国有股权参股、融资约束与民营企业金融资产投资※

刘惠好 焦文妞

内容提要：利用2007-2019年中国沪深两市A股非金融类民营上市企业的财务数据，实证检验了国有股权参股对民营企业融资约束和金融资产投资的影响。研究发现，国有股权参股能够有效缓解民营企业融资约束。采用倾向得分匹配法、Heckman两步法以及两阶段最小二乘法缓解内生性偏误并进行一系列稳健性检验后，上述结论依然成立。此外，国有股权参股对民营企业融资约束的缓解作用在规模较小、全要素生产率较低的企业以及经济政策不确定性较小的环境中表现得更加明显。进一步研究表明，融资约束机制在国有股权参股与民营企业金融资产投资之间表现为中介效应，而监督治理机制表现为遮掩效应，这是国有股权参股促进民营企业金融化的主要原因。

一、 引 言

中国的数据显示，2019年1-7月份，民营企业税收占比56.9%；截至2019年底，民营企业数量超3500万户，为城镇居民提供就业岗位1.45亿个以上；2020年，规模以上民营工业企业发明专利申请数占比78.1%。可以看出，民营经济在财政收入、就业增加以及技术创新等方面发挥着不可替代的作用，正逐步成为国民经济高速高质发展的重要力量。而由于信贷资金配置中长期存在“所有制歧视”与“规模歧视”，国内大部分金融资源流向了国有企业，民营企业则面临着较为严重的融资约束问题(宋增基等，2014)。新时代背景下，混合所有制改革成为发展民营经济与培育新动能的重要路径。2013年11月，《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》指出要积极发展混合所有制经济；2015年9月，《国务院关于国有企业发展混合所有制经济的意见》明确提出“鼓励国有资本以多种方式入股非国有企业”。作为混合所有制改革的一种重要形式，国有股权参股是否能够有效缓解民营企业资金压力，服务实体经济？这是本文的关注焦点。

本文以中国沪深两市A股非金融类民营上市公司为研究样本，探究了国有股权参股对民营企业融资约束以及金融资产投资的影响。结果表明，国有股权参股降低了民营企业的融资约束程度，且具有统计显著性和经济显著性。此外，在规模较小、全要素生产率较低的企业以及经济政策不确定性下降时，国有股权参股对民营企业融资约束的缓解作用更大。进一步研究发现，国有股权参股对民营企业金融资产投资具有促进作用。机制检验表明，国有股权参股通过监督治理路径降低了民营企业金融资产占比，而融资约束的缓解极大地促进了民营企业金融化，使得监督治理路径表现出遮掩效应，融资约束路径表现出中介效应。

本文的边际贡献主要体现在以下两点：第一，考察了国有股权参股在不同宏观环境下对不同类型民营企业融资约束的差异化影响，发现国有股权参股对民营企业融资约束的缓解作用在经济政策不确定性下降以及规模较小、全要素生产率较低的企业中表现得更为明显；第二，研究发现国有股权参股通过降低代理成本抑制了金融资产投资，而融资约束的缓解又极大地促进了企业金融化，这是国有股权参股提高民营企业金融资产投资的主要原因。

二、 文献综述

国有股权问题在世界范围内普遍存在。关于国有股权的作用，已有研究主要提出了“社会观”“政治观”和“代理观”三种观点。“社会观”(Social View)以制度经济学理论为基础，认为当国有股权的社会效益超过成本时，可被用于解决垄断、不完全信息以及外部性等市场失灵问题，以促进经济发展和提高社会福利。“政治观”(Political View)认为，国有股权是官员追求个人目标的一种机制，比如就业最大化或扶持关联型企业，因而是低效率的。“代理观”(Agency View)与“社会观”一致，认为创建国有股权的目的是实现社会福利的最大化，但会产生腐败和分配不当，而内部代理成本的上升则会削弱国有企业的管理激励程度。因此，国有股权的效率最终取决于内部效率与配置效率之间的权衡(La Porta等，2002)。

