沈 璐，陳祖英（教授），汪金祥（博士）

一、引言

產(chǎn)融結合是指實體企業(yè)通過參股、控股等方式將產(chǎn)業(yè)資本與金融資本進行融合，是企業(yè)實現(xiàn)跨越式發(fā)展的重要途徑。近年來，隨著金融市場的迅速發(fā)展、金融業(yè)改革的深入推進和國家對金融支持實體產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展政策的推動，我國實體企業(yè)紛紛掀起產(chǎn)融結合的浪潮，參股或自設金融機構的現(xiàn)象日益凸顯，大量的產(chǎn)業(yè)資本與金融資本相互融合，建立起密切的金融股權關聯(lián)。在此情形下，產(chǎn)融結合對實體企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展能否按預期那樣在緩解融資約束、降低債務成本、提升經(jīng)營績效中起到正向作用？這是監(jiān)管者和學術界共同關注并需要展開研究的現(xiàn)實問題。

針對以上問題，本文檢驗了2008～2017年間產(chǎn)融結合對實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，總體上，產(chǎn)融結合損害了實體企業(yè)的未來主業(yè)業(yè)績，對于融資約束程度不同的企業(yè)并無顯著差異；第二，實體企業(yè)主要出于投機套利動機進行產(chǎn)融結合；第三，金融發(fā)展水平的提高有助于削弱產(chǎn)融結合對實體企業(yè)主業(yè)業(yè)績的負面影響；第四，實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合并不是通過緩解融資約束、降低企業(yè)的現(xiàn)金儲備和債務成本進而提升企業(yè)的未來主業(yè)業(yè)績，而是通過“擠出”企業(yè)實體主業(yè)投資這一部分中介效應來損害企業(yè)的未來主業(yè)業(yè)績。在更換解釋變量及采用工具變量法進行檢驗后發(fā)現(xiàn)實證結果仍然穩(wěn)健。

本文希望在以下幾個方面做出貢獻：第一，本文在我國實體產(chǎn)業(yè)競爭加劇、金融工具不斷創(chuàng)新的經(jīng)濟金融化背景下，以微觀企業(yè)進行產(chǎn)融結合為切入點，探討產(chǎn)融結合對實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響，對企業(yè)參股金融機構行為的研究進行豐富與補充。第二，以企業(yè)進行產(chǎn)融結合的投機套利動機為框架展開分析，證實了企業(yè)進行產(chǎn)融結合本質上是一種投機套利行為。該結論不僅有助于證實我國實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合的具體動機，而且從投機套利視角解釋了我國實體企業(yè)主業(yè)業(yè)績下滑的重要原因，為我國實體企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供了經(jīng)驗證據(jù)。第三，實體企業(yè)的發(fā)展不可避免地會受到外部環(huán)境的影響，因此，本文檢驗產(chǎn)融結合在不同地區(qū)金融市場化發(fā)展水平下的差異效應，這有助于更深入地理解金融發(fā)展與微觀企業(yè)投資行為的聯(lián)動關系。第四，利用中介效應模型來檢驗產(chǎn)融結合影響實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的作用機制，并發(fā)現(xiàn)“擠出”企業(yè)實體主業(yè)投資這一部分中介效應是影響實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的重要渠道，這有利于進一步認識產(chǎn)融結合對實體企業(yè)產(chǎn)生的經(jīng)濟后果。

二、文獻回顧、理論分析與假設提出

（一）文獻回顧

產(chǎn)融結合一直是我國監(jiān)管者和學術界關注的熱點問題。早期，我國學者大多通過規(guī)范分析范式研究產(chǎn)融結合的動機、機制、效果等[1-3]。近年來，學者們則主要從“由產(chǎn)而融”的視角，研究實體企業(yè)持股金融機構對企業(yè)創(chuàng)新、融資約束、企業(yè)成長、經(jīng)營績效、投資效率等方面的影響[4-7]?？偟膩碚f，有以下兩種觀點：一部分學者運用交易成本理論、信息不對稱理論證實實體企業(yè)參股或自設金融機構可以在一定程度上緩解融資約束對企業(yè)的影響，進而通過增加對實體主業(yè)的投資來促進企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展，即產(chǎn)融結合對實體企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展具有“擠入”效應[8-10]；另一部分學者通過構建產(chǎn)融結合有效性的企業(yè)經(jīng)營績效評價標準，結合產(chǎn)融結合的成本收益模型進行定量分析，認為我國企業(yè)產(chǎn)融結合存在大量無效和負效性，即產(chǎn)融結合也具有“擠出”效應[11]。綜觀以上研究發(fā)現(xiàn)，我國學者在產(chǎn)融結合對實體企業(yè)主業(yè)業(yè)績影響的研究結論上存在一定分歧。這主要是因為不同研究角度、研究方法以及樣本選擇對結果產(chǎn)生了不同的影響。同時，由于行業(yè)間存在異質性，可能導致產(chǎn)融結合的實際效果在不同行業(yè)間存在一定差異。

