產融結合與實體企業未來主業發展：助力還是阻力

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，探討實體企業進行產融結合對未來主業發展的影響。研究發現：總體上，產融結合損害了實體企業的未來主業業績;企業進行產融結合主要出于投機套利動機而非緩解融資約束動機。進一步檢驗發現：金融發展水平的提高有助于削弱產融結合對實體企業未來主業業績的負面影響;作用機制檢驗表明，實體企業實施產融結合顯著降低了企業的實體主業投資，并通過“擠出”企業實體主業投資這一部分中介效應為渠道阻礙了實體企業的未來主業發展。該研究為產融結合對實體經濟的影響提供了微觀層面的經驗證據，并且對于政府引導資金“脫虛向實”、實施產融結合和以融促產政策有一定的啟示意義。

【關鍵詞】實體企業;產融結合;未來主業業績;“擠出”效應

【中圖分類號】F832.5;F275

【文獻標識碼】A

【文章編號】1004-0994（2019）14-0065-10

一、引言

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

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

本文希望在以下幾個方面做出貢獻：第一，本文在我國實體產業競爭加劇、金融工具不斷創新的經濟金融化背景下，以微觀企業進行產融結合為切入點，探討產融結合對實體企業未來主業發展的影響，對企業參股金融機構行為的研究進行豐富與補充。第二，以企業進行產融結合的投機套利動機為框架展開分析，證實了企業進行產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進行產融結合的具體動機，而且從投機套利視角解釋了我國實體企業主業業績下滑的重要原因，為我國實體企業的可持續發展提供了經驗證據。第三，實體企業的發展不可避免地會受到外部環境的影響，因此，本文檢驗產融結合在不同地區金融市場化發展水平下的差異效應，這有助于更深入地理解金融發展與微觀企業投資行為的聯動關系。第四，利用中介效應模型來檢驗產融結合影響實體企業未來主業發展的作用機制，并發現“擠出”企業實體主業投資這一部分中介效應是影響實體企業未來主業發展的重要渠道，這有利于進一步認識產融結合對實體企業產生的經濟后果。

二、文獻回顧、理論分析與假設提出

（一）文獻回顧

產融結合一直是我國監管者和學術界關注的熱點問題。早期，我國學者大多通過規范分析范式研究產融結合的動機、機制、效果等[1-3]。近年來，學者們則主要從“由產而融”的視角，研究實體企業持股金融機構對企業創新、融資約束、企業成長、經營績效、投資效率等方面的影響[4-7]。總的來說，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的影響，進而通過增加對實體主業的投資來促進企業未來主業的發展，即產融結合對實體企業未來主業的發展具有“擠入”效應[8-10];另一部分學者通過構建產融結合有效性的企業經營績效評價標準，結合產融結合的成本收益模型進行定量分析，認為我國企業產融結合存在大量無效和負效性，即產融結合也具有“擠出”效應[11]。綜觀以上研究發現，我國學者在產融結合對實體企業主業業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生了不同的影響。同時，由于行業間存在異質性，可能導致產融結合的實際效果在不同行業間存在一定差異。

（二）理論分析與假設提出

實體企業進行產融結合是促進還是阻礙企業未來主業的發展顯然與其持股動機密不可分。在我國，金融業一直是受保護的壟斷行業，相較其他行業擁有較大的利潤優勢，因此，我國實體企業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。投機套利是指企業通過參股金融機構獲取新的利潤增長點，分享金融業的超額收益;而緩解融資約束是指企業通過參股或自設金融機構來緩解融資約束進而降低企業的債務成本和現金儲備。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進行產融結合對未來主業業績的影響。

