产融结合能否提升企业全要素生产率.docx

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1、产融结合能否提升企业全要素生产率？摘要：以我国20072022年沪深A股上市企业为研究样本，考察产融结合对企业全要素生产率的影响、内在机制与异质性。研究发现，产融结合对企业全要素生产率具有显著的正向效应，考虑到产融结合特征及我国金融供给结构与需求结构不匹配，存在“产融结合一长期融资缺口一企业创新一全要素生产率”的链式中介传导机制；产融结合对于企业全要素生产率的积极作用在资产可逆性差、外部融资依赖度较高、所有制属性为非国有的企业中更为显著；进一步研究发现，产融结合能够有效降低企业融资约束，对于缓解企业长期融资约束的效应更强。关键词：产融结合；全要素生产率；长期融资缺口；企业创新；融资约束一、引言

2、党的二十大报告指出，要“加快构建新发展格局”“深化供给侧结构性改革”“着力推动高质量发展”。但受制于体制和市场制度不完善等原因，我国企业创新能力不强，企业的全要素生产率普遍较低，成为高质量发展的主要瓶颈之一。目前我国金融市场尚不够成熟与完善，不能较好地满足经济主体多样化的融资需求。例如，商业银行基于信用风险、流动性风险、利率风险管理的考量，倾向于减少长期信贷规模或对长期资产的期限溢价定价过高，信贷资金供给结构与需求结构之间存在不匹配的问题。参照白云霞等（2016）1的做法，本文利用2022年新增企事业单位中长期贷款、新增股权融资、新增债权融资三个指标进行求和，将上述的相加值除以当年固定资产完成

3、额，发现2022年我国企业部门约有75%的长期投资存在融资缺口。相对地，短期信贷申请条件与审批较为宽松，易于获取，融资成本较低，促使部分企业通过滚动短期借款以实现长期融资的目的，导致企业的投融资期限错配。而企业的长期融资通常对应着企业长期投资，长期投资具有回收期较长、风险较大的特征，企业的长期投资项目可能在短期内无法产生足够的现金流以偿还短期借款（田利辉等，2022）2；并且，审计师倾向于将企业的短贷长投行为评估为高风险审计事项，并出具非标准的审计意见（罗宏等，2018）3,这会增加企业外部融资难度与成本,进一步加剧企业的融资约束。囿于上述因素，企业滚动短期资金以实现长期融资的短贷长投行为容易

4、导致资金链断裂及债务违约等经营风险，并将信用风险传导至金融业，由此累积系统性金融风险。金融市场长期信贷供给的缺乏必然引致企业减少长期投资，更加偏好短期投资项目，将资金用于投资轻资本的劳动密集型产业，抑或资金回流速度较快的快消品产业，并增加销售活动的相关投入，以加快资金流转、匹配短期信贷的还款期限，进而规避流动性风险。虽然上述行为符合信贷资金期限匹配原则，但属于企业被动选择的无奈之举（卜洁文等，2023）4,长期融资缺口的存在使得企业即使具有较好的长期投资项目也难以实施，只能被限制在短期投资中，可能导致投资的低效率。上述因素导致企业难以发挥既有生产要素组合的最大效益，不利于企业发挥其自身优势。那

5、么，我国现行条件下是否具有新业态的金融资源配置机制以缓解企业的长期融资缺口呢？2010年国务院发布的关于鼓励和引导民间投资健康发展的若干意见与2012年原银监会发布的关于鼓励和引导民间资本进入银行业的实施意见明确支持企业入股金融机构，2015年发布的中国制造2025更是指出，建设制造业强国需要完善金融扶持政策，支持重点领域大型制造业企业集团开展产融结合试点。在基于自身需求与政策准许的前提下，已有大量企业参股金融机构，并由此带来双方在资本、人才、管理等方面的相互融合。从具体的案例来看，雅戈尔早在2004年就参股宁波银行，一方面分享商业女艮行的高额收益，另一方面利用银行的金融职能缓解自身的融资约束

6、，以促进自身的发展。雅戈尔对宁波银行的投资回报率在多年间均高于其净资产收益率，其在参股后多次发行了具有宁波银行担保的债券，并且，宁波银行对雅戈尔的授信额度一度占到雅戈尔经营活动净现金流的64.96%,这些授信额度主要用于开具信用证等活动，以支持雅戈尔的业务发展（方圆圆，2016）5o产融结合使得企业融资的性质由外部融资转化为内源融资，那么，这会缓解企业所面临的长期融资缺口，进而提升其投资和生产效率吗？遗憾的是，学术界对于产融结合的相关讨论不够深入，现有文献缺乏对于产融结合如何影响其全要素生产率及作用机制的研究。鉴于此，本文以20072022年沪深A股上市公司为研究样本，考察产融结合对于企业全要