（二）理論分析與假設提出

實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合是促進還是阻礙企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展顯然與其持股動機密不可分。在我國，金融業(yè)一直是受保護的壟斷行業(yè)，相較其他行業(yè)擁有較大的利潤優(yōu)勢，因此，我國實體企業(yè)持股金融機構至少存在投機套利和緩解融資約束兩種動機。投機套利是指企業(yè)通過參股金融機構獲取新的利潤增長點，分享金融業(yè)的超額收益；而緩解融資約束是指企業(yè)通過參股或自設金融機構來緩解融資約束進而降低企業(yè)的債務成本和現(xiàn)金儲備。因此，本文將基于投機套利與融資約束兩方面來分析實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合對未來主業(yè)業(yè)績的影響。

1.投機套利動機假說。根據(jù)馬克思的關于社會平均利潤率的形成原理，金融行業(yè)高于實體企業(yè)主業(yè)的平均利潤是實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合的一大動力。近年來，與金融、房地產(chǎn)等產(chǎn)業(yè)盈利水平快速提升形成鮮明對比的是實體企業(yè)因各生產(chǎn)要素成本提高、產(chǎn)能過剩、稅費繁冗等因素不斷增大的下行壓力[12]。再者，由于實體企業(yè)持有現(xiàn)金存在相應的機會成本，需要尋找其他投資機會，而我國金融行業(yè)超額的收益率自然會吸引企業(yè)通過產(chǎn)融結合這一路徑實現(xiàn)資本的保值增值。實體企業(yè)參股金融機構不僅可以通過其紅利或股利尋求新的利潤增長點，還可以通過轉讓股權獲取差價收益。郭牧炫、廖慧[13]的研究表明，利潤構成中非營業(yè)收入貢獻越大的民營企業(yè)越有動力進行產(chǎn)融結合，他們進行產(chǎn)融結合的目標就是獲取投資收益。因此，基于財富效應，企業(yè)通過參股金融機構來追求利潤的最大化和多元化并最終達到資本增值，是實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合的一大動機。在該假說下實體企業(yè)是否持股金融機構與其投機套利動機的強弱密切相關。杜勇等[14]則基于代理理論認為，企業(yè)的高管和大股東出于自我尋利的動機，更愿意持股變現(xiàn)能力強、短期收益高、轉換成本低的金融機構，以謀取管理權和控制權私利。

2.緩解融資約束動機假說。融資約束是制約我國實體經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，企業(yè)因受融資約束被迫削減甚至放棄投資擴張計劃，影響主業(yè)發(fā)展的現(xiàn)象屢見不鮮。因此，通過參股或自設金融機構幫助實體企業(yè)緩解融資約束，降低企業(yè)的現(xiàn)金儲備和債務成本進而促進主業(yè)發(fā)展是實體企業(yè)踏上產(chǎn)融結合道路的另一大動機。首先，產(chǎn)融結合為實體企業(yè)與金融機構搭建起信息溝通的橋梁，提高信息交流的時效性，從而減少因信息不對稱所產(chǎn)生的道德風險和逆向選擇，緩解實體企業(yè)的融資約束[15]。同時，實體企業(yè)持股金融機構不僅有助于企業(yè)項目以較低的風險溢價獲得資金，還有利于節(jié)約金融機構對實體企業(yè)的監(jiān)督成本，并將其轉化為與企業(yè)共享的收益，實現(xiàn)銀企共贏。其次，企業(yè)參股金融機構還可以通過向市場傳遞利好信號提高其信貸聲譽。朱松等[16]構建了信貸市場的信號傳遞模型，證實實體企業(yè)往往能通過持股金融機構傳遞其資金實力雄厚、償債能力強的信號，進而獲得更多的信貸資金。再次，基于公司治理理論，靳慶魯?shù)萚17]認為，作為內(nèi)部人，大股東可以影響或控制公司的投資決策。因此，實體企業(yè)可以通過進行產(chǎn)融結合，特別是較高比例地持股金融機構來影響其信貸決策，從而使企業(yè)更容易獲得信貸資金。最后，持股金融機構對企業(yè)快速融入“金融圈”有著至關重要的影響，而該“金融圈”的關系機制有助于增強圈子內(nèi)成員間的信任感[18]。因此，金融機構一般會優(yōu)先將信貸資金發(fā)放給其信任的企業(yè)，并且給予更優(yōu)惠的信貸條件[19]。在該動機下，實體企業(yè)是否持股金融機構主要受到其融資約束程度的影響。