1.投機套利動機假說。根據馬克思的關于社會平均利潤率的形成原理，金融行業高于實體企業主業的平均利潤是實體企業進行產融結合的一大動力。近年來，與金融、房地產等產業盈利水平快速提升形成鮮明對比的是實體企業因各生產要素成本提高、產能過剩、稅費繁冗等因素不斷增大的下行壓力[12]。再者，由于實體企業持有現金存在相應的機會成本，需要尋找其他投資機會，而我國金融行業超額的收益率自然會吸引企業通過產融結合這一路徑實現資本的保值增值。實體企業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，利潤構成中非營業收入貢獻越大的民營企業越有動力進行產融結合，他們進行產融結合的目標就是獲取投資收益。因此，基于財富效應，企業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，是實體企業進行產融結合的一大動機。在該假說下實體企業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，企業的高管和大股東出于自我尋利的動機，更愿意持股變現能力強、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濟發展的重要因素，企業因受融資約束被迫削減甚至放棄投資擴張計劃，影響主業發展的現象屢見不鮮。因此，通過參股或自設金融機構幫助實體企業緩解融資約束，降低企業的現金儲備和債務成本進而促進主業發展是實體企業踏上產融結合道路的另一大動機。首先，產融結合為實體企業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生的道德風險和逆向選擇，緩解實體企業的融資約束[15]。同時，實體企業持股金融機構不僅有助于企業項目以較低的風險溢價獲得資金，還有利于節約金融機構對實體企業的監督成本，并將其轉化為與企業共享的收益，實現銀企共贏。其次，企業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，靳慶魯等[17]認為，作為內部人，大股東可以影響或控制公司的投資決策。因此，實體企業可以通過進行產融結合，特別是較高比例地持股金融機構來影響其信貸決策，從而使企業更容易獲得信貸資金。最后，持股金融機構對企業快速融入“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成員間的信任感[18]。因此，金融機構一般會優先將信貸資金發放給其信任的企業，并且給予更優惠的信貸條件[19]。在該動機下，實體企業是否持股金融機構主要受到其融資約束程度的影響。

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

基于投機套利動機的產融結合對企業未來主業業績至少有以下三個方面的影響：第一，Tobin[20]的研究發現，基于企業資源的有限性，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實體主業的資源投入。第二，參股金融機構的高收益率會降低實體企業進行實物資本投資和研發創新的動力，進而驅使企業侵占原本用于實體主業的有限資源，減少對實體主業的投資。王紅建等[21]的研究也證實了實體企業跨行業套利不但未緩解其所面臨的融資約束，還會通過抑制企業創新阻礙企業主業的發展。第三，過度參股金融機構會使企業資產虛擬化，促使企業更加關注短期投資收益，從而忽視對企業實體主業的發展。藺元[22]的研究表明，上市公司進行產融結合后并沒有實現管理協同和財務協同，還導致其各項業績指標顯著下滑，在這種情況下，產融結合的“擠出”效應大于其“擠入”效應，進而損害實體企業未來主業的發展。

基于緩解融資約束動機，產融結合主要通過以下渠道影響實體企業主業業績：第一，通過進行產融結合緩解融資約束具有資本成本效應。這是因為企業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生的資本成本，促進企業主業的發展。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的融資水平，促進企業經營性資產的增值。第二，Ran Duchin等[25]研究發現投資收益能在企業未來遭受現金流的不利沖擊時反哺主業，降低主業投資活動對外部融資的依賴，確保企業的資金供應，進而幫助企業更好地應對外部環境變化對經營的不利影響，降低企業的經營風險，保障實體企業主業的順利發展。在這種情況下，產融結合的“擠入”效應大于其“擠出”效應，有助于實體企業未來主業的發展。

因此，實體企業進行產融結合所產生的“擠入”和“擠出”效應的相對大小是其影響企業未來主業發展的關鍵因素。在投機套利動機下，企業減少了對實體主業的投資，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，最終阻礙企業未來主業的發展;而基于緩解融資約束動機，企業進行產融結合可以緩解企業在外部融資環境較差的情況下發展主業所面臨的融資約束，降低現金儲備和債務成本，使得“擠出”效應弱于“擠入”效應，從而促進企業未來主業發展。因此，本文提出以下假設：

