王澎涵

摘? ?要：以我國2007—2022年滬深A(yù)股上市企業(yè)為研究樣本，考察產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響、內(nèi)在機(jī)制與異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向效應(yīng)，考慮到產(chǎn)融結(jié)合特征及我國金融供給結(jié)構(gòu)與需求結(jié)構(gòu)不匹配，存在“產(chǎn)融結(jié)合—長期融資缺口—企業(yè)創(chuàng)新—全要素生產(chǎn)率”的鏈?zhǔn)街薪閭鲗?dǎo)機(jī)制；產(chǎn)融結(jié)合對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極作用在資產(chǎn)可逆性差、外部融資依賴度較高、所有制屬性為非國有的企業(yè)中更為顯著；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)融結(jié)合能夠有效降低企業(yè)融資約束，對于緩解企業(yè)長期融資約束的效應(yīng)更強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)融結(jié)合；全要素生產(chǎn)率；長期融資缺口；企業(yè)創(chuàng)新；融資約束

中圖分類號：F830? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? 文章編號：1674-2265（2024）04-0044-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.04.005

一、引言

黨的二十大報告指出，要“加快構(gòu)建新發(fā)展格局”“深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”“著力推動高質(zhì)量發(fā)展”。但受制于體制和市場制度不完善等原因，我國企業(yè)創(chuàng)新能力不強(qiáng)，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率普遍較低，成為高質(zhì)量發(fā)展的主要瓶頸之一。

目前我國金融市場尚不夠成熟與完善，不能較好地滿足經(jīng)濟(jì)主體多樣化的融資需求。例如，商業(yè)銀行基于信用風(fēng)險、流動性風(fēng)險、利率風(fēng)險管理的考量，傾向于減少長期信貸規(guī)?；?qū)﹂L期資產(chǎn)的期限溢價定價過高，信貸資金供給結(jié)構(gòu)與需求結(jié)構(gòu)之間存在不匹配的問題。參照白云霞等（2016）[1]的做法，本文利用2022年新增企事業(yè)單位中長期貸款、新增股權(quán)融資、新增債權(quán)融資三個指標(biāo)進(jìn)行求和，將上述的相加值除以當(dāng)年固定資產(chǎn)完成額，發(fā)現(xiàn)2022年我國企業(yè)部門約有75%的長期投資存在融資缺口。相對地，短期信貸申請條件與審批較為寬松，易于獲取，融資成本較低，促使部分企業(yè)通過滾動短期借款以實現(xiàn)長期融資的目的，導(dǎo)致企業(yè)的投融資期限錯配。而企業(yè)的長期融資通常對應(yīng)著企業(yè)長期投資，長期投資具有回收期較長、風(fēng)險較大的特征，企業(yè)的長期投資項目可能在短期內(nèi)無法產(chǎn)生足夠的現(xiàn)金流以償還短期借款（田利輝等，2022）[2]；并且，審計師傾向于將企業(yè)的短貸長投行為評估為高風(fēng)險審計事項，并出具非標(biāo)準(zhǔn)的審計意見（羅宏等，2018）[3]，這會增加企業(yè)外部融資難度與成本，進(jìn)一步加劇企業(yè)的融資約束。囿于上述因素，企業(yè)滾動短期資金以實現(xiàn)長期融資的短貸長投行為容易導(dǎo)致資金鏈斷裂及債務(wù)違約等經(jīng)營風(fēng)險，并將信用風(fēng)險傳導(dǎo)至金融業(yè)，由此累積系統(tǒng)性金融風(fēng)險。

金融市場長期信貸供給的缺乏必然引致企業(yè)減少長期投資，更加偏好短期投資項目，將資金用于投資輕資本的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，抑或資金回流速度較快的快消品產(chǎn)業(yè)，并增加銷售活動的相關(guān)投入，以加快資金流轉(zhuǎn)、匹配短期信貸的還款期限，進(jìn)而規(guī)避流動性風(fēng)險。雖然上述行為符合信貸資金期限匹配原則，但屬于企業(yè)被動選擇的無奈之舉（卜潔文等，2023）[4]，長期融資缺口的存在使得企業(yè)即使具有較好的長期投資項目也難以實施，只能被限制在短期投資中，可能導(dǎo)致投資的低效率。上述因素導(dǎo)致企業(yè)難以發(fā)揮既有生產(chǎn)要素組合的最大效益，不利于企業(yè)發(fā)揮其自身優(yōu)勢。

那么，我國現(xiàn)行條件下是否具有新業(yè)態(tài)的金融資源配置機(jī)制以緩解企業(yè)的長期融資缺口呢？2010年國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于鼓勵和引導(dǎo)民間投資健康發(fā)展的若干意見》與2012年原銀監(jiān)會發(fā)布的《關(guān)于鼓勵和引導(dǎo)民間資本進(jìn)入銀行業(yè)的實施意見》明確支持企業(yè)入股金融機(jī)構(gòu)，2015年發(fā)布的《中國制造2025》更是指出，建設(shè)制造業(yè)強(qiáng)國需要完善金融扶持政策，支持重點領(lǐng)域大型制造業(yè)企業(yè)集團(tuán)開展產(chǎn)融結(jié)合試點。在基于自身需求與政策準(zhǔn)許的前提下，已有大量企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)，并由此帶來雙方在資本、人才、管理等方面的相互融合。從具體的案例來看，雅戈爾早在2004年就參股寧波銀行①，一方面分享商業(yè)銀行的高額收益，另一方面利用銀行的金融職能緩解自身的融資約束，以促進(jìn)自身的發(fā)展。雅戈爾對寧波銀行的投資回報率在多年間均高于其凈資產(chǎn)收益率，其在參股后多次發(fā)行了具有寧波銀行擔(dān)保的債券，并且，寧波銀行對雅戈爾的授信額度一度占到雅戈爾經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流的64.96%，這些授信額度主要用于開具信用證等活動，以支持雅戈爾的業(yè)務(wù)發(fā)展（方圓圓，2016）[5]。

