為正，這驗證了地區同伴效應的存在性。因此，假設1得到驗證。上述結論的啟示是，企業金融資產投資中的競相模仿行為是近年來實體企業金融化現象日益凸顯的重要成因。
(二)內生性問題討論
上文中，我們初步驗證了行業、地區同伴效應的存在性。對于上述研究結論，我們的主要擔憂是，同行業(地區)的企業往往面臨相似的經營環境和政策沖擊，這可能引發企業出現一致性的金融資產投資行為，即同伴效應可能不完全是由企業之間互相模仿行為導致，共同沖擊也是重要的影響因素。但在模型中，我們很難完全控制這些不可觀測的共同沖擊，從而產生內生性問題，因此，我們首先采用工具變量法來提高參數識別的效率。本文參考Leary和Roberts(2014)，將同伴企業股票特質收益率作為工具變量以緩解潛在的內生性問題。
理由是：一方面，該工具變量僅反映同伴企業自身因素引致的股票價格波動，與企業面臨的共同沖擊不相關，也不會直接影響該企業的金融資產配置行為，工具變量滿足外生性要求;另一方面，已有研究發現股票價格與企業的資本結構和金融資產選擇密切相關(Chen等，2019)，因而同伴企業股票特質收益率與同伴企業金融化水平存在一定的關聯性，①工具變量滿足相關性要求。
在第(1)、(2)列中，我們采用兩階段最小二乘法(2SLS)對模型(1)進行了重新估計。工具變量有效性的檢驗結果顯示，在第一階段模型中，同伴企業股票特質收益率與同伴企業金融化水平顯著正相關，且KP-F統計量顯著大于經驗值10，表明模型不存在弱工具變量問題，工具變量的選取是較為合理的。回歸結果表明，同伴企業金融化水平的估計系數均顯著為正，說明行業、地區同伴效應仍然顯著存在，因此在引入工具變量控制內生性問題后，前文的研究結論仍然是成立的。從數值上看，估計系數的絕對值相較于基準回歸結果有所增加，說明忽視內生性問題可能會低估同伴效應的大小。
(三)穩健性檢驗
1.排除宏觀和外在因素影響企業金融化除了受到同伴企業的影響外，相似的宏觀經濟環境以及行業(地區)特征可能導致企業的金融投資行為呈現一致性。為此，模型中還納入了可能影響同伴效應的宏觀、地區和行業因素。宏觀因素包含經濟周期、廣義貨幣供應增速、股票市場年收益率;地區因素包括地區經濟發展水平、市場化程度;行業因素包括赫芬達爾-赫希曼指數、行業營業利潤率、行業市盈率。
此外，本文還通過引入省份與時間交互固定效應、行業與時間交互固定效應，試圖更大限度地緩解宏觀和外在因素的影響。第(3)～(6)列的結果表明，考慮宏觀因素和外在因素后，同伴企業的金融化行為對特定企業仍然具有十分積極且重要的影響。
2.證偽檢驗
為了進一步說明同伴效應并非主要由共同沖擊驅動，本文參考Kaustia和Rantala(2015)設計了如下的證偽檢驗。主要思路是，若企業金融化的同伴效應主要是由共同沖擊導致的，那么剔除共同沖擊的作用后，企業之間的相互模仿行為應不再顯著。
檢驗步驟如下：首先，估計前文提及的包含宏觀(Macro)、地區(Region)和行業(Indus)因素的擴展模型，可以得到不受共同沖擊影響的企業金融化成分Finijkt=Finijkt-γ^′1Macrot-γ^′2Regionkt-γ^′3Indusjt;其次，我們基于擬合獲得的Finijkt來構造“偽”同伴企業金融化水平，構造方法與前文一致;最后，我們再次估計基準模型(1)，但此時利用“偽”同伴企業金融化水平PeerFinijkt-1替代真實值PeerFinijkt-1。第(7)和第(8)列的回歸結果顯示，“偽”同伴企業金融化水平對企業金融化行為的影響仍然顯著，說明共同沖擊并不是同伴效應的主要驅動因素。
