“逆向混改”能夠抑制民營企業金融化嗎？

摘要：在市場競爭加劇的背景下，從事實體行業的民營企業金融化趨勢愈發明顯，如何引導企業“脫虛向實”，推動民營經濟健康發展，成為亟待解決的問題。本文基于民營企業參與混合所有制改革的“逆向混改”視角，使用2013—2022年中國A股非金融類民營上市公司數據，實證研究了國有股權參股對民營企業金融化的影響及作用機制。研究發現，國有股權參股能夠有效抑制民營企業金融化，該結論經過內生性檢驗和穩健性檢驗后仍成立。異質性檢驗發現，國有股權參股對民營企業金融化的抑制作用在戰略投資者組中和在行業競爭程度較高組中更顯著。機制檢驗發現，國有股權參股通過提高民營企業的銀行貸款率和提升民營企業的內部控制質量抑制其金融化。調節效應檢驗發現，“黨建入章”和金融監管強度可以顯著增強國有股權參股對民營企業金融化的抑制作用。進一步研究發現，國有股權參股在抑制民營企業金融化的同時，可切實推動企業研發產出的增加。本文的研究結論為國家防范金融風險和推動民營經濟健康發展提供了有益的參考。

關鍵詞：國有股權；企業金融化；黨建入章；金融監管強度

中圖分類號：F271文獻標識碼：A文章編號：1000-176X（2025）01-0072-15

一、問題的提出

黨的二十大報告提出，“堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上”。近年來，隨著金融業與實體行業之間的利潤差距不斷擴大，越來越多的實體企業開始減少主營業務投資，轉而將資源投入到金融領域，以追求更高的收益。“脫實向虛”在短期內雖能為企業帶來一定的經濟收益，但從長期來看，卻會削弱實體經濟的基礎，影響國家經濟的健康發展，甚至會引發金融危機。相較于國有企業，民營企業在經營過程中通常面臨較為寬松的監管環境，作為追求利潤最大化的商業組織，其更加熱衷參與金融化。根據Wind數據統計，2013—2022年，中國非金融類民營上市公司的金融資產平均規模由40.282億元上升至76.790億元，金融資產占公司總資產的比重由32.0%上升至38.7%。

由于所有制因素，國家無論在資源配置還是在政策優惠方面均多傾向于國有企業，民營企業長期面臨融資難問題，也缺乏能滿足自身正常發展的足夠資金［1］。許多高利潤率的實體行業通常被國有企業所壟斷，民營企業大多集聚于市場競爭激烈、利潤率較低的行業中［2］。在此情形下，民營企業往往在滿足自身運營和發展的同時，會配置更多的金融資產，以實現高于實體行業投資的收益［3］。為抑制民營企業金融化所產生的金融風險，現有文獻從企業數字化轉型［4］、黨組織參與治理［5］和CEO擔任公司法人［6］等方面對民營企業“脫虛向實”的影響進行了研究。實際上，基于當前中國的政策背景，政府在經濟發展中發揮至關重要的作用，使得民營企業愿意與政府有關部門建立密切的聯系，從而在激烈的市場競爭中占據優勢［7］。其中，“逆向混改”作為新型的混改模式，各級政府和國有企業通過國有股權對民營企業進行參股，被普遍認為是一種企業層面的關聯方式，該方式完全根植于國家的制度框架中，并以正式契約確立股權結構，可為政企之間建立持久穩定的合作關系［8］。

現有文獻將國有股權參股民營企業所發揮的作用大致總結為兩類。第一，資源效應。當國有股權參股民營企業后，鑒于國有股東具有官方背景，能夠讓民營企業在資源配置方面享受到類似于國有企業的待遇，有助于破解長期困擾民營企業資源獲取的難題，可為其在稅收優惠［9］、市場準入［10］、債務融資［11］和財政補貼［12］等方面帶來更多的便利和好處。第二，治理效應。公司治理理論認為，公司異質股東的持股比例越高，越能抑制大股東因“一股獨大”而產生的權力過于集中問題，從而有助于提升公司治理水平［13］。中國民營企業大多為控股股東占主導地位的股權結構，控股股東在企業經營決策中擁有與之持股比例相匹配的話語權。當國家通過國有股權對民營企業進行參股后，由于國有股東及其所屬政府機構秉持的官方意志，便有足夠的動機和能力對控股股東進行制衡，并使民營企業的經營決策趨近國家的發展政策，從而促使其在數字化轉型［14］、科技創新［15］、企業ESG表現［16］和參與脫貧攻堅［17］等方面作出積極貢獻。

