沈璐 陳祖英 汪金祥

【摘要】以2008～2017年我國A股上市公司為研究樣本，探討實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合對未來主業(yè)發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)：總體上，產(chǎn)融結(jié)合損害了實體企業(yè)的未來主業(yè)業(yè)績;企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合主要出于投機(jī)套利動機(jī)而非緩解融資約束動機(jī)。進(jìn)一步檢驗發(fā)現(xiàn)：金融發(fā)展水平的提高有助于削弱產(chǎn)融結(jié)合對實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的負(fù)面影響;作用機(jī)制檢驗表明，實體企業(yè)實施產(chǎn)融結(jié)合顯著降低了企業(yè)的實體主業(yè)投資，并通過“擠出”企業(yè)實體主業(yè)投資這一部分中介效應(yīng)為渠道阻礙了實體企業(yè)的未來主業(yè)發(fā)展。該研究為產(chǎn)融結(jié)合對實體經(jīng)濟(jì)的影響提供了微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)，并且對于政府引導(dǎo)資金“脫虛向?qū)崱?、實施產(chǎn)融結(jié)合和以融促產(chǎn)政策有一定的啟示意義。

【關(guān)鍵詞】實體企業(yè);產(chǎn)融結(jié)合;未來主業(yè)業(yè)績;“擠出”效應(yīng)

【中圖分類號】F832.5;F275

【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A

【文章編號】1004-0994（2019）14-0065-10

一、引言

產(chǎn)融結(jié)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(jìn)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(jìn)和國家對金融支持實體產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策的推動，我國實體企業(yè)紛紛掀起產(chǎn)融結(jié)合的浪潮，參股或自設(shè)金融機(jī)構(gòu)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(quán)關(guān)聯(lián)。在此情形下，產(chǎn)融結(jié)合對實體企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展能否按預(yù)期那樣在緩解融資約束、降低債務(wù)成本、提升經(jīng)營績效中起到正向作用？這是監(jiān)管者和學(xué)術(shù)界共同關(guān)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(jié)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(jié)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(jī)套利動機(jī)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合;第三，金融發(fā)展水平的提高有助于削弱產(chǎn)融結(jié)合對實體企業(yè)主業(yè)業(yè)績的負(fù)面影響;第四，實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)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(wù)成本進(jìn)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(yīng)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(jìn)行檢驗后發(fā)現(xiàn)實證結(jié)果仍然穩(wěn)健。

本文希望在以下幾個方面做出貢獻(xiàn)：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(jì)金融化背景下，以微觀企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合為切入點，探討產(chǎn)融結(jié)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(jī)構(gòu)行為的研究進(jìn)行豐富與補(bǔ)充。第二，以企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的投機(jī)套利動機(jī)為框架展開分析，證實了企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合本質(zhì)上是一種投機(jī)套利行為。該結(jié)論不僅有助于證實我國實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的具體動機(jī)，而且從投機(jī)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(jié)合在不同地區(qū)金融市場化發(fā)展水平下的差異效應(yīng)，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(guān)系。第四，利用中介效應(yīng)模型來檢驗產(chǎn)融結(jié)合影響實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的作用機(jī)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(yīng)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(jìn)一步認(rèn)識產(chǎn)融結(jié)合對實體企業(yè)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果。