关于国有资本参股非国有企业的研究相对较少，现有文献主要将国有资本参股视为非国有企业建立政治关联的一种重要渠道。有学者认为，民营企业通过引入国有资本建立政治关联，能够拓宽其信贷融资渠道，缓解企业融资约束，促进企业投资。宋增基等(2014)较早探究了国有股权参股与民营控股企业债务融资的关系，发现与不含国有股权的民营企业相比，含有国有股权的民营企业能够获得更多的信贷资源与更长的贷款期限。罗宏和秦际栋(2019)研究了国有股权参股对家族企业创新投入的影响，发现国有股权参股能够提高企业的创新意愿，增加创新活动的资金来源，进而有效促进家族企业的创新投入。韦浪和宋浩(2020)发现国有股权参股能够缓解民营企业的融资约束和过度投资行为，进而降低企业的现金持有水平。也有学者认为，政治关联会加大民营企业的融资难度：一方面，政治关联型企业往往具有更高的杠杆率和风险水平，因此在借款时需要承担更高的融资成本；另一方面，国有资本参股会侵占民营企业资源，降低民营企业绩效以及外部投资者的投资，从而加大融资难度。Bliss和Gul(2012)研究了马来西亚的政治关联型企业与其债务融资成本之间的关系，发现具有政治关联的企业由于杠杆率较高，违约风险较大，因此会被收取更高的借款利率。王凯和武立东(2015)基于政治关联视角研究了国有股份对民营企业融资约束的影响，发现股权层面的政治关联促进了企业现金-现金流敏感度，加剧了民营企业融资约束。

综合来看，已有研究对国有股权参股与民营企业融资约束之间的关系尚未形成一致观点。基于此，本文较为详细地考察了国有股权参股对民营企业融资约束的影响，并探讨了不同企业规模、生产效率以及宏观环境下该影响的异质性，检验了国有股权参股影响民营企业金融资产投资的融资约束机制和监督治理机制，对民营企业引入国有股权后的金融化行为进行了分析。

三、 理论分析与研究假设

1. 国有股权参股对民营企业融资约束的影响

由于信贷配给中长期存在“所有制歧视”与“规模歧视”，国内金融资源主要流向了国有企业，民营企业则面临着较为严重的融资约束问题。随着混合所有制经济的深入发展，引入国有股权逐渐成为民营企业缓解自身融资压力的一种重要途径。已有研究主要将国有股权参股视为民营企业建立政治关联的一种重要形式，发现具有政治关联的企业能够通过资源效应和信息效应等方式以较低的借款成本获取信贷资源，从而提升企业价值，促进企业投资(Faccio，2006；张金涛和乐菲菲，2018)。基于现有理论，本文认为：一方面，民营企业引入国有股权能够直接借道国有企业的资源优势，拓宽融资渠道，缓解自身融资约束。另一方面，国有股权本身具有较高的社会关注度，在降低银行与民营企业之间信息不对称程度的同时，向外界释放出积极信号，增强了投资者信心，从而为民营企业融资提供了隐性担保(宋增基等，2014)。据此，本文提出如下假设：

H1：国有股权参股能够缓解民营企业融资约束。

2. 国有股权参股对民营企业金融资产投资的影响

(1) 融资约束机制。融资约束对民营企业金融资产投资的影响与企业金融化动机有关。一方面，相比固定资产，金融资产具有期限较短、流动性较强的特点。当企业资金不足时，金融资产能够迅速变现，及时补充流动性，缓解企业资金压力，因而企业往往会持有部分现金以及其他金融资产以应对未来可能出现的资金短缺，防止现金流断裂。如果企业金融化的动机是“蓄水池”，国有股权参股缓解融资约束后，民营企业的金融资产投资会减少。另一方面，传统生产行业利润率普遍下降，金融投资收益率不断攀升，导致金融与实体资产投资回报率之差持续扩大。由于资本的逐利性，企业会将更多的资源投资到收益率更高的虚拟经济部门，从而挤占实体投资。如果企业金融化的动机是“投资替代”，国有股权参股缓解融资约束后，民营企业的金融资产投资会增加。鉴于此，本文提出如下假设：