產(chǎn)融結(jié)合使得企業(yè)融資的性質(zhì)由外部融資轉(zhuǎn)化為內(nèi)源融資，那么，這會緩解企業(yè)所面臨的長期融資缺口，進(jìn)而提升其投資和生產(chǎn)效率嗎？遺憾的是，學(xué)術(shù)界對于產(chǎn)融結(jié)合的相關(guān)討論不夠深入，現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏對于產(chǎn)融結(jié)合如何影響其全要素生產(chǎn)率及作用機(jī)制的研究。鑒于此，本文以2007—2022年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，考察產(chǎn)融結(jié)合對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)后，其全要素生產(chǎn)率得到顯著提升；進(jìn)一步分析產(chǎn)融結(jié)合作用于全要素生產(chǎn)率的機(jī)制，發(fā)現(xiàn)參股金融機(jī)構(gòu)有助于緩解企業(yè)面臨的長期融資缺口，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)而提升其全要素生產(chǎn)率，即企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合與全要素生產(chǎn)率之間存在鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)；在異質(zhì)性分析中，發(fā)現(xiàn)對于資產(chǎn)可逆性較差的企業(yè)、非國有企業(yè)、外部融資依賴度較高的企業(yè)，參股金融機(jī)構(gòu)對其全要素生產(chǎn)率的提升具有更強(qiáng)的邊際效應(yīng)。本文進(jìn)一步利用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型以檢驗產(chǎn)融結(jié)合是否緩解了企業(yè)所面臨的融資約束，發(fā)現(xiàn)參股金融機(jī)構(gòu)降低了企業(yè)的現(xiàn)金持有對經(jīng)營性現(xiàn)金流的敏感度，緩解了企業(yè)的融資約束，進(jìn)一步在現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型中構(gòu)造長期融資缺口、經(jīng)營性現(xiàn)金流與參股金融機(jī)構(gòu)的交互項，發(fā)現(xiàn)對于長期融資缺口越大的企業(yè)，參股金融機(jī)構(gòu)對于緩解企業(yè)融資約束的作用越強(qiáng)，驗證了鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)的穩(wěn)健性。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要有以下幾點：第一，本文系統(tǒng)地研究了產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及作用機(jī)制，提供了解決現(xiàn)階段我國企業(yè)創(chuàng)新力不足、生產(chǎn)效率不高問題的新視角。第二，產(chǎn)融結(jié)合實質(zhì)上屬于企業(yè)縱向一體化戰(zhàn)略，與交易成本理論、優(yōu)序融資理論存在交叉，現(xiàn)有研究產(chǎn)融結(jié)合的文獻(xiàn)未將產(chǎn)融結(jié)合與交易成本理論相結(jié)合，本文在理論分析和實證檢驗中依托交易成本理論論述產(chǎn)融結(jié)合與全要素生產(chǎn)率的因果關(guān)系，具有一定的理論意義。第三，現(xiàn)有研究產(chǎn)融結(jié)合的文獻(xiàn)僅考察了產(chǎn)融結(jié)合緩解企業(yè)的融資約束的作用，沒有關(guān)注到我國金融供給與信貸需求期限不匹配的現(xiàn)實情況，本文著眼于企業(yè)的長期融資缺口，從緩解企業(yè)長期融資缺口的角度考察產(chǎn)融結(jié)合促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制，為鼓勵產(chǎn)融結(jié)合提供新的經(jīng)驗和理論依據(jù)。

二、理論分析與文獻(xiàn)綜述

（一）產(chǎn)融結(jié)合、長期融資缺口與企業(yè)創(chuàng)新

產(chǎn)融結(jié)合是產(chǎn)融協(xié)同的重要表現(xiàn)之一，是指企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間以股權(quán)關(guān)系為紐帶，通過資本、人事的相互滲透以實現(xiàn)銀企合作，是產(chǎn)融協(xié)同與銀企關(guān)系的“最終形態(tài)”。具體主要表現(xiàn)為兩種形式，即“由產(chǎn)到融”與“由融到產(chǎn)”?！坝僧a(chǎn)到融”指的是實體企業(yè)將部分產(chǎn)業(yè)資本轉(zhuǎn)移到金融機(jī)構(gòu)，以實現(xiàn)服務(wù)于自身產(chǎn)業(yè)發(fā)展的產(chǎn)融優(yōu)勢，或?qū)崿F(xiàn)跨行業(yè)套利；“由融到產(chǎn)”是指金融資本布局實體經(jīng)濟(jì)或房地產(chǎn)業(yè)。由于我國的法律和相關(guān)制度規(guī)定的限制，金融機(jī)構(gòu)被禁止直接投資于非金融企業(yè)，因此，產(chǎn)融結(jié)合主要是指非金融企業(yè)參股或控股金融機(jī)構(gòu)的形式。

隨著經(jīng)濟(jì)形勢發(fā)展和我國出臺相關(guān)政策鼓勵民間資本參與金融機(jī)構(gòu)，已有大量非金融企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)的實踐與案例，萬得數(shù)據(jù)顯示，2007—2022年共有519家上市公司參股非上市金融機(jī)構(gòu)，累計投資金額為1.587萬億元。產(chǎn)融結(jié)合的實踐引起學(xué)術(shù)界的關(guān)注，例如部分學(xué)者從企業(yè)現(xiàn)金持有（楊興全和王麗麗，2021）[6]、市場績效（黃斌和馮儉，2020）[7]、對商業(yè)信用的替代（張新民等，2021）[8]等方面考察產(chǎn)融結(jié)合的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，但關(guān)于產(chǎn)融結(jié)合如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率及其作用機(jī)制的相關(guān)研究相對較為缺乏，僅有王立國和趙琳（2021）[9]、杜傳忠和金華旺（2021）[10]從提升投資效率的角度考察了產(chǎn)融結(jié)合促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的作用機(jī)制。產(chǎn)融結(jié)合作為一種新型的資源整合形式，其能夠緩解企業(yè)長期融資缺口并促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新：

第一，產(chǎn)融結(jié)合能夠緩解銀企之間的信息不對稱。企業(yè)融資難、融資貴的核心問題在于金融機(jī)構(gòu)與企業(yè)之間的信息不對稱，企業(yè)創(chuàng)新項目的外部融資則面臨著更為嚴(yán)重的信息不對稱，而產(chǎn)融結(jié)合模式下，非金融企業(yè)通過控股或參股金融機(jī)構(gòu)構(gòu)成了與金融機(jī)構(gòu)更為緊密的利益關(guān)聯(lián)體，因此，企業(yè)創(chuàng)新項目的保密屬性被弱化，相關(guān)金融機(jī)構(gòu)獲取企業(yè)的軟信息和內(nèi)部信息更為便捷。而信息不對稱的緩解有助于降低企業(yè)長期融資的違約風(fēng)險，縮減企業(yè)的長期融資缺口。