H1-1：若“擠出”效應占主導，則產融結合與實體企業未來主業業績具有負向相關關系，即企業進行產融結合表現為投機套利行為。

H1-2：若“擠入”效應占主導，則產融結合與實體企業未來主業業績具有正向相關關系，即企業進行產融結合表現為緩解融資約束行為。

H2-1：若實體企業進行產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，其產融結合與企業未來主業業績間的負相關關系越顯著。

H2-2：若實體企業進行產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，其產融結合與企業未來主業業績間的正相關關系越顯著。

三、研究數據與檢驗方法

（一）數據選取

考慮到企業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剔除主要數據缺失的樣本。本文最終獲得2796家公司的21031個樣本觀測值。本文數據來源于Wind數據庫和CSMAR數據庫。為減少極端值的影響，在1%和99%的水平上對連續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），以研究實體企業進行產融結合對未來主業業績的影響。如果Hold的回歸系數（α1）顯著為負，則表明產融結合損害了實體企業未來主業業績，H1-1成立;如果Hold的回歸系數（α1）顯著為正，則表明產融結合提升了實體企業未來主業業績，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）、企業成長性（Growth）、企業規模（Size）、股權集中度（Topl）、管理層持股（Msh）、董事會規模（Board）、獨立董事比例（Indep）、領導權結構（Dual）、產權性質（State）及機構投資者持股比例（Ins）。同時，控制了行業效應與年度效應，上述變量的詳細定義見表1。

（1）

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

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

（三）主要變量定義

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

2.產融結合（ Hold）。產融結合主要通過實體企業持股金融機構的方式體現。Wind數據庫顯示，目前實體企業持股的非上市金融機構包括商業銀行、財務公司、信托公司、基金公司、保險公司和期貨公司，其中以持股商業銀行為主。持股的上市金融機構主要為商業銀行和保險公司。由于部分企業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，未必能建立穩定的銀企關系，進而無法對金融機構的經營、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，對于實體企業持股金融機構提出認定標準，即只有實體企業持有金融機構2%以上的股份且為被持股金融機構前十大股東時，才認定其存在產融結合。此外，當實體企業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、企業規模兩個變量來檢驗不同融資約束下，實體企業主業業績與產融結合之間的負相關關系是否存在顯著差異。本文以FC作為企業融資約束程度的虛擬變量，詳細定義見表1。

4.金融發展水平（FM）。地區金融市場化發展水平數據主要來自王小魯等[30，31]編著的《中國分省企業經營環境指數2017年報告》和《中國分省份市場化指數報告（2016）》中的地區綜合金融發展水平指數，用于考察地區金融發展水平對產融結合的調節效應。該指數的時間跨度為2008～2016年，由于一個地區的金融發展水平是漸變的，參考學術界通行的做法，用2016年的數據替代2017年地區金融發展水平數據。本文用FM作為地區金融市場化發展水平的虛擬變量，若地區綜合金融發展水平指數高于中位數時取值為1，否則取值為0。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2列示了本文各主要變量的描述性統計結果，其中實體企業未來主業業績指標Coreperflt+1和Coreperf2t+1的均值（中位數）分別為0.040 （0.038）、0.048（0.043）。產融結合（Hold）的描述性統計結果說明在本文的樣本中實體企業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融結合。研究還發現，若放寬產融結合的認定標準，則產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的產融結合已粗具規模，同時凸顯了本文的現實意義。

