影子銀行發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新投入
——來自中國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗研究

鄧永亮 張 華

內(nèi)容提要：本文利用2010—2020年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗影子銀行發(fā)展對中國企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。結(jié)果表明：影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入具有負向作用。進一步的機理檢驗顯示，影子銀行發(fā)展主要通過兩條渠道抑制企業(yè)創(chuàng)新投入：一是減少原本就稀缺的銀行貸款資金資源，增加企業(yè)借款難度；二是在促進企業(yè)實業(yè)投資的同時也加劇企業(yè)融資約束。研究結(jié)論為明晰影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的微觀作用機理，以及深入理解實體經(jīng)濟與包括影子銀行在內(nèi)的泛金融市場發(fā)展的聯(lián)系，提供了政策啟示。

一、問題提出

科技創(chuàng)新對于一個國家的發(fā)展至關(guān)重要。黨的十八大以來，黨中央高度重視科技創(chuàng)新，站在時代高度統(tǒng)籌謀劃，極大地推進了中國科技創(chuàng)新水平。然而，中國研發(fā)支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)比重與歐美日等發(fā)達經(jīng)濟體相比有著較大的差距，即便近年來研發(fā)投入持續(xù)增加，但差距依然存在。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，1996年中國研發(fā)支出占GDP的比重僅為0.56%，而同期的德國、美國、日本、韓國和以色列分別為2.14%、2.45%、2.69%、2.26%、2.59%；2020年中國研發(fā)支出占GDP的比重已上升到2.40%，但同期的德國、美國、日本、韓國和以色列分別為3.14%、3.45%、3.26%、4.81%和5.44%(1)數(shù)據(jù)均來源于萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫。。因此，大力推動科技創(chuàng)新、不斷縮小與發(fā)達國家的差距，對于促進中國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展、提高中國經(jīng)濟在全球的競爭力，具有重要的現(xiàn)實意義。

企業(yè)的研發(fā)支出在一國總研發(fā)支出中占有很大的比重。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，2020年各類企業(yè)研發(fā)經(jīng)費支出18 673.8億元，比2019年增長10.4%，占全國總研發(fā)經(jīng)費支出比例為76.6%。因此，提升研發(fā)支出水平，關(guān)鍵在于提升企業(yè)的研發(fā)支出水平。

自2010年以來，中國影子銀行發(fā)展迅速，主要原因在于：一是銀行對中小企業(yè)、民營企業(yè)的貸款歧視；二是銀行為規(guī)避監(jiān)管約束而進行的監(jiān)管套利。近年來，國家相關(guān)監(jiān)管部門為化解防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險，對影子銀行進行了嚴厲的治理整頓，但存量規(guī)模依然龐大。以委托貸款、信托貸款和未貼現(xiàn)銀行承兌匯票作為影子銀行的代理指標(biāo)來計算，截至2020年12月，中國影子銀行存量規(guī)模為20.91萬億元，約占當(dāng)年中國GDP總額的20.7%。因此，必須建立持續(xù)監(jiān)管框架，從而推動影子銀行健康規(guī)范發(fā)展、降低風(fēng)險層次，使之成為維護金融穩(wěn)定的積極因素和支持服務(wù)實體經(jīng)濟發(fā)展的重要力量[1]。

影子銀行具有監(jiān)管套利的本質(zhì)，其產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和組織形式始終在演變之中，各種創(chuàng)新手法層出不窮；影子銀行不會消失，將和傳統(tǒng)金融體系長期共存[1]。既有文獻研究表明，融資約束極大地制約著企業(yè)的創(chuàng)新投入[2-5](2)本文約定，對于企業(yè)創(chuàng)新投入，在不同語境下，分別用“研發(fā)投入”或“創(chuàng)新投入”表達，二者的含義是一致的。。直觀來看，影子銀行作為非銀行體系的信用中介，有效緩解了正規(guī)銀行體系貸款不足的局面，能夠一定程度改善企業(yè)融資約束，促使企業(yè)加大創(chuàng)新投入，但尚需從理論和實證方面加以深入分析和驗證。因此，探究影子銀行對企業(yè)創(chuàng)新投入的微觀作用機理，厘清背后的影響因素，對推進科技創(chuàng)新、助力經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級和建設(shè)創(chuàng)新型國家，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

