企业金融化与股价“同涨同跌”现象

赵林丹 梁 琪

一、引 言

自2012年以来，我国政府多次在重要会议或场合强调“脱实向虚”现象严重阻碍了中国经济结构转型升级。企业金融化是经济“脱实向虚”在微观层面的重要表现之一，近年来实体企业持有金融资产比重持续上升(顾雷雷等，2020)，表明实体企业可能存在脱离日常生产经营和经济活动重心而由实体领域向金融领域转移的趋势。实体经营变得困难和利润率下降是企业金融化的主要原因(Demir，2009；杜勇等，2017)，企业金融化或是出于资金管理的预防性动机来应对实体发展困境，或是出于利润追逐的投机性动机而取代主营业务。经济政策不确定性和宏观审慎政策等宏观因素以及CEO金融背景和企业社会责任等微观因素会对企业金融化产生影响(彭俞超等，2018a；杜勇等，2019；顾雷雷等，2020；马勇和陈点点，2020)。企业金融化可能会引发负面经济后果，其阻碍了实业投资(张成思和张步昙，2016)，抑制了企业创新(郝项超，2020)，削弱了企业未来主业业绩(杜勇等，2017)，可能提高企业的杠杆率(刘贯春等，2018)以及加大企业面临的财务风险(黄贤环等，2018)，等等。

大多数文献集中于探讨企业金融化影响企业自身经营方面的问题，而对于企业金融化影响金融体系稳定的研究并不多。Minsky和Hyman(1986)提出，企业金融化增加了经济的脆弱性和不稳定性，将经济带向更加脆弱的、没有积累过程支持的金融结构，危害经济的健康运行。现有研究从资产价格泡沫(成思危，2015)和风险传染(王永钦等，2015)等角度阐述了企业金融化影响金融体系稳定的渠道①资产价格泡沫渠道是指，企业金融化导致资金不断流入虚拟部门，诱发价格泡沫，进而引起金融系统的不稳定；风险传染渠道是指，部分企业从银行贷款并投向金融活动，如果发生金融资产大幅减值，则可能引起连锁反应，导致金融化的企业陷入财务困境，进而将风险传染至处于贷款源头的银行体系。。彭俞超等(2018b)在此基础上从金融资产内在价值的角度出发，研究了金融投资行为“捂盘”对股价崩盘风险的影响，即从新的渠道研究引发金融市场不稳定的投资行为。资本市场股价“同涨同跌”现象作为股价崩盘风险之外的另一种金融不稳定的表现形式，是否也将受到企业金融化的影响？目前，鲜有文献从企业金融化影响企业自身的股价信息含量出发来研究由此引发的股价“同涨同跌”风险对金融市场稳定造成的影响②现实生活中上市企业利用金融化手段隐藏企业特质信息的案例真实存在，如2013年中粮屯河(600737)在公司业绩巨额亏损的前提下，将占净资产50.72%的资金(30.71亿元)投入理财产品，一方面利用短期业绩的增长来隐瞒其主营业务的亏损，另一方面借此掩护大股东三次减持股份(王贞洁和徐静，2020)。。企业金融化与资本市场“同涨同跌”现象之间究竟是否存在关联？若存在关联则其会沿着怎样的传导路径产生作用？本文将就此展开研究。

本文尝试从信息披露和委托代理的视角研究上述问题。本文提出了企业金融化影响股价同步性的信息机制和公司治理机制，并根据2008—2018年上市公司的金融化数据和股价同步性数据进行了实证检验。主要结论有：第一，企业金融化与股价同步性之间存在U型关系，随着企业金融化程度的提高，股价同步性先下降后上升。第二，信息披露质量提高会增强企业金融化与股价同步性之间的负向关系，委托代理问题恶化会影响企业金融化与股价同步性之间的负向关系，甚至使之发生反转。第三，企业金融化与股价同步性之间的关系在不同市场态势和外部环境不确定性下存在异质性。本文的边际贡献主要体现在以下两方面。第一，利用综合金融化指标体系，研究企业金融化与股价同步性之间的关系。基于信息机制和公司治理机制发现，当企业金融化的“披露效应”大于“遮掩效应”时，企业金融化有助于降低资本市场股价“同涨同跌”风险；当企业金融化的“遮掩效应”大于“披露效应”时，企业金融化将会加剧资本市场股价“同涨同跌”风险，不同于以往大多数文献，本文同时揭示了企业金融化的利与弊。第二，本文以企业金融化这一独特视角，研究了近年来的企业金融化趋势对资本市场风险可能带来的影响。本文在彭俞超等(2018b)探讨企业金融化影响资本市场股价崩盘风险的基础上做出了增量贡献，研究了企业金融化如何影响股价“同涨同跌”风险以及其中的传导路径，丰富和拓展了微观层面防范资本市场风险的理论与途径，有助于理解新常态下企业金融化决策对优化资源配置、维护资本市场稳定和推动经济平稳发展的重要作用。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