二、文獻(xiàn)回顧、理論分析與假設(shè)提出

（一）文獻(xiàn)回顧

產(chǎn)融結(jié)合一直是我國監(jiān)管者和學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點問題。早期，我國學(xué)者大多通過規(guī)范分析范式研究產(chǎn)融結(jié)合的動機(jī)、機(jī)制、效果等[1-3]。近年來，學(xué)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(jī)構(gòu)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(xué)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(shè)金融機(jī)構(gòu)可以在一定程度上緩解融資約束對企業(yè)的影響，進(jìn)而通過增加對實體主業(yè)的投資來促進(jìn)企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展，即產(chǎn)融結(jié)合對實體企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展具有“擠入”效應(yīng)[8-10];另一部分學(xué)者通過構(gòu)建產(chǎn)融結(jié)合有效性的企業(yè)經(jīng)營績效評價標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合產(chǎn)融結(jié)合的成本收益模型進(jìn)行定量分析，認(rèn)為我國企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合存在大量無效和負(fù)效性，即產(chǎn)融結(jié)合也具有“擠出”效應(yīng)[11]。綜觀以上研究發(fā)現(xiàn)，我國學(xué)者在產(chǎn)融結(jié)合對實體企業(yè)主業(yè)業(yè)績影響的研究結(jié)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(jié)果產(chǎn)生了不同的影響。同時，由于行業(yè)間存在異質(zhì)性，可能導(dǎo)致產(chǎn)融結(jié)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(shè)提出

實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合是促進(jìn)還是阻礙企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展顯然與其持股動機(jī)密不可分。在我國，金融業(yè)一直是受保護(hù)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(jī)構(gòu)至少存在投機(jī)套利和緩解融資約束兩種動機(jī)。投機(jī)套利是指企業(yè)通過參股金融機(jī)構(gòu)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(shè)金融機(jī)構(gòu)來緩解融資約束進(jìn)而降低企業(yè)的債務(wù)成本和現(xiàn)金儲備。因此，本文將基于投機(jī)套利與融資約束兩方面來分析實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合對未來主業(yè)業(yè)績的影響。

1.投機(jī)套利動機(jī)假說。根據(jù)馬克思的關(guān)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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)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(yīng)的機(jī)會成本，需要尋找其他投資機(jī)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(jié)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(jī)構(gòu)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(zhuǎn)讓股權(quán)獲取差價收益。郭牧炫、廖慧[13]的研究表明，利潤構(gòu)成中非營業(yè)收入貢獻(xiàn)越大的民營企業(yè)越有動力進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合，他們進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的目標(biāo)就是獲取投資收益。因此，基于財富效應(yīng)，企業(yè)通過參股金融機(jī)構(gòu)來追求利潤的最大化和多元化并最終達(dá)到資本增值，是實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的一大動機(jī)。在該假說下實體企業(yè)是否持股金融機(jī)構(gòu)與其投機(jī)套利動機(jī)的強(qiáng)弱密切相關(guān)。杜勇等[14]則基于代理理論認(rèn)為，企業(yè)的高管和大股東出于自我尋利的動機(jī)，更愿意持股變現(xiàn)能力強(qiáng)、短期收益高、轉(zhuǎn)換成本低的金融機(jī)構(gòu)，以謀取管理權(quán)和控制權(quán)私利。

2.緩解融資約束動機(jī)假說。融資約束是制約我國實體經(jīng)濟(jì)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(kuò)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(shè)金融機(jī)構(gòu)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(wù)成本進(jìn)而促進(jìn)主業(yè)發(fā)展是實體企業(yè)踏上產(chǎn)融結(jié)合道路的另一大動機(jī)。首先，產(chǎn)融結(jié)合為實體企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)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(fēng)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(jī)構(gòu)不僅有助于企業(yè)項目以較低的風(fēng)險溢價獲得資金，還有利于節(jié)約金融機(jī)構(gòu)對實體企業(yè)的監(jiān)督成本，并將其轉(zhuǎn)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(jī)構(gòu)還可以通過向市場傳遞利好信號提高其信貸聲譽(yù)。朱松等[16]構(gòu)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(jī)構(gòu)傳遞其資金實力雄厚、償債能力強(qiáng)的信號，進(jìn)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(rèn)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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合，特別是較高比例地持股金融機(jī)構(gòu)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(jī)構(gòu)對企業(yè)快速融入“金融圈”有著至關(guān)重要的影響，而該“金融圈”的關(guān)系機(jī)制有助于增強(qiáng)圈子內(nèi)成員間的信任感[18]。因此，金融機(jī)構(gòu)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(jī)下，實體企業(yè)是否持股金融機(jī)構(gòu)主要受到其融資約束程度的影響。