3.不同動機對企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響。投機套利動機和緩解融資約束動機都可以促使實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合，但在不同觀點下產(chǎn)融結合作用于企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的方式會有顯著差異。

基于投機套利動機的產(chǎn)融結合對企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績至少有以下三個方面的影響：第一，Tobin[20]的研究發(fā)現(xiàn)，基于企業(yè)資源的有限性，金融投資與實體投資間存在互相替代的關系，參股金融機構必然會減少用于企業(yè)實體主業(yè)的資源投入。第二，參股金融機構的高收益率會降低實體企業(yè)進行實物資本投資和研發(fā)創(chuàng)新的動力，進而驅使企業(yè)侵占原本用于實體主業(yè)的有限資源，減少對實體主業(yè)的投資。王紅建等[21]的研究也證實了實體企業(yè)跨行業(yè)套利不但未緩解其所面臨的融資約束，還會通過抑制企業(yè)創(chuàng)新阻礙企業(yè)主業(yè)的發(fā)展。第三，過度參股金融機構會使企業(yè)資產(chǎn)虛擬化，促使企業(yè)更加關注短期投資收益，從而忽視對企業(yè)實體主業(yè)的發(fā)展。藺元[22]的研究表明，上市公司進行產(chǎn)融結合后并沒有實現(xiàn)管理協(xié)同和財務協(xié)同，還導致其各項業(yè)績指標顯著下滑，在這種情況下，產(chǎn)融結合的“擠出”效應大于其“擠入”效應，進而損害實體企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展。

基于緩解融資約束動機，產(chǎn)融結合主要通過以下渠道影響實體企業(yè)主業(yè)業(yè)績：第一，通過進行產(chǎn)融結合緩解融資約束具有資本成本效應。這是因為企業(yè)通過持股金融機構能夠提高金融機構的信貸意愿，緩解信貸配給問題，傳遞利好信號，降低交易成本，進而降低外部融資產(chǎn)生的資本成本，促進企業(yè)主業(yè)的發(fā)展。李旭超[23]也證實參股銀行或財務公司能夠顯著降低債務融資成本。吳春雷、張新民[24]的研究則表明，持股金融機構能有效提升企業(yè)的融資水平，促進企業(yè)經(jīng)營性資產(chǎn)的增值。第二，Ran Duchin等[25]研究發(fā)現(xiàn)投資收益能在企業(yè)未來遭受現(xiàn)金流的不利沖擊時反哺主業(yè)，降低主業(yè)投資活動對外部融資的依賴，確保企業(yè)的資金供應，進而幫助企業(yè)更好地應對外部環(huán)境變化對經(jīng)營的不利影響，降低企業(yè)的經(jīng)營風險，保障實體企業(yè)主業(yè)的順利發(fā)展。在這種情況下，產(chǎn)融結合的“擠入”效應大于其“擠出”效應，有助于實體企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展。

因此，實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合所產(chǎn)生的“擠入”和“擠出”效應的相對大小是其影響企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的關鍵因素。在投機套利動機下，企業(yè)減少了對實體主業(yè)的投資，將有限的資源更多地投入金融機構，導致“擠出”效應大于“擠入”效應，最終阻礙企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展；而基于緩解融資約束動機，企業(yè)進行產(chǎn)融結合可以緩解企業(yè)在外部融資環(huán)境較差的情況下發(fā)展主業(yè)所面臨的融資約束，降低現(xiàn)金儲備和債務成本，使得“擠出”效應弱于“擠入”效應，從而促進企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展。因此，本文提出以下假設：

H1-1：若“擠出”效應占主導，則產(chǎn)融結合與實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績具有負向相關關系，即企業(yè)進行產(chǎn)融結合表現(xiàn)為投機套利行為。