2023年5月5日，二十屆中央財經委員會第一次會議強調，“要堅持以實體經濟為重，防止脫實向虛”。民營經濟作為中國市場經濟中不可缺少的組成部分，也是踐行國家戰略的重要力量。在當前國家大力發展實體經濟這一背景下，國有股權參股民營企業能否抑制其金融化，使其聚焦于發展實體行業，仍有待進一步研究。因此，本文使用2013—2022年中國A股非金融類民營上市公司數據，研究了國有股權參股對民營企業金融化的影響及作用機制。本文可能的貢獻主要體現在以下三個方面。第一，區別于現有文獻主要從資源獲取方面探究國有股權參股給民營企業帶來的積極影響，本文在結合國有股權參股發揮資源效應的同時，基于國有股權蘊含公有屬性所產生的治理效應，從民營企業實施金融化的預防動機和逐利動機出發，分析了國有股權參股對民營企業金融化的影響及作用機制，豐富了“逆向混改”領域的研究文獻。第二，“逆向混改”“黨建入章”是近年來國家推動民營企業高質量發展的重要舉措，現有文獻分別就這兩種舉措對民營企業經營決策的影響展開了實證研究，但尚無研究將兩者置于同一框架中對民營企業金融化進行分析。本文將“黨建入章”視為企業加強內部監督的一條重要途徑，深入分析了“逆向混改”“黨建入章”在抑制民營企業金融化方面產生的協同效應，為進一步提升民營企業治理能力、防范金融風險提供了有益的參考。第三，現有文獻從中國各地區金融監管強度存在差異的客觀事實出發，考察了其對企業行為的不同影響，但未將國有股權參股納入同一研究體系進行探討。本文將民營企業所處地區的金融監管強度視為影響其金融化的關鍵性外部因素，分析了金融監管強度對國有股權參股抑制民營企業金融化的調節作用，為金融監管的頂層設計制定提供了思路。

二、理論分析與研究假設

現有文獻將實體企業熱衷參與金融化的動機大致總結為兩類，即預防動機和逐利動機。預防動機觀點認為，由于金融資產具有流動性高、變現能力強等特點，企業為防止陷入財務困境，往往會選擇持有部分金融資產，以規避未來經營過程中可能出現的各種風險，其事實上起到對沖風險“蓄水池”的重要作用［18］。逐利動機觀點認為，由于企業從事金融投資，其收益率遠高于實體行業，企業往往會將有限的資源配置到金融資產中，從而對實體行業投資產生明顯的擠出效應［19］。實體經濟作為實現經濟高質量發展的重要基礎，民營企業過度金融化顯然有悖于高質量發展這一目標，而政府通過國有股權對民營企業進行參股，則可有效抑制其金融化。實際上，政府將國有股權注入民營企業后，便與企業之間產生了緊密的共生關系，盡管民營企業通過國有股權參股能夠獲得更多資源，但國有股東作為其所屬政府機構在參股企業中的代表，其行為往往會體現出明顯的官方意志［20］。與民營企業及其股東單純追求利潤最大化這一目標不同，國有股東及其所屬政府機構在努力實現國有資本保值增值的同時，還承擔著國家所賦予的政治和社會責任［21］。政府將國有股權注入民營企業，主要是為了幫助民營企業在技術創新、數字化轉型等事關經濟高質量發展方面取得顯著成效［22］。企業積極參與金融化，顯然偏離了政府的初衷，鑒于國有股東所具有的官方背景，會對這種投機行為更加敏感，從而對企業的經營決策進行干預，通過發揮國有股權的資源效應和治理效應，可有效抑制企業因預防動機和逐利動機選擇金融化的行為。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設1：國有股權參股能夠有效抑制民營企業金融化。