3.不同動機(jī)對企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響。投機(jī)套利動機(jī)和緩解融資約束動機(jī)都可以促使實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合，但在不同觀點下產(chǎn)融結(jié)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(jī)套利動機(jī)的產(chǎn)融結(jié)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(guān)系，參股金融機(jī)構(gòu)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(jī)構(gòu)的高收益率會降低實體企業(yè)進(jìn)行實物資本投資和研發(fā)創(chuàng)新的動力，進(jìn)而驅(qū)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(jī)構(gòu)會使企業(yè)資產(chǎn)虛擬化，促使企業(yè)更加關(guān)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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合后并沒有實現(xiàn)管理協(xié)同和財務(wù)協(xié)同，還導(dǎo)致其各項業(yè)績指標(biāo)顯著下滑，在這種情況下，產(chǎn)融結(jié)合的“擠出”效應(yīng)大于其“擠入”效應(yīng)，進(jìn)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(jī)，產(chǎn)融結(jié)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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合緩解融資約束具有資本成本效應(yīng)。這是因為企業(yè)通過持股金融機(jī)構(gòu)能夠提高金融機(jī)構(gòu)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(jìn)而降低外部融資產(chǎn)生的資本成本，促進(jìn)企業(yè)主業(yè)的發(fā)展。李旭超[23]也證實參股銀行或財務(wù)公司能夠顯著降低債務(wù)融資成本。吳春雷、張新民[24]的研究則表明，持股金融機(jī)構(gòu)能有效提升企業(yè)的融資水平，促進(jìn)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(yīng)，進(jìn)而幫助企業(yè)更好地應(yīng)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(fēng)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(jié)合的“擠入”效應(yīng)大于其“擠出”效應(yīng)，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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合所產(chǎn)生的“擠入”和“擠出”效應(yīng)的相對大小是其影響企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素。在投機(jī)套利動機(jī)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(jī)構(gòu)，導(dǎo)致“擠出”效應(yīng)大于“擠入”效應(yīng)，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(jī)，企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)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(wù)成本，使得“擠出”效應(yīng)弱于“擠入”效應(yīng)，從而促進(jìn)企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展。因此，本文提出以下假設(shè)：

H1-1：若“擠出”效應(yīng)占主導(dǎo)，則產(chǎn)融結(jié)合與實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績具有負(fù)向相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合表現(xiàn)為投機(jī)套利行為。

H1-2：若“擠入”效應(yīng)占主導(dǎo)，則產(chǎn)融結(jié)合與實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績具有正向相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合表現(xiàn)為緩解融資約束行為。

H2-1：若實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合是出于投機(jī)套利動機(jī)，那么對于投機(jī)套利動機(jī)越強(qiáng)的企業(yè)，其產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績間的負(fù)相關(guān)關(guān)系越顯著。

H2-2：若實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合是出于緩解融資約束動機(jī)，那么對于融資約束越強(qiáng)的企業(yè)，其產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績間的正相關(guān)關(guān)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(biāo)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(biāo)準(zhǔn)進(jìn)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(jìn)行縮尾處理。

（二）模型設(shè)定

為驗證本文的假設(shè)，借鑒杜勇等[14]的研究構(gòu)建了模型（1），以研究實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)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(fù)，則表明產(chǎn)融結(jié)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(jié)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(xiàn)并考慮財務(wù)特征、治理特征等影響因素后選取以下控制變量：財務(wù)杠桿（Lev）、企業(yè)成長性（Growth）、企業(yè)規(guī)模（Size）、股權(quán)集中度（Topl）、管理層持股（Msh）、董事會規(guī)模（Board）、獨立董事比例（Indep）、領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)（Dual）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）及機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Ins）。同時，控制了行業(yè)效應(yīng)與年度效應(yīng)，上述變量的詳細(xì)定義見表1。

