“逆向混改”能够抑制民营企业金融化吗？

摘要：在市场竞争加剧的背景下，从事实体行业的民营企业金融化趋势愈发明显，如何引导企业“脱虚向实”，推动民营经济健康发展，成为亟待解决的问题。本文基于民营企业参与混合所有制改革的“逆向混改”视角，使用2013—2022年中国A股非金融类民营上市公司数据，实证研究了国有股权参股对民营企业金融化的影响及作用机制。研究发现，国有股权参股能够有效抑制民营企业金融化，该结论经过内生性检验和稳健性检验后仍成立。异质性检验发现，国有股权参股对民营企业金融化的抑制作用在战略投资者组中和在行业竞争程度较高组中更显著。机制检验发现，国有股权参股通过提高民营企业的银行贷款率和提升民营企业的内部控制质量抑制其金融化。调节效应检验发现，“党建入章”和金融监管强度可以显著增强国有股权参股对民营企业金融化的抑制作用。进一步研究发现，国有股权参股在抑制民营企业金融化的同时，可切实推动企业研发产出的增加。本文的研究结论为国家防范金融风险和推动民营经济健康发展提供了有益的参考。

关键词：国有股权；企业金融化；党建入章；金融监管强度

中图分类号：F271文献标识码：A文章编号：1000-176X（2025）01-0072-15

一、问题的提出

党的二十大报告提出，“坚持把发展经济的着力点放在实体经济上”。近年来，随着金融业与实体行业之间的利润差距不断扩大，越来越多的实体企业开始减少主营业务投资，转而将资源投入到金融领域，以追求更高的收益。“脱实向虚”在短期内虽能为企业带来一定的经济收益，但从长期来看，却会削弱实体经济的基础，影响国家经济的健康发展，甚至会引发金融危机。相较于国有企业，民营企业在经营过程中通常面临较为宽松的监管环境，作为追求利润最大化的商业组织，其更加热衷参与金融化。根据Wind数据统计，2013—2022年，中国非金融类民营上市公司的金融资产平均规模由40.282亿元上升至76.790亿元，金融资产占公司总资产的比重由32.0%上升至38.7%。

由于所有制因素，国家无论在资源配置还是在政策优惠方面均多倾向于国有企业，民营企业长期面临融资难问题，也缺乏能满足自身正常发展的足够资金［1］。许多高利润率的实体行业通常被国有企业所垄断，民营企业大多集聚于市场竞争激烈、利润率较低的行业中［2］。在此情形下，民营企业往往在满足自身运营和发展的同时，会配置更多的金融资产，以实现高于实体行业投资的收益［3］。为抑制民营企业金融化所产生的金融风险，现有文献从企业数字化转型［4］、党组织参与治理［5］和CEO担任公司法人［6］等方面对民营企业“脱虚向实”的影响进行了研究。实际上，基于当前中国的政策背景，政府在经济发展中发挥至关重要的作用，使得民营企业愿意与政府有关部门建立密切的联系，从而在激烈的市场竞争中占据优势［7］。其中，“逆向混改”作为新型的混改模式，各级政府和国有企业通过国有股权对民营企业进行参股，被普遍认为是一种企业层面的关联方式，该方式完全根植于国家的制度框架中，并以正式契约确立股权结构，可为政企之间建立持久稳定的合作关系［8］。

现有文献将国有股权参股民营企业所发挥的作用大致总结为两类。第一，资源效应。当国有股权参股民营企业后，鉴于国有股东具有官方背景，能够让民营企业在资源配置方面享受到类似于国有企业的待遇，有助于破解长期困扰民营企业资源获取的难题，可为其在税收优惠［9］、市场准入［10］、债务融资［11］和财政补贴［12］等方面带来更多的便利和好处。第二，治理效应。公司治理理论认为，公司异质股东的持股比例越高，越能抑制大股东因“一股独大”而产生的权力过于集中问题，从而有助于提升公司治理水平［13］。中国民营企业大多为控股股东占主导地位的股权结构，控股股东在企业经营决策中拥有与之持股比例相匹配的话语权。当国家通过国有股权对民营企业进行参股后，由于国有股东及其所属政府机构秉持的官方意志，便有足够的动机和能力对控股股东进行制衡，并使民营企业的经营决策趋近国家的发展政策，从而促使其在数字化转型［14］、科技创新［15］、企业ESG表现［16］和参与脱贫攻坚［17］等方面作出积极贡献。