股价同步性(Stock Price Synchrnicity)用于衡量单个公司股价变动与资本市场平均变动之间的关联性，即所谓的股价“同涨同跌”现象。当公司股价变动与市场整体股价变动拟合程度越高时，股价同步性越高；反之，股价同步性则越低。部分学者对多个国家的股价同步性进行过研究，其结果发现中国上市公司的股价同步性位居前列(Morck等，2000；田高良等，2019)。在实践中，金融危机爆发通常伴随“千股跌停”，危机爆发前系统性风险的累积通常伴随“千股涨停”，这种证券市场股价联动的极端现象对防范系统性风险具有极大威胁。因此，降低股价同步性能够平衡资本市场的异常波动，减小资本市场出现“同涨同跌”的风险，最终有利于稳定资本市场。影响股价同步性的因素有很多，比如宏观层面的投资者保护制度(Morck等，2000)、卖空限制制度(Bris等，2007)、会计准则建设(Kim和Shi，2012)；比如微观层面的分析师跟踪(Piotroski和Roulstone，2004)、机构投资者(Ding等，2013)、股权结构(Gul等，2010)等。这些影响因素实质上揭示了企业信息披露质量对股价同步性的影响。当企业的信息披露质量较低，并且外部人获取信息的成本过高时，处于信息劣势的投资者将做出逆向选择，他们不再花费过多精力和成本去搜集基本面信息，而是将好坏企业混同对待，并将整个市场的平均质量纳入其对单个企业的考虑中，从而产生类似“柠檬市场”或“劣币驱逐良币”的结果。此时，决定股价波动的不再是与企业基本面密切相关的特质信息的变化，而是整个市场信息的变化，从而导致股价呈现较高的同步性。Chan和Hameed(2006)就曾强调，对于新兴市场而言，上市企业较低的信息透明度以及由此导致的过高信息收集成本是股价呈现“同涨同跌”特征的主要原因。

20世纪80年代以来，发达国家经济发展呈现明显的金融化趋势，金融化逐渐成为学术界研究的热点问题之一。我们将微观层面的金融化现象称之为企业金融化(Corporate Financialization)，这里借鉴广泛接受的Krippner(2005)的定义，是指企业利润的获取越来越多地依赖于金融渠道而非贸易和商品生产渠道。关于企业金融化的经济后果，现有研究主要关注金融化对企业自身经营的影响，其主要表现在以下几个方面。(1)固定资产或研发创新等实体领域投资。张成思和张步昙(2016)、Tori和Onaran(2018)均发现金融化降低了企业的实业投资率，挤出了企业固定资产等实物资本投资；刘贯春(2017)则认为金融资产持有份额有助于推动未来时期的企业研发创新，而金融渠道获利则呈现抑制效应；郝项超(2020)则发现企业委托理财的金融化行为导致了创新质量显著下降。(2)经营业绩。杜勇等(2017)发现金融化抑制了实物投资和研发创新，从而损害了企业未来主业业绩；王红建等(2017)则认为实体企业通过配置金融资产获得了超额回报率，从而提升了企业下一期经营业绩。(3)资本结构。刘贯春等(2018)的研究表明，金融资产持有份额上升有助于降低企业杠杆率，而金融渠道获利增加显著推升了企业杠杆率；吴军和陈丽萍(2018)认为，上市公司金融资产配置比例的提高对降杠杆具有正面作用，而非上市公司金融资产配置比例的提高对降杠杆具有负面影响。(4)财务风险。黄贤环等(2018)认为，金融资产配置总额越大，企业面临的财务风险就越大。其细分资产期限还发现，短期金融资产表现为“蓄水池效应”，能够减少企业面临的财务风险，而长期金融资产挤出了主业投资资金，增加了企业面临的财务风险。

通过文献梳理，我们发现学者们对企业金融化影响企业自身经营的研究尚存在分歧，这可能源于企业金融化的不同动机，并且鲜有文献突破现有研究的视角来探讨企业金融化可能给金融市场稳定造成的影响。彭俞超等(2018b)通过研究发现，上市公司为了隐藏负面信息而持有金融资产会提升企业股价崩盘的概率，从而揭示出了经济“脱实向虚”引发系统性金融风险的一条路径。关于股价同步性的研究已经取得较为丰富的成果，并且普遍认为信息披露质量是影响股价同步性的重要机制。基于两类委托代理问题，大股东和管理层为了实现自身利益最大化，有能力也有条件故意操控信息披露质量的好坏。因此，在“脱实向虚”现实背景下，由于委托代理问题的普遍存在，大股东和管理层也可能出于不同的金融化动机实施自利行为，操控信息披露质量，进而对股价同步性产生影响。本文将从信息机制和公司治理机制的视角切入，探讨企业金融化究竟是减少了还是增加了资本市场股价“同涨同跌”风险。

（二）研究假设

1. 企业金融化与股价同步性之间的关系

金融化动机是衡量企业主营业务与金融化是否匹配的重要影响因素。企业金融化的动机可以归纳为预防性动机(Duchin等，2017)和投机性动机(Demir，2009)，企业出于不同动机的金融化可能导致截然相反的经济后果。本文基于预防性动机和投机性动机提出研究假设。