第二，產(chǎn)融結(jié)合使得非金融企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間由單純的債權(quán)債務(wù)關(guān)系，轉(zhuǎn)化為債權(quán)債務(wù)與股權(quán)關(guān)聯(lián)相結(jié)合的復(fù)雜利益共同體。企業(yè)創(chuàng)新活動具有高風(fēng)險、高回報特征，一旦創(chuàng)新成功，企業(yè)的債權(quán)人無法享受創(chuàng)新成果的相應(yīng)回報，只能獲得固定收益，而產(chǎn)融結(jié)合使得非金融企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間的利益關(guān)聯(lián)被加強(qiáng)，為企業(yè)創(chuàng)新活動提供信貸資金的收益與風(fēng)險相統(tǒng)一促進(jìn)了對企業(yè)創(chuàng)新項目的授信。

第三，產(chǎn)融結(jié)合能夠降低交易成本。由于我國金融市場發(fā)展不成熟、不完善，長期信貸供給較少或期限溢價過高，企業(yè)所面臨的長期融資缺口較大。非金融企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)后，可以通過派駐董事等措施影響金融機(jī)構(gòu)的信貸決策（Laeven，2001）[11]，其內(nèi)部化的融資交易也使得信息溝通較為暢通，信息效應(yīng)和決策效應(yīng)能夠降低企業(yè)長期融資缺口，促進(jìn)企業(yè)投資和創(chuàng)新。此外，持股金融機(jī)構(gòu)使得非金融企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間形成穩(wěn)定的利益關(guān)系，長期穩(wěn)定的融資來源有助于企業(yè)平滑研發(fā)投資支出，降低交易成本。

第四，優(yōu)序融資理論認(rèn)為，企業(yè)在為項目融資時，其融資順序應(yīng)為內(nèi)部融資—債權(quán)融資—股權(quán)融資，而產(chǎn)融結(jié)合在一定程度上使得債權(quán)融資轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)源融資的形式，能夠有效降低融資成本和交易成本。

（二）長期融資缺口、企業(yè)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率

企業(yè)長期融資缺口的緩解有助于全要素生產(chǎn)率的提升。由于短期貸款的審批較為寬松，相對較易獲取，部分企業(yè)通過續(xù)借滾動短期資金的方式以實現(xiàn)長期融資，但在此過程中，長期投資和研發(fā)投入的回收周期較長，可能無法產(chǎn)生足額的現(xiàn)金流以償還短期貸款，并且金融機(jī)構(gòu)存在不再續(xù)貸的可能性，這會增加企業(yè)債務(wù)違約和資金鏈斷裂的風(fēng)險，直接影響企業(yè)經(jīng)營。因此，企業(yè)為避免陷入財務(wù)困境，會調(diào)整其投資策略，增加回收期較短的短期投資或快消品生產(chǎn)，減少長期的戰(zhàn)略支出，以匹配其債務(wù)期限結(jié)構(gòu)，間接導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率下降。

企業(yè)創(chuàng)新能夠直接提升其全要素生產(chǎn)率。具體而言，企業(yè)創(chuàng)新從生產(chǎn)過程、生產(chǎn)流程、產(chǎn)出品價值和創(chuàng)新競爭等方面提升全要素生產(chǎn)率，從生產(chǎn)過程看，企業(yè)對生產(chǎn)工藝與生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)行創(chuàng)新，新技術(shù)的應(yīng)用能夠有效提高生產(chǎn)效率，降低原材料的消耗，節(jié)約人力資本，進(jìn)而降低成本；從生產(chǎn)流程上看，組織架構(gòu)創(chuàng)新和生產(chǎn)制度創(chuàng)新可以幫助企業(yè)優(yōu)化生產(chǎn)流程，壓縮管理成本，加強(qiáng)內(nèi)部控制，緩解企業(yè)內(nèi)部的代理問題，減少中間環(huán)節(jié)可能存在的耗損，提升組織效率（武力超等，2021）[12]；從產(chǎn)出品價值方面考察，企業(yè)創(chuàng)新往往能夠為客戶提供更高品質(zhì)、更可靠的產(chǎn)品，增加企業(yè)產(chǎn)品的附加值，從而在既定要素投入下實現(xiàn)產(chǎn)出品價值的提升，幫助企業(yè)在激烈的市場競爭中獲得優(yōu)勢。此外，企業(yè)之間愈加激烈的創(chuàng)新競爭加速了要素流動，促進(jìn)要素由生產(chǎn)率較低的部門流向生產(chǎn)率較高的部門，迫使生產(chǎn)率較低的企業(yè)退出市場，進(jìn)而提升了企業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率，即全要素生產(chǎn)率的結(jié)構(gòu)效應(yīng)（Acemoglu和Cao，2015；戴小勇，2021）[13，14]。

基于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：產(chǎn)融結(jié)合能夠促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

假設(shè)2：產(chǎn)融結(jié)合通過緩解企業(yè)長期融資缺口，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，繼而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，即產(chǎn)融結(jié)合對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在鏈?zhǔn)街薪檫^程。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2022年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，企業(yè)樣本數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)的數(shù)據(jù)來源于萬得數(shù)據(jù)庫。在后文的異質(zhì)性分析中，采用證監(jiān)會2012年發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》作為行業(yè)劃分依據(jù)。本文對原始數(shù)據(jù)做如下處理：（1）剔除金融業(yè)樣本企業(yè)；（2）剔除存在異常值的樣本；（3）對連續(xù)變量上下1%的極端值做縮尾處理。

（二）變量設(shè)定

1. 被解釋變量。本文的被解釋變量為企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP），測度微觀企業(yè)的全要素生產(chǎn)率有OLS法、GMM法與半?yún)?shù)估計的LP法和OP法。其中，OLS法存在變量相互決定和樣本選擇偏差所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題；GMM法適用于長時間跨度的長面板數(shù)據(jù)；而OP法能夠較好地解決估計企業(yè)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)生性問題，以中間投入品作為工具變量的LP法則進(jìn)一步緩解了OP法以投資額作為代理變量的數(shù)據(jù)丟失問題（魯曉東和連玉君，2012）[15]，考慮到LP法和OP法在修正估計企業(yè)全要素生產(chǎn)率時的內(nèi)生性問題方面具有相對優(yōu)勢，而LP法在樣本容量上優(yōu)于OP法，因此，本文在實證分析中主要使用LP法估計的企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，在穩(wěn)健性分析中使用OP法估計的企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。采用上述方法計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率時需要企業(yè)產(chǎn)出變量、企業(yè)資本存量變量、中間品投入指標(biāo)和自由變量，其中產(chǎn)出變量以營業(yè)總收入衡量，資本存量變量以固定資產(chǎn)凈額衡量，中間品投入指標(biāo)以企業(yè)購買商品接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金度量，自由變量選取企業(yè)員工人數(shù)作為代理變量。