（1）

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

為考察地區(qū)金融市場化發(fā)展水平對產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文構(gòu)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(qiáng)了產(chǎn)融結(jié)合的“擠出”效應(yīng)，削弱了“擠入”效應(yīng);若γ2>0，則地區(qū)金融市場化發(fā)展水平的提高增強(qiáng)了產(chǎn)融結(jié)合的“擠入”效應(yīng)，削弱了“擠出”效應(yīng)。

（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+l期資產(chǎn)收益率來衡量其未來主業(yè)業(yè)績，兩個指標(biāo)的具體定義見表1。

2.產(chǎn)融結(jié)合（ Hold）。產(chǎn)融結(jié)合主要通過實體企業(yè)持股金融機(jī)構(gòu)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(jī)構(gòu)包括商業(yè)銀行、財務(wù)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(jī)構(gòu)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(quán)，但因其持股比例較小，只是“形式”上的參股金融機(jī)構(gòu)，未必能建立穩(wěn)定的銀企關(guān)系，進(jìn)而無法對金融機(jī)構(gòu)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(shè)計，對于實體企業(yè)持股金融機(jī)構(gòu)提出認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，即只有實體企業(yè)持有金融機(jī)構(gòu)2%以上的股份且為被持股金融機(jī)構(gòu)前十大股東時，才認(rèn)定其存在產(chǎn)融結(jié)合。此外，當(dāng)實體企業(yè)同時持有若干家金融機(jī)構(gòu)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(jié)合之間的負(fù)相關(guān)關(guān)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(xì)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(jié)合的調(diào)節(jié)效應(yīng)。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(xué)術(shù)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(jié)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(jié)果，其中實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績指標(biāo)Coreperflt+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(jié)合（Hold）的描述性統(tǒng)計結(jié)果說明在本文的樣本中實體企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)的均值為0.130，表明約有13.0%的樣本觀測值進(jìn)行了產(chǎn)融結(jié)合。研究還發(fā)現(xiàn)，若放寬產(chǎn)融結(jié)合的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，則產(chǎn)融結(jié)合的樣本占比還將進(jìn)一步提高。這也說明我國實體企業(yè)的產(chǎn)融結(jié)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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)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(jié)果。其中，產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即產(chǎn)融結(jié)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(jié)合的“擠出”效應(yīng)要大于“擠入”效應(yīng)。

第（2）列和第（4）列則納入控制變量，當(dāng)被解釋變量為Coreperfl t+1時，Hold的回歸系數(shù)為-0.007;當(dāng)被解釋變量為Coreperf2 t+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(zhì)性特征后，產(chǎn)融結(jié)合的負(fù)向影響依舊顯著。與（1）、（3）列相比，第（2）、（4）列調(diào)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(jié)果支持H1-1，拒絕H1-2，即實體企業(yè)持股金融機(jī)構(gòu)后會通過其“擠出”效應(yīng)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(jié)合獲得金融投資收益，但由于投機(jī)套利動機(jī)的驅(qū)使，企業(yè)很可能將這些資金繼續(xù)用于參股金融機(jī)構(gòu)。在這種情況下，產(chǎn)融結(jié)合不僅無法促進(jìn)企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展，甚至?xí)?dǎo)致資源錯配、投機(jī)盛行、經(jīng)濟(jì)“脫實向虛”等負(fù)面效應(yīng)，這與羅來軍等[32]的研究結(jié)論一致。

（三）動機(jī)的異質(zhì)性檢驗

上述實證結(jié)果已表明企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合可能并非基于緩解融資約束動機(jī)下的“擠入”效應(yīng)反哺主業(yè)，而是出于投機(jī)套利動機(jī)，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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合與未來主業(yè)業(yè)績之間是否存在“擠入”效應(yīng)，本文以面臨不同融資約束程度的實體企業(yè)為樣本，進(jìn)一步檢驗企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績與產(chǎn)融結(jié)合之間的關(guān)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(jié)合的交互項（Holdx FC1、HoldxFC2）來識別企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的動機(jī)，得到的回歸結(jié)果如表4所示。實證結(jié)果顯示，融資約束與產(chǎn)融結(jié)合的交互項系數(shù)均不顯著，但產(chǎn)融結(jié)合系數(shù)均顯著為負(fù)。即在不同融資約束程度下，實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的負(fù)相關(guān)關(guān)系并不存在顯著性差異，從而不支持H2-2。該結(jié)果間接證明了實體企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)是出于投機(jī)套利動機(jī)，是企業(yè)對金融業(yè)超額收益的逐利結(jié)果，對企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績表現(xiàn)為“擠出”效應(yīng)而非促進(jìn)作用。

