產(chǎn)融結(jié)合、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)轉(zhuǎn)型升級
——基于上市公司參股非上市金融機(jī)構(gòu)的研究

邵國華，巢明星

（江西財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西南昌 330013）

產(chǎn)融結(jié)合的概念最早起源于英美等發(fā)達(dá)國家，產(chǎn)融結(jié)合的本質(zhì)是“實(shí)體+金融”，企業(yè)部門和金融部門內(nèi)在結(jié)合，追求整體經(jīng)濟(jì)效益最大化的目標(biāo)。典型的案例有首鋼控股華夏銀行、新希望入股民生銀行等。2020 年11 月中共中央“十四五”規(guī)劃建議中再次強(qiáng)調(diào)要增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力，政府越來越重視產(chǎn)融結(jié)合的作用。產(chǎn)融結(jié)合也是眾多企業(yè)戰(zhàn)略性轉(zhuǎn)型的首選之項(xiàng)，以期減少信息不對稱、加強(qiáng)協(xié)同作用、降低交易成本。企業(yè)轉(zhuǎn)型升級強(qiáng)調(diào)的是產(chǎn)品或服務(wù)附加值上升的過程，具體體現(xiàn)在組織架構(gòu)、經(jīng)營模式、生產(chǎn)技術(shù)等方面的改變，最終都會影響企業(yè)的生產(chǎn)率[1]。企業(yè)全要素生產(chǎn)率反映的是企業(yè)要素投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的效率。不斷提升科學(xué)技術(shù)的貢獻(xiàn)率、不斷提高全要素生產(chǎn)率是構(gòu)建經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展格局的重要體現(xiàn)。

從產(chǎn)融結(jié)合的組織形式來看，包括企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)或成立金融控股公司；金融企業(yè)投資實(shí)體企業(yè)實(shí)現(xiàn)“以融助產(chǎn)”的目的；企業(yè)和金融機(jī)構(gòu)之間協(xié)作、相互促進(jìn)，通過發(fā)行股票、債券、期貨等方式密切聯(lián)系，實(shí)現(xiàn)外部融合[2]。對于企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略的經(jīng)濟(jì)效果，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從企業(yè)投資效率、技術(shù)創(chuàng)新、運(yùn)營績效等角度進(jìn)行探討。企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級更能涵蓋以上角度，因此有必要將產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響進(jìn)行研究。然而，實(shí)體企業(yè)紛紛跨界金融業(yè)真的能達(dá)到預(yù)期效果嗎？本研究通過2010-2019年我國A 股上市的非金融類企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，探究企業(yè)不同程度的參股非上市金融機(jī)構(gòu)對轉(zhuǎn)型升級的影響，并進(jìn)一步分析了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)轉(zhuǎn)型升級

企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合的策略，一是可以緩解企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)的信息不對稱問題，保持長期合作，減少交易成本[3]；二是增強(qiáng)協(xié)同能力，實(shí)現(xiàn)管理協(xié)同、財務(wù)協(xié)同和金融協(xié)同；三是解決融資約束問題，拓寬融資渠道，降低企業(yè)信貸壓力[4]；四是多元化經(jīng)營，分散風(fēng)險；五是投資金融資產(chǎn)的報酬率更大，相對于投資實(shí)物資產(chǎn)更易于實(shí)現(xiàn)利潤最大化[5]。但是，如果企業(yè)一味追求金融投資收益的迅猛增長，就會導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造價值能力下降，難以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。2018 年中國人民銀行、證監(jiān)會和銀監(jiān)會發(fā)布《關(guān)于加強(qiáng)非金融企業(yè)投資金融機(jī)構(gòu)監(jiān)管的指導(dǎo)意見》，指出部分企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合過程中存在以非自有資金虛假注資、過分干預(yù)金融機(jī)構(gòu)經(jīng)營、不正當(dāng)利益輸送等問題，嚴(yán)重的話將導(dǎo)致企業(yè)的“脫實(shí)向虛”，進(jìn)而影響企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的進(jìn)程。影響企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的因素主要集中在外部環(huán)境（如稅收政策、政府補(bǔ)貼等）、經(jīng)營狀況、管理者個人等方面。