2023年5月5日，二十届中央财经委员会第一次会议强调，“要坚持以实体经济为重，防止脱实向虚”。民营经济作为中国市场经济中不可缺少的组成部分，也是践行国家战略的重要力量。在当前国家大力发展实体经济这一背景下，国有股权参股民营企业能否抑制其金融化，使其聚焦于发展实体行业，仍有待进一步研究。因此，本文使用2013—2022年中国A股非金融类民营上市公司数据，研究了国有股权参股对民营企业金融化的影响及作用机制。本文可能的贡献主要体现在以下三个方面。第一，区别于现有文献主要从资源获取方面探究国有股权参股给民营企业带来的积极影响，本文在结合国有股权参股发挥资源效应的同时，基于国有股权蕴含公有属性所产生的治理效应，从民营企业实施金融化的预防动机和逐利动机出发，分析了国有股权参股对民营企业金融化的影响及作用机制，丰富了“逆向混改”领域的研究文献。第二，“逆向混改”“党建入章”是近年来国家推动民营企业高质量发展的重要举措，现有文献分别就这两种举措对民营企业经营决策的影响展开了实证研究，但尚无研究将两者置于同一框架中对民营企业金融化进行分析。本文将“党建入章”视为企业加强内部监督的一条重要途径，深入分析了“逆向混改”“党建入章”在抑制民营企业金融化方面产生的协同效应，为进一步提升民营企业治理能力、防范金融风险提供了有益的参考。第三，现有文献从中国各地区金融监管强度存在差异的客观事实出发，考察了其对企业行为的不同影响，但未将国有股权参股纳入同一研究体系进行探讨。本文将民营企业所处地区的金融监管强度视为影响其金融化的关键性外部因素，分析了金融监管强度对国有股权参股抑制民营企业金融化的调节作用，为金融监管的顶层设计制定提供了思路。

二、理论分析与研究假设

现有文献将实体企业热衷参与金融化的动机大致总结为两类，即预防动机和逐利动机。预防动机观点认为，由于金融资产具有流动性高、变现能力强等特点，企业为防止陷入财务困境，往往会选择持有部分金融资产，以规避未来经营过程中可能出现的各种风险，其事实上起到对冲风险“蓄水池”的重要作用［18］。逐利动机观点认为，由于企业从事金融投资，其收益率远高于实体行业，企业往往会将有限的资源配置到金融资产中，从而对实体行业投资产生明显的挤出效应［19］。实体经济作为实现经济高质量发展的重要基础，民营企业过度金融化显然有悖于高质量发展这一目标，而政府通过国有股权对民营企业进行参股，则可有效抑制其金融化。实际上，政府将国有股权注入民营企业后，便与企业之间产生了紧密的共生关系，尽管民营企业通过国有股权参股能够获得更多资源，但国有股东作为其所属政府机构在参股企业中的代表，其行为往往会体现出明显的官方意志［20］。与民营企业及其股东单纯追求利润最大化这一目标不同，国有股东及其所属政府机构在努力实现国有资本保值增值的同时，还承担着国家所赋予的政治和社会责任［21］。政府将国有股权注入民营企业，主要是为了帮助民营企业在技术创新、数字化转型等事关经济高质量发展方面取得显著成效［22］。企业积极参与金融化，显然偏离了政府的初衷，鉴于国有股东所具有的官方背景，会对这种投机行为更加敏感，从而对企业的经营决策进行干预，通过发挥国有股权的资源效应和治理效应，可有效抑制企业因预防动机和逐利动机选择金融化的行为。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设1：国有股权参股能够有效抑制民营企业金融化。