一方面，基于预防性动机的企业金融化能够提高企业信息披露质量，主要表现出“披露效应”。第一，企业金融化在资金管理方面具有较大的灵活性。金融化为企业储备资金提供了多样化的渠道，减少了对外源融资的过度依赖(Stulz，1996)，同时缓冲了资金链断裂对企业经营造成的不利冲击。金融资产较强的变现能力和较低的调整成本有利于企业把握实体投资机遇，增强主营业务优势；有利于增加基本面特质信息的披露，股价同步性程度将得以降低。第二，企业金融化还可以获得较高的回报率，直接扩大了企业收入来源。在主营业务状态向好时，增加的金融收益可以直接改善资产负债表，增强企业偿债能力(Theurillat等，2010)，起到了“锦上添花”的作用，此时企业更有动机如实披露企业经营状况；当主营业务状态不容乐观时，金融收益可以起到缓冲作用，金融投资成为维持企业盈利能力的替代方式，一定程度上减轻了企业经营活动较为糟糕的压力(Baud和Durand，2012)，进而防止企业经营效益下滑对信息披露造成影响，起到了“雪中送炭”的作用，金融化能够减少企业为了隐藏主营业绩不佳而违规披露的动机①由于信号传递作用，已有研究表明(张兵等，2009；Cheung等，2010)财务状况或经营状况越好的公司信息披露水平越高，而且与财务状况差的公司相比，财务状况好的公司进行财务舞弊的动机也更弱。。

另一方面，基于投机性动机的企业金融化可能恶化委托代理状况，主要表现出“遮掩效应”。第一，企业金融化加剧了管理层和股东之间的委托代理问题。管理层出于期权性薪酬契约和在职消费的考虑(Xu等，2014)，有动机利用复杂的手段隐藏企业负面信息。基于企业对于金融投资“重奖轻罚”的处理方式(徐经长和曾雪云，2010)以及金融投资收益超出实体投资的现实情况，管理层的投资视野短期化，更倾向于通过企业金融化分享金融业的超额回报率，忽视有利于企业长远发展的实体投资(张成思和张步昙，2016)，部分实体企业逐渐从“多元化投资者”转变为“资本套利者”。金融业高回报率和企业对金融投资奖惩机制的不完善，改变了管理层目标，恶化了管理层和股东之间的代理状况，管理层隐藏主营业务遭到削弱的动机增强，影响信息披露质量，进而提高了股价同步性。第二，企业金融化加剧了大股东与小股东之间的委托代理问题。由于中国上市企业股权集中度较高，较大概率会引发大小股东之间的委托代理问题，大股东具有通过资金占用、股票回购和关联交易等方式转移企业资源的动机和能力(柳建华等，2008)，金融化可以为大股东侵占小股东利益的“掏空”行为提供便利，导致企业未来盈利能力恶化，企业信息披露环境变差，进而提高股价同步性。因此，如果企业金融化出于投资性动机，本质上体现了管理层和大股东的机会主义，且企业金融化与信息隐藏行为本质上都归属于管理层和大股东的自利行为，两者在动因上具有一致性(卢闯等，2019)，企业金融化程度越高，委托代理问题带来的信息隐藏现象越严重，股价同步性也就越高。

综上所述，基于预防性动机的金融化，能够提高信息披露质量，其“披露效应”大于“遮掩效应”，从而有助于降低股价同步性，缓解资本市场股价“同涨同跌”风险；基于投机性动机的金融化，导致委托代理状况恶化，其“遮掩效应”大于“披露效应”，从而提高股价同步性，加剧资本市场股价“同涨同跌”风险。基于预防性动机的金融化以服务主营业务为宗旨，金融化并不会达到削弱主营业务的程度，企业经营的重心仍围绕实体生产活动，所以基于预防性动机的金融化程度通常处于较低的范围内；基于投机性动机的金融化带有强烈的逐利性，容易忽略主营业务的长远发展，企业为了一味追求较高的利润更容易出现金融化程度过高的倾向，企业经营重心逐渐偏离实体生产活动，并将大量的人力物力财力投入到金融领域，因此，基于投机性动机的金融化程度通常较高。基于上述分析，本文提出研究假设H1，并绘制了企业金融化影响股价同步性的作用机制示意图(如图1所示)。

图1 作用机制示意图

H1：随着企业金融化程度的增加，企业金融化的动机由预防性主导逐渐转变为投机性主导，对股价同步性呈现先抑制后促进的作用，即两者呈U型关系。

2. 信息机制与公司治理机制

由上述分析可知，当企业金融化对股价同步性的影响主要表现出“披露效应”时，它能够降低股价同步性；当企业的金融化程度过高，导致企业金融化对股价同步性的影响主要表现出“遮掩效应”时，两者之间的关系发生反转，企业金融化程度继续提高将导致股价同步性上升。那么，企业金融化具体通过怎样的传导路径来影响股价同步性呢？本文分析了以下两种途径并提出了相应的研究假设。