理論上說，產(chǎn)融結(jié)合功效的發(fā)揮是隨著企業(yè)的不斷發(fā)展而進(jìn)行的，當(dāng)企業(yè)達(dá)到一定規(guī)模，具備相應(yīng)的管理能力，而主營業(yè)務(wù)的拓展已經(jīng)達(dá)到飽和狀態(tài)，企業(yè)就會實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略，實(shí)現(xiàn)企業(yè)多元化經(jīng)營和轉(zhuǎn)型升級。但是，當(dāng)企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合已達(dá)到一定程度，相當(dāng)于經(jīng)濟(jì)學(xué)中的替代效應(yīng)，實(shí)體投資逐漸減少，金融資產(chǎn)的風(fēng)險、管理成本會越來越大，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率就會下降，企業(yè)轉(zhuǎn)型升級變得乏力。因此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：實(shí)體企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略有利于實(shí)現(xiàn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

假設(shè)2：實(shí)體企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合與轉(zhuǎn)型升級之間呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)轉(zhuǎn)型升級

根據(jù)委托代理理論，國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)內(nèi)部存在著更嚴(yán)重的代理沖突問題，政府因政績需要與企業(yè)管理者的潛在利益存在差異，導(dǎo)致企業(yè)運(yùn)營的效率降低，不利于企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。我國不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)面臨著不同的融資約束、政府的干預(yù)以及市場競爭狀況，進(jìn)而產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響會發(fā)生變化。對比國有企業(yè)，非國有企業(yè)融資約束更大，比如在金融市場上更易受到信貸歧視。此外相對于國有企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)建立了良好的合作關(guān)系，非國有企業(yè)的交易成本更大，因此非國有企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略更能促進(jìn)轉(zhuǎn)型升級。黎文靖和李茫茫[6]通過PSM 匹配樣本和Heckman 模型證明了國有企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合反而抑制了全要素生產(chǎn)率的增長，非國有企業(yè)通過參股金融機(jī)構(gòu)其融資能力得以提升，改善了經(jīng)營業(yè)績。國有企業(yè)在實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略的同時易受到政府的干預(yù)，不僅表現(xiàn)在股權(quán)的控制力上，還表現(xiàn)在政府委派管理人員進(jìn)行戰(zhàn)略決策，以實(shí)現(xiàn)相應(yīng)的地方政策目標(biāo)，這樣不利于企業(yè)自身進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，提升運(yùn)營效率，抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

經(jīng)歷不斷的改革，我國的國有企業(yè)越來越煥發(fā)活力，通過充分授權(quán)、有效考核、合理激勵等措施，實(shí)現(xiàn)了國有資本的良性循環(huán)、保值增值[7]。相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)在投資金融機(jī)構(gòu)時，因預(yù)算軟約束，更能將盈利進(jìn)行制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，非國有企業(yè)會因?yàn)檠邪l(fā)投入收益回收期過長，沒有足夠的人力物力支持而放棄研發(fā)，而選擇高收益的金融投資，企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級因此受阻。楊竹清[8]通過實(shí)證分析得知隨著國有控股企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)金額越大，越能提高企業(yè)的運(yùn)營效率，從另一個方面說明了國有控股性質(zhì)有利于實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略的企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。

假設(shè)3：企業(yè)的非國有控股性質(zhì)比國有控股性質(zhì)更能促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

假設(shè)4：國有控股性質(zhì)削弱了產(chǎn)融結(jié)合和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的正相關(guān)關(guān)系。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本說明

選取2010-2019年參股非上市金融機(jī)構(gòu)的中國A 股上市公司的數(shù)據(jù)，考察企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合對轉(zhuǎn)型升級的影響。其中，參股非上市金融機(jī)構(gòu)的樣本數(shù)據(jù)來自于Wind 數(shù)據(jù)庫以及證券交易所公布的企業(yè)年報，再結(jié)合CSMAR、RESSET 數(shù)據(jù)庫將其財務(wù)數(shù)據(jù)補(bǔ)全。接著對數(shù)據(jù)進(jìn)一步處理，剔除金融類上市公司、ST 和PT 類的上市公司；去除觀測值嚴(yán)重缺失的樣本；對連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理，最終得到5 250個樣本數(shù)據(jù)。

（二）變量設(shè)計(jì)

1.被解釋變量

企業(yè)轉(zhuǎn)型升級（ETU）。本文用全要素生產(chǎn)率（TFP）來衡量企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的效果，當(dāng)前微觀（企業(yè)）實(shí)證研究中最常用的是OP 法和LP 法測量企業(yè)TFP。本研究用OP 法估計(jì)的值作為被解釋變量，穩(wěn)健性檢驗(yàn)用LP法估計(jì)的值作為因變量。