7、素生产率的影响。实证研究发现，企业参股金融机构后，其全要素生产率得到显著提升;进一步分析产融结合作用于全要素生产率的机制，发现参股金融机构有助于缓解企业面临的长期融资缺口，促进企业创新，进而提升其全要素生产率，即企业产融结合与全要素生产率之间存在链式多重中介效应；在异质性分析中，发现对于资产可逆性较差的企业、非国有企业、外部融资依赖度较高的企业，参股金融机构对其全要素生产率的提升具有更强的边际效应。本文进一步利用现金一现金流敏感性模型以检验产融结合是否缓解了企业所面临的融资约束，发现参股金融机构降低了企业的现金持有对经营性现金流的敏感度，缓解了企业的融资约束，进一步在现金一现金流敏感性模型中构

8、造长期融资缺口、经营性现金流与参股金融机构的交互项，发现对于长期融资缺口越大的企业，参股金融机构对于缓解企业融资约束的作用越强，验证了链式中介效应的稳健性。本文可能的边际贡献主要有以下几点：第一，本文系统地研究了产融结合对企业全要素生产率的影响及作用机制，提供了解决现阶段我国企业创新力不足、生产效率不高问题的新视角。第二，产融结合实质上属于企业纵向一体化战略，与交易成本理论、优序融资理论存在交叉，现有研究产融结合的文献未将产融结合与交易成本理论相结合，本文在理论分析和实证检验中依托交易成本理论论述产融结合与全要素生产率的因果关系，具有一定的理论意义。第三，现有研究产融结合的文献仅考察了产融结合

9、缓解企业的融资约束的作用，没有关注到我国金融供给与信贷需求期限不匹配的现实情况，本文着眼于企业的长期融资缺口，从缓解企业长期融资缺口的角度考察产融结合促进全要素生产率的作用机制，为鼓励产融结合提供新的经验和理论依据。二、理论分析与文献综述（一）产融结合、长期融资缺口与企业创新产融结合是产融协同的重要表现之一，是指企业与金融机构之间以股权关系为纽带，通过资本、人事的相互渗透以实现银企合作，是产融协同与银企关系的“最终形态”。具体主要表现为两种形式，即“由产到融”与“由融到产”。“由产到融”指的是实体企业将部分产业资本转移到金融机构，以实现服务于自身产业发展的产融优势，或实现跨行业套利；“由融到产

10、”是指金融资本布局实体经济或房地产业。由于我国的法律和相关制度规定的限制，金融机构被禁止直接投资于非金融企业，因此，产融结合主要是指非金融企业参股或控股金融机构的形式。随着经济形势发展和我国出台相关政策鼓励民间资本参与金融机构，已有大量非金融企业参股金融机构的实践与案例，万得数据显示，20072022年共有519家上市公司参股非上市金融机构，累计投资金额为1.587万亿元。产融结合的实践引起学术界的关注，例如部分学者从企业现金持有（杨兴全和王丽丽，2021）6、市场绩效（黄斌和冯俭，2020）7、对商业信用的替代（张新民等，2021）8等方面考察产融结合的经济效应，但关于产融结合如何影响企业全

11、要素生产率及其作用机制的相关研究相对较为缺乏，仅有王立国和赵琳（2021）9、杜传忠和金华旺（2021）10从提升投资效率的角度考察了产融结合促进企业全要素生产率提高的作用机制。产融结合作为一种新型的资源整合形式，其能够缓解企业长期融资缺口并促进企业创新：第一，产融结合能够缓解银企之间的信息不对称。企业融资难、融资贵的核心问题在于金融机构与企业之间的信息不对称，企业创新项目的外部融资则面临着更为严重的信息不对称，而产融结合模式下，非金融企业通过控股或参股金融机构构成了与金融机构更为紧密的利益关联体，因此，企业创新项目的保密属性被弱化，相关金融机构获取企业的软信息和内部信息更为便捷。而信息不对称

12、的缓解有助于降低企业长期融资的违约风险，缩减企业的长期融资缺口。第二，产融结合使得非金融企业与金融机构之间由单纯的债权债务关系，转化为债权债务与股权关联相结合的复杂利益共同体。企业创新活动具有高风险、高回报特征，一旦创新成功，企业的债权人无法享受创新成果的相应回报，只能获得固定收益，而产融结合使得非金融企业与金融机构之间的利益关联被加强，为企业创新活动提供信贷资金的收益与风险相统一促进了对企业创新项目的授信。第三，产融结合能够降低交易成本。由于我国金融市场发展不成熟、不完善，长期信贷供给较少或期限溢价过高，企业所面临的长期融资缺口较大。非金融企业参股金融机构后，可以通过派驻董事等措施影响金融机