H1-2：若“擠入”效應占主導，則產(chǎn)融結合與實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績具有正向相關關系，即企業(yè)進行產(chǎn)融結合表現(xiàn)為緩解融資約束行為。

H2-1：若實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合是出于投機套利動機，那么對于投機套利動機越強的企業(yè)，其產(chǎn)融結合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績間的負相關關系越顯著。

H2-2：若實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合是出于緩解融資約束動機，那么對于融資約束越強的企業(yè)，其產(chǎn)融結合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績間的正相關關系越顯著。

三、研究數(shù)據(jù)與檢驗方法

（一）數(shù)據(jù)選取

考慮到企業(yè)各項指標的可獲得性和樣本代表性，本文選取2008～2017年我國A 股上市公司為研究樣本，并按照下列標準進行篩選：①剔除金融類上市公司；②剔除ST、PT 和已退市的上市公司；③剔除主要數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文最終獲得2796家公司的21031個樣本觀測值。本文數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR 數(shù)據(jù)庫。為減少極端值的影響，在1%和99%的水平上對連續(xù)型變量進行縮尾處理。

（二）模型設定

為驗證本文的假設，借鑒杜勇等[14]的研究構建了模型（1），以研究實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合對未來主業(yè)業(yè)績的影響。如果Hold 的回歸系數(shù)（α1）顯著為負，則表明產(chǎn)融結合損害了實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績，H1-1成立；如果Hold的回歸系數(shù)（α1）顯著為正，則表明產(chǎn)融結合提升了實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績，H1-2成立。此外，在參考已有文獻并考慮財務特征、治理特征等影響因素后選取以下控制變量：財務杠桿（Lev）、企業(yè)成長性（Growth）、企業(yè)規(guī)模（Size）、股權集中度（Top1）、管理層持股（Msh）、董事會規(guī)模（Board）、獨立董事比例（Indep）、領導權結構（Dual）、產(chǎn)權性質（State）及機構投資者持股比例（Ins）。同時，控制了行業(yè)效應與年度效應，上述變量的詳細定義見表1。

為探究實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合的動機，本文構建模型（2）考察融資約束程度對產(chǎn)融結合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績關系的調節(jié)效應。重點關注企業(yè)進行產(chǎn)融結合與融資約束的交互項Hold×FC，若其系數(shù)β2顯著，即實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合主要是為了緩解融資約束，進而對企業(yè)未來主業(yè)產(chǎn)生的“擠入”效應將占主導地位，更多地支持H1-2的假設；若系數(shù)β2不顯著，則間接支持企業(yè)進行產(chǎn)融結合主要出于投機套利動機，對企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的“擠出”效應將占主導地位，即更多支持H1-1的假設。

為考察地區(qū)金融市場化發(fā)展水平對產(chǎn)融結合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績關系的調節(jié)效應，本文構建了模型（3），若γ2＜0，即地區(qū)金融市場化發(fā)展水平的提高增強了產(chǎn)融結合的“擠出”效應，削弱了“擠入”效應；若γ2＞0，則地區(qū)金融市場化發(fā)展水平的提高增強了產(chǎn)融結合的“擠入”效應，削弱了“擠出”效應。

（三）主要變量定義

1.企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績（Coreperft+1）。參照胡聰慧等[26]的方法，本文選取剔除實體企業(yè)金融投資收益的t+1 期資產(chǎn)收益率來衡量其未來主業(yè)業(yè)績，兩個指標的具體定義見表1。

表1 主要變量名稱及定義

2.產(chǎn)融結合（Hold）。產(chǎn)融結合主要通過實體企業(yè)持股金融機構的方式體現(xiàn)。Wind 數(shù)據(jù)庫顯示，目前實體企業(yè)持股的非上市金融機構包括商業(yè)銀行、財務公司、信托公司、基金公司、保險公司和期貨公司，其中以持股商業(yè)銀行為主。持股的上市金融機構主要為商業(yè)銀行和保險公司。由于部分企業(yè)雖然持有一定比例的金融股權，但因其持股比例較小，只是“形式”上的參股金融機構，未必能建立穩(wěn)定的銀企關系，進而無法對金融機構的經(jīng)營、投資決策造成影響。本文借鑒陳棟、陳運森[27]和劉星、蔣水全[28]的研究設計，對于實體企業(yè)持股金融機構提出認定標準，即只有實體企業(yè)持有金融機構2%以上的股份且為被持股金融機構前十大股東時，才認定其存在產(chǎn)融結合。此外，當實體企業(yè)同時持有若干家金融機構的股份時，按其持股比例最高的予以考慮。