2.核心變量

產(chǎn)融結(jié)合（fin）。度量產(chǎn)融結(jié)合程度的指標(biāo)分為三個：是否參股非上市金融機(jī)構(gòu)（fin_if）；參股非上市金融機(jī)構(gòu)的投資總金額（fin_total，將上市公司每年年末投資的各類非上市金融機(jī)構(gòu)的金額加總）；投資非上市金融機(jī)構(gòu)總金額與總資產(chǎn)之比（fin_ratio）。

3.調(diào)節(jié)變量

企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（own）。數(shù)據(jù)搜集于Wind 數(shù)據(jù)庫。國有企業(yè)取1，主要包括中央、地方國有企業(yè)；非國有企業(yè)取0，是指除國有企業(yè)以外的企業(yè)，如民營企業(yè)、外資企業(yè)、集體企業(yè)等。

4.控制變量

選取企業(yè)規(guī)模（size）、盈利水平（ROA）、上市年限（age）、股東控制力（top1）、托賓Q（TobinQ）和持續(xù)經(jīng)營能力（yg）為控制變量。一般而言，企業(yè)規(guī)模、盈利水平、上市年限和成長性和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級成正相關(guān)。

各變量的定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型構(gòu)建

主要借鑒魯曉東和連玉君[9]、Mariassunta[10]等人的研究，采用OP法估算2010-2019年上市公司的TFP?；灸Ｐ腿缦拢?/p>

其中：i為企業(yè)，t為年度；產(chǎn)出變量為主營業(yè)務(wù)收入（Y）；狀態(tài)變量為企業(yè)上市年限（age）和企業(yè)的資本存量（固定資產(chǎn)凈值K）；代理變量為企業(yè)投資（固定資產(chǎn)投資I）；自由變量為員工人數(shù)（L）、時間（year）和行業(yè)（ind）；企業(yè)退出變量（ext），如果企業(yè)發(fā)生行業(yè)變化，視為退出市場；控制變量為企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（own）；上述模型的殘差ε為企業(yè)轉(zhuǎn)型升級指數(shù)（企業(yè)TFP）。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)時需要用到LP 方法估計(jì)的上市公司TFP，LP 法和OP 法的主要差異在于將中間投入（M）替代投資（I）作為代理變量，以及未將企業(yè)退出變量納入模型中。因?yàn)楹芏嗥髽I(yè)存在調(diào)整成本，多數(shù)時候很難找到企業(yè)投資的數(shù)據(jù)，這樣容易損失大量樣本，另外學(xué)術(shù)界對上市公司退出市場的衡量指標(biāo)未達(dá)成一致觀點(diǎn)，所以LP法比OP法更能解決內(nèi)生性等問題，效果更優(yōu)。為了檢驗(yàn)本文的研究假設(shè)，建立如下模型：

其中：fin2為產(chǎn)融結(jié)合的二次項(xiàng)，own·fin為產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和產(chǎn)融結(jié)合的交互項(xiàng)，αi、γt分別為隨個體、時點(diǎn)變化的隨機(jī)變量。

三、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

通過對2010-2019 年我國A 股上市公司產(chǎn)融結(jié)合的樣本統(tǒng)計(jì)，可以得出不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)分布情況，如圖1 所示（數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫）。從時間趨勢來看，2010-2014 年我國實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略的企業(yè)總數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢，但在2015年數(shù)量驟降，這和中央提出的“供給側(cè)改革”政策有關(guān)。企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略最主要的原因就是獲得信貸資金，這不符合“去杠桿”要求。另外新興產(chǎn)業(yè)的興起，如互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)對產(chǎn)業(yè)資本與金融資本結(jié)合的沖擊。2019 年實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略的企業(yè)數(shù)量有所回升，總的來說，仍然是國有企業(yè)在實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合的非金融類上市公司中占大多數(shù)，近十年來實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略的國有企業(yè)平均有132 家，非國有企業(yè)平均有79 家，兩者的數(shù)量差距縮小。

圖1 產(chǎn)融結(jié)合的企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分布情況

我國實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略的A 股上市公司所屬行業(yè)分布廣泛，遍布采礦業(yè)、制造業(yè)等16 個行業(yè)，但產(chǎn)融結(jié)合的主體行業(yè)分布較為集中，如表2所示。2010-2019 年期間，16 個行業(yè)中進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的公司數(shù)量最多是制造業(yè)，這和我國是制造業(yè)大國的特點(diǎn)分不開。制造業(yè)企業(yè)大多具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)性，通過產(chǎn)融結(jié)合可以獲取大量資本進(jìn)行企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張，獲得經(jīng)濟(jì)利益最大化。其次是批發(fā)和零售業(yè)，平均每年可達(dá)到26 家，這主要是因?yàn)榕l(fā)和零售企業(yè)的成本不僅包括進(jìn)貨儲運(yùn)成本，還包括尋找合作伙伴、簽約談判等交易成本，通過產(chǎn)融結(jié)合可以降低這部分成本。最后是電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)中進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的公司數(shù)量也較多，這些行業(yè)中國有資本控股的公司居多，更具有持股金融機(jī)構(gòu)的資質(zhì)，以實(shí)現(xiàn)國家的政策目標(biāo)。