為進(jìn)一步驗證實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合對未來主業(yè)業(yè)績的“擠出”效應(yīng)是基于實體企業(yè)對金融業(yè)超額收益的逐利結(jié)果，實質(zhì)上是一種投機(jī)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(jī)構(gòu)對實體企業(yè)凈利潤的影響。顯然，該占比越高，企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的套利動機(jī)越強(qiáng)，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(jié)果表明，當(dāng)選取Coreperfl t+1作為被解釋變量時，利息收入占比低組產(chǎn)融結(jié)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(jié)合的系數(shù)更顯著為負(fù);當(dāng)選取Coreperf2t+i作為被解釋變量時，利息收入、投資收益占比低組產(chǎn)融結(jié)合的系數(shù)均不顯著。該結(jié)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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的套利動機(jī)越強(qiáng)，對企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的“擠出”效應(yīng)越明顯;反之，投資收益與凈利潤之比越小，其通過產(chǎn)融結(jié)合進(jìn)行投機(jī)套利的動機(jī)越弱，則對企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的“擠出”效應(yīng)越小。表5的結(jié)果支持了H2-1。

（四）地區(qū)金融發(fā)展水平的異質(zhì)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(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展水平的影響。因此，本文通過構(gòu)建金融發(fā)展水平指數(shù)與產(chǎn)融結(jié)合的交互項（HoldxFM），考察其外部金融環(huán)境對產(chǎn)融結(jié)合與實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。表6報告了回歸結(jié)果，本文重點關(guān)注的是金融市場化發(fā)展水平與實體企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合的交互項HoldxFM，可以發(fā)現(xiàn)Holdx 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(jié)果表明，較高的金融發(fā)展水平削弱了產(chǎn)融結(jié)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(jī)構(gòu)一般具備更強(qiáng)的經(jīng)營獨立性和風(fēng)險防控意識，會更加積極主動地收集企業(yè)的相關(guān)信息，以甄別企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的投機(jī)動機(jī)，進(jìn)而削弱其對實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的“擠出”效應(yīng)。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用以下三種方式對研究結(jié)果進(jìn)行檢驗：①雖然本文在研究時選取第t期的產(chǎn)融結(jié)合觀測值和第t+l期的企業(yè)主業(yè)業(yè)績觀測值，但由于業(yè)績指標(biāo)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-l、t-2期的產(chǎn)融結(jié)合觀測值（Holdt_1、Holdt_2）作為工具變量，采用工具變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，所得結(jié)論與前文基本一致。②采用產(chǎn)融結(jié)合的其他代理變量。本文還采用實體企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)比例超過5%（Hold5，參股則為1，否則為0）作為企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的其他代理變量，對原有模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，得到的實證結(jié)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(dāng)前主業(yè)業(yè)績已經(jīng)不好，導(dǎo)致管理層不看好企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展轉(zhuǎn)而持股金融機(jī)構(gòu)，而恰好企業(yè)未來主業(yè)表現(xiàn)不佳，即企業(yè)并非因進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)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(dāng)期主業(yè)業(yè)績較好，管理層對未來的預(yù)期會更樂觀，應(yīng)該較難觀察到產(chǎn)融結(jié)合與未來主業(yè)之間的負(fù)向關(guān)系;而當(dāng)期主業(yè)業(yè)績較差時，管理者對未來的預(yù)期則可能不太好，此時應(yīng)該更容易觀察到兩者間更顯著的負(fù)向關(guān)系。為此，本文將所有樣本根據(jù)企業(yè)當(dāng)期主業(yè)業(yè)績分為績優(yōu)組（企業(yè)當(dāng)期的主業(yè)業(yè)績大于年度一行業(yè)中位數(shù)）和績差組（企業(yè)當(dāng)期的主業(yè)業(yè)績不大于年度一行業(yè)中位數(shù)）進(jìn)行分組回歸?；貧w結(jié)果顯示，當(dāng)選取Coreperf lt+l作為被解釋變量時，與績差組相比，績優(yōu)組產(chǎn)融結(jié)合的系數(shù)反而更顯著為負(fù);當(dāng)選取Coreperf2 t+1作為被解釋變量時，其與未來預(yù)期并不樂觀的績差組的負(fù)向關(guān)系并不顯著。該結(jié)果拒絕了上文提出的替代解釋。