3.其他穩健性檢驗
為了保證研究結論的可靠性，本文還進行了以下穩健性檢驗，總體上并未改變原有的研究結論。①第一，同伴企業的不同度量。前文中，我們按照同行業(地區)的標準來定義同伴企業，為了避免上述標準引致的估計偏差，我們進一步考慮了資產規模的相似性，新的衡量標準如下：企業i的行業(地區)同伴企業，指與企業i處于同一行業(地區)，且總資產規模是企業i的075倍至125倍的企業。
第二，金融化的不同度量。前文在測算企業金融化時，主要以企業金融資產投資額占總資產的比重作為衡量指標。接下來，本文引入企業金融化決策作為替代指標，該變量將企業劃分為金融化企業和非金融化企業兩種類型，若企業配置了金融資產則賦值為1，否則賦值為0，同伴企業金融化水平用行業(地區)金融化企業的所占比重表示。
第三，更換估計方法。樣本中被解釋變量企業金融化存在大量的零值，由于企業持有的金融資產總額一般不為負，因而被解釋變量是以0為下界的截斷變量，為了緩解截斷變量對估計的潛在影響，我們采用Tobit模型進行了重新估計。第四，納入同伴企業特征。Grennan(2019)的研究表明，在模型中納入同伴企業特征可以控制情境效應的影響，并在一定程度上緩解遺漏變量問題對研究結論的干擾。為此，我們還把同伴企業個體特征均值PeerX作為控制變量納入基準模型，在此基礎上重新檢驗了同伴效應的存在性。
五、進一步研究：企業金融化同伴效應的存在機制
前文的研究證實了企業配置金融資產時存在競相模仿行為，一系列的穩健性檢驗進一步支持了該結論。其內涵在于：企業金融資產投資會對同行業(地區)其他企業產生正向溢出效應，導致金融化廣泛存在于實體企業中，“脫實向虛”現象日趨嚴重。那么，企業為何會模仿同伴企業的金融投資行為?對這一問題的回答不僅有助于深入理解同伴效應的內在機制，而且能夠為實體經濟“脫實向虛”防治政策的制定提供重要參考。接下來，我們從學習效應、產品市場競爭和管理層過度自信三個視角，檢驗企業金融化同伴效應的存在機制。
(一)學習效應與企業金融化的同伴效應
前文的理論分析顯示學習效應是企業相互模仿的重要驅動因素。一方面，企業可以學習同伴企業經濟行為中的隱藏信息，并對自身的私有信息進行“升級”，做出與同伴企業方向一致的決策(李佳寧、鐘田麗，2020)，即所謂的“信息式學習”。另一方面，經濟主體在觀察學習同伴企業的信息時可能出現“混亂的學習”，忽視了其自身的信息，盲目模仿和學習其他企業的行為，即所謂的“跟風式學習”(Smith和Srensen，2000)。
盡管我們很難直接確定某一特定企業試圖向哪些同伴學習，但同伴企業金融投資獲利能力是其學習的重要參考標準。因此，本文結合金融投資收益率來檢驗學習效應機制。對于每個行業×年份或地區×年份組合，我們以金融投資收益率的中位數為臨界值，將實體企業劃分為“高金融投資收益率”組和“低金融投資收益率”組。
本文主要關注兩種模仿路徑：
(1)L→H，低金融投資收益率的企業模仿高金融投資收益率的同伴;(2)H→L，高金融投資收益率的企業模仿低金融投資收益率的同伴。根據模仿路徑不同，存在下列情形：(1)L→H成立，H→L不成立，說明“信息式學習”是企業同伴效應的重要驅動因素，而“跟風式學習”不太可能發揮主要作用，因為企業模仿金融投資更成功的同伴企業，相反的情況并不成立;(2)L→H成立，H→L成立，說明“信息式學習”“跟風式學習”兩種效應并存;(3)L→H不成立，H→L成立，說明企業存在“混亂的學習”，“跟風式學習”可能發揮主要作用。(4)L→H不成立，H→L不成立，說明金融投資獲利能力并非企業模仿的重要參考標準。與Leary和Roberts(2014)、萬良勇等(2016)的做法類似，本文構建了兩類同伴企業金融化水平。