表2 產(chǎn)融結(jié)合的上市公司行業(yè)分布情況

從表3 可以看出，近十年來持股非上市金融機(jī)構(gòu)的非金融類上市公司的全要素生產(chǎn)率的變化比較平穩(wěn)，企業(yè)TFP 平均值為14.58，最大值達(dá)到19.16，和最小值相差7.68。企業(yè)規(guī)模相差較大，最大值可達(dá)到6 004億元，約是最小值的1 382倍。托賓Q值最大可達(dá)到7.882，說明企業(yè)的市場價值是資產(chǎn)重置成本的7.882 倍。實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略的企業(yè)上市時間最長約為29年，另外有企業(yè)的總資產(chǎn)報酬率最高達(dá)27.94，說明盈利能力強(qiáng)勁。營業(yè)收入同比增長率最高可達(dá)136%，平均為11.72%。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果（樣本數(shù)=5250）

（二）實(shí)證計(jì)量結(jié)果分析

經(jīng)穩(wěn)健性Hausman 檢驗(yàn)和查閱相關(guān)文獻(xiàn)，本文最終采用的是固定效應(yīng)模型，分別控制時間、個體和行業(yè)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。另外由于數(shù)據(jù)存在截面相關(guān)、異方差和自相關(guān)問題，本文應(yīng)用Driscoll-Kraay 標(biāo)準(zhǔn)誤差方法對模型標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行修正，最終結(jié)果如表4和表5所示。

表5 產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)轉(zhuǎn)型升級指數(shù)回歸結(jié)果（二）

表4 列示了是否持股非上市金融機(jī)構(gòu)（fin_if）、持股非上市金融機(jī)構(gòu)的總金額（fin_total）這兩個產(chǎn)融結(jié)合指標(biāo)，分別與企業(yè)轉(zhuǎn)型升級指數(shù)的回歸結(jié)果。因變量統(tǒng)一為用OP 方法估計(jì)的企業(yè)ETU，結(jié)論如下：解釋變量產(chǎn)融結(jié)合與否（fin_if）與被解釋變量企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)系為負(fù)，但并不顯著，未通過10%的顯著性檢驗(yàn)，主要原因是收集的樣本數(shù)據(jù)是A 股上市公司中實(shí)施過產(chǎn)融結(jié)合策略的企業(yè)，未含有從未進(jìn)行過產(chǎn)融結(jié)合的企業(yè)，可能存在樣本選擇性偏差；持股非上市金融機(jī)構(gòu)的總金額（fin_total）在雙向固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)中，與企業(yè)轉(zhuǎn)型升級成正相關(guān)關(guān)系，但不顯著，即假設(shè)1“實(shí)體企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略有利于實(shí)現(xiàn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級”成立但不顯著；另外在個體固定效應(yīng)中，除最大股東控制力（top1）的所有控制變量都很顯著，且符號大多與現(xiàn)實(shí)相符，說明產(chǎn)融結(jié)合和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間不存在明顯的正向線性關(guān)系。

表4 產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)轉(zhuǎn)型升級指數(shù)回歸結(jié)果（一）

探討解釋變量投資非上市金融機(jī)構(gòu)的總金額與企業(yè)總資產(chǎn)之比（fin_ratio）和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系，并加入其二次項(xiàng)（fin_ratio2）。表5顯示，fin_ratio為正，二次項(xiàng)fin_ratio2為負(fù)，說明fin_ratio和ETU之間存在顯著的“倒U 型”關(guān)系。在控制了時間、個體、行業(yè)效應(yīng)之后，除上市年限（age）、托賓Q（TobinQ）和（top1）的所有控制變量都很顯著，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)轉(zhuǎn)型升級呈負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)的非國有控股性質(zhì)比國有控股性質(zhì)更能促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長，假設(shè)3成立。在所有模型中，企業(yè)規(guī)模（size）、盈利能力（ROA）、上市年限（age）、成長性（yg）和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級呈正相關(guān)，說明企業(yè)總資產(chǎn)越多、總資產(chǎn)報酬率越大、上市時間越長、營業(yè)收入同比增長率越大，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率越高。托賓Q（TobinQ）的系數(shù)符號在個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)模型中顯著為負(fù)，說明隨著TobinQ的增大，投資支出就會增加，但是大多數(shù)企業(yè)這部分資金并不是用于技術(shù)創(chuàng)新，或進(jìn)行其他的資源有效配置行為，使得企業(yè)TFP下降。