3.融資約束（FC）。參照王紅建等[29]的研究，本文分別使用股利支付率、企業(yè)規(guī)模兩個變量來檢驗不同融資約束下，實體企業(yè)主業(yè)業(yè)績與產(chǎn)融結合之間的負相關關系是否存在顯著差異。本文以FC 作為企業(yè)融資約束程度的虛擬變量，詳細定義見表1。

4.金融發(fā)展水平（FM）。地區(qū)金融市場化發(fā)展水平數(shù)據(jù)主要來自王小魯?shù)萚30，31]編著的《中國分省企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)2017年報告》和《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》中的地區(qū)綜合金融發(fā)展水平指數(shù)，用于考察地區(qū)金融發(fā)展水平對產(chǎn)融結合的調節(jié)效應。該指數(shù)的時間跨度為2008～2016年，由于一個地區(qū)的金融發(fā)展水平是漸變的，參考學術界通行的做法，用2016年的數(shù)據(jù)替代2017年地區(qū)金融發(fā)展水平數(shù)據(jù)。本文用FM 作為地區(qū)金融市場化發(fā)展水平的虛擬變量，若地區(qū)綜合金融發(fā)展水平指數(shù)高于中位數(shù)時取值為1，否則取值為0。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了本文各主要變量的描述性統(tǒng)計結果，其中實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績指標Coreperf1t+1和Coreperf2t+1的均值（中位數(shù)）分別為0.040（0.038）、0.048（0.043）。產(chǎn)融結合（Hold）的描述性統(tǒng)計結果說明在本文的樣本中實體企業(yè)參股金融機構的均值為0.130，表明約有13.0%的樣本觀測值進行了產(chǎn)融結合。研究還發(fā)現(xiàn)，若放寬產(chǎn)融結合的認定標準，則產(chǎn)融結合的樣本占比還將進一步提高。這也說明我國實體企業(yè)的產(chǎn)融結合已粗具規(guī)模，同時凸顯了本文的現(xiàn)實意義。

（二）多元回歸分析

表3報告了實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合對未來主業(yè)業(yè)績的影響。第（1）、（3）列為未加入控制變量前的單變量回歸結果。其中，產(chǎn)融結合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績之間呈顯著負相關關系，即產(chǎn)融結合明顯損害了實體企業(yè)的未來主業(yè)業(yè)績，從而證明產(chǎn)融結合的“擠出”效應要大于“擠入”效應。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

第（2）列和第（4）列則納入控制變量，當被解釋變量為Coreperf1t+1時，Hold 的回歸系數(shù)為-0.007；當被解釋變量為Coreperf2t+1時，回歸系數(shù)為-0.004，且分別在1%和5%的置信水平上顯著。同時可以發(fā)現(xiàn)，在考慮實體企業(yè)異質性特征后，產(chǎn)融結合的負向影響依舊顯著。與（1）、（3）列相比，第（2）、（4）列調整后的R2明顯提高，表明模型中其他控制變量的選取具有一定合理性。

回歸結果支持H1-1，拒絕H1-2，即實體企業(yè)持股金融機構后會通過其“擠出”效應損害企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展，盡管實體企業(yè)能通過產(chǎn)融結合獲得金融投資收益，但由于投機套利動機的驅使，企業(yè)很可能將這些資金繼續(xù)用于參股金融機構。在這種情況下，產(chǎn)融結合不僅無法促進企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展，甚至會導致資源錯配、投機盛行、經(jīng)濟“脫實向虛”等負面效應，這與羅來軍等[32]的研究結論一致。

（三）動機的異質性檢驗

上述實證結果已表明企業(yè)進行產(chǎn)融結合可能并非基于緩解融資約束動機下的“擠入”效應反哺主業(yè)，而是出于投機套利動機，反而損害了實體企業(yè)的未來主業(yè)業(yè)績。為繼續(xù)探究實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合與未來主業(yè)業(yè)績之間是否存在“擠入”效應，本文以面臨不同融資約束程度的實體企業(yè)為樣本，進一步檢驗企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績與產(chǎn)融結合之間的關系在不同融資約束企業(yè)間是否存在顯著差異。借鑒王紅建等[29]的研究，本文分別采用股利支付率、企業(yè)規(guī)模兩個變量來度量企業(yè)面臨融資約束的程度，將股利支付率高、資產(chǎn)規(guī)模較大界定為融資約束程度較低的企業(yè)，并通過與產(chǎn)融結合的交互項（Hold×FC1、Hold×FC2）來識別企業(yè)進行產(chǎn)融結合的動機，得到的回歸結果如表4所示。實證結果顯示，融資約束與產(chǎn)融結合的交互項系數(shù)均不顯著，但產(chǎn)融結合系數(shù)均顯著為負。即在不同融資約束程度下，實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的負相關關系并不存在顯著性差異，從而不支持H2-2。該結果間接證明了實體企業(yè)參股金融機構是出于投機套利動機，是企業(yè)對金融業(yè)超額收益的逐利結果，對企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績表現(xiàn)為“擠出”效應而非促進作用。