本文可能的貢獻主要在于三個方面。首先，本文豐富了宏觀經(jīng)濟變量與微觀企業(yè)行為的相關(guān)研究，將影子銀行發(fā)展納入分析企業(yè)創(chuàng)新投入影響因素的研究框架，為研究企業(yè)創(chuàng)新投入提供一個新的視角，拓展了對企業(yè)創(chuàng)新投入影響因素的研究維度，具有一定的前瞻性和創(chuàng)新性。其次，本文通過實證研究，將影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的微觀作用機理進行梳理，并將實體經(jīng)濟與包括影子銀行在內(nèi)的泛金融市場的發(fā)展進行聯(lián)系，具有顯著的政策性意義。再次，本文進一步從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性、區(qū)域異質(zhì)性、兩權(quán)分離、機構(gòu)持股、銀企關(guān)系及企業(yè)規(guī)模共六個方面探究影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的區(qū)別，對深化和延伸本文的研究結(jié)論具有重要的理論意義。

二、文獻綜述與理論假設(shè)

(一)融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

既有研究表明，融資約束極大地制約著企業(yè)的創(chuàng)新投入，而企業(yè)創(chuàng)新是一項需要長期大量資金投入、失敗率高且具有高度不確定性的創(chuàng)新活動[2-6]。恰爾尼茨基和霍滕羅特(Czarnitzki & Hottenrott，2011)認為，企業(yè)研發(fā)活動不僅具有投資成本高、投資沉沒和抵押物價值低的特征，而且有著顯著的調(diào)整成本(adjustment cost)；如果融資成本過高或者根本無法獲得融資，企業(yè)將在次優(yōu)(sub-optimal)水平下開展研發(fā)活動或者直接放棄研發(fā)[7]。信息不透明和缺乏有價值的抵押物使得企業(yè)研發(fā)投入更易遭受融資約束，而已有研究表明，資金的可獲得性對企業(yè)研發(fā)活動至關(guān)重要[8]?；魻?Hall，2002)認為，在一個完全競爭的市場,由于研發(fā)成果不具有排他性且無法守密，企業(yè)從事研發(fā)活動也就無法獲得相應(yīng)的收益；即便對企業(yè)研發(fā)活動所形成的無形資產(chǎn)加強知識產(chǎn)權(quán)保護，并進行補助或稅收激勵，外部融資也很難成為企業(yè)創(chuàng)新投入的主要融資來源[9]。鮑里索娃和布朗(Borisova & Brown，2013)對企業(yè)剝離固定資產(chǎn)和研發(fā)投入的關(guān)系進行了研究，發(fā)現(xiàn)對于那些面臨著融資約束的企業(yè)，因剝離固定資產(chǎn)而產(chǎn)生的現(xiàn)金流與企業(yè)研發(fā)投入具有強烈的正相關(guān)關(guān)系[10]。

國內(nèi)許多學(xué)者也對融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系進行了深入的研究。鞠曉生等(2013)認為，高度不確定性是創(chuàng)新活動的重要特征，并會誘發(fā)潛在的道德風(fēng)險，由此導(dǎo)致創(chuàng)新活動將面臨嚴重的融資約束[2]。盧馨等(2015)研究了中國高科技公司融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)外部資金的缺乏引致高新技術(shù)公司創(chuàng)新投入不足[3]。余明桂等(2019)從國有企業(yè)民營化的視角研究了企業(yè)融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)融資約束導(dǎo)致了國有企業(yè)民營化創(chuàng)新不足[4]。顧海峰和張歡歡(2020)指出，因企業(yè)金融化而引致的融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投入具有抑制作用[11]。綜上可知，企業(yè)創(chuàng)新活動需要持續(xù)的資金投入，但其高失敗率和高度不確定性導(dǎo)致企業(yè)難以獲得外部融資，因此企業(yè)創(chuàng)新活動極大地受制于融資約束。

(二)影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

從影子銀行發(fā)展的視角對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響展開研究的文獻并不多見。盧馨等(2015)在具體分析每個影子銀行業(yè)務(wù)對中小企業(yè)融資的作用機制后發(fā)現(xiàn)，因為貸款對象、貸款額度和貸款期限的原因，影子銀行的小額貸款無法解決中小企業(yè)研發(fā)投資這種需要長期、大額資金的融通[3]。鄭建明等(2017)認為影子銀行的發(fā)展拓寬了企業(yè)融資渠道，增大了企業(yè)的融資金額，從而有利于企業(yè)增強研發(fā)投入、促進技術(shù)創(chuàng)新；進一步的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，對于大企業(yè)，影子銀行能在一定程度上緩解企業(yè)融資約束對企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用，但對于中小企業(yè)，影子銀行不僅沒有緩解反而加劇了這種抑制作用[5]。王善平和彭莉莎(2018)指出，國有企業(yè)參與影子銀行活動對其下一年創(chuàng)新投入具有擠出效應(yīng)，而且高杠桿加劇了這種擠出效應(yīng)[12]。綜上，既有文獻對有關(guān)影子銀行對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的結(jié)論并未達成一致，并且對影子銀行如何在微觀上作用于企業(yè)的研發(fā)投入這一機制缺乏深入的探討。