13、构的信贷决策(1.aeVen,2001)11,其内部化的融资交易也使得信息沟通较为畅通，信息效应和决策效应能够降低企业长期融资缺口，促进企业投资和创新。此外，持股金融机构使得非金融企业与金融机构之间形成稳定的利益关系，长期稳定的融资来源有助于企业平滑研发投资支出，降低交易成本。第四，优序融资理论认为，企业在为项目融资时，其融资顺序应为内部融资一债权融资一股权融资，而产融结合在一定程度上使得债权融资转变为内源融资的形式，能够有效降低融资成本和交易成本。(二)长期融资缺口、企业创新与全要素生产率企业长期融资缺口的缓解有助于全要素生产率的提升。由于短期贷款的审批较为宽松，相对较易获取，部分企业通过续

14、借滚动短期资金的方式以实现长期融资，但在此过程中，长期投资和研发投入的回收周期较长，可能无法产生足额的现金流以偿还短期贷款，并且金融机构存在不再续贷的可能性，这会增加企业债务违约和资金链断裂的风险，直接影响企业经营。因此，企业为避免陷入财务困境，会调整其投资策略，增加回收期较短的短期投资或快消品生产，减少长期的战略支出，以匹配其债务期限结构，间接导致企业全要素生产率下降。企业创新能够直接提升其全要素生产率。具体而言，企业创新从生产过程、生产流程、产出品价值和创新竞争等方面提升全要素生产率，从生产过程看，企业对生产工艺与生产技术进行创新，新技术的应用能够有效提高生产效率，降低原材料的消耗，节约人

15、力资本，进而降低成本；彳处生产流程上看，组织架构创新和生产制度创新可以帮助企业优化生产流程，压缩管理成本，加强内部控制，缓解企业内部的代理问题，减少中间环节可能存在的耗损，提升组织效率（武力超等，2021）12；从产出品价值方面考察，企业创新往往能够为客户提供更高品质、更可靠的产品，增加企业产品的附加值，从而在既定要素投入下实现产出品价值的提升，帮助企业在激烈的市场竞争中获得优势。此外，企业之间愈加激烈的创新竞争加速了要素流动，促进要素由生产率较低的部门流向生产率较高的部门，迫使生产率较低的企业退出市场，进而提升了企业部门的全要素生产率，即全要素生产率的结构效应（ACelnOgIU和CaO,2

16、015；戴小勇，2021）13,14o基于上述分析，本文提出如下研究假设：假设1：产融结合能够促进企业全要素生产率的提升。假设2：产融结合通过缓解企业长期融资缺口，促进企业创新，继而提升企业全要素生产率，即产融结合对于企业全要素生产率的影响存在链式中介过程。三、研究设计（一）数据来源本文选取20072022年沪深两市A股上市公司作为研究样本，企业样本数据来源于国泰安数据库，企业参股金融机构的数据来源于万得数据库。在后文的异质性分析中，采用证监会2012年发布的上市公司行业分类指引作为行业划分依据。本文对原始数据做如下处理：（1）剔除金融业样本企业；（2）剔除存在异常值的样本；（3）对连续变量上

17、下K的极端值做缩尾处理。（二）变量设定1.被解释变量。本文的被解释变量为企业的全要素生产率（TFP）,测度微观企业的全要素生产率有O1.S法、GMM法与半参数估计的1.P法和OP法。其中，O1.S法存在变量相互决定和样本选择偏差所导致的内生性问题；GMM法适用于长时间跨度的长面板数据；而OP法能够较好地解决估计企业全要素生产率的内生性问题，以中间投入品作为工具变量的1.P法则进一步缓解了OP法以投资额作为代理变量的数据丢失问题（鲁晓东和连玉君,2012）15,考虑到1.P法和OP法在修正估计企业全要素生产率时的内生性问题方面具有相对优势，而1.P法在样本容量上优于OP法，因此，本文在实证分析中

18、主要使用1.P法估计的企业全要素生产率作为被解释变量，在稳健性分析中使用OP法估计的企业全要素生产率进行稳健性检验。采用上述方法计算企业全要素生产率时需要企业产出变量、企业资本存量变量、中间品投入指标和自由变量，其中产出变量以营业总收入衡量，资本存量变量以固定资产净额衡量，中间品投入指标以企业购买商品接受劳务支付的现金度量，自由变量选取企业员工人数作为代理变量。2,核心解释变量。本文的核心解释变量为产融结合(intergrate),我国产融结合大体分为三类：第一类是服务型产融结合，主要表现形式为企业集团开设财务公司，以加强企业集团资金集中管理和提高企业集团资金使用效率；第二类是发展型产融结合，