当企业金融化对股价同步性的影响主要表现出“披露效应”时，出于预防性动机的金融化对于企业主营业务产生积极影响，一方面，企业充分利用闲置资金为未来优质的实体投资项目储备资金，避免投资不足或投资过度等非效率投资，这有利于增强主营业务长期优势；另一方面，金融资产持有期间获得的较高投资收益可以直接“美化”财务报表或者缓解财务困境。主营业务具备长期优势以及主业经营状况向好有利于信息披露质量的提高，此时大股东或管理层需要隐藏的不利信息较少，进行违规披露的动机也较弱。因此，出于预防性动机的金融化服务于主营业务，直接带来了信息披露质量的提高，增加了股价中的企业特质信息含量，降低了投资者与上市企业的信息不对称程度。出于预防性动机的金融化对主营业务有强烈的辅助性作用，不会“喧宾夺主”，金融化程度不会处于过高的范围内，这对于企业金融化影响股价同步性起到了重要传导作用。我们将上述作用路径归纳为信息机制，为了验证信息机制，本文提出了研究假设H2。

H2：较高的信息披露质量能够抑制金融化的“遮掩效应”，强化金融化的“披露效应”，促使企业金融化与股价同步性的负向关系更显著。

当企业金融化对股价同步性的影响主要表现出“遮掩效应”时，出于投机性动机的金融化对于企业主营业务反而具有消极影响。相对于直接作用于信息机制的“披露效应”，“遮掩效应”更加强化了委托代理问题对信息隐藏造成的影响，进而作用于股价同步性。无论是管理层和股东之间的代理问题，还是大股东与小股东之间的代理问题，出于投机性动机的金融化本质上都体现了管理层和大股东的机会主义，加剧了管理层短视和大股东“掏空”行为。金融化的出现为上述行为提供了新的工具手段，企业主营业务长期竞争优势将遭到削弱。为了隐藏主营业务遭到削弱等企业负面信息，管理层和大股东故意操控信息披露质量的动机增强，信息披露质量变差，企业特质信息被隐藏，股价同步性上升。此时，基于委托代理理论，企业金融化与信息隐藏行为本质上都属于管理层和大股东的自利行为，对股价同步性的影响在动因上具有一致性。出于投机性动机的金融化带有强烈的逐利性，更容易失控而处于过高的范围内，这对于企业金融化影响股价同步性起到了重要传导作用。我们将上述作用路径归纳为公司治理机制，为了验证公司治理机制，本文提出了研究假设H3。

H3：较严重的委托代理问题能够抑制金融化的“披露效应”，强化金融化的“遮掩效应”，促使企业金融化与股价同步性的负向关系更弱，甚至可能发生反转。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2008—2018年沪深A股上市企业作为研究对象。选取2008年作为起始年份，主要出于以下考虑：其一，自2007年起我国颁布了全新的会计准则；其二，上市企业“董、监、高”个人特征里的职业背景和金融背景的原始数据起始于2008年，故为了保证企业金融化指标统计口径的一致性及可比性而选择2008年作为起始年份。本文对初始数据进行了如下处理：(1)删除金融业样本；(2)删除数据缺失样本；(3)删除异常值；(4)在计算股价同步性指标时，删除了每年交易周数小于30的样本，以便有效估计。筛选之后，本文最终得到了22645个企业-年份观测值。本文使用的数据来源于CSMAR数据库和WIND数据库。

（二）变量定义

1. 企业金融化的度量

本文的解释变量是企业金融化(Fin)。现有文献多从定性或单一指标来刻画企业金融化(Demir，2009；张成思和张步昙，2016；彭俞超等，2018b)，缺少综合评价的方法来衡量企业金融化的程度和趋势。本文从微观层面构建了企业金融化指数体系，该体系涵盖股权维度、管理层维度、金融活动维度和利润积累维度四个维度；经过测算发现，近年来我国非金融企业的金融化程度总体上呈现稳定且持续的上升态势(梁琪和赵林丹，2020)。

2. 股价同步性的度量

本文的被解释变量是股价同步性(Syn)，相关指标的度量借鉴Morck等(2000)和许年行等(2011)的研究。首先使用如下模型来估计个股的R2：

其中，ri,t为个股i第t周的收益率；rm,t为市场指数第t周的收益率；rI,t为行业I第t周的收益率。

这里采用中国证监会2012版行业分类标准，度量方法为：

其中，ωj,t为股票j在行业I中的权重，用A股流通市值来度量。

然后，再对R2做以下单调变化，得到企业i的股价同步性指标：

因为R2介于0和1之间，通过对数变换，股价同步性指标的分布范围更广，更贴近正态分布。该指标越大，表明个股运动与市场整体运动越一致，股价“同涨同跌”的风险越大，反映在股价中的特质信息含量越小；该指标越小，表明个股运动与市场整体运动越不一致，股价“同涨同跌”的风险越小，反映在股价中的特质信息含量越大。

3. 控制变量

借鉴Gul等(2010)和李留闯等(2012)的研究，本文还控制了如下影响股价同步性的因素。为了避免极端值的影响，本文对所有连续变量进行了1%和99%分位数的缩尾处理，同时按公司进行聚类；考虑到股价同步性在不同行业及年份可能存在系统性差异，本文还控制了行业和年份的固定效应，以进一步剔除相关影响；为了确保较高稳健性，本文报告了经稳健异方差调整的Robust结果。本文的主要变量定义见表1。