H2a：当“蓄水池”动机占主导地位时，国有股权参股通过缓解融资约束抑制了民营企业金融资产投资。

H2b：当“投资替代”动机占主导地位时，国有股权参股通过缓解融资约束促进了民营企业金融资产投资。

(2) 监督治理机制。个人控股或家族控股是民营企业股权结构的主要特征，因此与国有企业相比，民营企业的所有者与管理者相对一致，代理成本较低。但高度集中的股权会增强大股东侵犯小股东权益的能力和动机，提高企业代理成本(Block，2012；罗宏和秦际栋，2019)。从理论上讲，首先，国有股权的引入会降低民营企业中非国有股权的占比，这在一定程度上可以缓解由控股股东“一股独大”所导致的“内部人控制”和监管缺失等问题，提高民营企业的内部治理能力和监督管理水平。其次，国有企业拥有相对完善的风险管理体系，能够有效提升民营企业的风险控制能力。最后，国有股权往往会受到更强的社会关注与外部监督，有助于降低民营企业决策的扭曲程度(李志生等，2020；叶永卫和李增福，2021)。基于以上分析，本文提出以下假设：

H3：国有股权参股通过监督治理机制抑制了民营企业金融资产投资。

H4a：当“蓄水池”动机占主导地位或者“投资替代”动机占主导地位且融资约束机制弱于监督治理机制时，国有股权参股会抑制民营企业金融资产投资。

H4b：当“投资替代”动机占主导地位且融资约束机制强于监督治理机制时，国有股权参股会促进民营企业金融资产投资。

四、 研究设计与变量说明

1. 数据来源与样本选择

民营上市公司的财务数据来自CSMAR数据库，企业所属地级市特征的相关数据来源于《中国区域经济统计年鉴》。鉴于中国自2007年开始施行新企业会计准则，为保证各年度统计数据的一致性和可比性，选取2007-2019年沪深两市A股非金融类民营上市公司为研究样本(1)本文的民营上市公司指每年年末股权性质为民营的上市公司。。借鉴已有做法，对初始样本进行如下处理：剔除金融业企业和房地产业企业；剔除ST和PT类企业；剔除重要数据缺失严重的企业；剔除资产负债率大于1的企业。此外，为消除极端值对实证结果的影响，对所有连续型变量进行了1%的双侧缩尾处理(Winsorize)。最终，得到16912个企业-年度样本观测值。

2. 变量定义

(1) 国有股权参股(State)。参考宋增基等(2014)、叶永卫和李增福(2021)的做法，本文分别使用是否存在国有股权参股(Stateif)以及国有股权持股比例(Staterate)来测度民营企业中国有股权的参股情况。Stateif的定义为：当民营企业中存在国有股权时，Stateif取值为1，否则取值为0。Staterate的定义为：民营企业中国有股权持股数量与总股本的比值。此外，在稳健性检验部分，借鉴罗宏和秦际栋(2019)的研究，还使用国有股权制衡度(Statecb)作为国有股权参股的代理变量进行分析。

(2) 融资约束(FC)。参照Kaplan和Zingales(1997)的研究，本文采用KZ指数作为民营企业融资约束的度量指标之一。以下为估计的KZ指数线性方程：

KZi,t=-12.3103CFi,t/TAi,t-25.9919DIVi,t/TAi,t-4.6063CASHi,t/TAi,t+6.6481Levi,t+0.5181TobinQi,t

(1)

其中，CFi,t/TAi,t为经营性净现金流与总资产的比值，DIVi,t/TAi,t为现金股利与总资产的比值，CASHi,t/TAi,t为现金持有量与总资产的比值，Levi,t为总负债与总资产的比值，TobinQi,t为股票总市值与债务账面值之和除以总资产账面价值。排序逻辑回归结果表明，KZi,t与CFi,t/TAi,t、DIVi,t/TAi,t和CASHi,t/TAi,t负相关，与Levi,t和TobinQi,t正相关，这与其他文献一致。KZ指数越大，代表企业融资约束程度越高。