2. 核心解釋變量。本文的核心解釋變量為產(chǎn)融結(jié)合（intergrate），我國產(chǎn)融結(jié)合大體分為三類：第一類是服務(wù)型產(chǎn)融結(jié)合，主要表現(xiàn)形式為企業(yè)集團(tuán)開設(shè)財務(wù)公司，以加強(qiáng)企業(yè)集團(tuán)資金集中管理和提高企業(yè)集團(tuán)資金使用效率；第二類是發(fā)展型產(chǎn)融結(jié)合，即大型控股集團(tuán)通過直接設(shè)立金融機(jī)構(gòu)涉足金融業(yè)，或是設(shè)立消費金融公司為客戶購買企業(yè)自身產(chǎn)品提供金融服務(wù)；第三類是投資型產(chǎn)融結(jié)合，即企業(yè)通過投資金融機(jī)構(gòu)以實現(xiàn)產(chǎn)融結(jié)合。關(guān)于第一類產(chǎn)融結(jié)合，財務(wù)公司為集團(tuán)內(nèi)部企業(yè)提供財務(wù)管理服務(wù)，融資屬性相對較弱，并且財務(wù)公司對集團(tuán)內(nèi)部其他企業(yè)的資金調(diào)配或內(nèi)部擔(dān)保屬于內(nèi)源融資；第二類產(chǎn)融結(jié)合的主要目的是拓展企業(yè)經(jīng)營邊界，使金融服務(wù)于自身的產(chǎn)業(yè)增長，進(jìn)一步實現(xiàn)經(jīng)營效益，融資屬性也相對較弱；第三類產(chǎn)融結(jié)合中，企業(yè)通過參股金融機(jī)構(gòu)，能夠?qū)崿F(xiàn)信息不對稱的緩解、利益共同化、影響金融機(jī)構(gòu)決策等效應(yīng)，因此，第三類產(chǎn)融結(jié)合具有強(qiáng)烈的融資屬性。結(jié)合本文的研究內(nèi)容和研究對象，以投資型產(chǎn)融結(jié)合作為數(shù)據(jù)選取的主要依據(jù)。

上市金融機(jī)構(gòu)的股權(quán)結(jié)構(gòu)較為分散，企業(yè)參股上市金融機(jī)構(gòu)的持股比例較小，對上市金融機(jī)構(gòu)的影響作用較為有限，并且企業(yè)參股上市金融機(jī)構(gòu)的數(shù)據(jù)難以獲取。部分學(xué)者研究產(chǎn)融結(jié)合相關(guān)內(nèi)容時選取企業(yè)參股銀行的樣本作為研究對象，但此方式忽視了企業(yè)參股非銀行金融機(jī)構(gòu)也可以促進(jìn)非銀行金融機(jī)構(gòu)購買企業(yè)發(fā)行的債券、股票等證券，為企業(yè)提供融資。因此，本文在產(chǎn)融結(jié)合的研究分析中側(cè)重于研究非金融企業(yè)參股非上市金融機(jī)構(gòu)的樣本，由于企業(yè)對非上市金融機(jī)構(gòu)的具體持股數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，本文采用企業(yè)參股與否的0—1虛擬變量作為核心解釋變量，若企業(yè)在當(dāng)年參股金融機(jī)構(gòu)，則賦值為1，否則賦值為0。

3. 中介變量。本文的中介變量包括企業(yè)面臨的長期融資缺口（LFS）與企業(yè)創(chuàng)新（innovation）變量。參考鐘凱等（2016）[16]的方法構(gòu)建企業(yè)面臨的長期融資缺口指標(biāo)，具體計算方式為：長期融資缺口＝[購建固定資產(chǎn)無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金t+研發(fā)投入金額t﹣（長期借款t﹣長期借款t-1+一年內(nèi)到期的非流動負(fù)債t+經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額t+處置固定資產(chǎn)無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額）t]/總資產(chǎn)t-1。長期融資缺口值越大，說明企業(yè)面臨的長期融資缺口越嚴(yán)重。企業(yè)創(chuàng)新變量參考Hsu等（2014）[17]、田利輝等（2022）[2]的做法，使用企業(yè)申請并最終被授權(quán)的專利數(shù)量作為代理變量，由于企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出右偏分布，同時為了避免企業(yè)當(dāng)年的專利量為0時造成的觀測值缺失，本文使用發(fā)明專利、實用新型專利、外觀專利三種類型專利之和加1后取對數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新的度量指標(biāo)。

4. 控制變量。為緩解遺漏變量偏誤所帶來的內(nèi)生性問題，并控制其他可能影響被解釋變量的因素，本文主要從公司治理和營業(yè)收入方面進(jìn)行考察，選取營業(yè)收入增長率（grow）、兩職合一（position）、董事會規(guī)模（board）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（ins）作為控制變量。各個變量的具體定義如表1所示。

（三）描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，其中企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值為15.235，最小值為12.606，最大值為18.289，標(biāo)準(zhǔn)差為1.100，這表明不同企業(yè)在樣本區(qū)間內(nèi)的全要素生產(chǎn)率差異較大；產(chǎn)融結(jié)合變量的平均值為0.123，標(biāo)準(zhǔn)差為0.328，中位數(shù)為0，說明樣本中平均有12.3%的觀測值參股了非上市金融機(jī)構(gòu)；企業(yè)長期融資缺口指標(biāo)的均值為-0.030，中位數(shù)為-0.028，標(biāo)準(zhǔn)差為0.111，與考察企業(yè)短貸長投、投融資期限錯配相關(guān)學(xué)者的研究近似；企業(yè)創(chuàng)新變量的平均值為2.468，中位數(shù)為1.386，標(biāo)準(zhǔn)差為2.669，最小值為0，最大值為8.513，說明企業(yè)之間的創(chuàng)新水平差異較大，通過反對數(shù)計算得出，企業(yè)平均每個年度申請并獲得審批的專利約為11個。其余變量的分布也位于合理區(qū)間。