(1)高金融投資收益率同伴的金融化水平PeerFin_H，用同行業(地區)高金融投資收益率企業(除企業i外)的金融資產平均持有比重來衡量。(2)低金融投資收益率同伴的金融化水平PeerFin_L，用同行業(地區)低金融投資收益率企業(除企業i外)的金融資產平均持有比重來衡量。第(1)列的樣本僅包含“低金融投資收益率”組的企業，回歸結果顯示低金融投資收益率企業會模仿高金融投資收益率的同行;同時，第(2)列的回歸結果顯示，高金融投資收益率的企業也會反過來模仿低金融投資收益率的同行，盡管其模仿效應要小于前者。從第(3)、(4)列的地區同伴效應中也可得到類似結論。這意味著學習效應是企業互相模仿的重要驅動因素，特別是“跟風式學習”效應也發揮了重要作用。
(二)產品市場競爭與企業金融化的同伴效應
為了考察實體企業金融化的同伴效應是否受到產品市場競爭因素的影響，本文采用赫芬達爾-赫希曼指數(HHI)來衡量企業所在產品市場的競爭激烈程度，數值越大表示產品市場競爭越小。第(5)、(6)列在基準模型中加入同伴企業金融化和HHI的交互項(PeerFin×HHI)�；貧w結果顯示，交乘項的估計系數顯著為正，說明企業金融化的同伴效應在競爭激烈的產品市場中往往不甚明顯，在缺乏有效競爭的產品市場中反而更為明顯。
對此，我們認為金融資產投資和產品市場競爭的互動關系是理解這一現象的關鍵。一方面，當產品市場競爭較小時，模仿同伴企業的金融投資的經濟成本較小，即對主營業務市場份額的“擠出效應”相對有限，也就是說，與潛在的金融獲利相比，即使企業認識到模仿行為會損失一定的產品市場份額，但不足以動搖企業的模仿意愿。另一方面，當產品市場競爭較小時，企業面臨的資源約束相對寬松，更有“能力”去模仿同伴企業的金融資產投資行為。
(三)管理層過度自信與企業金融化的同伴效應
管理層在企業投融資決策中扮演極其重要的作用，管理層過度自信決定著企業對同伴企業金融投資的認知偏差，進而影響企業的模仿行為。第(7)、(8)列加入了同伴企業金融化和管理層過度自信的交乘項(PeerFin×Ovc)，以考察企業金融化的同伴效應是否與管理層過度自信相關。
參考江軒宇和許年行(2015)，以企業盈利預測偏差來代表管理層過度自信，如果企業在本年度內至少出現一次實際盈利水平低于預測盈利水平的情況，就認為該企業的管理層存在過度自信，賦值為1，否則賦值為0�；貧w結果顯示，交互項的估計系數在1%的水平下顯著為正，意味著企業金融化的同伴效應的確在那些管理層過度自信的企業中更為突出。其啟示在于，管理層過度自信不僅可能直接推動企業金融化，而且會通過同伴效應起到進一步的推波助瀾作用。
六、企業金融化的同伴效應對實體部門經營風險的影響
(一)不同類別金融資產與企業金融化的同伴效應
不同類別的金融資產在投資標的和投資動機上存在較大差異。為了考察企業的模仿行為是否對特定的金融資產更為敏感，我們將企業持有的金融資產劃分為三類，即交易類資產、貸款和墊款類資產、投資性房地產，并據此構建了三種不同的金融化指標，即交易類資產金融化、貸款和墊款類資產金融化、投資性房地產金融化。在此基礎上，分別對基準模型進行估計。