表1 主要变量的定义与说明

（三）模型设定

1. 主要回归模型为了考察企业金融化与股价同步性两者之间的关系，缓解可能存在的内生性问题，本文构建了如下双向固定效应模型：

2. 作用机制检验模型

为了考察企业金融化通过信息机制和公司治理机制两条传导途径如何影响股价同步性，本文构建了模型(6)和模型(7)：

其中，Disclosureit表示企业i第t期的信息披露质量，这里选取了KV指数(周开国等，2011)来衡量。由于KV指数与信息披露质量呈反比，为了转换成正向指标，即转换为KV指数越大，信息披露质量越高，实证检验时将KV指数取了相反数。PAgentit用于刻画企业i第t期的委托代理问题，这里分别选取了管理费用率(AE)(秦海林和张婧旭，2020)和应计盈余管理(EM)(田高良等，2019)来衡量，管理费用率和应计盈余管理均与委托代理问题呈正比，即管理费用率和应计盈余管理越大，企业存在委托代理问题越严重①KV指数衡量信息披露质量具有明显优点，同时包含强制性和自愿性信息披露，能够全面度量上市公司信息披露质量。这一方法得到了以往文献的普遍认可。管理费用率(AE)反映了管理费用对代理成本的影响程度，增加了公司的委托代理成本，一定程度上能够刻画出企业的委托代理问题。盈余管理(EM)是影响会计信息质量的重要手段，它降低了财务报告的可靠程度，增加了公司的委托代理成本，背离了公司价值最大化目标。本文分别采用非线性模型、DD模型和修正的Jones模型来衡量应计盈余管理EM1、EM2和EM3。。预期模型(6)中的β3显著为负，即信息披露质量的提高可以加强企业金融化对股价同步性的抑制作用或者削弱企业金融化对股价同步性的助推作用，主要表现出“披露效应”；预期模型(7)中的β3显著为正，即委托代理问题的恶化将会削弱企业金融化对股价同步性的抑制作用或者加强企业金融化对股价同步性的助推作用，主要表现出“遮掩效应”。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

主要变量的描述性统计见附录1①请扫描本文二维码到本刊网站此文的附录中查阅，后文附录的查阅与此方式相同。。我国上市企业的金融化程度的均值约在0.020左右②企业金融化指标体系通过Z-score标准化后采用交叉熵赋权方法(崔彦哲和赵林丹，2020)合成综合性指标。，中位数为-0.067，中位数明显低于均值，并且最小值为-0.868，最大值达到1.781，标准差为0.523。这表明整体而言，我国上市企业的金融化程度均衡性较差，不同上市企业之间具有较大差异，部分上市企业的金融化程度偏高。我国上市企业股价同步性的均值和中位数分别为-0.194和-0.120，最小值和最大值分别为-3.127和1.937，标准差为0.960，说明我国不同上市企业的股价同步性具有较大差异。其他控制变量的分布与现有文献基本一致，这里不再赘述。

（二）基本回归分析

本文采用模型(4)和模型(5)考察企业金融化与股价同步性之间的关系，其中核心解释变量是企业金融化(Fin)及其二次项(Fin2)，回归结果见表2。

表2 企业金融化与股价同步性之间的关系

续表2

在表2中，第(1)列和第(2)列是控制了年份效应和行业效应的普通最小二乘法回归(OLS)，第(3)列和第(4)列是控制了年份效应和行业效应的静态面板固定效应回归(FE)。第(1)列和第(3)列只加入了企业金融化(Fin)，此时Fin的回归系数显著为负，说明企业金融化可以抑制股价同步性，以第(3)列回归结果为例，企业金融化程度每提高1个标准差，股价同步性降低约3.98%个标准差。在此基础上，第(2)列和第(4)列同时加入企业金融化指数的二次项(Fin2)和一次项(Fin)，此时Fin2的回归系数显著为正，Fin的回归系数显著为负，说明企业金融化与股价同步性之间还存在非线性关系，呈现U型关系。这表明存在某一阈值，在达到该阈值之前，随着企业金融化程度的上升，股价同步性会降低，即上市企业的股价中能够反映出更多的特质信息，促使个股波动与市场整体波动更加背离，资本市场股价“同涨同跌”风险降低。但是，超过这一阈值以后，随着企业金融化程度的继续提高，股价同步性反而上升，即上市企业的股价能够反映出的特质信息含量减少，促使个股波动与市场整体波动更加一致，资本市场股价“同涨同跌”风险加剧。由此验证了本文的假设H1。

Lind和Mehlum(2010)认为仅在模型中放入解释变量的二次项并观察系数是否显著来判断是否存在U型关系过于薄弱。本文借鉴Lind和Mehlum(2010)检验两变量间是否存在U型或倒U型关系的方法，测试了上述模型中股价同步性(Syn)与企业金融化(Fin)之间的U型关系是否真实存在，结果如表3所示。由表3可以看出，无论是OLS回归还是FE回归，计算出的极值点均在Fin的取值范围内，并至少在5%的统计水平上拒绝原假设。同时，检验结果中的斜率在两个区间内存在异号，因此本文认为股价同步性与企业金融化之间的U型关系通过了U-test检验，回归结果具有可靠性。