表2：描述性統(tǒng)計

[變量 觀測值數(shù)量 平均值 標(biāo)準(zhǔn)差 最小值 最大值 中位數(shù) TFP 25714 15.235 1.100 12.606 18.289 15.145 integrate 25714 0.123 0.328 0 1 0 LTFS 25714 -0.030 0.111 -0.444 0.293 -0.028 innovation 25714 2.468 2.669 0 8.513 1.386 grow 25714 0.180 0.466 -0.592 3.103 0.106 position 25714 0.238 0.426 0 1 0 board 25714 8.778 1.728 9 15 9 ins 25714 0.486 0.242 0.007 0.947 0.504 ]

（四）模型設(shè)定

本文使用模型（1）檢驗產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響：

[TFPi，t+1=α0+α1integratei，t+α2controlsi，t+μi+λt+εi，t]? ? （1）

其中，被解釋變量[TFP]表示企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，[integrate]為產(chǎn)融結(jié)合變量，[controls]為一系列控制變量。本文使用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行實證檢驗，在回歸中控制了企業(yè)個體固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)，其中[μi]為企業(yè)個體固定效應(yīng)，[λt]為年度固定效應(yīng)，[εi，t]為殘差項。

根據(jù)前文的理論分析與假設(shè)，本文研究的產(chǎn)融結(jié)合作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制是緩解企業(yè)長期融資缺口繼而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，并且存在產(chǎn)融結(jié)合直接促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的過程。企業(yè)創(chuàng)新周期較長，創(chuàng)新所需外部融資往往對應(yīng)著長期借款，通常表現(xiàn)為緩解企業(yè)長期融資缺口有助于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的次序特征，因此，有別于簡單的獨立中介效應(yīng)模型分析，本文采用鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型以考察產(chǎn)融結(jié)合對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的作用機(jī)制。鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)的具體模型如下所示：

[LFSi，t+1=β0+β1integratei，t+β2controlsi，t+μi+λt+εi，t]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（2）

[innovationi，t+1=η0+η1integratei，t+η2LFSi，t+1+η3controlsi，t+μi+λt+εi，t]? ? ? （3）

[TFPi，t+1=γ0+γ1integratei，t+γ2LFSi，t+1+γ3innovationi，t+1+γ4controlsi，t+μi+λt+εi，t]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

其中，式（2）驗證了產(chǎn)融結(jié)合是否能夠緩解企業(yè)所面臨的長期融資缺口；式（3）在控制產(chǎn)融結(jié)合變量的基礎(chǔ)上，檢驗企業(yè)長期融資缺口對于企業(yè)創(chuàng)新的影響；式（4）除了控制產(chǎn)融結(jié)合變量外，還控制了企業(yè)長期融資缺口的代理變量，實證分析企業(yè)創(chuàng)新對其全要素生產(chǎn)率的影響。對于鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，若上述實證模型中[β1]、[η2]與[γ3]均顯著，則說明鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著存在。考慮到企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)后，對于長期融資缺口的緩解、企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出及全要素生產(chǎn)率的提升存在一定的時滯性，并且為了緩解內(nèi)生性問題，本文在實證分析時將被解釋變量與中介變量作前置一期處理。

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3報告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中列（1）—（4）分別對應(yīng)于未加控制變量的模型（1）—（4），可以發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量與中介變量均在統(tǒng)計意義上顯著，初步表明存在鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。列（5）—（8）報告了加入控制變量后的實證結(jié)果，其中，列（5）產(chǎn)融結(jié)合的系數(shù)為0.086，在1%顯著性水平顯著為正，說明產(chǎn)融結(jié)合有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；列（6）以企業(yè)面臨的長期融資缺口為被解釋變量進(jìn)行回歸，實證結(jié)果顯示，產(chǎn)融結(jié)合變量的系數(shù)顯著為負(fù)，即產(chǎn)融結(jié)合緩解了企業(yè)面臨的長期融資缺口。列（7）報告了式（3）的實證結(jié)果，在控制企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合變量的前提下，企業(yè)長期融資缺口的系數(shù)在5%的統(tǒng)計性水平上顯著為負(fù)，表明企業(yè)長期融資缺口嚴(yán)重制約了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出；列（8）除了控制產(chǎn)融結(jié)合變量外，還控制了企業(yè)長期融資缺口變量，以檢驗企業(yè)創(chuàng)新對其全要素生產(chǎn)率的影響，表中結(jié)果顯示，企業(yè)創(chuàng)新的系數(shù)在5%的統(tǒng)計性水平顯著為正，說明企業(yè)創(chuàng)新有助于促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升，鑒于實證模型中[β1]、[η2]與[γ3]均顯著，說明“產(chǎn)融結(jié)合—長期融資缺口—企業(yè)創(chuàng)新—全要素生產(chǎn)率”的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)存在，前文理論假設(shè)得到驗證。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 工具變量法。本文可能存在遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，也可能存在反向因果關(guān)系，即全要素生產(chǎn)率高的企業(yè)傾向于擴(kuò)張自身規(guī)模，包括實施橫向擴(kuò)張以及縱向一體化等戰(zhàn)略措施以實現(xiàn)產(chǎn)融結(jié)合。本文采用工具變量法處理可能存在的內(nèi)生性問題，參考田利輝等（2022）[2]的方法，選取與上市公司屬于同一行業(yè)的其他上市公司上一年度是否參股金融機(jī)構(gòu)的平均值作為工具變量進(jìn)行檢驗。一方面，企業(yè)戰(zhàn)略決策一定程度上受到同行業(yè)其他企業(yè)決策的影響，存在一定的學(xué)習(xí)效應(yīng)與模仿效應(yīng)，因此，同行業(yè)其他企業(yè)最近年度的產(chǎn)融結(jié)合決策與特定企業(yè)的產(chǎn)融結(jié)合決策高度相關(guān)；另一方面，同行業(yè)其他企業(yè)的產(chǎn)融結(jié)合決策對特定企業(yè)的全要素生產(chǎn)率無直接影響。因此，本文選取的工具變量與回歸中的殘差項基本無相關(guān)關(guān)系。兩階段最小二乘法的工具變量實證檢驗結(jié)果如表4所示，在第一階段模型的估計結(jié)果中，工具變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明工具變量與產(chǎn)融結(jié)合的相關(guān)性較強(qiáng)，滿足工具變量的相關(guān)性要求，觀察Kleibergen-Paap rk LM的統(tǒng)計量及對應(yīng)的p值，說明上市公司所屬同一行業(yè)的其他上市公司上一年度是否參股金融機(jī)構(gòu)的平均值作為工具變量通過了不可識別檢驗，第一階段F值、Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量、Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量均大于10和Stock-Yogo弱工具變量檢驗在10%的臨界值，說明工具變量回歸中不存在弱工具變量問題。第二階段的回歸結(jié)果顯示，在考慮內(nèi)生性問題后，產(chǎn)融結(jié)合變量在1%的統(tǒng)計性水平顯著為正，系數(shù)為1.490，與基準(zhǔn)回歸結(jié)論基本一致，初步表明本文實證結(jié)論不存在嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。