此外，借鉴Hadlock和Pierce(2010)、姜付秀等(2019)的方法，本文采用SA指数作为民营企业融资约束的另一个度量指标。该指数由企业规模和年龄两个相对外生的变量构建而成，可以在一定程度上避免内生性问题。SA指数的计算公式为：

(2)

其中，Sizei,t为企业总资产的自然对数，Agei,t为企业成立年限。SA指数的绝对值越大，表明企业面临的融资约束越强。

(3) 企业金融资产投资(FA)。根据张成思和张步昙(2016)对金融资产的定义，本文主要采用货币资金、持有至到期投资、交易性金融资产、投资性房地产、可供出售金融资产、应收股利与应收利息七个科目之和与总资产的比值(FA)测度企业金融资产投资。此外，借鉴彭俞超等(2018)的研究，使用交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产、持有至到期投资和投资性房地产五个科目之和占总资产的比重(FA1)作为企业金融资产投资的代理变量对实证结果的可靠性进行检验。

(4) 控制变量(Controls)。借鉴已有文献，本文在企业层面和城市层面控制了可能影响企业融资约束的其他变量，具体包括：金融投资与实体投资回报率之差(Gap)、企业规模(Size)、企业年龄(Age)、资产负债率(Lev)、托宾Q(TobinQ)、经营净现金流(CFO)、固定资产占比(Fixed)、机构投资者持股比例(Inshr)、前十大股东持股比例(Top10)以及城市GDP(CityGDP)。主要变量的定义及计算方法见表1。

3. 模型设定

参考宋增基等(2014)、叶永卫和李增福(2021)的研究设计，本文构建了如下基准回归模型：

(3)

其中，i代表企业，t代表年份。被解释变量FCi,t为企业i第t年的融资约束程度，主要使用KZ指数和SA指数来测度；解释变量Statei,t为企业i第t年的国有股权参股情况，主要使用是否存在国有股权参股Stateif以及国有股权持股比例Staterate来进行度量。为缓解国有股权参股与民营企业融资约束之间可能存在的内生性问题，本文对除国有股权参股以外的其他解释变量做了滞后一期处理。Gapi,t-1表示企业i第t-1年金融和实体投资回报率之差；Controlsi,t-1表示企业i第t-1年个体特征和所在城市特征的其他控制变量。μi为个体固定效应，θt为年度固定效应，εi,t为随机误差项。此外，为排除行业层面聚类效应对实证结果的影响，本文在行业层面对标准误进行了聚类修正。

4. 变量的描述性统计结果

表2列示了本文主要变量的描述性统计特征。从表中可知，KZ指数的均值为1.6128，标准差为2.5223，SA指数的均值为-3.0904，标准差为0.3809，反映出国内民营企业整体上面临着较大的融资约束，且不同企业面临的融资约束差异非常大。是否存在国有股权参股Stateif的均值为0.0867，表明研究样本中约有8.67%的观测值Stateif取值为1。国有股权持股比例Staterate的均值为0.0052，标准差为0.0268，最小值为0，最大值为0.4013，表明不同民营企业的国有股权参股情况存在明显差异。金融资产投资FA的均值为0.2414，标准差为0.1637，最小值为0.0248，最大值为0.7706，表明不同民营企业的金融化程度相差较大。金融投资与实体投资回报率之差Gap的均值为-0.0200，标准差为0.2996，说明从总体上看民营企业金融投资收益率略低于实体投资收益率，但企业间差异明显。