资源依赖理论认为，企业运营无法脱离外部的资源配置，其竞争力的强弱从根本上取决于自身获取资源的能力［23］。银行贷款是企业融资的重要渠道，但中国商业银行大多为国家所有，其更愿意将贷款这一稀缺资源配置给国有企业，从而使民营企业长期面临融资难问题［24］。在此情形下，出于规避风险的考量，民营企业通常会持有大量金融资产以维持正常经营。国有股权参股民营企业，则能够帮助民营企业缓解融资难问题。政府将国有股权注入民营企业，便在事实上成为企业重要的参股股东，其出于实现国有资本保值增值这一目标，会为民营企业提供与国有企业相似的支持。信号传递理论认为，政府将国有股权注入民营企业，通常意味着该企业经营状况良好且发展前景广阔，也向外界释放出该企业获得政府支持的积极信号［25］。即便民营企业因经营不善陷入财务危机，由于政府这一“担保人”的存在，也可对该企业进行“兜底”并给予救助，为银行向该企业融资提供了可靠的信用背书，也在无形中增强了企业自身的声誉，能够有效减少银企双方长期存在的信息不对称问题，降低借贷双方的交易成本，从而增加参股企业获得信贷资源的可能性。另外，当银行推出一些符合国家政策的优惠贷款时，鉴于国有股权参股所带来的信息和声誉优势，银行也会优先满足参股企业的贷款需求，从而为银企之间的长期合作奠定坚实基础［26］。因此，国有股权参股能够为民营企业带来更多的银行贷款，改变企业源于预防动机而持有大量金融资产的行为。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设2a：国有股权参股通过提高民营企业的银行贷款率抑制其金融化。

股权制衡理论认为，相较于控股股东，其他大股东所持有的股权比例越高，其势力越大，更能够对控股股东予以监督约束，从而对规范企业投资决策产生积极作用［27］。中国民营上市公司的大部分股权主要集中于控股股东（家族）手中，由于缺乏有效的监督，控股股东具有强烈的逐利动机，其愿意通过参与金融化实现收益最大化。国有股权参股民营企业，降低了该企业中的私有股权比例，也在一定程度上优化了股权结构，国有股东及所属政府机构因其官方背景，具有足够的能力对企业经营决策进行监督，从而对控股股东行为进行约束并抑制民营企业金融化。同时，国有股权背后的国资监管机构出于对国有资本保值增值的考量，也会对参股企业进行严格的监管。高质量的内部控制是企业健康发展的重要基础。与民营企业相比，国有企业通常拥有更加规范的内部控制体系，当国有股权参股民营企业后，国资监管机构会要求参股企业根据国有企业的相关标准，推动其内部控制体系的规范化［28］。国资监管机构对国有资本的使用有严格的规定，迫使参股企业提高信息透明度，增强合规与风险意识，从而提升其内部控制质量，确保企业的经营决策与国家现行的发展政策相符。有国有股权参股的民营企业为缓解监管压力，会积极致力于深耕实体行业，通过发展新质生产力实现更高的收益，最终抑制其金融化。因此，国有股权参股能够制衡民营企业控股东股行为，提升其内部控制质量，从本质上抑制民营企业源于逐利动机而选择金融化的行为。基于上述分析，本文提出如下假设：

假设2b：国有股权参股通过提升民营企业的内部控制质量抑制其金融化。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文以2013—2022年中国A股非金融类民营上市公司为研究对象。之所以选取2013年为研究起始年份，是因为当年国家明确提出要大力推动混合所有制改革，实现国有经济与非公有制经济的深度融合。为了提高研究的可靠性，本文还剔除了由国有企业改制为民营企业的样本。同时，对房地产行业、实际控制人信息不明、出现ST或*ST、研究数据缺失严重的样本予以剔除。为了消除极端值的影响，本文还对连续变量在1%和99%水平上进行了双侧缩尾处理，最终得到5847个观测值。

本文涉及的企业财务类数据均来自国泰安数据库。关于企业“党建入章”的情况，本文对各样本公司章程进行检索搜集。企业所处地区的金融监管数据则来源于历年《中国统计年鉴》及国家统计局网站。

（二）变量选取

⒈被解释变量

本文的被解释变量是民营企业金融化程度（FIN）。借鉴Liu等［29］的研究，本文用企业当年金融资产总额占年末总资产中的比重衡量民营企业金融化程度。其中，金融资产涵盖了多种类型，包括交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款净额、持有至到期投资净额、可供出售金融资产净额和投资性房地产净额。

⒉解释变量

本文的解释变量是国有股权参股（STA）。借鉴高冰莹等［30］的研究，本文用民营企业中是否有国有股权参股（STA1）和国有股权比例（STA2）两个指标衡量国有股权参股。