19、即大型控股集团通过直接设立金融机构涉足金融业，或是设立消费金融公司为客户购买企业自身产品提供金融服务；第三类是投资型产融结合，即企业通过投资金融机构以实现产融结合。关于第一类产融结合，财务公司为集团内部企业提供财务管理服务，融资属性相对较弱，并且财务公司对集团内部其他企业的资金调配或内部担保属于内源融资；第二类产融结合的主要目的是拓展企业经营边界，使金融服务于自身的产业增长，进一步实现经营效益，融资属性也相对较弱；第三类产融结合中，企业通过参股金融机构，能够实现信息不对称的缓解、利益共同化、影响金融机构决策等效应，因此，第三类产融结合具有强烈的融资属性。结合本文的研究内容和研究对象，以投资型产

20、融结合作为数据选取的主要依据。上市金融机构的股权结构较为分散，企业参股上市金融机构的持股比例较小，对上市金融机构的影响作用较为有限，并且企业参股上市金融机构的数据难以获取。部分学者研究产融结合相关内容时选取企业参股银行的样本作为研究对象，但此方式忽视了企业参股非银行金融机构也可以促进非银行金融机构购买企业发行的债券、股票等证券，为企业提供融资。因此，本文在产融结合的研究分析中侧重于研究非金融企业参股非上市金融机构的样本，由于企业对非上市金融机构的具体持股数据缺失严重，本文采用企业参股与否的01虚拟变量作为核心解释变量,若企业在当年参股金融机构，则赋值为1,否则赋值为0。3 .中介变量。本文的中

21、介变量包括企业面临的长期融资缺口(1.FS)与企业创新(innovation)变量。参考钟凯等(2016)16的方法构建企业面临的长期融资缺口指标，具体计算方式为：长期融资缺口=购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金t+研发投入金额t-(长期借款t-长期借款1.l+一年内到期的非流动负债t+经营活动产生的现金流量净额t+处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金净额)t/总资产t-lo长期融资缺口值越大，说明企业面临的长期融资缺口越严重。企业创新变量参考HSU等(2014)17、田利辉等(2022)2的做法，使用企业申请并最终被授权的专利数量作为代理变量，由于企业创新数据呈现出右偏分布

22、，同时为了避免企业当年的专利量为0时造成的观测值缺失，本文使用发明专利、实用新型专利、外观专利三种类型专利之和加1后取对数作为企业创新的度量指标。4 .控制变量。为缓解遗漏变量偏误所带来的内生性问题，并控制其他可能影响被解释变量的因素，本文主要从公司治理和营业收入方面进行考察，选取营业收入增长率(grow),两职合一(position)董事会规模(board)、机构投资者持股比例(ins)作为控制变量。各个变量的具体定义如表1所示。(三)描述性统计表2报告了主要变量的描述性统计结果，其中企业全要素生产率的均值为15.235,最小值为12.606,最大值为18.289,标准差为1.lO0,这表明

23、不同企业在样本区间内的全要素生产率差异较大；产融结合变量的平均值为0.123,标准差为0.328,中位数为0,说明样本中平均有12.3%的观测值参股了非上市金融机构；企业长期融资缺口指标的均值为-0.030,中位数为-0.028,标准差为0.111,与考察企业短贷长投、投融资期限错配相关学者的研究近似；企业创新变量的平均值为2.468,中位数为1.386,标准差为2.669,最小值为0,最大值为8.513,说明企业之间的创新水平差异较大，通过反对数计算得出，企业平均每个年度申请并获得审批的专利约为H个。其余变量的分布也位于合理区间。表2：描述性统计变量观测值数量平均值标准差最小值最大值中位数T

24、FP2571415.2351.10012.60618.28915.145integrate257140.1230.3280101.TFS25714-0.0300.111-0.4440.293-0.028innovatio11257142.4682.66908.5131.386grow257140.1800.466-0.5923.1030.106position257140.2380.426010board257148.7781.7289159ins257140.4860.2420.0070.9470.504（四）模型设定本文使用模型（1）检验产融结合对企业全要素生产率的影响：TFPi,t+l=