表1 主要变量定义

表2 变量描述性统计

五、 实证结果与分析

1. 基准回归结果

基于双向固定效应模型(3)，本文实证检验了国有股权参股对民营企业融资约束的影响，回归结果如表3所示。可以发现，是否存在国有股权参股Stateif与国有股权持股比例Staterate对KZ指数的影响系数分别为-0.8225和-6.3911，均在1%的统计水平上显著；Stateif与Staterate对SA指数的影响系数分别为0.0532和0.5239，也均在1%的统计水平上显著。综合来看，国有股权参股有效缓解了国内民营企业的融资约束程度，具有统计显著性。从经济意义上看，是否存在国有股权参股Stateif上升一个标准差，将导致KZ指数下降14.35%，SA指数上升0.48%；国有股权持股比例Staterate上升一个标准差，将导致KZ指数下降10.62%，SA指数上升0.45%(2)此处经济显著性的具体计算过程为：-0.8225×0.2814÷1.6128≈-0.1435，0.0532×0.2814÷(-3.0904) ≈-0.0048，-6.3911×0.0268÷1.6128≈-0.1062，0.5239×0.0268÷(-3.0904)≈-0.0045。。可见，国有股权参股对民营企业融资约束的影响具有较强的经济显著性，假设H1得证。

表3 国有股权参股与民营企业融资约束

(续表)

2. 内生性问题的处理

民营企业国有股权参股与其融资约束之间可能存在互为因果的关系。一方面，国有股权参股能够拓宽民营企业的融资渠道，提高民营企业的信贷资源可得性。另一方面，发展潜力较好的民营企业更容易吸引国有股权入股。此外，模型中可能会遗漏一些未观测到的重要变量。为了克服由上述原因导致的内生性问题以得到一致的估计结果，本文主要采用倾向得分匹配法、Heckman两步法以及两阶段最小二乘法对实证结果进行检验。

(1) 倾向得分匹配法。为了缓解由选择性偏误导致的内生性问题，本文采用倾向得分匹配法(PSM)对国有股权参股的自选择效应进行控制。具体地：将Stateif=1的1466个观测值作为处理组，Stateif=0的15446个观测值作为对照组；匹配变量为企业规模(Size)、企业年龄(Age)、资产负债率(Lev)、托宾Q(TobinQ)、经营净现金流(CFO)、固定资产占比(Fixed)、机构投资者持股比例(Inshr)以及前十大股东持股比例(Top10)(3)各指标的具体释义见表1。；匹配方法为近邻匹配；考虑到处理变量为二元型变量，选用Logit模型进行估计。匹配完成后，处理组共有1410个观测值，控制组共有14898个观测值。倾向得分匹配平衡性检验结果表明，与匹配前相比，匹配后的处理组与对照组在各匹配变量上的差异大幅下降，基本具有一致特征，可以进行比较分析(4)限于篇幅，倾向得分匹配平衡性检验结果未列示，备索。。表4报告了使用匹配后样本进行回归分析的实证结果，可以看出，Stateif与Staterate对KZ指数的影响系数分别为-0.8278和-6.6788，对SA指数的影响系数分别为0.0523和0.5118，且均在1%的水平上显著，验证了假设H1。

表4 匹配后样本的回归结果

(2) Heckman两步法。对于研究样本中未被国有股权参股的民营企业，我们无法观测到国有股权参股对其融资约束的影响。为解决这一潜在的样本选择偏误问题，借鉴罗宏和秦际栋(2019)的研究，本文使用同地区同行业国有股权持股比例的均值作为工具变量，采用Heckman两步法对实证结果进行检验。第一阶段回归结果显示，工具变量IV与是否存在国有股权参股Stateif呈正相关关系，且在1%的统计水平上显著。第二阶段回归结果显示，Stateif对KZ指数和SA指数的影响系数分别为-0.6630和0.0498，均在1%的统计水平上显著；逆米尔斯比率IMR对KZ指数和SA指数的影响系数分别为-0.2493 和0.0105，至少在5%的统计水平上显著。可以看出，在控制了由样本选择问题导致的参数估计偏差后，假设H1依然成立(5)限于篇幅，Staterate的回归结果未列示，备索。。