（二）多元回歸分析

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

第（2）列和第（4）列則納入控制變量，當被解釋變量為Coreperfl t+1時，Hold的回歸系數為-0.007;當被解釋變量為Coreperf2 t+1時，回歸系數為-0.004，且分別在1%和5%的置信水平上顯著。同時可以發現，在考慮實體企業異質性特征后，產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，即實體企業持股金融機構后會通過其“擠出”效應損害企業未來主業的發展，盡管實體企業能通過產融結合獲得金融投資收益，但由于投機套利動機的驅使，企業很可能將這些資金繼續用于參股金融機構。在這種情況下，產融結合不僅無法促進企業未來主業的發展，甚至會導致資源錯配、投機盛行、經濟“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進行產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，而是出于投機套利動機，反而損害了實體企業的未來主業業績。為繼續探究實體企業進行產融結合與未來主業業績之間是否存在“擠入”效應，本文以面臨不同融資約束程度的實體企業為樣本，進一步檢驗企業未來主業業績與產融結合之間的關系在不同融資約束企業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、企業規模兩個變量來度量企業面臨融資約束的程度，將股利支付率高、資產規模較大界定為融資約束程度較低的企業，并通過與產融結合的交互項（Holdx FC1、HoldxFC2）來識別企業進行產融結合的動機，得到的回歸結果如表4所示。實證結果顯示，融資約束與產融結合的交互項系數均不顯著，但產融結合系數均顯著為負。即在不同融資約束程度下，實體企業進行產融結合與企業未來主業業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參股金融機構是出于投機套利動機，是企業對金融業超額收益的逐利結果，對企業未來主業業績表現為“擠出”效應而非促進作用。

為進一步驗證實體企業進行產融結合對未來主業業績的“擠出”效應是基于實體企業對金融業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凈利潤的影響。顯然，該占比越高，企業進行產融結合的套利動機越強，其“擠出”企業未來主業業績的效果將越顯著。表5的實證結果表明，當選取Coreperfl t+1作為被解釋變量時，利息收入占比低組產融結合的系數并不顯著;與投資收益占比低組相比，占比較高組產融結合的系數更顯著為負;當選取Coreperf2t+i作為被解釋變量時，利息收入、投資收益占比低組產融結合的系數均不顯著。該結果說明，企業的利息收入、投資收益與凈利潤之比越大，實體企業進行產融結合的套利動機越強，對企業未來主業業績的“擠出”效應越明顯;反之，投資收益與凈利潤之比越小，其通過產融結合進行投機套利的動機越弱，則對企業未來主業業績的“擠出”效應越小。表5的結果支持了H2-1。

（四）地區金融發展水平的異質性檢驗

長期以來，我國各省份的金融發展水平存在較大差異，而企業的投融資決策不可避免地會受到當地金融發展水平的影響。因此，本文通過構建金融發展水平指數與產融結合的交互項（HoldxFM），考察其外部金融環境對產融結合與實體企業未來主業業績關系的調節效應。表6報告了回歸結果，本文重點關注的是金融市場化發展水平與實體企業產融結合的交互項HoldxFM，可以發現Holdx FM的回歸系數分別為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，較高的金融發展水平削弱了產融結合對實體企業未來主業業績的不利影響。這主要是由于在金融市場化發展水平更高的地區，銀行等金融機構一般具備更強的經營獨立性和風險防控意識，會更加積極主動地收集企業的相關信息，以甄別企業進行產融結合的投機動機，進而削弱其對實體企業未來主業業績的“擠出”效應。

（五）穩健性檢驗

為了保證結果的穩健性，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期的產融結合觀測值和第t+l期的企業主業業績觀測值，但由于業績指標可能受到以前年度的影響而產生內生性問題，本文選取第t-l、t-2期的產融結合觀測值（Holdt_1、Holdt_2）作為工具變量，采用工具變量法進行穩健性檢驗，所得結論與前文基本一致。②采用產融結合的其他代理變量。本文還采用實體企業參股金融機構比例超過5%（Hold5，參股則為1，否則為0）作為企業進行產融結合的其他代理變量，對原有模型進行穩健性檢驗，得到的實證結果與前文一致。③本文還考慮了以下可能：倘若實體企業當前主業業績已經不好，導致管理層不看好企業未來主業的發展轉而持股金融機構，而恰好企業未來主業表現不佳，即企業并非因進行產融結合而損害了其未來主業業績的發展。按此邏輯，倘若企業當期主業業績較好，管理層對未來的預期會更樂觀，應該較難觀察到產融結合與未來主業之間的負向關系;而當期主業業績較差時，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企業當期主業業績分為績優組（企業當期的主業業績大于年度一行業中位數）和績差組（企業當期的主業業績不大于年度一行業中位數）進行分組回歸。回歸結果顯示，當選取Coreperf lt+l作為被解釋變量時，與績差組相比，績優組產融結合的系數反而更顯著為負;當選取Coreperf2 t+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