25、0+Iintegratei,t+2controlsi,t+i+t+i,t（1）其中，被解释变量TFP表示企业的全要素生产率，integrate为产融结合变量，controls为一系列控制变量。本文使用双向固定效应模型进行实证检验，在回归中控制了企业个体固定效应和年度固定效应，其中i为企业个体固定效应,入t为年度固定效应，2i,t为残差项。根据前文的理论分析与假设，本文研究的产融结合作用于企业全要素生产率的作用机制是缓解企业长期融资缺口继而促进企业创新，并且存在产融结合直接促进企业创新，进而提升企业全要素生产率的过程。企业创新周期较长，创新所需外部融资往往对应着长期借款，通常表现为缓解企业长期融

26、资缺口有助于促进企业创新的次序特征，因此，有别于简单的独立中介效应模型分析，本文采用链式多重中介效应模型以考察产融结合对于企业全要素生产率提升的作用机制。链式中介效应的具体模型如下所示:1.FSi,t+l=0+Iintegratei,t+2controlsi,t+i+t+i,t(2)Einnovationi,tl=0+Iintegratei,t21.FSi,tl+3controlsi,t+i+ti,t(3)TFPi,t+l-Y0+Iintegratei,t+Y21.FSi,t+l+Y3innovationi,t+l+Y4controlsi,t+i+t+i,t(4)其中，式(2)验证了产融结合是

27、否能够缓解企业所面临的长期融资缺口；式(3)在控制产融结合变量的基础上，检验企业长期融资缺口对于企业创新的影响；式(4)除了控制产融结合变量外，还控制了企业长期融资缺口的代理变量，实证分析企业创新对其全要素生产率的影响。对于链式中介效应，若上述实证模型中Bl、T12与Y3均显著，则说明链式中介效应显著存在。考虑到企业参股金融机构后，对于长期融资缺口的缓解、企业创新产出及全要素生产率的提升存在一定的时滞性，并且为了缓解内生性问题，本文在实证分析时将被解释变量与中介变量作前置一期处理。四、实证分析(一)基准回归结果表3报告了基准回归结果，其中列(1)-(4)分别对应于未加控制变量的模型(1)-(4

28、),可以发现，核心解释变量与中介变量均在统计意义上显著，初步表明存在链式中介效应。列（5）（8）报告了加入控制变量后的实证结果，其中，列（5）产融结合的系数为0.086,在1%显著性水平显著为正，说明产融结合有助于企业全要素生产率的提升；列（6）以企业面临的长期融资缺口为被解释变量进行回归，实证结果显示，产融结合变量的系数显著为负，即产融结合缓解了企业面临的长期融资缺口。列（7）报告了式（3）的实证结果，在控制企业产融结合变量的前提下，企业长期融资缺口的系数在5%的统计性水平上显著为负，表明企棠长期融资缺口严重制约了企业创新产出；列（8）除了控制产融结合变量外，还控制了企业长期融资缺口变量，以

29、检验企业创新对其全要素生产率的影响，表中结果显示，企业创新的系数在5%的统计性水平显著为正，说明企业创新有助于促进全要素生产率的提升，鉴于实证模型中Bl、112与3均显著，说明“产融结合一长期融资缺口一企业创新一全要素生产率”的链式中介效应存在，前文理论假设得到验证。（二）稳健性检验1.工具变量法。本文可能存在遗漏变量所导致的内生性问题，也可能存在反向因果关系，即全要素生产率高的企业倾向于扩张自身规模，包括实施横向扩张以及纵向一体化等战略措施以实现产融结合。本文采用工具变量法处理可能存在的内生性问题，参考田利辉等（2022）2的方法，选取与上市公司属于同一行业的其他上市公司上一年度是否参股金融

30、机构的平均值作为工具变量进行检验。一方面，企业战略决策一定程度上受到同行业其他企业决策的影响，存在一定的学习效应与模仿效应，因此，同行业其他企业最近年度的产融结合决策与特定企业的产融结合决策高度相关；另一方面，同行业其他企业的产融结合决策对特定企业的全要素生产率无直接影响。因此，本文选取的工具变量与回归中的残差项基本无相关关系。两阶段最小二乘法的工具变量实证检验结果如表4所示，在第一阶段模型的估计结果中，工具变量的回归系数在1%的水平上显著为正，说明工具变量与产融结合的相关性较强，满足工具变量的相关性要求，观察Kleibergen-Paaprk1.M的统计量及对应的P值，说明上市公司所属同一行