表5 Heckman两步法回归结果

(3) 两阶段最小二乘法。参考李志生等(2020)的方法，本文利用百度地图API将企业办公地址转换为对应经纬度，根据经纬度数据计算企业间的直线距离，统计出民营企业周边10 km以内存在国有股权参股的民营企业数量IV-10km，以此作为国有股权参股的工具变量(6)本文还选取民营企业周边3 km、5 km以及15 km内存在国有股权参股的民营企业数量作为工具变量，回归结果与IV-10 km一致。限于篇幅，相关回归结果未列示，备索。。选取IV-10km作为工具变量的合理性在于：一方面，地理位置相近的企业间往来频繁，信息不对称程度较低，在融资与业务类型上具有较强的关联性和相似性。因此，IV-10km与国有股权参股民营企业呈正相关关系。另一方面，周边企业数量与该企业微观特征的相关性极小，满足工具变量的外生性假设。表6报告了工具变量的回归结果，第(1)和(4)列显示，IV-10km对Stateif和Staterate的回归系数均在1%的水平上显著为正；第(2)和(5)列显示，Stateif和Staterate对KZ指数的回归系数均在1%的水平上显著为负；第(3)和第(6)列显示，Stateif和Staterate对SA指数的回归系数均在1%的水平上显著为正，进一步验证了假设H1(7)工具变量通过了识别不足检验(使用Kleibergen-Paap rk LM统计量)、弱识别检验(使用Cragg-Donald Wald F统计量)和过度识别检验(使用Hansen J统计量)。。

表6 两阶段最小二乘法回归结果

3. 稳健性检验

(1) 安慰剂检验。国有股权参股对民营企业融资约束的缓解作用可能仅是一种安慰剂效应，即某些未观测到的局限性因素导致国有股权参股与民营企业融资约束之间存在相关性。借鉴潘越等(2020)的方法，本文将解释变量Stateif与Staterate的取值随机地分配到不同年份的不同企业中，重新对模型(3)进行估计。回归结果显示，Stateif和Staterate对KZ指数和SA指数的影响系数均不显著，表明安慰剂效应不存在，验证了基础结论的稳健性。

(2) 替换融资约束的度量指标。参考姜付秀等(2019)的研究，采用投资-现金流敏感性测度企业融资约束程度。实证研究模型如下：

(4)

其中，Invi,t为构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金与总资产之比，CFi,t为经营活动现金流量净额与总资产之比，其余变量的定义与模型(3)相同。在模型(4)中，我们主要关注的是交互项系数β2的符号及显著性。如果β2显著为负，表明国有股权参股与企业投资-现金流敏感性呈负相关关系，即国有股权参股能够降低企业投资-现金流敏感性，缓解企业融资约束。回归结果如表7第(1)和(2)列所示，可以看出，无论解释变量是Stateif还是Staterate，投资-现金流敏感性均在5%的水平上显著为正，表明民营企业发展整体上受制于融资约束。此外，交互项系数β2均在10%的水平上显著为负，表明国有股权参股显著降低了投资-现金流敏感度，缓解了民营企业融资约束，假设H1成立。

(3) 替换国有股权参股的度量指标。借鉴罗宏和秦际栋(2019)的方法，采用国有股权制衡度(Statecb)，即国有股东持股数量与控股股东持股数量之比作为国有股权参股的代理变量。回归结果如表7第(3)和(4)列所示，Statecb对KZ指数和SA指数的影响系数分别为-1.1944和0.1558，均在1%的统计水平上显著，进一步验证了假设H1。

(4) 替换回归模型。借鉴姜付秀等(2019)的研究，利用混合OLS回归方法检验国有股权参股对民营企业融资约束的影响。回归结果如表7第(5)和(6)列所示，Staterate对KZ指数和SA指数的影响系数分别为-5.5565和0.4494，且均在1%的统计水平上显著，假设H1成立。

此外，考虑到国有股权持股比例的取值介于0到1之间，为了克服可能存在的样本选择和非正态分布问题，本文还对Staterate进行取对数处理以检验结果稳健性(8)限于篇幅，相应的回归结果和检验结果未列示，备索。。