⒊机制变量

本文的机制变量包括银行贷款率（Loan）和内部控制质量（IC）。借鉴宋增基等［31］的研究，本文用企业当年持有的各类银行贷款之和与总资产之比衡量银行贷款率。关于企业内部控制质量，本文用迪博内部控制与风险管理数据库中的内部控制指数衡量［28］。具体而言，该指数通过整合战略层级、经营层级、报告可靠、合法合规和资产安全这五个关键维度，对企业内部控制质量进行了全面评价，能够有效反映企业在这五个方面的综合表现。

⒋调节变量

为了检验内部与外部因素对国有股权参股抑制民营企业金融化的强化作用，将“党建入章”（PB）和金融监管强度（FR）作为本文的调节变量。其中，如果样本公司章程中出现“党组织”“党章”等涉及党建的相关内容［32］，“党建入章”取值为1，否则为0。本文用金融监管支出与金融业增加值之比衡量金融监管强度［33］。

⒌控制变量

借鉴Jiang等［34］的研究，本文的控制变量包括：企业成长性（Growth），计算公式为（企业当年的营收总额-上一年的营收总额）/上一年的营收总额；经营规模（Size），用企业年末总资产的自然对数衡量；财务杠杆（LEV），用企业总负债与总资产之比衡量；盈利能力（ROE），用企业税后利润与所有者权益之比衡量；现金流（Cash），用企业现金流量净额与总资产之比衡量；上市时间（Time），用企业在证券市场上市交易的年数衡量；股权集中度（Owner），用第一大股东持股比例衡量；董事会规模（Board），用董事会成员人数的自然对数衡量；两职合一（Dual），如果董事长和总经理为同一人担任，该变量取值为1，否则为0；独立董事比例（INDEP），用独立董事人数与董事会成员人数之比衡量。

（三）研究模型

本文构建的基准回归模型如下：

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

其中，i、t和j分别为企业、年份和行业，FIN为民营企业金融化程度，STA为国有股权参股（包括STA1和STA2），Control为控制变量，μ为年份固定效应，η为行业固定效应，ε为随机扰动项。同时，鉴于国有股权参股对民营企业金融化的影响可能会存在一定的时滞性，故使用提前一期的民营企业金融化程度（FINi，t+1）进行回归分析。

（四）描述性统计结果

本文主要变量的描述性统计结果如表1所示。由表1可知，FIN的均值和标准差分别为0.054和0.091，说明样本企业的金融资产在总资产中的平均占比为5.4%，且不同企业的金融化程度存在较大差异。STA1和STA2的均值分别为0.548和0.139，说明54.8%的样本企业存在国有股权参股的情况，且国有股东在这些公司中已拥有一定的影响力。Loan的均值为0.276，即样本企业各类银行贷款之和在其总资产中的平均占比为27.6%，说明银行贷款仍是企业重要的融资渠道。IC的均值为6.541，说明样本企业的内部控制质量总体较好。PB的均值为0.483，说明接近半数的样本企业积极响应了党和国家的号召，将党建工作正式纳入到公司章程之中。FR的均值和标准差分别为0.021和0.097，说明中国不同地区的金融监管强度存在较大差异。LEV的均值为0.439，说明样本公司的负债率较高，但还在可控范围之内。Owner的均值为0.359，说明控股股东在样本企业中仍具有较大的话语权。此外，其他控制变量的描述性统计结果与相关研究类似。

四、实证结果与分析

（一）基准回归分析

本文的基准回归结果如表2所示。由表2可知，在未引入控制变量时，STA1和STA2的系数分别为-0.459和-0.523，且均在1%水平上显著；在引入控制变量后，STA1的系数为-0.263，且在5%水平上显著，STA2的系数为-0.375，且在1%水平上显著。这说明国有股权参股能够有效抑制民营企业金融化，因而假设1成立。此外，绝大多数控制变量与民营企业金融化之间并未表现出统计上的显著性，说明在抑制民营企业参与金融化方面，这些变量并非起决定性作用。