表3 U-test检验结果

在通过上述U-test检验以后，本文根据样本数据绘制了企业金融化与股价同步性之间的非线性拟合图(如图2所示)。在图2中，中间虚线所在位置为转折点(采用固定效应模型时，转折点为0.87)，左右的黑色实线标注了企业金融化(Fin)的最小值(Min)和最大值(Max)，分别为-0.87和1.78，转折点位于最小值和最大值之间。因此，我们可以很直观地看出企业金融化与股价同步性之间存在非线性的U型关系。

在绘制非线性拟合图的基础上，本文还计算了企业金融化对股价同步性的边际效应(如图3所示)。在图2中，我们直观展示的是企业金融化(Fin)和股价同步性(Syn)之间的U型关系拟合图，纵轴是Syn，横轴是Fin。在图2的任意一点做一条切线，其斜率就是Fin对Syn的边际影响。显然，随着Fin的取值不断增加，其对Syn的边际影响不断减少，并在转折点处减为0，随后Fin对Syn的边际影响变为正并且其正向影响不断变大。对比观察图2和图3，可以清晰地看出上述变化过程，图3中的边际效应呈现由负转正的变化趋势，符合U型关系的特征。

图2 非线性拟合图

图3 边际效应图

（三）作用机制检验

本文对信息机制和公司治理机制两种途径进行了实证检验，见附录2。模型(6)的回归结果显示，解释变量Fin的回归系数仍然显著为负，同时信息披露质量与企业金融化的交互项KV×Fin的回归系数为-0.188，且在1%的统计水平上显著，表明信息披露质量会加强金融化对股价同步性的负向影响，即信息披露质量越高的上市企业，企业金融化对资本市场股价“同涨同跌”风险的抑制作用越强，此时主要表现出“披露效应”。模型(7)的回归结果显示，解释变量Fin的回归系数虽然显著为负，但是委托代理问题与企业金融化的交互项PAgent×Fin(包括AE×Fin、EM1×Fin、EM2×Fin和EM3×Fin)的回归系数分别为0.307、0.697、0.173和0.143，且至少在10%的统计水平上显著，表明委托代理问题会削弱金融化对股价同步性的负向影响，即委托代理问题越严重的上市企业，企业金融化对资本市场股价“同涨同跌”风险的抑制作用越弱，并且存在反转为加剧风险的可能性，此时主要表现出“遮掩效应”。回归结果支持了假设H2和假设H3，验证了信息机制和公司治理机制的作用。在上述两种机制的综合作用下，当“披露效应”大于“遮掩效应”时，企业金融化对股价同步性的影响主要表现为抑制作用；当“遮掩效应”逐渐超过“披露效应”时，企业金融化对股价同步性的影响主要表现为助推作用；最终，企业金融化与股价同步性两者之间呈现出U型关系。

（四）进一步分析

股价“同涨同跌”刻画了资本市场在某个时间段内上市企业的股价同时上涨或同时下跌的现象。那么，在牛市、熊市两种不同的市场行情下企业金融化对股价同步性的影响是否存在差异？前文均从企业内部因素的视角出发，探讨了信息披露质量和委托代理问题在企业金融化影响股价同步性的过程中所起到的作用，那么，外部经济环境是否也会对企业金融化影响股价同步性产生作用？以上问题值得进一步讨论和思考①感谢匿名审稿人对进一步分析问题时可能涉及行业因素的建设性意见，受篇幅限制，这里不报告相关内容，有需要的读者可向作者索取。。

1. 股票市场行情

本文根据“上证综指”每日收盘指数的历史走势，借鉴陆蓉和徐龙炳(2004)划分熊市、牛市阶段的思想，从2008—2018年选取了比较典型的熊市阶段(2008年和2018年)和牛市阶段(2009年和2016—2017年)。由于本文数据为年频，对于其他年份而言，熊市和牛市在当年交替出现或市场处于震荡阶段，所以无法将这些年份单独划入熊市或牛市阶段。为了进一步研究不同市场行情下企业金融化与股价同步性之间的关系是否存在差异，本文对模型(4)和模型(5)进行了熊市(bear)和牛市(bull)分组回归，见附录3。其回归结果显示，企业金融化与股价同步性之间的U型关系仅存在于熊市行情下；而在牛市行情下，企业金融化与股价同步性之间的U型关系并不成立，企业金融化对股价同步性的影响主要表现为抑制作用。

其原因可能是：牛市时，资本市场处于一片繁荣景象，此时“利好”消息对股票市场的影响大于“利空”消息，在牛市中的“利好”消息使得投资者产生价格进一步上涨的预期，于是积极跟进(陆蓉和徐龙炳，2004)。借助于牛市“利好”行情，企业积极采取金融化的手段进行资金储备，同时能够带来较高的金融收益，并且企业主营业务受益于外部环境的正面影响，经营状况趋于乐观，企业金融化更多地服务于主营业务，此时企业倾向于如实披露经营状况，委托代理问题并不严重，金融化带来的“披露效应”大于“遮掩效应”，股价同步性程度得以降低。熊市时，资本市场处于一片萧条景象，此时“利空”消息对股票市场的影响大于“利好”消息，在熊市中的“利空”消息使得投资者产生价格进一步下跌的预期，于是竞相抛售(陆蓉和徐龙炳，2004)，因而资本市场中任何风吹草动都可能牵连大多数股票陷入大跌的行情中，企业主营业务受到外部金融市场负面影响的冲击较大。为了避免企业自身卷入“利空”行情的大灾难中，管理层和大股东基于维护自身利益的机会主义行为，会采取金融化的手段隐藏各种可能与企业主营业务密切相关的“利空”消息，尽量将企业自身从熊市行情中分离出来，导致部分企业委托代理问题急剧恶化，企业金融化带来的“遮掩效应”逐渐大于“披露效应”，将无法抑制甚至反而会加剧资本市场股价“同涨同跌”风险，进而促使企业金融化与股价同步性在熊市阶段呈现U型关系。