資源依賴理論認為，企業運營無法脫離外部的資源配置，其競爭力的強弱從根本上取決于自身獲取資源的能力［23］。銀行貸款是企業融資的重要渠道，但中國商業銀行大多為國家所有，其更愿意將貸款這一稀缺資源配置給國有企業，從而使民營企業長期面臨融資難問題［24］。在此情形下，出于規避風險的考量，民營企業通常會持有大量金融資產以維持正常經營。國有股權參股民營企業，則能夠幫助民營企業緩解融資難問題。政府將國有股權注入民營企業，便在事實上成為企業重要的參股股東，其出于實現國有資本保值增值這一目標，會為民營企業提供與國有企業相似的支持。信號傳遞理論認為，政府將國有股權注入民營企業，通常意味著該企業經營狀況良好且發展前景廣闊，也向外界釋放出該企業獲得政府支持的積極信號［25］。即便民營企業因經營不善陷入財務危機，由于政府這一“擔保人”的存在，也可對該企業進行“兜底”并給予救助，為銀行向該企業融資提供了可靠的信用背書，也在無形中增強了企業自身的聲譽，能夠有效減少銀企雙方長期存在的信息不對稱問題，降低借貸雙方的交易成本，從而增加參股企業獲得信貸資源的可能性。另外，當銀行推出一些符合國家政策的優惠貸款時，鑒于國有股權參股所帶來的信息和聲譽優勢，銀行也會優先滿足參股企業的貸款需求，從而為銀企之間的長期合作奠定堅實基礎［26］。因此，國有股權參股能夠為民營企業帶來更多的銀行貸款，改變企業源于預防動機而持有大量金融資產的行為。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設2a：國有股權參股通過提高民營企業的銀行貸款率抑制其金融化。

股權制衡理論認為，相較于控股股東，其他大股東所持有的股權比例越高，其勢力越大，更能夠對控股股東予以監督約束，從而對規范企業投資決策產生積極作用［27］。中國民營上市公司的大部分股權主要集中于控股股東（家族）手中，由于缺乏有效的監督，控股股東具有強烈的逐利動機，其愿意通過參與金融化實現收益最大化。國有股權參股民營企業，降低了該企業中的私有股權比例，也在一定程度上優化了股權結構，國有股東及所屬政府機構因其官方背景，具有足夠的能力對企業經營決策進行監督，從而對控股股東行為進行約束并抑制民營企業金融化。同時，國有股權背后的國資監管機構出于對國有資本保值增值的考量，也會對參股企業進行嚴格的監管。高質量的內部控制是企業健康發展的重要基礎。與民營企業相比，國有企業通常擁有更加規范的內部控制體系，當國有股權參股民營企業后，國資監管機構會要求參股企業根據國有企業的相關標準，推動其內部控制體系的規范化［28］。國資監管機構對國有資本的使用有嚴格的規定，迫使參股企業提高信息透明度，增強合規與風險意識，從而提升其內部控制質量，確保企業的經營決策與國家現行的發展政策相符。有國有股權參股的民營企業為緩解監管壓力，會積極致力于深耕實體行業，通過發展新質生產力實現更高的收益，最終抑制其金融化。因此，國有股權參股能夠制衡民營企業控股東股行為，提升其內部控制質量，從本質上抑制民營企業源于逐利動機而選擇金融化的行為。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設2b：國有股權參股通過提升民營企業的內部控制質量抑制其金融化。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2013—2022年中國A股非金融類民營上市公司為研究對象。之所以選取2013年為研究起始年份，是因為當年國家明確提出要大力推動混合所有制改革，實現國有經濟與非公有制經濟的深度融合。為了提高研究的可靠性，本文還剔除了由國有企業改制為民營企業的樣本。同時，對房地產行業、實際控制人信息不明、出現ST或*ST、研究數據缺失嚴重的樣本予以剔除。為了消除極端值的影響，本文還對連續變量在1%和99%水平上進行了雙側縮尾處理，最終得到5847個觀測值。

本文涉及的企業財務類數據均來自國泰安數據庫。關于企業“黨建入章”的情況，本文對各樣本公司章程進行檢索搜集。企業所處地區的金融監管數據則來源于歷年《中國統計年鑒》及國家統計局網站。

（二）變量選取

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量是民營企業金融化程度（FIN）。借鑒Liu等［29］的研究，本文用企業當年金融資產總額占年末總資產中的比重衡量民營企業金融化程度。其中，金融資產涵蓋了多種類型，包括交易性金融資產、衍生金融資產、發放貸款及墊款凈額、持有至到期投資凈額、可供出售金融資產凈額和投資性房地產凈額。

⒉解釋變量

本文的解釋變量是國有股權參股（STA）。借鑒高冰瑩等［30］的研究，本文用民營企業中是否有國有股權參股（STA1）和國有股權比例（STA2）兩個指標衡量國有股權參股。