（二）内生性检验

⒈工具变量法

由前文结果可知，国有股权参股对民营企业金融化具有显著的抑制作用。然而，需重点考虑的是，是否存在金融化程度较低的民营企业，会更容易获得政府有关部门的青睐，通过国有股权参股提升该企业在实体行业中的投资，致使前文的回归结果呈现反向因果关系？为规避在回归中遗漏某些关键变量，本文选择民营企业中国有股东所属政府机构的行政级别（Rank）作为工具变量进行分析。本文认为，行政级别较高的政府机构具有更强的政策引导作用，通过国有股权对民营企业进行参股，往往体现了其对相关企业发展的重视程度，说明该工具变量与国有股权参股存在正相关关系。同时，民营企业作为独立的经济实体，其是否参与金融化更多取决于自身的发展战略而非国有股东所属政府机构的行政级别，因而该变量与民营企业金融化之间并不存在直接联系，比较适合作为本文的工具变量。本文根据民营企业中国有股东所属政府机构的行政级别，将其划分为中央级、省级、市级、县级，然后分别赋值为4、3、2、1，若企业中没有国有股权参股的情况，则赋值为0，该数据通过在互联网进行搜索而来。工具变量的回归结果如表3列（1）至列（4）所示。由表3列（1）和列（2）可知，Rank的系数分别为0.176和0.387，且均在1%水平上显著，说明工具变量与国有股权参股之间存在相关性。由列（3）和列（4）可知，STA1和STA2的系数分别为-0.291和-0.342，且均在5%水平上显著，说明工具变量的回归结果支持基准回归结果。

⒉PSM检验

根据主要变量的描述性统计结果可知，只有部分样本企业有国有股权参股的情况，可能存在因样本自选择而产生的内生性问题。因此，借鉴黄阳等［35］的研究，本文使用PSM检验处理这一问题，并用核匹配方式对全样本进行重新配对，共得到匹配后的样本2716个。PSM检验结果如表3列（5）和列（6）所示。由表3列（5）和列（6）可知，STA1的系数为-0.215，且在1%水平上显著，STA2的系数为-0.132，且在5%水平上显著。这说明PSM检验结果并未出现根本性改变，进一步验证了国有股权参股能够有效抑制民营企业金融化这一基准结果。

（三）稳健性检验①

为了检验基准回归结果的稳健性，本文替换被解释变量衡量方式、替换解释变量衡量方式后重新进行回归。首先，本文将长期股权投资、理财产品和委托贷款纳入金融资产的范畴，通过重新计算，得到衡量民营企业金融化程度的替代指标（FIN1）。其次，本文用代表国有股权的董事在公司董事会中的占比（STA3）衡量国有股权参股。由稳健性检验结果可知，本文基准回归结果是稳健的。

（四）异质性检验

⒈不同类型的国有股权对民营企业金融化的影响

在民营企业中参股的国有股权主要分为两种类型。一是财务投资者，其关注的重点是参股企业的财务收益。财务投资者可以帮助企业获取相关的经济资源，但通常不会深入参与企业的长远发展。二是战略投资者，其关注的重点是增强参股企业的核心竞争力。战略投资者在为企业获取相关资源的同时，还会帮助企业改善经营能力、提高创新水平，从而实现长远发展所带来的收益。在民营企业中参股的国有股权根据持股主体大致可以分为两种类型：一是国有企业；二是各级政府所属的国资委、行业主管部门和国有资本投资公司。前者主要追求财务收益，其政府背景相对较弱，参股行为更多是出于经济因素，故将其视为财务投资者。后者带有明显的政府背景，其参股行为也在很大程度上反映出国家的战略意图。在国家大力推进经济高质量发展的背景下，这类国有股权参股民营企业体现了国家对民营企业在科技创新、数字化转型等方面的大力支持，故将其视为战略投资者。如果民营企业的股权结构中同时包括这两类国有股权参股的情况，由于国有企业对民营企业进行参股，体现出对国家政策的积极响应，因而也将其视为战略投资者。由于上述两种国有股权参股民营企业的动机不同，可能对民营企业金融化产生差异化的影响。

不同类型的国有股权对民营企业金融化的影响如表4所示。由表4列（1）和列（2）可知，在未引入控制变量时，在财务投资者组中，STA2的系数为-0.073，但并不显著；在战略投资者组中，STA2的系数为-0.536，且在1%水平上显著。由列（3）和列（4）可知，在引入控制变量后，在财务投资者组中，STA2的系数为-0.115，但并不显著；在战略投资者组中，STA2的系数为-0.497，且在1%水平上显著。另外，Chow检验结果显示，国有股权参股对民营企业金融化的抑制作用在战略投资者组中更显著。