2. 處理效應(yīng)模型。企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)是企業(yè)自發(fā)選擇的行為，而基準(zhǔn)模型中沒有考慮到樣本選擇偏誤，存在一定的局限性，并且是否參股金融機(jī)構(gòu)與企業(yè)特征也可能存在一定程度的內(nèi)生性，因此，本文選擇處理效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗，先設(shè)置可能影響企業(yè)參股的變量作為解釋變量，其中包括SA指數(shù)（SA）、固定資產(chǎn)投資比率（entity）、托賓q（tobinq）、杠桿率（lev）、規(guī)模（size）、現(xiàn)金比率（cash）、總資產(chǎn)利潤率（roa）、年齡（age），使用probit模型估計出企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)的概率，根據(jù)結(jié)果計算出產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)與非產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)的逆米爾斯比率，并將逆米爾斯比率作為控制變量代入到第二階段的檢驗方程中。表5報告了兩階段法的實證結(jié)果，核心解釋變量產(chǎn)融結(jié)合的系數(shù)仍在1%的統(tǒng)計性水平顯著為正，上文結(jié)論成立。此外，逆米爾斯比率的系數(shù)顯著為負(fù)，說明在考慮到可能的樣本自選擇的內(nèi)生性問題后，產(chǎn)融結(jié)合對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率仍然表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)。

3. PSM傾向得分匹配。由于可能存在其他因素導(dǎo)致產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)與非產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)之間全要素生產(chǎn)率的分化，例如傾向于參股金融機(jī)構(gòu)的企業(yè)可能本身具有良好的財務(wù)狀況、內(nèi)部控制、創(chuàng)新能力等特征，從而導(dǎo)致產(chǎn)融結(jié)合組別的企業(yè)具有較高的全要素生產(chǎn)率。為排除上述可能的樣本自選擇所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用SA指數(shù)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、研發(fā)投入等一系列變量作為協(xié)變量②，采用logit模型估計傾向得分，然后以產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)作為處理組、非產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)作為控制組，企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為結(jié)果變量，進(jìn)行傾向得分匹配，分別采用k近鄰1對1匹配、半徑匹配、核匹配進(jìn)行實證檢驗。絕大多數(shù)協(xié)變量經(jīng)過匹配后，其偏差大幅縮小，并保持在10%的偏差范圍內(nèi)，處理組與控制組的協(xié)變量經(jīng)過匹配后無顯著差異，表明本文的匹配結(jié)果較好③。由表6實證結(jié)果可得，產(chǎn)融結(jié)合的平均處理效應(yīng)顯著為正，說明在緩解處理組企業(yè)與控制組企業(yè)個體特征差異，使得兩組企業(yè)個體盡可能相似后，產(chǎn)融結(jié)合的平均處理效應(yīng)仍顯著為正，經(jīng)過上述內(nèi)生性討論，說明本文不存在較為嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。

4.替換被解釋變量。為避免被解釋變量的選取偏誤影響本文的實證結(jié)論，本文進(jìn)一步采用以投資額作為代理變量的OP法估計企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，重新對模型（1）—（4）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果如表7所示，核心解釋變量和中介變量的系數(shù)與前文基準(zhǔn)回歸所得結(jié)論基本一致，說明本文所論述的產(chǎn)融結(jié)合對全要素生產(chǎn)率的影響及作用機(jī)制較為穩(wěn)健。

五、異質(zhì)性分析

（一）基于資產(chǎn)可逆性的異質(zhì)性分析

依據(jù)威廉姆斯的交易成本理論，資產(chǎn)的專用性程度越高，企業(yè)實行縱向一體化戰(zhàn)略的動機(jī)越強(qiáng)。一般來說，企業(yè)的重資產(chǎn)投資與企業(yè)的研發(fā)投入具有較高的相似度，固定資產(chǎn)占比高的企業(yè)往往投資和回收周期較長，并且相對于人力資本，固定資產(chǎn)的資產(chǎn)可逆性較差，專用程度較強(qiáng)；相對地，人力資本占比高的企業(yè)，其投資周期較短，調(diào)整成本相對較低（Gulen和lon，2016；譚小芬和張文婧，2017）[19，20]。同樣地，關(guān)于企業(yè)的研發(fā)投入，在創(chuàng)新成果落地并轉(zhuǎn)化為產(chǎn)品前，研發(fā)投入所產(chǎn)出的資產(chǎn)為半成品的知識儲備，不能中途轉(zhuǎn)為其他用途。由此可見，由于投資周期較長和資產(chǎn)專用性較強(qiáng)等因素，重資產(chǎn)投資與研發(fā)投入活動更加需要長期穩(wěn)定的融資渠道，而產(chǎn)融結(jié)合屬于企業(yè)的縱向一體化措施，能夠降低企業(yè)的交易成本，為企業(yè)提供長期穩(wěn)定的融資渠道，使重資產(chǎn)投資和研發(fā)投入活動的融資期限相匹配，對于上述投資或研發(fā)活動占比較高的企業(yè)，其邊際效應(yīng)可能更為顯著。

因此，本文采用固定資產(chǎn)占比（計算方式為固定資產(chǎn)凈額除以總資產(chǎn)）和研發(fā)投入占比（計算方式為研發(fā)投入金額除以營業(yè)收入）作為企業(yè)資產(chǎn)不可逆性的衡量指標(biāo)，按企業(yè)所屬行業(yè)—年度的中位數(shù)作為劃分標(biāo)準(zhǔn)，若樣本觀測值大于中位數(shù)，則劃分為資產(chǎn)可逆性較差的企業(yè)；若樣本觀測值小于中位數(shù)，則劃分為資產(chǎn)可逆性較強(qiáng)的企業(yè)。實證結(jié)果如表8和表9所示，可以發(fā)現(xiàn)，對于資產(chǎn)可逆性較差的企業(yè)，產(chǎn)融結(jié)合作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的邊際效應(yīng)相對更強(qiáng)，上述結(jié)論也從側(cè)面印證了威廉姆斯的交易成本理論，即資產(chǎn)專用性較強(qiáng)的企業(yè)更傾向于實施縱向一體化戰(zhàn)略。