表7 稳健性检验

4. 异质性分析

(1) 企业规模的影响。中国信贷资源配置长期存在“规模歧视”。大型企业资产规模较大，抵押担保物较多，偿债能力较强，能够以较低的成本获取信贷资金。而中小微企业资产规模较小，可抵押担保的资产较少，违约风险较高，很难获得银行资金支持。为了验证国有股权参股对不同规模民营企业融资约束的差异化影响，本文按照企业规模将研究样本划分为大规模企业和小规模企业，分别对模型(3)进行回归，结果见表8第(1)和(2)列。可以发现，在大规模企业中，Staterate对KZ指数的影响系数为-5.5736，不显著；在小规模企业中，Staterate对KZ指数的影响系数为-10.3028，在10%的统计水平上显著。表明相比融资压力较小的大规模企业，国有股权参股对小规模企业融资约束的缓解作用更大。

(2) 全要素生产率的影响。全要素生产率较高的企业，盈利能力较强，发展态势良好，具有较大的增长潜力，能够获得更多的信贷支持。而全要素生产率较低的企业盈利能力较弱，成长性较低，发展动力不足，较难进行外部融资(李志生等，2020)。为了考察国有股权参股对不同效率民营企业融资约束的差异化影响，本文根据全要素生产率将研究样本划分为高效率企业和低效率企业。由于OP方法要求企业的真实投资必须大于0，会损失大量样本，而LP方法通过替换变量能够有效避免此问题，因此，采用LP方法计算企业全要素生产率。其中，被解释变量为企业主营业务收入的自然对数，解释变量为在册(在职)员工人数、总资产以及购买商品、接受劳务实际支付的现金的自然对数。表8第(3)和(4)列列示了分组回归的结果，可以发现，在高效率企业中，Staterate对KZ指数的回归系数为-3.0221，不显著；在低效率企业中，Staterate对KZ指数的回归系数为-14.3472，在1%的统计水平上显著。表明相比受资金供给方影响较小的高效率民营企业，国有股权参股对低效率民营企业融资约束的缓解作用更大。

表8 企业规模和全要素生产率的影响

(3) 经济政策不确定性的影响。在中国以间接融资为主导的金融体系下，银行信贷是企业融资的主要渠道。当经济政策不确定性较低时，市场预期和资产价格相对稳定，银企之间的信息不对称程度比较低，企业违约风险较小，银行倾向于降低贷款利率，增加信贷投放。当经济政策不确定性较高时，市场预期和资产价格波动较大，企业投资项目的未来盈利能力下降，银企之间的信息不对称程度较高，违约风险上升，银行往往会缩小信贷规模，提高贷款门槛(彭俞超等，2018)。为了进一步考察经济政策不确定性对国有股权参股与民营企业融资约束关系的影响，本文依据Baker等构建、由斯坦福大学和芝加哥大学联合披露的中国经济政策不确定性指数(EPU)以及香港浸会大学陆尚勤和黄昀编制的中国经济政策不确定性指数(EPU1)，对此进行了检验。方法一：当EPU高于其中位数时，取值为1，否则为0；方法二：在模型(3)中分别加入Stateif、Staterate和EPU1的交互项。回归结果如表9所示，当EPU=1时，Stateif和Staterate对KZ指数的回归系数分别为-0.4092和-5.1965，均在1%的统计水平上显著；当EPU=0时，Stateif和Staterate对KZ指数的回归系数分别为-1.0972和-8.1096，均在1%的统计水平上显著。可以看出，与EPU=1相比，EPU=0时影响系数的绝对值更大。此外，Staterate×EPU1对SA指数的回归系数为-0.0005，在5%的水平上显著；Staterate×EPU1对SA指数的回归系数为-0.0055，在10%的水平上显著。综合而言，经济政策不确定性越小，国有股权参股对民营企业融资约束的缓解作用越大(9)这与彭俞超等(2018)的研究一致。。