⒉国有股权参股对不同行业竞争程度民营企业金融化的影响

行业竞争作为影响企业经营的外部因素，对企业行为具有重要的影响。在竞争激烈的行业中，民营企业通常面临更大的融资约束和生存压力，为了提高市场占有率和竞争力，其更倾向于参与金融化以获取更多的资金支持，从而实现自身的快速发展。国有股权参股民营企业，有利于缓解民营企业长期存在的融资难问题，促进双方的融合发展和优势互补，从而符合企业的长期发展战略。近年来，在国家大力推动经济高质量发展的政策背景下，民营企业潜心发展实体行业，向官方传递出其经营状况良好并符合国家发展政策的信号，政府更愿意通过国有股权参股这一方式对民营企业进行长期扶持，从而实现民营企业的发展。因此，本文使用赫芬达尔指数对民营企业所处行业的竞争程度进行衡量，根据该指数的中位数将样本分为行业竞争程度较低组和行业竞争程度较高组，检验国有股权参股对不同行业竞争程度民营企业金融化的影响。

国有股权参股对不同行业竞争程度民营企业金融化的影响如表5所示。由表5列（1）和列（2）可知，在行业竞争程度较低组中，STA1的系数为-0.106，但并不显著；在行业竞争程度较高组中，STA1的系数为-0.415，且在1%水平上显著。由列（3）和列（4）可知，在行业竞争程度较低组中，STA2的系数为-0.079，但并不显著；在行业竞争程度较高组中，STA2的系数为-0.572，且在1%水平上显著。另外，Chow检验结果显示，国有股权参股对民营企业金融化的抑制作用在行业竞争程度较高组中更显著。

五、进一步分析

（一）机制检验

本文认为，国有股权参股通过提高民营企业的银行贷款率和提升民营企业的内部控制质量抑制其金融化。本文构建如下机制模型：

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

其中，Mechanism为机制变量，包括Loan和IC，其余变量含义与模型（1）一致。

机制检验结果如表6所示。由表6列（1）和列（2）可知，STA1和STA2的系数分别为0.258和0.372，且均在1%水平上显著，说明国有股权参股可以提高民营企业的银行贷款率，并改变企业源于预防动机而持有大量金融资产的行为，因而假设2a成立。由列（3）和列（4）可知，STA1和STA2的系数分别为0.316和0.439，且均在1%水平上显著，说明国有股权参股可以提升民营企业的内部控制质量，并抑制企业源于逐利动机而选择金融化的行为，因而假设2b成立。

（二）调节效应检验

⒈国有股权参股与“党建入章”对民营企业金融化的影响

目前，党和国家鼓励有条件的民营企业建立完善中国特色现代企业制度，积极探索创新民营经济领域党建工作方式。“党建入章”是践行中国特色现代企业制度的重要举措，企业将党建工作正式纳入到公司章程中，并在此基础上对党组织的职责范围予以明确界定，这一举措旨在加强党对企业的领导，以确保党组织能够切实参与到企业的经营决策中［36］。民营上市公司作为全国非公企业的优秀代表，肩负着产业升级、绿色转型等重要使命，必须坚持党的领导，通过加强党建工作实现健康发展。有国有股权参股的民营企业在获得政府提供的诸多资源的同时，政府也会对这类企业的党建工作提出更高的要求，通过加强党的领导确保企业行为与政府发展目标相一致［37］。根据中国上市公司协会披露的数据，93.4%的民营上市公司建立了党组织，近半数的民营上市公司已实现了“党建入章”。近年来，越来越多的民营上市公司积极推行“党建入章”，可能对国有股权参股的效果产生深刻影响。为了考察国有股权参股对民营企业金融化的抑制作用是否会受到“党建入章”的影响，本文构建如下模型：