31、业的其他上市公司上一年度是否参股金融机构的平均值作为工具变量通过了不可识别检验，第一阶段F值、Cragg-DonaldWaldF统计量、Kleibergen-PaaPrkWaIdF统计量均大于10和Stock-Yogo弱工具变量检验在10%的临界值，说明工具变量回归中不存在弱工具变量问题。第二阶段的回归结果显示，在考虑内生性问题后，产融结合变量在1%的统计性水平显著为正，系数为1.490,与基准回归结论基本一致，初步表明本文实证结论不存在严重的内生性问题。2 .处理效应模型。企业参股金融机构是企业自发选择的行为，而基准模型中没有考虑到样本选择偏误，存在一定的局限性,并且是否参股金融机构与企业特

32、征也可能存在一定程度的内生性，因此，本文选择处理效应模型进行检验，先设置可能影响企业参股的变量作为解释变量，其中包括SA指数(SA)、固定资产投资比率(entity)、托宾q(tobinq)、杠杆率(lev)、规模(size)现金比率(CaSh)、总资产利润率(roa)年龄(age),使用Probit模型估计出企业参股金融机构的概率，根据结果计算出产融结合企业与非产融结合企业的逆米尔斯比率，并将逆米尔斯比率作为控制变量代入到第二阶段的检验方程中。表5报告了两阶段法的实证结果，核心解释变量产融结合的系数仍在1%的统计性水平显著为正，上文结论成立。此外，逆米尔斯比率的系数显著为负，说明在考虑到可能

33、的样本自选择的内生性问题后，产融结合对于企业全要素生产率仍然表现为促进效应。3 .PSM倾向得分匹配。由于可能存在其他因素导致产融结合企业与非产融结合企业之间全要素生产率的分化，例如倾向于参股金融机构的企业可能本身具有良好的财务状况、内部控制、创新能力等特征，从而导致产融结合组别的企业具有较高的全要素生产率。为排除上述可能的样本自选择所导致的内生性问题，本文采用SA指数、机构投资者持股比例、产权性质、研发投入等一系列变量作为协变量，采用Iogit模型估计倾向得分，然后以产融结合企业作为处理组、非产融结合企业作为控制组，企业全要素生产率作为结果变量，进行倾向得分匹配，分别采用k近邻1对1匹配、半

34、径匹配、核匹配进行实证检验。绝大多数协变量经过匹配后，其偏差大幅缩小，并保持在10%的偏差范围内，处理组与控制组的协变量经过匹配后无显著差异，表明本文的匹配结果较好。由表6实证结果可得，产融结合的平均处理效应显著为正，说明在缓解处理组企业与控制组企业个体特征差异，使得两组企业个体尽可能相似后，产融结合的平均处理效应仍显著为正，经过上述内生性讨论，说明本文不存在较为严重的内生性问题。4 .替换被解释变量。为避免被解释变量的选取偏误影响本文的实证结论，本文进一步采用以投资额作为代理变量的OP法估计企业的全要素生产率，重新对模型（1）-（4）进行稳健性检验，检验结果如表7所示，核心解释变量和中介变量

35、的系数与前文基准回归所得结论基本一致，说明本文所论述的产融结合对全要素生产率的影响及作用机制较为稳健。五、异质性分析（一）基于资产可逆性的异质性分析依据威廉姆斯的交易成本理论，资产的专用性程度越高，企业实行纵向一体化战略的动机越强。一般来说，企业的重资产投资与企业的研发投入具有较高的相似度，固定资产占比高的企业往往投资和回收周期较长，并且相对于人力资本，固定资产的资产可逆性较差，专用程度较强；相对地，人力资本占比高的企业,其投资周期较短，调整成本相对较低（GUIen和IOn,2016；谭小芬和张文靖，2017）19,20o同样地，关于企业的研发投入,在创新成果落地并转化为产品前，研发投入所产出

36、的资产为半成品的知识储备，不能中途转为其他用途。由此可见，由于投资周期较长和资产专用性较强等因素，重资产投资与研发投入活动更加需要长期稳定的融资渠道，而产融结合属于企业的纵向一化措施，能够降低企业的交易成本，为企业提供长期稳定的融资渠道，使重资产投资和研发投入活动的融资期限相匹配，对于上述投资或研发活动占比较高的企业，其边际效应可能更为显著。因此，本文采用固定资产占比（计算方式为固定资产净额除以总资产）和研发投入占比（计算方式为研发投入金额除以营业收入）作为企业资产不可逆性的衡量指标，按企业所属行业一年度的中位数作为划分标准，若样本观测值大于中位数，则划分为资产可逆性较差的企业；若样本观测值小