表3 實體企業(yè)產(chǎn)融結合與未來主業(yè)業(yè)績

表4 實體企業(yè)產(chǎn)融結合、融資約束與未來主業(yè)業(yè)績

為進一步驗證實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合對未來主業(yè)業(yè)績的“擠出”效應是基于實體企業(yè)對金融業(yè)超額收益的逐利結果，實質上是一種投機套利行為，本文選取了利潤表中的利息收入、投資收益占凈利潤之比來表示持股金融機構對實體企業(yè)凈利潤的影響。顯然，該占比越高，企業(yè)進行產(chǎn)融結合的套利動機越強，其“擠出”企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的效果將越顯著。表5的實證結果表明，當選取Coreperf1t+1作為被解釋變量時，利息收入占比低組產(chǎn)融結合的系數(shù)并不顯著；與投資收益占比低組相比，占比較高組產(chǎn)融結合的系數(shù)更顯著為負；當選取Coreperf2t+1作為被解釋變量時，利息收入、投資收益占比低組產(chǎn)融結合的系數(shù)均不顯著。該結果說明，企業(yè)的利息收入、投資收益與凈利潤之比越大，實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合的套利動機越強，對企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的“擠出”效應越明顯；反之，投資收益與凈利潤之比越小，其通過產(chǎn)融結合進行投機套利的動機越弱，則對企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的“擠出”效應越小。表5 的結果支持了H2-1。

（四）地區(qū)金融發(fā)展水平的異質性檢驗

長期以來，我國各省份的金融發(fā)展水平存在較大差異，而企業(yè)的投融資決策不可避免地會受到當?shù)亟鹑诎l(fā)展水平的影響。因此，本文通過構建金融發(fā)展水平指數(shù)與產(chǎn)融結合的交互項（Hold×FM），考察其外部金融環(huán)境對產(chǎn)融結合與實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績關系的調節(jié)效應。表6報告了回歸結果，本文重點關注的是金融市場化發(fā)展水平與實體企業(yè)產(chǎn)融結合的交互項Hold×FM，可以發(fā)現(xiàn)Hold×FM 的回歸系數(shù)分別為0.008、0.006，且分別在5%和10%的水平上通過了顯著性檢驗。該結果表明，較高的金融發(fā)展水平削弱了產(chǎn)融結合對實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的不利影響。這主要是由于在金融市場化發(fā)展水平更高的地區(qū)，銀行等金融機構一般具備更強的經(jīng)營獨立性和風險防控意識，會更加積極主動地收集企業(yè)的相關信息，以甄別企業(yè)進行產(chǎn)融結合的投機動機，進而削弱其對實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的“擠出”效應。