表9 经济政策不确定性的影响

六、 国有股权参股与企业金融资产投资

前文证明了国有股权参股能够有效缓解民营企业融资约束。随之而来的问题是，民营企业是否会将资金更多地配置到金融和房地产业等虚拟经济部门，进而弱化国有股权参股对民营企业发展的积极效应？国有股权的监督治理在其中又发挥着怎样的作用？在这两种机制的共同影响下，国有股权参股与民营企业金融资产投资之间具有何种关系？借鉴温忠麟和叶宝娟(2014)的研究，本文通过构建以下模型对此作进一步分析。

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

其中，FAi,t为企业i第t年的金融资产投资；Agencyi,t为企业i第t年的代理成本，采用销售(收入)管理费用率，即管理费用与销售收入之比来度量。模型(3)、(5)、(6)、(7)用于检验融资约束机制，模型(5)、(8)、(9)、(10)用于检验监督治理机制。

1. 融资约束机制

检验结果如表10第(1)到(3)列所示。Staterate对FA的影响系数为0.1346，在1%的统计水平上显著，表明国有股权参股提高了国内民营企业的金融资产投资水平，具有统计显著性。从经济意义上看，国有股权持股比例Staterate每上升一个标准差，金融资产占比FA将提高1.49%(10)此处经济显著性的具体计算过程为：0.1346×0.0268÷0.2414≈0.0149。。因此，国有股权参股对民营企业金融资产投资的影响具有较强的经济显著性。此外，SA指数对FA的影响系数为0.0579，在1%的统计水平上显著，表明民营企业投资金融资产的主要动机是“投资替代”，而非流动性储备。Staterate和SA指数对FA的影响系数分别为 0.1054 和0.0557，至少在5%的统计水平上显著。结合模型(3)的回归结果，可以得出融资约束机制在国有股权参股与民营企业金融资产投资之间表现为中介效应，假设H2b得证。

2. 监督治理机制

检验结果如表10第(4)到(6)列所示。Staterate对Agency的回归系数为-8.7111，在5%的统计水平上显著，表明国有股权参股降低了民营企业代理成本；Agency对FA的回归系数为0.0004，在1%的统计水平上显著，表明代理成本减少降低了民营企业金融资产投资；Staterate和Agency对FA的回归系数分别为0.1376和0.0004，均在1%的统计水平上显著，且0.1376大于0.1346，表明监督治理机制在国有股权参股与民营企业金融资产投资之间表现为遮掩效应，H3成立。

机制检验表明，尽管国有股权参股降低了民营企业代理成本，减少了金融资产投资，但融资约束的缓解极大地促进了金融资产投资。因此，融资约束机制表现为中介效应，监督治理机制表现为遮掩效应，国有股权参股对民营企业金融资产投资的总效应为正，H4b成立(11)限于篇幅，FA1的回归结果未列示，备索。。

表10 国有股东持股影响民营企业金融资产投资的机制分析

七、 结论与启示

本文利用2007-2019年中国沪深两市A股非金融类民营上市公司的财务数据，分析了国有股权参股对民营企业融资约束和金融资产投资的影响。实证结果表明：国有股权参股能够有效缓解民营企业融资约束，且具有较强的经济显著性。进一步研究发现，该缓解作用在规模较小、全要素生产率较低的企业以及经济政策不确定性较小的环境中表现得更为明显。此外，尽管国有股权参股通过降低代理成本抑制了民营企业金融化，但融资约束的缓解极大地提高了民营企业金融资产占比，导致国有股权参股对民营企业金融资产投资具有促进作用。

本文的研究结论对于中国混合所有制改革具有以下几点启示：第一，积极推进混合所有制改革，发挥国有资本的增信作用。国有股权参股有助于缓解企业融资压力，降低企业代理成本，因此，要鼓励国有企业和国有资本通过股权投资等方式，与民营企业进行股权融合，进一步发展混合所有制经济。第二，强化国有资本的管理优势，提高民营企业内部治理水平。研究发现，民营企业通过引入国有股权缓解自身资金压力的同时，也提高了金融化水平。因此，在发挥国有资本资源优势的同时，更要加强其监督治理职能，对民营企业的资金运用进行监管，引导企业投资实体经济，增强自主创新能力，促进企业转型升级。