前文的經驗證據表明，企業主要出于投機套利動機進行產融結合，這損害了實體企業未來主業業績的發展。接下來，本文將嘗試通過進一步的作用機制檢驗來研究產融結合如何影響實體企業未來主業的發展。

（一）檢驗“擠入”效應是否存在

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

為此，本文構建模型（4）～模型（6）用于檢驗“產融結合——現金儲備——企業未來主業業績”這一路徑。本文采用總資產標準化的貨幣資金來衡量企業的現金儲備（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+i）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“產融結合——債務成本——企業未來主業業績”。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“產融結合——現金儲備——企業未來主業業績”的檢驗結果，Hold的回歸系數為-0.003，t值為-0.69，未通過顯著性檢驗;第（2）列報告了路徑“產融結合——債務成本——企業未來主業業績”的檢驗結果，Hold的回歸系數為-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能支持“擠入”效應，即H1-2。

（二）檢驗“擠出”效應是否存在

模型（10）～模型（12）用于檢驗“產融結合——實體主業投資——企業未來主業業績”這一路徑。其中，企業未來主業業績（Capitalinvt+1）的計算公式為Capitalinvt+1=購建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付的現金/總資產。

表8報告了中介效應的檢驗結果。第（1）列是關于產融結合影響中介因子的實證結果，Hold的回歸系數在5%的置信水平上顯著為負，說明實體企業進行產融結合明顯減少了其對主業的投資，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的回歸系數在1%的置信水平上顯著為正，Hold的回歸系數在1%和10%的置信水平上顯著為負（且|γ1|<|α1|），說明企業實體主業投資是產融結合損害實體企業未來主業業績的部分中介因子。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濟下行、金融市場迅速發展、大量實體企業參股或自設金融機構以實現產業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，研究實體企業進行產融結合對未來主業發展的影響。研究發現：①產融結合損害了實體企業的未來主業業績，對于融資約束程度不同的企業，兩者之間并無顯著差異;②實體企業主要出于投機套利動機持股金融機構;③金融發展水平的提高有助于削弱產融結合對實體企業主業業績的負面影響;④產融結合顯著降低了企業的實體主業投資，并以“擠出”實體主業投資這一部分中介效應為渠道阻礙企業未來主業的發展。

（二）政策建議

1.抑制投機套利動機，推動產融結合可持續性發展。本文的研究表明，產融結合阻礙實體企業主業發展的根源在于企業進行產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和制度體系，國資委等監管機構應加強對企業進行產融結合動機的審查和對產融結合后企業主業業績的考核，嚴厲打擊基于投機套利動機的短期投機行為，積極引導實體企業堅持實業主導，將“金融服務實體經濟”的目標落到實處，促進實體企業可持續發展。

2.提高主業投資的收益率，鼓勵實體經濟轉型升級。本文研究發現：實體產業近幾年持續處于經濟下行期是企業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稅負、提高技術補貼等政策改善實業發展環境。同時，應積極引導企業實施供給側結構性改革，推進“大眾創業、萬眾創新”的進程，鼓勵實體企業通過創新驅動實現轉型升級，降低生產成本，提高生產效率，進而提高企業主業的投資回報率，降低金融投資對企業的吸引，引導企業優化資源配置，立足主業發展。

本文的研究雖然表明實體企業進行產融結合會阻礙企業未來主業的發展，但這并不代表對企業產融結合的完全否定。隨著產融結合的不斷發展，如何順應該潮流發揮其“擠入”效應，借助“產業金融”這一加速器振興實體經濟，真正實現以融促產將是一個重要的現實問題。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進行產融結合與未來主業的發展是否存在調節效應，以及持股不同類型的金融機構能否對產融結合的效果產生不同影響，這些都可作為將來進一步研究的方向。

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