（二）基于外部融資依賴度的異質(zhì)性分析

Kletzer和Bardhan（1987）[21]認(rèn)為金融發(fā)展對于以外部融資依賴度較高產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的國家更有相對優(yōu)勢，Rajan和Zingales（1998）[22]的研究表明，對于金融發(fā)達(dá)的國家，其資本密集型行業(yè)的增長率更高。那么，從微觀企業(yè)的視角來看，對于外部融資依賴度較低的企業(yè)而言，內(nèi)源融資即可滿足企業(yè)的生產(chǎn)、投資及研發(fā)需求，產(chǎn)融結(jié)合所帶來的資源協(xié)同效應(yīng)較弱；而對于較為依賴外部融資的企業(yè)，產(chǎn)融結(jié)合能夠帶來長期、穩(wěn)定的外部融資來源，有助于企業(yè)合理規(guī)劃現(xiàn)金流、投資和研發(fā)支出。因此，產(chǎn)融結(jié)合對于外部融資依賴度較高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用可能相對更為顯著。陸菁等（2021）[23]認(rèn)為應(yīng)收賬款凈額較高的企業(yè)，更有可能成為商業(yè)信貸的供給方，因此，推斷出這類企業(yè)的外部融資需求較低。基于陸菁等（2021）[23]的研究，本文參考Rajan和Zingales（1998）[24]的方法構(gòu)建企業(yè)層面的外部融資依賴度指標(biāo)，外部融資依賴度=（經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額﹣處置固定資產(chǎn)無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額+應(yīng)收賬款凈額﹣應(yīng)付賬款）/購建固定資產(chǎn)無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金。該指標(biāo)值越小，說明企業(yè)的外部融資需求越大。按照企業(yè)所屬行業(yè)外部融資依賴度的中位數(shù)值進(jìn)行劃分，若企業(yè)外部融資依賴度指標(biāo)小于行業(yè)—年度中位數(shù)，則企業(yè)的外部融資需求較大；若企業(yè)外部融資依賴度指標(biāo)大于行業(yè)—年度中位數(shù)，則企業(yè)的外部融資需求較小。分組回歸的實證結(jié)果如表10所示，可以看出無論是在經(jīng)濟(jì)意義還是統(tǒng)計意義上，產(chǎn)融結(jié)合對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)在外部融資依賴度較高的組別均大于外部融資依賴度較低的組別，證實了前文分析。

（三）基于所有制屬性的異質(zhì)性分析

部分學(xué)者認(rèn)為產(chǎn)融結(jié)合對于國有企業(yè)不具有促進(jìn)效應(yīng)，甚至可能存在資源詛咒效應(yīng)（田利輝等，2022）[2]，降低國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。地方政府在不同程度上為國有企業(yè)提供財政補(bǔ)貼并干預(yù)金融資源的投放；同時，地方政府作為國有企業(yè)的隱性“背書人”，一定程度上影響著商業(yè)銀行對國有企業(yè)的信貸決策，形成“所有制偏好”。因此，相對于其他所有制企業(yè)，國有企業(yè)面臨的融資約束相對較輕。而非國有企業(yè)的融資渠道較為缺乏，產(chǎn)融結(jié)合帶來的長期穩(wěn)定的融資渠道能夠顯著緩解其面臨的長期融資缺口，進(jìn)而促進(jìn)其創(chuàng)新，提升全要素生產(chǎn)率。基于上述分析，本文將樣本按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分為非國有企業(yè)與國有企業(yè)兩組，表11列（1）—（4）分別報告了產(chǎn)融結(jié)合對非國有企業(yè)樣本和國有企業(yè)樣本全要素生產(chǎn)率的影響，對于非國有企業(yè)，產(chǎn)融結(jié)合的系數(shù)為0.135，在1%的統(tǒng)計性水平顯著，這說明非國有企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合能夠顯著提升其全要素生產(chǎn)率；而國有企業(yè)樣本組的產(chǎn)融結(jié)合的系數(shù)不顯著，可能的原因為國有企業(yè)在產(chǎn)融結(jié)合前就存在預(yù)算軟約束，其面臨的長期融資缺口較小，創(chuàng)新潛力已被充分發(fā)掘，產(chǎn)融結(jié)合對于國有企業(yè)僅僅是資源整合或是地方政府干預(yù)的一種形式，因此，產(chǎn)融結(jié)合對于國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升無顯著效應(yīng)。

六、拓展性分析

由于企業(yè)面臨的長期融資缺口仍屬于企業(yè)的融資約束范疇內(nèi)，在理論分析中，本文從信息不對稱和利益共同體的角度論述了產(chǎn)融結(jié)合能夠緩解企業(yè)的融資約束，上述異質(zhì)性分析僅初步說明產(chǎn)融結(jié)合能夠有效促進(jìn)外部融資依賴度較強(qiáng)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，因此，本文進(jìn)一步對產(chǎn)融結(jié)合與融資約束的因果關(guān)系進(jìn)行實證，借鑒Almeida等（2004）[25]的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型，設(shè)置實證模型（5）與（6）。其中，模型（5）沒有控制其他因素對現(xiàn)金持有行為的影響，僅加入企業(yè)經(jīng)營性現(xiàn)金流CF、產(chǎn)融結(jié)合以及兩個變量的交互項；而模型（6）進(jìn)一步控制了其他因素對現(xiàn)金持有行為的影響，從而使交互項的系數(shù)能夠更準(zhǔn)確地反映產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)融資約束的影響。若交互項的系數(shù)為負(fù)，說明產(chǎn)融結(jié)合能夠降低企業(yè)對于內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性，緩解企業(yè)的融資約束。模型的被解釋變量[cash]為企業(yè)在第[t]期的現(xiàn)金流變動，[CF]為企業(yè)的經(jīng)營性現(xiàn)金流；[expen]為企業(yè)的資本支出，[size]為企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模，[ΔNWCi，t]為企業(yè)[i]在第[t]期的凈營運資本變動；[ΔSDi，t]為企業(yè)[i]在第[t]期的短期債務(wù)變動，[TobinQ]為企業(yè)的托賓Q值。