2. 外部经济环境

针对外部经济环境，本文着重探讨了经济政策不确定性在企业金融化影响股价同步性的过程中所起到的作用。针对当前国情，我国处于并将长期处于经济结构转型的过程中，政府频繁地推出经济改革政策，将会造成经济政策不确定性上升(彭俞超等，2018a)。借鉴已有研究，本文采用编制的中国经济政策不确定指数EPU(Baker等，2016)来衡量经济政策不确定性水平。按照EPU的中位数进行分组，大于中位数归为不确定性高的组别(High)，反之则归为不确定性低的组别(Low)。为了进一步研究不同程度的经济政策不确定性下企业金融化与股价同步性之间的关系是否存在差异，本文对模型(4)和模型(5)进行了经济政策不确定性高低的分组回归，见附录4。其回归结果显示，企业金融化与股价同步性之间的U型关系仅存在于经济政策不确定性高的情形下；而在经济政策不确定性低的情形下，企业金融化与股价同步性之间的U型关系并不成立，企业金融化对股价同步性的影响主要表现为抑制作用。

其原因可能是：在经济政策不确定性低的情形下，企业未来的收入、成本以及现金流的不确定性较低，企业主营业务在经营过程中具有较清晰的长期规划，受到外部环境不利冲击的概率较小，此时企业的经营重心是围绕主营业务，金融化更多是出于预防性动机，并且主要服务于主营业务。这样，企业金融化带来的“披露效应”大于“遮掩效应”，对股价同步性起到抑制的作用。相反，在经济政策不确定性高的情形下，经济政策不确定性上升会抑制企业固定资产投资、研发投资等实体经济投资活动(Gulen和Ion，2016)。这样，为了应对未来市场需求和现金流的不确定性以降低经营风险，企业会削弱实体生产经营活动，在企业长期经营不明朗的情形下，管理层短视性和大股东“掏空”行为更加突显，委托代理问题变得严重。同时，经济政策不确定性上升会引起金融资产价格的波动性上升、流动性下降，导致企业基于预防性动机而金融化的意愿有所减弱，投机性动机有所增强。在面对不断增加的经济政策不确定性时，金融化充当了企业管理层和大股东的自利工具，将阻碍主营业务的长远发展，企业金融化带来的“遮掩效应”逐渐超过“披露效应”，无法抑制甚至反而会加剧资本市场股价“同涨同跌”风险，进而致使企业金融化与股价同步性在经济政策不确定性高的情形下呈U型关系。

五、稳健性检验

本文采取以下四种方法进行稳健性检验，分别是内生性检验(引入外生冲击和引入工具变量)、更换关键变量代理指标以及其他稳健性检验。

（一）内生性检验：引入外生冲击

为了进一步消除内生性问题的影响，本文引入外生冲击进行检验。2012年12月，中国证监会发布了《上市公司监管指引第2号——上市公司募集资金管理和使用的监管要求》，允许上市公司使用闲置募集资金购买安全性高、流动性好的投资产品，包括固定收益类的国债、银行理财产品以及其他投资产品等。这个政策的发布对企业而言是外生的。一方面，这个政策的出台对上市公司管理和使用闲置资金提供了较大的灵活度；另一方面，一定程度放开了上市公司投资产品的种类，可以为企业创造高于投资银行存款的收益的回报率。在实践过程中，这个政策的出台在很大程度上引起实体企业金融化程度于2012年之后明显提高。同时，这个政策的出台与上市公司股价同步性之间不存在显著的逻辑关系，符合外生冲击的设定条件。本文将上述政策正式发布的时点作为分界点，将全部样本按照是否已经实施该政策进行分组回归，见附录5。其结果显示，企业金融化与股价同步性之间的U型关系仅存在于政策实施后。这充分说明，在上述政策出台的外生冲击下，随着企业金融化程度显著增加，企业金融化与股价同步性之间才逐渐呈现U型关系，这在一定程度上消除了内生性问题。