表5 實體企業(yè)產(chǎn)融結合、投機套利與未來主業(yè)業(yè)績

表6 金融發(fā)展水平的調節(jié)效應

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了保證結果的穩(wěn)健性，本文采用以下三種方式對研究結果進行檢驗：①雖然本文在研究時選取第t 期的產(chǎn)融結合觀測值和第t+1 期的企業(yè)主業(yè)業(yè)績觀測值，但由于業(yè)績指標可能受到以前年度的影響而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，本文選取第t-1、t-2 期的產(chǎn)融結合觀測值（Holdt-1、Holdt-2）作為工具變量，采用工具變量法進行穩(wěn)健性檢驗，所得結論與前文基本一致。②采用產(chǎn)融結合的其他代理變量。本文還采用實體企業(yè)參股金融機構比例超過5%（Hold5，參股則為1，否則為0）作為企業(yè)進行產(chǎn)融結合的其他代理變量，對原有模型進行穩(wěn)健性檢驗，得到的實證結果與前文一致。③本文還考慮了以下可能：倘若實體企業(yè)當前主業(yè)業(yè)績已經(jīng)不好，導致管理層不看好企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展轉而持股金融機構，而恰好企業(yè)未來主業(yè)表現(xiàn)不佳，即企業(yè)并非因進行產(chǎn)融結合而損害了其未來主業(yè)業(yè)績的發(fā)展。按此邏輯，倘若企業(yè)當期主業(yè)業(yè)績較好，管理層對未來的預期會更樂觀，應該較難觀察到產(chǎn)融結合與未來主業(yè)之間的負向關系；而當期主業(yè)業(yè)績較差時，管理者對未來的預期則可能不太好，此時應該更容易觀察到兩者間更顯著的負向關系。為此，本文將所有樣本根據(jù)企業(yè)當期主業(yè)業(yè)績分為績優(yōu)組（企業(yè)當期的主業(yè)業(yè)績大于年度-行業(yè)中位數(shù)）和績差組（企業(yè)當期的主業(yè)業(yè)績不大于年度-行業(yè)中位數(shù)）進行分組回歸?；貧w結果顯示，當選取Coreperf1t+1作為被解釋變量時，與績差組相比，績優(yōu)組產(chǎn)融結合的系數(shù)反而更顯著為負；當選取Coreperf2t+1作為被解釋變量時，其與未來預期并不樂觀的績差組的負向關系并不顯著。該結果拒絕了上文提出的替代解釋。

五、作用機制檢驗

前文的經(jīng)驗證據(jù)表明，企業(yè)主要出于投機套利動機進行產(chǎn)融結合，這損害了實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的發(fā)展。接下來，本文將嘗試通過進一步的作用機制檢驗來研究產(chǎn)融結合如何影響實體企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展。

（一）檢驗“擠入”效應是否存在

根據(jù)緩解融資約束動機假說，實體企業(yè)可通過持股金融機構減少企業(yè)的現(xiàn)金儲備和債務成本進而提高實體企業(yè)的未來主業(yè)業(yè)績，即企業(yè)進行產(chǎn)融結合對未來主業(yè)發(fā)展將起到“擠入”作用。為深入探究產(chǎn)融結合影響實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的傳導機制，本文利用Baron、Kenny[33]的中介效應檢驗程序驗證產(chǎn)融結合能否通過緩解融資約束，進而減少企業(yè)現(xiàn)金儲備和債務成本的路徑促進實體企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展。

為此，本文構建模型（4）～模型（6）用于檢驗“產(chǎn)融結合——現(xiàn)金儲備——企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績”這一路徑。本文采用總資產(chǎn)標準化的貨幣資金來衡量企業(yè)的現(xiàn)金儲備（Cash），CVs表示控制變量，與前文相同，此處不再贅述。具體檢驗步驟如下：①利用模型（4）就中介變量（Cash）對基本自變量（Hold）進行回歸；②利用模型（5）就因變量（Coreperft+1）對基本自變量（Hold）進行回歸；③通過模型（6）就因變量（Coreperft+1）對基本自變量（Hold）和中介變量（Cash）同時進行回歸。

進行中介效應檢驗時需要注意以下問題：①如果模型（4）中的α1不顯著則中介效應不存在。②如果模型（5）中的β1和模型（6）中的γ2不顯著，則中介效應不存在。③如果模型（5）中的β1和模型（6）中的γ2顯著，且模型（6）中的γ1不顯著，說明中介變量起到完全中介作用；如果模型（6）中的γ1顯著，則表明中介變量起到部分中介作用。

模型（7）～模型（9）用于檢驗路徑“產(chǎn)融結合——債務成本——企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績”。債務成本（Codt+1）的計算公式為Codt+1=利息支出/有息負債。其中，有息負債=短期借款+長期借款+一年內(nèi)到期的非流動負債+應付債券。

檢驗結果列示于表7 中，第（1）列報告了路徑“產(chǎn)融結合——現(xiàn)金儲備——企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績”的檢驗結果，Hold 的回歸系數(shù)為-0.003，t 值為-0.69，未通過顯著性檢驗；第（2）列報告了路徑“產(chǎn)融結合——債務成本——企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績”的檢驗結果，Hold的回歸系數(shù)為-0.001，t值為-0.03，同樣未通過顯著性檢驗。因此，中介效應的檢驗結果表明沒有足夠證據(jù)能支持“擠入”效應，即H1-2。