在加入了企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與產(chǎn)融結(jié)合的交互項(xiàng)（own·fin_ratio）之后，該項(xiàng)系數(shù)為正不顯著，即當(dāng)上市公司為國有控股時，對企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的貢獻(xiàn)要比非國有企業(yè)的貢獻(xiàn)大，可能是因?yàn)閲衅髽I(yè)最初的TFP 較低，整體上該項(xiàng)系數(shù)不顯著，說明假設(shè)4沒有得到很好的驗(yàn)證。

（三）異質(zhì)性檢驗(yàn)

表6 中模型（1）為國有企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略對企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響，可以看出產(chǎn)融結(jié)合（fin_ratio）的系數(shù)顯著為正，這與假設(shè)4 相悖，國有企業(yè)參股非上市金融機(jī)構(gòu)促進(jìn)了企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。模型（2）為非國有企業(yè)組的結(jié)果，產(chǎn)融結(jié)合（fin_ratio）的系數(shù)為負(fù)，但不顯著。在控制變量中，第一大股東的持股比例（top1）抑制了國有企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，說明國有企業(yè)股東的控制力越大，企業(yè)的管理者越不能很好地進(jìn)行經(jīng)營決策?？偟膩碚f，國有控股性質(zhì)增強(qiáng)了產(chǎn)融結(jié)合和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的正相關(guān)關(guān)系。

表6 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)異質(zhì)性回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證本文結(jié)果的穩(wěn)健性，進(jìn)一步運(yùn)用LP法來衡量企業(yè)TFP。由表7 可知，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果和OP 法估計(jì)因變量的回歸結(jié)果大體一致，值得注意的是，加入企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與產(chǎn)融結(jié)合的交互項(xiàng)（own·fin_ratio）之后，該交互項(xiàng)系數(shù)依然為正且變得顯著，與假設(shè)4違背，說明國有控股性質(zhì)增強(qiáng)了產(chǎn)融結(jié)合和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的正相關(guān)關(guān)系，主要原因是上市公司由國有控股，更能集中力量辦大事，近年來國有企業(yè)越來越注重將產(chǎn)融結(jié)合的資本用于技術(shù)創(chuàng)新上，資源的配置越來越合理化，轉(zhuǎn)型升級動力更足。

表7 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

四、研究結(jié)論

產(chǎn)融結(jié)合是企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的首選項(xiàng)之一，現(xiàn)有文獻(xiàn)多為討論產(chǎn)融結(jié)合與提升企業(yè)資本投資效率、改善企業(yè)運(yùn)營績效和提高企業(yè)創(chuàng)新能力等的關(guān)系，企業(yè)轉(zhuǎn)型升級更能涵蓋以上方面內(nèi)容。因此本文選取2010-2019年我國A 股上市的非金融企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，探討產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。結(jié)果顯示：（1）在實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略的上市公司中，國有企業(yè)占大多數(shù)。（2）在實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合策略的各行業(yè)中，制造業(yè)企業(yè)占比最大，說明其產(chǎn)融結(jié)合意愿更強(qiáng)烈。（3）產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)轉(zhuǎn)型升級呈“倒U 型”關(guān)系。（4）企業(yè)的非國有控股性質(zhì)比國有控股性質(zhì)更能促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，另外國有控股性質(zhì)增強(qiáng)了產(chǎn)融結(jié)合和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的正相關(guān)關(guān)系。

由結(jié)論得出的政策啟示如下：（1）近年來非國有產(chǎn)業(yè)資本迅速滲透到金融行業(yè)，要引起相關(guān)部門的重視，避免資金在金融領(lǐng)域空轉(zhuǎn)。（2）產(chǎn)融結(jié)合在一定程度上能促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，但要把握一個度，根據(jù)自身的實(shí)際情況進(jìn)行投資，形成產(chǎn)業(yè)金融生態(tài)。在自有資本充足時，制造業(yè)企業(yè)可以投資更多的資金到金融機(jī)構(gòu)。（3）國有企業(yè)的控股人在進(jìn)行決策時，應(yīng)該考慮將產(chǎn)融結(jié)合獲得的資金多用于技術(shù)的創(chuàng)新升級，獲得企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增加，實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級。