（二）内生性检验：引入工具变量

本文通过引入工具变量进一步消除潜在的内生性问题。本文参照彭俞超等(2018b)的做法，将同年度同行业①本文采用证监会的行业分类标准中的二级行业。其他企业的金融化程度的平均值(Fin_iv1)以及同年度同省份其他企业的金融化程度的平均值(Fin_iv2)作为工具变量，这是因为同年度同行业以及同年度同省份其他企业金融化程度的平均值与该企业金融化程度相关，但并不会直接影响到该企业的股价同步性，即同时满足相关性和外生性的条件。本文分别对模型(4)和模型(5)进行了两阶段最小二乘法(2SLS)估计，见附录6。其检验结果通过了工具变量相关性和外生性的假设，即第一阶段F值远大于10以及第二阶段Hansen J检验P值远高于0.1。该结果显示，模型(4)中Fin的回归系数仍然显著为负，而模型(5)中Fin的回归系数仍然显著为负，Fin2的回归系数仍然显著为正，并没有改变本文的基本结论，即便考虑内生性，企业金融化与股价同步性之间的U型关系仍然显著成立。

（三）更换关键变量代理指标

为了保证研究结论的稳健性，本文还更换了核心变量的代理指标，重新进行基本回归，见附录7。一方面，更换核心解释变量Fin。本文对企业金融化的测度是由构建的综合指标体系采取交叉熵的算法合成的综合性指数，考虑到综合性指数合成方法的不同可能会对回归结果产生影响，本文采用信息熵的算法对指标体系进行赋权，得到新的综合性指数Fin2，对原有核心解释变量Fin进行替换。之后，本文基本结论仍然成立。另一方面，更换被解释变量Syn。本文采用的是考虑当期市场收益和当期行业收益对个股影响后计算得到的股价同步性指标，其中市场和行业收益采用综合市场流通市值加权得到，考虑到Syn存在多种度量方式，本文对其度量进行了其他方式的替换。之后，本文基本结论仍然成立。

（四）其他稳健性检验

在上述稳健性检验的基础上，本文还进行了其他稳健性检验，见附录8。考虑到每个省份面临的金融化外部环境存在差异，本文进一步控制了省份固定效应；为了排除st、*st股票以及当年IPO股票样本对回归结果的影响，本文进一步剔除了上述股票样本；为了尽可能减少遗漏变量的干扰，本文在主要回归模型的基础上加入了其他相关控制变量，包括企业成长性和企业融资约束。其回归结果显示，无论是加入省份固定效应、剔除st和*st等异常样本，还是考虑遗漏变量，本文基本结论仍然成立。

六、结论与政策建议

本文实证研究了企业金融化对股价同步性的影响。根据2008—2018年中国沪深A股非金融企业的金融化与股价同步性数据，本文检验了企业金融化影响股价同步性的“披露效应”和“遮掩效应”。本研究发现，目前企业金融化对股价同步性的影响主要表现为“披露效应”，股价同步性随着企业金融化程度的提高而显著下降。在考虑非线性影响后发现，企业金融化与股价同步性之间还存在U型关系，当超过一定临界值时，金融化程度越高，股价“同涨同跌”风险越大，即企业金融化对股价同步性的影响表现出的“遮掩效应”逐渐超过“披露效应”。在其作用机制检验过程中发现，较高的信息披露质量能够增强企业金融化与股价同步性之间的负向关系，而较严重的委托代理问题会弱化企业金融化与股价同步性之间的负向关系，甚至存在反转的可能性。本文进一步分析发现，企业金融化与股价同步性之间的U型关系仅存在于熊市行情下，而在牛市行情下企业金融化对股价同步性的影响主要表现为抑制作用；企业金融化与股价同步性之间的关系不仅受到企业内部因素的影响，还受到外部经济政策不确定性的影响，企业金融化与股价同步性之间的U型关系仅存在于外部经济政策不确定性高的情形下，而在外部经济政策不确定性低的情形下企业金融化对股价同步性的影响主要表现为抑制作用。经过一系列的稳健性检验，本文主要研究结论仍然成立。

本文结论有助于监管部门对企业金融化问题进行清晰定位，有助于及早重视企业金融化可能会引发股价“同涨同跌”风险的经济后果。基于本文研究结果，结合中国股票市场发展现状，提出如下政策建议。第一，适度金融化应当鼓励并加以正确引导。加大监管部门对金融化的正向引导，而不是谈“金融化”色变，监管部门应该鼓励实体企业充分发挥金融化的“披露效应”并且极力抑制“遮掩效应”，以此防范实体企业对金融化的过度依赖可能给资本市场股价波动带来“同涨同跌”的系统性风险。第二，完善上市公司信息披露制度。监管部门可设立专业机构对企业遮掩性披露行为进行有效甄别，加大对遮掩性披露的惩罚力度，从而增强信息披露质量对企业金融化降低股价同步性的正向调节作用。第三，强化企业的内部控制体系建设。充分发挥董事会和监事会的内部监督功能，配合会计师事务所、资产评估事务所等外部监督机制，内外达到相互补充和相互制衡的状态。良好的内部控制有助于约束企业的委托代理问题，抑制管理层和大股东利用金融化手段的机会主义行为，促使股价更合理地反映企业真实情况，削弱委托代理问题对企业金融化降低股价同步性的负向调节作用。第四，营造良好的外部经济环境。政府应尽量减少推出经济政策的频率，经济政策的制定和执行需要更加精准，避免“朝令夕改”给实体企业长远发展带来的诸多不确定性，防范企业出于应对不确定性采取金融化手段所带来的潜在风险，从而控制我国资本市场股价“同涨同跌”带来的系统性风险。