企業金融化的同伴效應在不同類別金融資產上存在顯著的異質性特點。企業金融化的同伴效應主要發生在交易類資產、投資性房地產兩類金融資產上，貸款和墊款類資產則表現出截然不同的結果，其同伴企業金融化水平的估計系數為負，說明企業在配置貸款和墊款類資產時并不存在明顯的同伴效應。值得注意的是，交易類資產和投資性房地產往往與企業投機傾向聯系在一起(彭俞超等，2018b)，并且這兩類資產具有高收益和高風險并存的特點。企業競相增加交易類資產和投資性房地產的持有規模，勢必會給企業實體經營帶來風險沖擊，造成主營業務經營風險的上升。
(二)企業金融化同伴效應的非對稱特征
為了進一步明晰企業金融化的同伴效應與實體部門經營風險的關系，我們還檢驗了同伴效應是否具有非對稱特征。事實上，當同伴企業增持或減持金融資產時，如果企業以相同的強度進行模仿，企業金融風險和主營業務經營風險受到的影響相對較小(Silva，2019)。然而，如果企業偏好在同伴企業增持金融資產時進行模仿，而在同伴企業減持金融資產時模仿行為明顯減弱，企業的風險水平就會顯著增加。
七、結論與啟示
實體企業金融化是近年來我國經濟運行中面臨的一個突出問題。本文從企業間的互相模仿角度出發，深入剖析了中國實體企業金融化現象的形成機理。在此基礎上進一步考察了金融資產投資中的競相模仿行為對實體部門經營風險的影響，結果如下。
(1)實體企業金融化存在顯著的同伴效應，企業金融資產配置份額隨著同伴企業金融化程度的提高而不斷上升，同伴效應可能是實體企業金融化現象日益凸顯的重要成因。
(2)就同伴效應的形成機制而言，學習效應、產品市場競爭不足、管理層過度自信是產生企業金融化同伴效應的重要原因。(3)企業金融化的同伴效應存在顯著的資產異質性和非對稱特征，同伴效應主要集中在交易類資產和投資性房地產等投機性資產上，并且當同伴企業增持金融資產時企業的模仿意愿更強烈。
(4)企業在金融投資上的模仿
行為會進一步傳導至實體經濟，導致企業實體經營風險增加和系統性風險積聚，進而對整個實體部門的高質量發展產生不利影響。本文的研究結論具有以下政策啟示。首先，合理和適度的金融化有助于實現企業資源的優化配置，但實體企業金融化的同伴效應在一定程度上是由于企業忽視其自身信息而產生盲目跟風、從眾和金融投機行為。這些非理性模仿行為使得企業容易出現過度金融化的傾向，對金融體系穩定和實體部門經營造成明顯的不利影響。
因此，監管部門在制定防治企業“脫實向虛”的政策時，一方面要規范個體企業的金融投資行為，培育管理層的理性觀念，強化“合格投資者”教育，引導其形成注重主營業務、注重長期效益的投資理念，緩解非理性模仿行為對實體部門經營的沖擊;另一方面需要重視金融化在企業之間的傳染，注重區域性、行業性的金融監管合作，實施更為全面的風險稽查和風險評估，警惕金融投資風險的傳播擴散。其次，鑒于產品市場競爭、金融投資收益和管理層過度自信顯著影響同伴效應的發揮，因此，監管部門需要特別加強對高金融投資收益率、治理結構不夠完善相關企業的監管，以避免非理性行為在這些企業中集中爆發。
金融論文范例： 金融結構、研發投入與區域經濟高質量發展
另外，努力營造競爭有序的產品市場環境，也是制約風險擴散的一種可行舉措。最后，進一步提高實體經濟的吸引力尤為必要。決策部門應繼續加大簡政放權、減稅、優化營商環境等政策舉措的實施力度，切實降低企業的運營成本，增加實體經濟的利潤空間，引導社會資本流向實體經濟，促進實體經濟持續健康發展。
參考文獻：
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作者：張軍周亞虹于曉宇
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