五、作用機(jī)制檢驗

前文的經(jīng)驗證據(jù)表明，企業(yè)主要出于投機(jī)套利動機(jī)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)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(jìn)一步的作用機(jī)制檢驗來研究產(chǎn)融結(jié)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(yīng)是否存在

根據(jù)緩解融資約束動機(jī)假說，實體企業(yè)可通過持股金融機(jī)構(gòu)減少企業(yè)的現(xiàn)金儲備和債務(wù)成本進(jìn)而提高實體企業(yè)的未來主業(yè)業(yè)績，即企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)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(jié)合影響實體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績的傳導(dǎo)機(jī)制，本文利用Baron、Kenny[33]的中介效應(yīng)檢驗程序驗證產(chǎn)融結(jié)合能否通過緩解融資約束，進(jìn)而減少企業(yè)現(xiàn)金儲備和債務(wù)成本的路徑促進(jìn)實體企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展。

為此，本文構(gòu)建模型（4）～模型（6）用于檢驗“產(chǎn)融結(jié)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(biāo)準(zhǔn)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(jìn)行回歸;②利用模型（5）就因變量（Coreperft+i）對基本自變量（ Hold）進(jìn)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(jìn)行回歸。

進(jìn)行中介效應(yīng)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(yīng)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(yīng)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(jié)合——債務(wù)成本——企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績”。債務(wù)成本（Codt+1）的計算公式為Codt+1=利息支出/有息負(fù)債。其中，有息負(fù)債=短期借款+長期借款+一年內(nèi)到期的非流動負(fù)債+應(yīng)付債券。

檢驗結(jié)果列示于表7中，第（1）列報告了路徑“產(chǎn)融結(jié)合——現(xiàn)金儲備——企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績”的檢驗結(jié)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(jié)合——債務(wù)成本——企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績”的檢驗結(jié)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(yīng)的檢驗結(jié)果表明沒有足夠證據(jù)能支持“擠入”效應(yīng)，即H1-2。

（二）檢驗“擠出”效應(yīng)是否存在

模型（10）～模型（12）用于檢驗“產(chǎn)融結(jié)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(yīng)的檢驗結(jié)果。第（1）列是關(guān)于產(chǎn)融結(jié)合影響中介因子的實證結(jié)果，Hold的回歸系數(shù)在5%的置信水平上顯著為負(fù)，說明實體企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)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(jié)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(fù)（且|γ1|<|α1|），說明企業(yè)實體主業(yè)投資是產(chǎn)融結(jié)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(yīng)檢驗的結(jié)果再次支持了“擠出”效應(yīng)，即H1-1。