⒊機制變量

本文的機制變量包括銀行貸款率（Loan）和內部控制質量（IC）。借鑒宋增基等［31］的研究，本文用企業當年持有的各類銀行貸款之和與總資產之比衡量銀行貸款率。關于企業內部控制質量，本文用迪博內部控制與風險管理數據庫中的內部控制指數衡量［28］。具體而言，該指數通過整合戰略層級、經營層級、報告可靠、合法合規和資產安全這五個關鍵維度，對企業內部控制質量進行了全面評價，能夠有效反映企業在這五個方面的綜合表現。

⒋調節變量

為了檢驗內部與外部因素對國有股權參股抑制民營企業金融化的強化作用，將“黨建入章”（PB）和金融監管強度（FR）作為本文的調節變量。其中，如果樣本公司章程中出現“黨組織”“黨章”等涉及黨建的相關內容［32］，“黨建入章”取值為1，否則為0。本文用金融監管支出與金融業增加值之比衡量金融監管強度［33］。

⒌控制變量

借鑒Jiang等［34］的研究，本文的控制變量包括：企業成長性（Growth），計算公式為（企業當年的營收總額-上一年的營收總額）/上一年的營收總額；經營規模（Size），用企業年末總資產的自然對數衡量；財務杠桿（LEV），用企業總負債與總資產之比衡量；盈利能力（ROE），用企業稅后利潤與所有者權益之比衡量；現金流（Cash），用企業現金流量凈額與總資產之比衡量；上市時間（Time），用企業在證券市場上市交易的年數衡量；股權集中度（Owner），用第一大股東持股比例衡量；董事會規模（Board），用董事會成員人數的自然對數衡量；兩職合一（Dual），如果董事長和總經理為同一人擔任，該變量取值為1，否則為0；獨立董事比例（INDEP），用獨立董事人數與董事會成員人數之比衡量。

（三）研究模型

本文構建的基準回歸模型如下：

FINi，t+1=α0+α1STAit+Σk=211αkControlikt+μt+ηj+εit（1）

其中，i、t和j分別為企業、年份和行業，FIN為民營企業金融化程度，STA為國有股權參股（包括STA1和STA2），Control為控制變量，μ為年份固定效應，η為行業固定效應，ε為隨機擾動項。同時，鑒于國有股權參股對民營企業金融化的影響可能會存在一定的時滯性，故使用提前一期的民營企業金融化程度（FINi，t+1）進行回歸分析。

（四）描述性統計結果

本文主要變量的描述性統計結果如表1所示。由表1可知，FIN的均值和標準差分別為0.054和0.091，說明樣本企業的金融資產在總資產中的平均占比為5.4%，且不同企業的金融化程度存在較大差異。STA1和STA2的均值分別為0.548和0.139，說明54.8%的樣本企業存在國有股權參股的情況，且國有股東在這些公司中已擁有一定的影響力。Loan的均值為0.276，即樣本企業各類銀行貸款之和在其總資產中的平均占比為27.6%，說明銀行貸款仍是企業重要的融資渠道。IC的均值為6.541，說明樣本企業的內部控制質量總體較好。PB的均值為0.483，說明接近半數的樣本企業積極響應了黨和國家的號召，將黨建工作正式納入到公司章程之中。FR的均值和標準差分別為0.021和0.097，說明中國不同地區的金融監管強度存在較大差異。LEV的均值為0.439，說明樣本公司的負債率較高，但還在可控范圍之內。Owner的均值為0.359，說明控股股東在樣本企業中仍具有較大的話語權。此外，其他控制變量的描述性統計結果與相關研究類似。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸分析

本文的基準回歸結果如表2所示。由表2可知，在未引入控制變量時，STA1和STA2的系數分別為-0.459和-0.523，且均在1%水平上顯著；在引入控制變量后，STA1的系數為-0.263，且在5%水平上顯著，STA2的系數為-0.375，且在1%水平上顯著。這說明國有股權參股能夠有效抑制民營企業金融化，因而假設1成立。此外，絕大多數控制變量與民營企業金融化之間并未表現出統計上的顯著性，說明在抑制民營企業參與金融化方面，這些變量并非起決定性作用。