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

其中，PB为“党建入章”，STA×PB为国有股权参股与“党建入章”的交互项，其余变量含义与模型（1）一致。

国有股权参股与“党建入章”对民营企业金融化的影响如表7所示。由表7列（1）和列（2）可知，在未加入交互项时，STA1的系数为-0.146，且在5%水平上显著；STA2的系数为-0.173，且在1%水平上显著。在加入交互项后，由列（3）可知，STA1的系数为-0.063，且在10%水平上显著；PB的系数为-0.287，且在5%水平上显著；STA1×PB的系数为-0.191，且在10%水平上显著。由列（4）可知，STA2的系数为-0.098，且在5%水平上显著；PB的系数为-0.315，且在1%水平上显著；STA2×PB的系数为-0.211，且在5%水平上显著。这说明“党建入章”这种内部监督方式可以显著增强国有股权参股对民营企业金融化的抑制作用。民营企业专注于深耕实体行业，以获取实体行业所产生的长期收益，从而实现“脱虚向实”的目标。

⒉国有股权参股与金融监管强度对民营企业金融化的影响

现代金融监管理论的核心在于确保金融系统的稳健性，提高市场透明度，以及保护投资者权益，金融监管机构应制定一系列规则和政策以实现这些目标［38］。金融监管机构通过完善相应的政策法规，对金融体系进行重塑，助力金融市场的正常运行，遏制金融乱象，优化金融生态，从而为实体企业健康发展营造了良好的外部金融环境［39］。在金融资源供给侧，金融监管机构通过规范金融机构的资金流向，促进金融资源的合理分配，推动实体企业守正创新；在金融资源需求侧，金融监管机构通过提高企业金融套利的成本，抑制企业过度金融化的行为，从而降低金融投资对实体企业主营业务投入的挤出效应［40］。基于公司内部治理的视角，加强金融监管有助于改善企业财务行为，降低经营风险，从而助力企业高质量发展。中国地域广阔，各地区的经济发展水平存在明显的差异，金融市场的运行情况也不同，因而金融监管政策也具有差异性，从而深刻影响国有股权参股与民营企业金融化之间的关系。为了考察国有股权参股对民营企业金融化的抑制作用是否会受到不同地区金融监管强度的影响，本文构建如下模型：

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

其中，FR为金融监管强度，STA×FR为国有股权参股与金融监管强度的交互项，其余变量含义与模型（1）一致。

国有股权参股与金融监管强度对民营企业金融化的影响如表8所示。由表8列（1）和列（2）可知，在未加入交互项时，STA1的系数为-0.124，且在5%水平上显著；STA2的系数为-0.158，且在5%水平上显著。在加入交互项后，由列（3）可知，STA1的系数为-0.051，且在10%水平上显著；FR的系数为-0.264，且在5%水平上显著；STA1×FR的系数为-0.145，且在10%水平上显著。由列（4）可知，STA2的系数为-0.095，且在5%水平上显著；FR的系数为-0.326，且在1%水平上显著；STA2×FR的系数为-0.181，且在10%水平上显著。这说明金融监管强度可以显著增强国有股权参股对民营企业金融化的抑制作用。随着金融监管体系的不断完善，国有股权参股民营企业，会受到当地金融监管机构的高度关注，为了确保国有资本的安全并得到合理使用，便会对民营企业的金融活动进行更为严格的限制，以防止企业利用金融杠杆过度投机。当民营企业因参与金融化而遭受损失时，国有股东背后的政府部门也会对企业管理层进行严惩，使参股企业“脱实向虚”的机会成本陡增。

（三）经济后果检验

国有股权参股民营企业在抑制实体企业“脱虚”的同时，能否真正推动其“向实”发展也应进行关注。因此，本文用研发产出作为民营企业“向实”的替代变量，检验国有股权参股民营企业抑制其金融化所产生的后果，构建如下模型：

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

其中，Patent为研发产出，计算公式为ln（企业发明专利+外观设计专利+实用新型专利数量+1），专利数据来自国家知识产权局专利检索网站。FIN×STA为民营企业金融化程度与国有股权参股的交互项，其余变量含义与模型（1）一致。由于民营企业金融化程度与国有股权参股对其研发产出的影响通常存在一定的时滞性，故在回归中使用提前一期的研发产出（Patenti，t+1）。