六、研究結(jié)論和政策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于我國實體經(jīng)濟(jì)下行、金融市場迅速發(fā)展、大量實體企業(yè)參股或自設(shè)金融機(jī)構(gòu)以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)資本與金融資本的進(jìn)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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合對未來主業(yè)發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①產(chǎn)融結(jié)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(jī)套利動機(jī)持股金融機(jī)構(gòu);③金融發(fā)展水平的提高有助于削弱產(chǎn)融結(jié)合對實體企業(yè)主業(yè)業(yè)績的負(fù)面影響;④產(chǎn)融結(jié)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(yīng)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(jī)套利動機(jī)，推動產(chǎn)融結(jié)合可持續(xù)性發(fā)展。本文的研究表明，產(chǎn)融結(jié)合阻礙實體企業(yè)主業(yè)發(fā)展的根源在于企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合背后隱藏著其投機(jī)套利的動機(jī)。因此，國家應(yīng)該完善相應(yīng)的法律法規(guī)和制度體系，國資委等監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)對企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合動機(jī)的審查和對產(chǎn)融結(jié)合后企業(yè)主業(yè)業(yè)績的考核，嚴(yán)厲打擊基于投機(jī)套利動機(jī)的短期投機(jī)行為，積極引導(dǎo)實體企業(yè)堅持實業(yè)主導(dǎo)，將“金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)”的目標(biāo)落到實處，促進(jìn)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(jì)轉(zhuǎn)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(jì)下行期是企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)的一大原因。因此，政府需要通過落實降低實體企業(yè)稅負(fù)、提高技術(shù)補(bǔ)貼等政策改善實業(yè)發(fā)展環(huán)境。同時，應(yīng)積極引導(dǎo)企業(yè)實施供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，推進(jìn)“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的進(jìn)程，鼓勵實體企業(yè)通過創(chuàng)新驅(qū)動實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率，進(jìn)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(dǎo)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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)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(jié)合的完全否定。隨著產(chǎn)融結(jié)合的不斷發(fā)展，如何順應(yīng)該潮流發(fā)揮其“擠入”效應(yīng)，借助“產(chǎn)業(yè)金融”這一加速器振興實體經(jīng)濟(jì)，真正實現(xiàn)以融促產(chǎn)將是一個重要的現(xiàn)實問題。當(dāng)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(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合與未來主業(yè)的發(fā)展是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，以及持股不同類型的金融機(jī)構(gòu)能否對產(chǎn)融結(jié)合的效果產(chǎn)生不同影響，這些都可作為將來進(jìn)一步研究的方向。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]操建華.產(chǎn)融結(jié)合是否應(yīng)相互參股[J].金融研究，1998（9）：47.

[2]鄭文平，茍文均.中國產(chǎn)融結(jié)合機(jī)制研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2000（3）：47～ 51.

[3]徐波，白永秀，鄒東濤.產(chǎn)融結(jié)合實現(xiàn)的條件及收益分析[J].經(jīng)濟(jì)管理，2002（12）：77～80.

[4]王超恩，張瑞君，謝露.產(chǎn)融結(jié)合、金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新——來自制造業(yè)上市公司持股金融機(jī)構(gòu)的經(jīng)驗證據(jù)[J].研究與發(fā)展管理，2016（5）：71～81.

[5]黎文靖，李茫茫.“實體+金融”：融資約束、政策迎合還是市場競爭？——基于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)視角的經(jīng)驗研究[J].金融研究，2017（8）：100～116.

[6]馬紅，王元月.金融環(huán)境、產(chǎn)融結(jié)合與我國企業(yè)成長[J].財經(jīng)科學(xué)，2017（1）：59～71.

[7]李維安，馬超.“實業(yè)+金融”的產(chǎn)融結(jié)合模式與企業(yè)投資效率——基于中國上市公司控股金融機(jī)構(gòu)的研究[J].金融研究，2014（11）：109～126.

[8]盛安琪，汪順，盛明泉.產(chǎn)融結(jié)合與實體企業(yè)競爭力——來自制造業(yè)樣本的實證分析[J].廣東財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2018（1）：15～26.

[9]吳漢利，白俊.金融公司股權(quán)關(guān)聯(lián)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新——基于融資效應(yīng)與治理效應(yīng)的研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2018（2）：55～68.

[10]萬良勇，廖明情，胡璟.產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)融資約束——基于上市公司參股銀行的實證研究[J].南開管理評論，2015 （2）：64～72.

[11]張慶亮，孫景同.我國產(chǎn)融結(jié)合有效性的企業(yè)績效分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2007（7）：96—102.