（二）內生性檢驗

⒈工具變量法

由前文結果可知，國有股權參股對民營企業金融化具有顯著的抑制作用。然而，需重點考慮的是，是否存在金融化程度較低的民營企業，會更容易獲得政府有關部門的青睞，通過國有股權參股提升該企業在實體行業中的投資，致使前文的回歸結果呈現反向因果關系？為規避在回歸中遺漏某些關鍵變量，本文選擇民營企業中國有股東所屬政府機構的行政級別（Rank）作為工具變量進行分析。本文認為，行政級別較高的政府機構具有更強的政策引導作用，通過國有股權對民營企業進行參股，往往體現了其對相關企業發展的重視程度，說明該工具變量與國有股權參股存在正相關關系。同時，民營企業作為獨立的經濟實體，其是否參與金融化更多取決于自身的發展戰略而非國有股東所屬政府機構的行政級別，因而該變量與民營企業金融化之間并不存在直接聯系，比較適合作為本文的工具變量。本文根據民營企業中國有股東所屬政府機構的行政級別，將其劃分為中央級、省級、市級、縣級，然后分別賦值為4、3、2、1，若企業中沒有國有股權參股的情況，則賦值為0，該數據通過在互聯網進行搜索而來。工具變量的回歸結果如表3列（1）至列（4）所示。由表3列（1）和列（2）可知，Rank的系數分別為0.176和0.387，且均在1%水平上顯著，說明工具變量與國有股權參股之間存在相關性。由列（3）和列（4）可知，STA1和STA2的系數分別為-0.291和-0.342，且均在5%水平上顯著，說明工具變量的回歸結果支持基準回歸結果。

⒉PSM檢驗

根據主要變量的描述性統計結果可知，只有部分樣本企業有國有股權參股的情況，可能存在因樣本自選擇而產生的內生性問題。因此，借鑒黃陽等［35］的研究，本文使用PSM檢驗處理這一問題，并用核匹配方式對全樣本進行重新配對，共得到匹配后的樣本2716個。PSM檢驗結果如表3列（5）和列（6）所示。由表3列（5）和列（6）可知，STA1的系數為-0.215，且在1%水平上顯著，STA2的系數為-0.132，且在5%水平上顯著。這說明PSM檢驗結果并未出現根本性改變，進一步驗證了國有股權參股能夠有效抑制民營企業金融化這一基準結果。

（三）穩健性檢驗①

為了檢驗基準回歸結果的穩健性，本文替換被解釋變量衡量方式、替換解釋變量衡量方式后重新進行回歸。首先，本文將長期股權投資、理財產品和委托貸款納入金融資產的范疇，通過重新計算，得到衡量民營企業金融化程度的替代指標（FIN1）。其次，本文用代表國有股權的董事在公司董事會中的占比（STA3）衡量國有股權參股。由穩健性檢驗結果可知，本文基準回歸結果是穩健的。

（四）異質性檢驗

⒈不同類型的國有股權對民營企業金融化的影響

在民營企業中參股的國有股權主要分為兩種類型。一是財務投資者，其關注的重點是參股企業的財務收益。財務投資者可以幫助企業獲取相關的經濟資源，但通常不會深入參與企業的長遠發展。二是戰略投資者，其關注的重點是增強參股企業的核心競爭力。戰略投資者在為企業獲取相關資源的同時，還會幫助企業改善經營能力、提高創新水平，從而實現長遠發展所帶來的收益。在民營企業中參股的國有股權根據持股主體大致可以分為兩種類型：一是國有企業；二是各級政府所屬的國資委、行業主管部門和國有資本投資公司。前者主要追求財務收益，其政府背景相對較弱，參股行為更多是出于經濟因素，故將其視為財務投資者。后者帶有明顯的政府背景，其參股行為也在很大程度上反映出國家的戰略意圖。在國家大力推進經濟高質量發展的背景下，這類國有股權參股民營企業體現了國家對民營企業在科技創新、數字化轉型等方面的大力支持，故將其視為戰略投資者。如果民營企業的股權結構中同時包括這兩類國有股權參股的情況，由于國有企業對民營企業進行參股，體現出對國家政策的積極響應，因而也將其視為戰略投資者。由于上述兩種國有股權參股民營企業的動機不同，可能對民營企業金融化產生差異化的影響。

不同類型的國有股權對民營企業金融化的影響如表4所示。由表4列（1）和列（2）可知，在未引入控制變量時，在財務投資者組中，STA2的系數為-0.073，但并不顯著；在戰略投資者組中，STA2的系數為-0.536，且在1%水平上顯著。由列（3）和列（4）可知，在引入控制變量后，在財務投資者組中，STA2的系數為-0.115，但并不顯著；在戰略投資者組中，STA2的系數為-0.497，且在1%水平上顯著。另外，Chow檢驗結果顯示，國有股權參股對民營企業金融化的抑制作用在戰略投資者組中更顯著。