37、于中位数，则划分为资产可逆性较强的企业。实证结果如表8和表9所示，可以发现，对于资产可逆性较差的企业，产融结合作用于企业全要素生产率的边际效应相对更强，上述结论也从侧面印证了威廉姆斯的交易成本理论，即资产专用性较强的企业更倾向于实施纵向一体化战略。（二）基于外部融资依赖度的异质性分析KIetZer和Bardhan（1987）21认为金融发展对于以外部融资依赖度较高产业为主导产业的国家更有相对优势，Rajan和Zingales（1998）22的研究表明，对于金融发达的国家，其资本密集型行业的增长率更高。那么，从微观企业的视角来看，对于外部融资依赖度较低的企业而言，内源融资即可满足企业的生产、投资

38、及研发需求，产融结合所带来的资源协同效应较弱；而对于较为依赖外部融资的企业，产融结合能够带来长期、稳定的外部融资来源，有助于企业合理规划现金流、投资和研发支出。因此，产融结合对于外部融资依赖度较高企业的全要素生产率的促进作用可能相对更为显著。陆菁等（2021）23认为应收账款净额较高的企业，更有可能成为商业信贷的供给方，因此，推断出这类企业的外部融资需求较低。基于陆菁等（2021）23的研究，本文参考Rajan和Zingales（1998）24的方法构建企业层面的外部融资依赖度指标，外部融资依赖度二（经营活动产生的现金流量净额-处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金净额+应收账款净额-应

39、付账款）/购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金。该指标值越小，说明企业的外部融资需求越大。按照企业所属行业外部融资依赖度的中位数值进行划分，若企业外部融资依赖度指标小于行业一年度中位数，则企业的外部融资需求较大；若企业外部融资依赖度指标大于行业一年度中位数，则企业的外部融资需求较小。分组回归的实证结果如表10所示，可以看出无论是在经济意义还是统计意义上，产融结合对全要素生产率的促进效应在外部融资依赖度较高的组别均大于外部融资依赖度较低的组别，证实了前文分析。（三）基于所有制属性的异质性分析部分学者认为产融结合对于国有企业不具有促进效应，甚至可能存在资源诅咒效应（田利辉等，2022）2,

40、降低国有企业的全要素生产率。地方政府在不同程度上为国有企业提供财政补贴并干预金融资源的投放；同时，地方政府作为国有企业的隐性“背书人”，一定程度上影响着商业银行对国有企业的信贷决策,形成“所有制偏好”。因此，相对于其他所有制企业，国有企业面临的融资约束相对较轻。而非国有企业的融资渠道较为缺乏，产融结合带来的长期稳定的融资渠道能够显著缓解其面临的长期融资缺口，进而促进其创新，提升全要素生产率。基于上述分析，本文将样本按产权性质划分为非国有企业与国有企业两组，表11列(1)-(4)分别报告了产融结合对非国有企业样本和国有企业样本全要素生产率的影响，对于非国有企业，产融结合的系数为0.135,在1%

41、的统计性水平显著，这说明非国有企业产融结合能够显著提升其全要素生产率；而国有企业样本组的产融结合的系数不显著，可能的原因为国有企业在产融结合前就存在预算软约束，其面临的长期融资缺口较小，创新潜力已被充分发掘，产融结合对于国有企业仅仅是资源整合或是地方政府干预的一种形式，因此，产融结合对于国有企业全要素生产率的提升无显著效应。六、拓展性分析由于企业面临的长期融资缺口仍属于企业的融资约束范畴内，在理论分析中，本文从信息不对称和利益共同体的角度论述了产融结合能够缓解企业的融资约束，上述异质性分析仅初步说明产融结合能够有效促进外部融资依赖度较强企业的全要素生产率，因此，本文进一步对产融结合与融资约束的

42、因果关系进行实证，借鉴Almeida等（2004）25的现金一现金流敏感性模型，设置实证模型（5）与（6）。其中，模型（5）没有控制其他因素对现金持有行为的影响，仅加入企业经营性现金流CF、产融结合以及两个变量的交互项；而模型（6）进一步控制了其他因素对现金持有行为的影响，从而使交互项的系数能够更准确地反映产融结合对企业融资约束的影响。若交互项的系数为负，说明产融结合能够降低企业对于内部现金流的敏感性，缓解企业的融资约束。模型的被解释变量cash为企业在第t期的现金流变动，CF为企业的经营性现金流；expen为企业的资本支出，size为企业的资产规模，ANWCi,t为企业i在第t期的净营运资本