[12]宋軍，陸旸.非貨幣金融資產(chǎn)和經(jīng)營收益率的U形關(guān)系——來自我國上市非金融公司的金融化證據(jù)[J].金融研究，2015（6）：111—127.

[13]郭牧炫，廖慧.民營企業(yè)參股銀行的動機(jī)與效果研究——以上市民營企業(yè)為例[J].經(jīng)濟(jì)評論，2013（2）：85～92.

[14]杜勇，張歡，陳建英.金融化對實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響：促進(jìn)還是抑制[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017（12）：113～131.

[15] Myers S.C.， Majluf N.S..Corporate financingand investment decisions when firms have informa-tion that investors do not have it [J]. Journal of Fi-nancial Economics， 1984（2）： 187一221.

[16]朱松，陳關(guān)亭，杜雯翠.持股金融機(jī)構(gòu)、融資約束與企業(yè)現(xiàn)金儲備[J].中國會計與財務(wù)研究，2014（3）：1～62.

[17]靳慶魯，侯青川，李剛，謝亞茜.放松賣空管制、公司投資決策與期權(quán)價值[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015（10）：76～88.

[18] Putnam R.， Robert D.. The prosperous commu-nity： Social capital and public life [J]. The Ame-rican Prospect， 1993（ 13）： 35～42.

[19] Petersen M.， Rajan R_ The benefit of creditmark competition on lending relationships[J].Journal of Finance， 1994（1）：3～37.

[20] Tobin J..Money and economic growth[J].Econometrica， 1965（4）：671一684.

[21]王紅建，李茫茫，湯泰劫.實體企業(yè)跨行業(yè)套利的驅(qū)動因素及其對創(chuàng)新的影響[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2016（11）：73～89.

[22]藺元.我國上市公司產(chǎn)融結(jié)合效果分析——基于參股非上市金融機(jī)構(gòu)視角的實證研究[J].南開管理評論，2010（5）：153—160.

[23]李旭超.產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)債務(wù)融資成本的影響研究[J].會計之友，2017（11）：54～60.

[24]吳春雷，張新民.產(chǎn)融結(jié)合對經(jīng)營性資產(chǎn)增值的影響：是助力還是阻力[J].北京工商大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2018（4）：53～ 64.

[25] Duchin R.， Gilbert T.， Harford J.， HrdlickaC- Precautionary savings with risky assets： Whencash is not cash[J].Journal of Finance， 2017 （2）：793～852.

[26]胡聰慧，燕翔，鄭建明.有限注意、上市公司金融投資與股票回報率[J].會計研究，2015 （10）：82～88.

[27]陳棟，陳運森.銀行股權(quán)關(guān)聯(lián)、貨幣政策變更與上市公司現(xiàn)金管理[J].金融研究，2012 （12）：122一136.

[28]劉星，蔣水全.銀行股權(quán)關(guān)聯(lián)、銀行業(yè)競爭與民營企業(yè)融資約束[J].中國管理科學(xué)，2015 （12）：1—10.

[29]王紅建，曹瑜強(qiáng)，楊慶，楊箏.實體企業(yè)金融化促進(jìn)還是抑制了企業(yè)創(chuàng)新——基于中國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗研究[J].南開管理評論，2017 （1）：155—166.

[30]王小魯，樊綱，馬光榮.中國分省企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)2017年報告[M].北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社.2017：1～229.

[31]王小魯，樊綱，余靜文.中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）[M].北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2017：1～209.

[32]羅來軍，蔣承，王亞章.融資歧視、市場扭曲與利潤迷失——兼議虛擬經(jīng)濟(jì)對實體經(jīng)濟(jì)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016（4）：74～88.

[33] Baron R. M.， Kenny D. A_ The moderator-mediator variable distinction in social psychologicalresearch： Conceptual， strategic， and statistical con-siderations[J].Journal of Personality&Social Psy-chology， 1986（6）： 1173一1182.

[34]張成思，張步曇.中國實業(yè)投資率下降之謎：經(jīng)濟(jì)金融化視角[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016（12）：32～46.