⒉國有股權參股對不同行業競爭程度民營企業金融化的影響

行業競爭作為影響企業經營的外部因素，對企業行為具有重要的影響。在競爭激烈的行業中，民營企業通常面臨更大的融資約束和生存壓力，為了提高市場占有率和競爭力，其更傾向于參與金融化以獲取更多的資金支持，從而實現自身的快速發展。國有股權參股民營企業，有利于緩解民營企業長期存在的融資難問題，促進雙方的融合發展和優勢互補，從而符合企業的長期發展戰略。近年來，在國家大力推動經濟高質量發展的政策背景下，民營企業潛心發展實體行業，向官方傳遞出其經營狀況良好并符合國家發展政策的信號，政府更愿意通過國有股權參股這一方式對民營企業進行長期扶持，從而實現民營企業的發展。因此，本文使用赫芬達爾指數對民營企業所處行業的競爭程度進行衡量，根據該指數的中位數將樣本分為行業競爭程度較低組和行業競爭程度較高組，檢驗國有股權參股對不同行業競爭程度民營企業金融化的影響。

國有股權參股對不同行業競爭程度民營企業金融化的影響如表5所示。由表5列（1）和列（2）可知，在行業競爭程度較低組中，STA1的系數為-0.106，但并不顯著；在行業競爭程度較高組中，STA1的系數為-0.415，且在1%水平上顯著。由列（3）和列（4）可知，在行業競爭程度較低組中，STA2的系數為-0.079，但并不顯著；在行業競爭程度較高組中，STA2的系數為-0.572，且在1%水平上顯著。另外，Chow檢驗結果顯示，國有股權參股對民營企業金融化的抑制作用在行業競爭程度較高組中更顯著。

五、進一步分析

（一）機制檢驗

本文認為，國有股權參股通過提高民營企業的銀行貸款率和提升民營企業的內部控制質量抑制其金融化。本文構建如下機制模型：

Mechanismit=ρ0+ρ1STAit+Σk=211ρkControlikt+μt+ηj+εit（2）

其中，Mechanism為機制變量，包括Loan和IC，其余變量含義與模型（1）一致。

機制檢驗結果如表6所示。由表6列（1）和列（2）可知，STA1和STA2的系數分別為0.258和0.372，且均在1%水平上顯著，說明國有股權參股可以提高民營企業的銀行貸款率，并改變企業源于預防動機而持有大量金融資產的行為，因而假設2a成立。由列（3）和列（4）可知，STA1和STA2的系數分別為0.316和0.439，且均在1%水平上顯著，說明國有股權參股可以提升民營企業的內部控制質量，并抑制企業源于逐利動機而選擇金融化的行為，因而假設2b成立。

（二）調節效應檢驗

⒈國有股權參股與“黨建入章”對民營企業金融化的影響

目前，黨和國家鼓勵有條件的民營企業建立完善中國特色現代企業制度，積極探索創新民營經濟領域黨建工作方式。“黨建入章”是踐行中國特色現代企業制度的重要舉措，企業將黨建工作正式納入到公司章程中，并在此基礎上對黨組織的職責范圍予以明確界定，這一舉措旨在加強黨對企業的領導，以確保黨組織能夠切實參與到企業的經營決策中［36］。民營上市公司作為全國非公企業的優秀代表，肩負著產業升級、綠色轉型等重要使命，必須堅持黨的領導，通過加強黨建工作實現健康發展。有國有股權參股的民營企業在獲得政府提供的諸多資源的同時，政府也會對這類企業的黨建工作提出更高的要求，通過加強黨的領導確保企業行為與政府發展目標相一致［37］。根據中國上市公司協會披露的數據，93.4%的民營上市公司建立了黨組織，近半數的民營上市公司已實現了“黨建入章”。近年來，越來越多的民營上市公司積極推行“黨建入章”，可能對國有股權參股的效果產生深刻影響。為了考察國有股權參股對民營企業金融化的抑制作用是否會受到“黨建入章”的影響，本文構建如下模型：