43、变动；ASDi,t为企业i在第t期的短期债务变动，TobinQ为企业的托宾Q值。cashi,t=00+。ICFi,t2integratei,t+3integratei,tCF+i+t+i,t（5）cashi,t=0+ICFi,t+2integratei,t+3integrateCFit+4expeni,t+5sizei,t+6TobinQi,t+7NWCi,t+8SDi,t+i+t+i,t（6）上述实证模型能够说明产融结合是否缓解了企业融资约束，但依照前文理论分析所述，我国现实情况为金融供给结构与金融需求结构不匹配，主要表现为企业的长期融资需求得不到满足，而短期资金供给相对充裕，因此，本文进一

44、步设置模型（7）以验证上述分析：cashi,tzz0+ICFi,t2integratei,t+3integratei,tCFi,t+4integratei,tCFi,tX1.FSi,t+5CFi,t1.FSi,t+6integratei,t1.FSi,t71.FSi,t+8expeni,t+9sizei,tIOTobinQi,t11NWCi,t+12SDi,t+industry+t+i,t（7）若4的系数显著为正，则说明企业产融结合对于缓解短期融资缺口产生更加显著的作用；若34的系数显著为负，表明企业产融结合对于缓解长期融资缺口的效应更加显著；若34的系数不显著，则产融结合对于缓解企业的融资约

45、束不存在期限结构效应。实证结果如表12列（1）-（3）所示，列（1）与列（2）报告的实证结果显示，产融结合与经营性现金流的交互项系数在10%的统计性水平显著为负，说明产融结合有助于缓解企业融资约束；而列（3）报告了式（7）的检验结果，可以看到三变量交乘项4的系数显著为负，验证了前文所述产融结合对于缓解企业长期资金缺口产生更加显著效果的相关理论。七、结论与建议以往高投资增长、高出口增长、依赖人口红利的经济增长模式很难使我们跳出中等收入陷阱，因此，以粗放型经济增长模式向依托技术进步的内生增长模式转型具有强烈的现实意义，而企业创新能力的增强、全要素生产率的提升是实现上述目标的重要手段。本文基于200

46、72022年我国沪深A股上市公司数据，以产融结合缓解企业长期融资缺口为切入点，检验了产融结合对企业全要素生产率的影响及机制。研究发现，产融结合显著地提升了企业的全要素生产率，其具体的作用机制为产融结合缓解企业长期融资缺口、促进企业创新，进而提升企业全要素生产率。异质性分析发现，对于资产可逆性较差、外部融资依赖度较高、非国有的企业，产融结合促进企业全要素生产率的效应更强。进一步分析发现，产融结合降低了企业内部现金流敏感度，说明产融结合缓解了企业融资约束，并且对于缓解企业长期融资缺口的效应更为显著。基于上述分析，本文提出以下政策建议：第一，完善产融结合法律法规与制度。从我国产融结合实践来看，产融结

47、合本身是一把“双刃剑”：既有立足实业，通过产融结合整合资源，实现双赢的产融协同；也有企棠高负债低效率投资、对金融机构存在“掏空”行为的“资源诅咒效应”。因此，对可能存在的道德风险进行制度和监督约束，控制好实体业与金融业的风险传导机制是产融结合的前提。第二，产融结合对于促进资产可逆性较差的企业、非国有企业、外部融资需求较大企业的全要素生产率具有独特优势，应鼓励经营前景较好、信用状况优良的上述企业进行产融结合试点，以提升其创新能力和全要素生产率。第三，由于长期融资缺口的存在，我国企业创新能力与投资效率的提升受到抑制，因此，除了鼓励产融结合组织形式的发展，还要构建多层次、均衡的资本市场，实现金融供给

48、结构与金融需求结构的契合;促进数字金融的发展与应用，减少银企之间的信息不对称，提升金融机构的业务能力与水平，使金融机构能够有效识别企业的真实融资需求和信用状况，缓解融资期限不匹配的问题。第四，优化创新专利审批流程，促进企业创新成果的转化，提升企业创新转换效率，将创新成果应用于生产过程或产品中，以加快由“中国制造”向“中国智造”转变及知识密集型产业的构建。注：时为宁波市商业银行。限于篇幅，本文未将全部协变量列示，作者备索。限于篇幅，本文未将三种匹配结果的平衡性检验列示，作者备索。参考文献：1白云霞，邱穆青，李伟.投融资期限错配及其制度解释一一来自中美两国金融市场的比较J.中国工业经济,2016,(07).2田利辉，王可第，马静，于东洋.产融结合对企业创新的影响：资源协同还是资源诅咒？J1.经济学(季刊)，2022,22(06).3罗宏，贾秀彦，陈小运.审计师对短贷长投的信息识别一一基于审计意见的证据J审计研究，2018,(06).4卜洁文，汤龙，李光武.短贷长投、数字普惠金融与企业全要素生产率刀.上海大学学报(社会科学