[Δcashi，t=θ0+θ1CFi，t+θ2integratei，t+θ3integratei，t×CF+μi+λt+εi，t]? ? ? ? ? （5）

[Δcashi，t=φ0+φ1CFi，t+φ2integratei，t+φ3integrate×CFit+φ4expeni，t+φ5sizei，t+φ6TobinQi，t+φ7ΔNWCi，t+φ8ΔSDi，t+μi+λt+εi，t]? ? ? ? （6）

上述實證模型能夠說明產(chǎn)融結(jié)合是否緩解了企業(yè)融資約束，但依照前文理論分析所述，我國現(xiàn)實情況為金融供給結(jié)構(gòu)與金融需求結(jié)構(gòu)不匹配，主要表現(xiàn)為企業(yè)的長期融資需求得不到滿足，而短期資金供給相對充裕，因此，本文進(jìn)一步設(shè)置模型（7）以驗證上述分析：

[Δcashi，t=ω0+ω1CFi，t+ω2integratei，t+ω3integratei，t×CFi，t+ω4integratei，t×CFi，t×LFSi，t+ω5CFi，t×LFSi，t+ω6integratei，t×LFSi，t+ω7LFSi，t+ω8expeni，t+ω9sizei，t+ω10TobinQi，t+ω11ΔNWCi，t+ω12ΔSDi，t+Σindustry+λt+εi，t]? ? （7）

若[ω4]的系數(shù)顯著為正，則說明企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合對于緩解短期融資缺口產(chǎn)生更加顯著的作用；若[ω4]的系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合對于緩解長期融資缺口的效應(yīng)更加顯著；若[ω4]的系數(shù)不顯著，則產(chǎn)融結(jié)合對于緩解企業(yè)的融資約束不存在期限結(jié)構(gòu)效應(yīng)。實證結(jié)果如表12列（1）—（3）所示，列（1）與列（2）報告的實證結(jié)果顯示，產(chǎn)融結(jié)合與經(jīng)營性現(xiàn)金流的交互項系數(shù)在10%的統(tǒng)計性水平顯著為負(fù)，說明產(chǎn)融結(jié)合有助于緩解企業(yè)融資約束；而列（3）報告了式（7）的檢驗結(jié)果，可以看到三變量交乘項[ω4]的系數(shù)顯著為負(fù)，驗證了前文所述產(chǎn)融結(jié)合對于緩解企業(yè)長期資金缺口產(chǎn)生更加顯著效果的相關(guān)理論。

七、結(jié)論與建議

以往高投資增長、高出口增長、依賴人口紅利的經(jīng)濟(jì)增長模式很難使我們跳出中等收入陷阱，因此，以粗放型經(jīng)濟(jì)增長模式向依托技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)生增長模式轉(zhuǎn)型具有強(qiáng)烈的現(xiàn)實意義，而企業(yè)創(chuàng)新能力的增強(qiáng)、全要素生產(chǎn)率的提升是實現(xiàn)上述目標(biāo)的重要手段。本文基于2007—2022年我國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，以產(chǎn)融結(jié)合緩解企業(yè)長期融資缺口為切入點，檢驗了產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)融結(jié)合顯著地提升了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，其具體的作用機(jī)制為產(chǎn)融結(jié)合緩解企業(yè)長期融資缺口、促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，對于資產(chǎn)可逆性較差、外部融資依賴度較高、非國有的企業(yè)，產(chǎn)融結(jié)合促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的效應(yīng)更強(qiáng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)融結(jié)合降低了企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度，說明產(chǎn)融結(jié)合緩解了企業(yè)融資約束，并且對于緩解企業(yè)長期融資缺口的效應(yīng)更為顯著。

基于上述分析，本文提出以下政策建議：第一，完善產(chǎn)融結(jié)合法律法規(guī)與制度。從我國產(chǎn)融結(jié)合實踐來看，產(chǎn)融結(jié)合本身是一把“雙刃劍”：既有立足實業(yè)，通過產(chǎn)融結(jié)合整合資源，實現(xiàn)雙贏的產(chǎn)融協(xié)同；也有企業(yè)高負(fù)債低效率投資、對金融機(jī)構(gòu)存在“掏空”行為的“資源詛咒效應(yīng)”。因此，對可能存在的道德風(fēng)險進(jìn)行制度和監(jiān)督約束，控制好實體業(yè)與金融業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)機(jī)制是產(chǎn)融結(jié)合的前提。第二，產(chǎn)融結(jié)合對于促進(jìn)資產(chǎn)可逆性較差的企業(yè)、非國有企業(yè)、外部融資需求較大企業(yè)的全要素生產(chǎn)率具有獨特優(yōu)勢，應(yīng)鼓勵經(jīng)營前景較好、信用狀況優(yōu)良的上述企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合試點，以提升其創(chuàng)新能力和全要素生產(chǎn)率。第三，由于長期融資缺口的存在，我國企業(yè)創(chuàng)新能力與投資效率的提升受到抑制，因此，除了鼓勵產(chǎn)融結(jié)合組織形式的發(fā)展，還要構(gòu)建多層次、均衡的資本市場，實現(xiàn)金融供給結(jié)構(gòu)與金融需求結(jié)構(gòu)的契合；促進(jìn)數(shù)字金融的發(fā)展與應(yīng)用，減少銀企之間的信息不對稱，提升金融機(jī)構(gòu)的業(yè)務(wù)能力與水平，使金融機(jī)構(gòu)能夠有效識別企業(yè)的真實融資需求和信用狀況，緩解融資期限不匹配的問題。第四，優(yōu)化創(chuàng)新專利審批流程，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化，提升企業(yè)創(chuàng)新轉(zhuǎn)換效率，將創(chuàng)新成果應(yīng)用于生產(chǎn)過程或產(chǎn)品中，以加快由“中國制造”向“中國智造”轉(zhuǎn)變及知識密集型產(chǎn)業(yè)的構(gòu)建。

注：

①時為寧波市商業(yè)銀行。

②限于篇幅，本文未將全部協(xié)變量列示，作者備索。

③限于篇幅，本文未將三種匹配結(jié)果的平衡性檢驗列示，作者備索。

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