FINi，t+1=β0+β1STAit+β2PBit+β3STAit×PBit+Σk=413βkControlikt+μt+ηj+εit（3）

其中，PB為“黨建入章”，STA×PB為國有股權參股與“黨建入章”的交互項，其余變量含義與模型（1）一致。

國有股權參股與“黨建入章”對民營企業金融化的影響如表7所示。由表7列（1）和列（2）可知，在未加入交互項時，STA1的系數為-0.146，且在5%水平上顯著；STA2的系數為-0.173，且在1%水平上顯著。在加入交互項后，由列（3）可知，STA1的系數為-0.063，且在10%水平上顯著；PB的系數為-0.287，且在5%水平上顯著；STA1×PB的系數為-0.191，且在10%水平上顯著。由列（4）可知，STA2的系數為-0.098，且在5%水平上顯著；PB的系數為-0.315，且在1%水平上顯著；STA2×PB的系數為-0.211，且在5%水平上顯著。這說明“黨建入章”這種內部監督方式可以顯著增強國有股權參股對民營企業金融化的抑制作用。民營企業專注于深耕實體行業，以獲取實體行業所產生的長期收益，從而實現“脫虛向實”的目標。

⒉國有股權參股與金融監管強度對民營企業金融化的影響

現代金融監管理論的核心在于確保金融系統的穩健性，提高市場透明度，以及保護投資者權益，金融監管機構應制定一系列規則和政策以實現這些目標［38］。金融監管機構通過完善相應的政策法規，對金融體系進行重塑，助力金融市場的正常運行，遏制金融亂象，優化金融生態，從而為實體企業健康發展營造了良好的外部金融環境［39］。在金融資源供給側，金融監管機構通過規范金融機構的資金流向，促進金融資源的合理分配，推動實體企業守正創新；在金融資源需求側，金融監管機構通過提高企業金融套利的成本，抑制企業過度金融化的行為，從而降低金融投資對實體企業主營業務投入的擠出效應［40］。基于公司內部治理的視角，加強金融監管有助于改善企業財務行為，降低經營風險，從而助力企業高質量發展。中國地域廣闊，各地區的經濟發展水平存在明顯的差異，金融市場的運行情況也不同，因而金融監管政策也具有差異性，從而深刻影響國有股權參股與民營企業金融化之間的關系。為了考察國有股權參股對民營企業金融化的抑制作用是否會受到不同地區金融監管強度的影響，本文構建如下模型：

FINi，t+1=γ0+γ1STAit+γ2FRit+γ3STAit×FRit+Σk=413γkControlikt+μt+ηj+εit（4）

其中，FR為金融監管強度，STA×FR為國有股權參股與金融監管強度的交互項，其余變量含義與模型（1）一致。

國有股權參股與金融監管強度對民營企業金融化的影響如表8所示。由表8列（1）和列（2）可知，在未加入交互項時，STA1的系數為-0.124，且在5%水平上顯著；STA2的系數為-0.158，且在5%水平上顯著。在加入交互項后，由列（3）可知，STA1的系數為-0.051，且在10%水平上顯著；FR的系數為-0.264，且在5%水平上顯著；STA1×FR的系數為-0.145，且在10%水平上顯著。由列（4）可知，STA2的系數為-0.095，且在5%水平上顯著；FR的系數為-0.326，且在1%水平上顯著；STA2×FR的系數為-0.181，且在10%水平上顯著。這說明金融監管強度可以顯著增強國有股權參股對民營企業金融化的抑制作用。隨著金融監管體系的不斷完善，國有股權參股民營企業，會受到當地金融監管機構的高度關注，為了確保國有資本的安全并得到合理使用，便會對民營企業的金融活動進行更為嚴格的限制，以防止企業利用金融杠桿過度投機。當民營企業因參與金融化而遭受損失時，國有股東背后的政府部門也會對企業管理層進行嚴懲，使參股企業“脫實向虛”的機會成本陡增。

（三）經濟后果檢驗

國有股權參股民營企業在抑制實體企業“脫虛”的同時，能否真正推動其“向實”發展也應進行關注。因此，本文用研發產出作為民營企業“向實”的替代變量，檢驗國有股權參股民營企業抑制其金融化所產生的后果，構建如下模型：

Patenti，t+1=θ0+θ1FINit+θ2STAit+θ3FINit×STAit+Σk=413θkControlikt+μt+ηj+εit（5）

其中，Patent為研發產出，計算公式為ln（企業發明專利+外觀設計專利+實用新型專利數量+1），專利數據來自國家知識產權局專利檢索網站。FIN×STA為民營企業金融化程度與國有股權參股的交互項，其余變量含義與模型（1）一致。由于民營企業金融化程度與國有股權參股對其研發產出的影響通常存在一定的時滯性，故在回歸中使用提前一期的研發產出（Patenti，t+1）。