经济后果检验如表9所示。由表9列（1）和列（2）可知，在未加入交互项时，FIN的系数分别为-0.419和-0.362，且均在5%水平上显著；STA1和STA2的系数分别为0.175和0.138，且均在1%水平上显著。在加入交互项后，由列（3）可知，FIN的系数为-0.284，且在10%水平上显著；STA1的系数为0.095，且在1%水平上显著；FIN×STA1的系数为0.201，且在1%水平上显著。由列（4）可知，FIN的系数为-0.127，且在5%水平上显著；STA2的系数为0.026，且在1%水平上显著；FIN×STA2的系数为0.089，且在5%水平上显著。这说明民营企业参与金融化虽不利于其创新研发，但国有股权的注入能够抑制其金融化，从而削弱金融投资对创新产出的“挤占”，最终推动企业“脱虚向实”。

六、结论与启示

“全面强化金融服务实体经济能力，坚决遏制脱实向虚”作为中央加强和完善现代金融监管的战略部署，旨在确保金融资源更多地服务于实体经济，防止资金过度流入虚拟经济领域，从而维护经济健康稳定发展。民营企业作为中国市场经济中不可缺少的微观主体，也是国家发展实体经济的关键力量。本文使用2013—2022年中国A股非金融类民营上市公司数据，实证研究了国有股权参股对民营企业金融化的影响及作用机制。研究发现，国有股权参股能够有效抑制民营企业金融化，该结论经过内生性检验和稳健性检验后仍成立。异质性检验发现，国有股权参股对民营企业金融化的抑制作用在战略投资者组中和在行业竞争程度较高组中更显著。机制检验发现，国有股权参股通过提高民营企业的银行贷款率和提升民营企业的内部控制质量抑制其金融化。进一步研究表明，“党建入章”和金融监管强度可以显著增强国有股权参股对民营企业金融化的抑制作用。此外，国有股权参股在抑制民营企业金融化的同时，可切实推动其研发产出的增加。

根据上述结论，本文可得出以下启示。第一，民营企业受制于自身规模和所有制因素，其行为往往会表现出较强的投机倾向，不可避免地热衷参与金融化。在国家大力推动混合所有制改革的背景下，各级政府应循序渐进地引导国有股权参股民营企业，并切实发挥国有股权在资源和治理方面的优势，在为参股企业提供资源支持的同时，还应帮助企业提高治理能力，让企业在经营决策的过程中始终贯穿高质量发展的理念，使其专注于深耕自身所属的实体行业，从根源上防止企业“脱实向虚”，从而防范金融风险对实体经济造成的冲击。第二，在民营企业参与“逆向混改”的过程中，需特别关注国有股东的参股动机，使其定位于战略投资者而非财务投资者，在实现股权融合的同时，还应在经营决策方面产生协同，使企业的经营决策更加符合国家的发展政策。同时，政府可以对部分行业竞争程度较高的民营企业进行适度的“倾斜”参股，充分发挥国有股权参股民营企业的积极作用，帮助企业增强核心竞争力，从而在激烈的行业竞争中脱颖而出。第三，随着越来越多的民营企业存在国有股权参股这一情况，各级党政部门和国资监管机构应对参股企业的党建工作进行规范，通过加强企业的党建工作，充分发挥党组织的政治核心和政治引领作用，为企业的经营发展“把关定向”，确保在复杂多变的市场环境下，民营企业始终坚持正确的价值导向和发展方向。第四，国家应持续推进金融治理现代化，进一步完善各地的金融监管政策。具体而言，各地应颁布符合当地金融业发展的监管政策，加大对金融监管机构的支持力度，强化其维护金融稳定的职责和作用。还应充分利用大数据、人工智能等科技手段，增强其对金融活动的实时监测和风险预警能力。此外，随着国家不断推进新质生产力的发展，各级政府应加大对中小企业在科技创新领域的扶持力度，以政府引导基金等方式参与到民营企业的创新发展中，为企业破解资源和技术上的难题提供有力支撑，最终实现高质量发展。

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（责任编辑：尚培培）

基金项目：国家社会科学基金青年项目“国有企业党委参与公司治理的理论与实证研究”（19CDJ007）；西南大学创新研究2035先导计划“乡村振兴与金融创新”（SWUPilotPlan026）；中央高校基本科研业务费专项资金资助项目“新生育政策背景下民营企业家生育意愿及其对企业行为的影响研究”（2023CDSKXYJG007）