表7 實體企業(yè)產(chǎn)融結合與現(xiàn)金儲備、債務成本

（二）檢驗“擠出”效應是否存在

模型（10）～模型（12）用于檢驗“產(chǎn)融結合——實體主業(yè)投資——企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績”這一路徑。其中，企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績（Capitalinvt+1）的計算公式為Capitalinvt+1=購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金/總資產(chǎn)。

表8報告了中介效應的檢驗結果。第（1）列是關于產(chǎn)融結合影響中介因子的實證結果，Hold的回歸系數(shù)在5%的置信水平上顯著為負，說明實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合明顯減少了其對主業(yè)的投資，這與張成思、張步曇[34]的結論一致。第（2）列和第（3）列顯示Hold 的回歸系數(shù)分別為-0.007 和-0.004，且分別在1%和5%的置信水平上通過顯著性檢驗。第（4）、（5）列顯示Capitalinvt+1的回歸系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，Hold的回歸系數(shù)在1%和10%的置信水平上顯著為負（且|γ1|＜|α1|），說明企業(yè)實體主業(yè)投資是產(chǎn)融結合損害實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的部分中介因子。因此，中介效應檢驗的結果再次支持了“擠出”效應，即H1-1。

六、研究結論和政策建議

（一）研究結論

本文基于我國實體經(jīng)濟下行、金融市場迅速發(fā)展、大量實體企業(yè)參股或自設金融機構以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)資本與金融資本的進一步融合這一背景，以A 股上市公司為樣本，研究實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合對未來主業(yè)發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①產(chǎn)融結合損害了實體企業(yè)的未來主業(yè)業(yè)績，對于融資約束程度不同的企業(yè)，兩者之間并無顯著差異；②實體企業(yè)主要出于投機套利動機持股金融機構；③金融發(fā)展水平的提高有助于削弱產(chǎn)融結合對實體企業(yè)主業(yè)業(yè)績的負面影響；④產(chǎn)融結合顯著降低了企業(yè)的實體主業(yè)投資，并以“擠出”實體主業(yè)投資這一部分中介效應為渠道阻礙企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展。

（二）政策建議

1.抑制投機套利動機，推動產(chǎn)融結合可持續(xù)性發(fā)展。本文的研究表明，產(chǎn)融結合阻礙實體企業(yè)主業(yè)發(fā)展的根源在于企業(yè)進行產(chǎn)融結合背后隱藏著其投機套利的動機。因此，國家應該完善相應的法律法規(guī)和制度體系，國資委等監(jiān)管機構應加強對企業(yè)進行產(chǎn)融結合動機的審查和對產(chǎn)融結合后企業(yè)主業(yè)業(yè)績的考核，嚴厲打擊基于投機套利動機的短期投機行為，積極引導實體企業(yè)堅持實業(yè)主導，將“金融服務實體經(jīng)濟”的目標落到實處，促進實體企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

2.提高主業(yè)投資的收益率，鼓勵實體經(jīng)濟轉型升級。本文研究發(fā)現(xiàn)：實體產(chǎn)業(yè)近幾年持續(xù)處于經(jīng)濟下行期是企業(yè)參股金融機構的一大原因。因此，政府需要通過落實降低實體企業(yè)稅負、提高技術補貼等政策改善實業(yè)發(fā)展環(huán)境。同時，應積極引導企業(yè)實施供給側結構性改革，推進“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的進程，鼓勵實體企業(yè)通過創(chuàng)新驅動實現(xiàn)轉型升級，降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率，進而提高企業(yè)主業(yè)的投資回報率，降低金融投資對企業(yè)的吸引，引導企業(yè)優(yōu)化資源配置，立足主業(yè)發(fā)展。

本文的研究雖然表明實體企業(yè)進行產(chǎn)融結合會阻礙企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展，但這并不代表對企業(yè)產(chǎn)融結合的完全否定。隨著產(chǎn)融結合的不斷發(fā)展，如何順應該潮流發(fā)揮其“擠入”效應，借助“產(chǎn)業(yè)金融”這一加速器振興實體經(jīng)濟，真正實現(xiàn)以融促產(chǎn)將是一個重要的現(xiàn)實問題。當然，本文未考慮貨幣政策、政策不確定性等宏觀因素對企業(yè)進行產(chǎn)融結合與未來主業(yè)的發(fā)展是否存在調節(jié)效應，以及持股不同類型的金融機構能否對產(chǎn)融結合的效果產(chǎn)生不同影響，這些都可作為將來進一步研究的方向。