經濟后果檢驗如表9所示。由表9列（1）和列（2）可知，在未加入交互項時，FIN的系數分別為-0.419和-0.362，且均在5%水平上顯著；STA1和STA2的系數分別為0.175和0.138，且均在1%水平上顯著。在加入交互項后，由列（3）可知，FIN的系數為-0.284，且在10%水平上顯著；STA1的系數為0.095，且在1%水平上顯著；FIN×STA1的系數為0.201，且在1%水平上顯著。由列（4）可知，FIN的系數為-0.127，且在5%水平上顯著；STA2的系數為0.026，且在1%水平上顯著；FIN×STA2的系數為0.089，且在5%水平上顯著。這說明民營企業參與金融化雖不利于其創新研發，但國有股權的注入能夠抑制其金融化，從而削弱金融投資對創新產出的“擠占”，最終推動企業“脫虛向實”。

六、結論與啟示

“全面強化金融服務實體經濟能力，堅決遏制脫實向虛”作為中央加強和完善現代金融監管的戰略部署，旨在確保金融資源更多地服務于實體經濟，防止資金過度流入虛擬經濟領域，從而維護經濟健康穩定發展。民營企業作為中國市場經濟中不可缺少的微觀主體，也是國家發展實體經濟的關鍵力量。本文使用2013—2022年中國A股非金融類民營上市公司數據，實證研究了國有股權參股對民營企業金融化的影響及作用機制。研究發現，國有股權參股能夠有效抑制民營企業金融化，該結論經過內生性檢驗和穩健性檢驗后仍成立。異質性檢驗發現，國有股權參股對民營企業金融化的抑制作用在戰略投資者組中和在行業競爭程度較高組中更顯著。機制檢驗發現，國有股權參股通過提高民營企業的銀行貸款率和提升民營企業的內部控制質量抑制其金融化。進一步研究表明，“黨建入章”和金融監管強度可以顯著增強國有股權參股對民營企業金融化的抑制作用。此外，國有股權參股在抑制民營企業金融化的同時，可切實推動其研發產出的增加。

根據上述結論，本文可得出以下啟示。第一，民營企業受制于自身規模和所有制因素，其行為往往會表現出較強的投機傾向，不可避免地熱衷參與金融化。在國家大力推動混合所有制改革的背景下，各級政府應循序漸進地引導國有股權參股民營企業，并切實發揮國有股權在資源和治理方面的優勢，在為參股企業提供資源支持的同時，還應幫助企業提高治理能力，讓企業在經營決策的過程中始終貫穿高質量發展的理念，使其專注于深耕自身所屬的實體行業，從根源上防止企業“脫實向虛”，從而防范金融風險對實體經濟造成的沖擊。第二，在民營企業參與“逆向混改”的過程中，需特別關注國有股東的參股動機，使其定位于戰略投資者而非財務投資者，在實現股權融合的同時，還應在經營決策方面產生協同，使企業的經營決策更加符合國家的發展政策。同時，政府可以對部分行業競爭程度較高的民營企業進行適度的“傾斜”參股，充分發揮國有股權參股民營企業的積極作用，幫助企業增強核心競爭力，從而在激烈的行業競爭中脫穎而出。第三，隨著越來越多的民營企業存在國有股權參股這一情況，各級黨政部門和國資監管機構應對參股企業的黨建工作進行規范，通過加強企業的黨建工作，充分發揮黨組織的政治核心和政治引領作用，為企業的經營發展“把關定向”，確保在復雜多變的市場環境下，民營企業始終堅持正確的價值導向和發展方向。第四，國家應持續推進金融治理現代化，進一步完善各地的金融監管政策。具體而言，各地應頒布符合當地金融業發展的監管政策，加大對金融監管機構的支持力度，強化其維護金融穩定的職責和作用。還應充分利用大數據、人工智能等科技手段，增強其對金融活動的實時監測和風險預警能力。此外，隨著國家不斷推進新質生產力的發展，各級政府應加大對中小企業在科技創新領域的扶持力度，以政府引導基金等方式參與到民營企業的創新發展中，為企業破解資源和技術上的難題提供有力支撐，最終實現高質量發展。

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（責任編輯：尚培培）

基金項目：國家社會科學基金青年項目“國有企業黨委參與公司治理的理論與實證研究”（19CDJ007）；西南大學創新研究2035先導計劃“鄉村振興與金融創新”（SWUPilotPlan026）；中央高校基本科研業務費專項資金資助項目“新生育政策背景下民營企業家生育意愿及其對企業行為的影響研究”（2023CDSKXYJG007）