影子銀行的發(fā)展拓寬了企業(yè)融資渠道，增大了企業(yè)的融資金額[5]，促進了企業(yè)實業(yè)投資[13]，從而能夠在一定程度上緩解企業(yè)融資約束[14]。然而，企業(yè)創(chuàng)新投入需要長期、大量的資金來維持，因此融資約束將制約著企業(yè)創(chuàng)新投入[2-4]。既然影子銀行的部分資金流入了企業(yè)，在一定程度上緩解了企業(yè)融資約束，而融資約束又極大地制約著企業(yè)的創(chuàng)新投入，那么影子銀行的發(fā)展能夠在一定程度上促進企業(yè)創(chuàng)新投入。

然而，如果進一步考慮影子銀行資金以下特性，則影子銀行資金并不能被企業(yè)用于研發(fā)投入：

一是影子銀行的貸款期限較短。影子銀行的貸款期限一般為1～2年，最長不超過3年。這樣的貸款期限并不符合企業(yè)研發(fā)投入資金長期性的要求。

二是出于資金安全考慮，影子銀行資金所有者一般要求資金要?？顚Ｓ?，且項目風(fēng)險相對可控。影子銀行資金所有者一般根據(jù)資金需求者擬投資項目進行風(fēng)險評估，并綜合考慮資金需求者的經(jīng)營基本面，最終確定貸款規(guī)模、利率和期限。企業(yè)研發(fā)投入的高度不確定性、高度風(fēng)險性決定了影子銀行資金所有者很難會將資金貸給企業(yè)用于企業(yè)研發(fā)投入。

三是在企業(yè)滿足相關(guān)資質(zhì)要求的前提下，影子銀行也會把資金貸款給企業(yè)，用于補充企業(yè)流動資金。企業(yè)向影子銀行借款金額一般較大且利率較高，即需要支付一筆不菲的財務(wù)費用，因此企業(yè)向影子銀行借款僅用于補充企業(yè)流動資金。這其中更多的是名義的借款原因，而企業(yè)借款的真實用途通常是以下兩大原因：一是“借新還舊”。企業(yè)有即將到期的借款要償還，在缺乏其他融資渠道的情況下，為避免違約只能通過影子銀行融資以償還即將到期的債務(wù)。二是為受國家宏觀產(chǎn)業(yè)調(diào)控項目融資。如果企業(yè)擬投資的新項目屬于國家宏觀產(chǎn)業(yè)調(diào)控范圍內(nèi)，比如“兩高一?！毙袠I(yè)(3)兩高行業(yè)指高污染、高能耗的資源性的行業(yè)；一剩行業(yè)即產(chǎn)能過剩行業(yè)。，此時企業(yè)一般無法從銀行取得借款；由于國家監(jiān)管部門對影子銀行的監(jiān)管存在灰色地帶，企業(yè)往往以“補充企業(yè)流動資金”為借款理由向影子銀行機構(gòu)申請借款，并用以投資新的項目。

如果影子銀行資金確實進入了企業(yè)，但這部分資金只能用于企業(yè)“借新還舊”或用于具體的實體項目，而不能用于企業(yè)的研發(fā)投入，這樣的影子銀行資金是無助于企業(yè)創(chuàng)新投入的。進一步地，當(dāng)影子銀行資金被用于具體的實體項目時，由于該資金是不可能為項目總的投資金額全額融資的，企業(yè)一般要自籌部分資金(通常至少為整個項目總體投資金額的40%以上)，而在融資約束的情況下，這部分自籌資金又會迫使企業(yè)削減或挪用企業(yè)研發(fā)資金。由此，影子銀行將因推進企業(yè)實體項目的投資而加劇企業(yè)融資約束，進而抑制企業(yè)的創(chuàng)新投入。

基于以上分析，本文提出以下兩個競爭性假設(shè)：

假設(shè)1a：影子銀行發(fā)展促進了企業(yè)創(chuàng)新投入；

假設(shè)1b：影子銀行發(fā)展抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為研究樣本，選取2010—2020年數(shù)據(jù)進行研究。借鑒既有研究的做法，對初始樣本數(shù)據(jù)進行如下處理：第一，刪除數(shù)據(jù)缺失的樣本；第二，剔除ST和PT類樣本；第三，刪除資產(chǎn)負債率大于1的樣本。為消除極端值對實證結(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量進行1%的雙側(cè)縮尾處理(winsorize)。經(jīng)過以上處理，本文共獲得9 988個樣本觀測值。上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，而影子銀行數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.被解釋變量

借鑒既有文獻[15]做法，被解釋變量選取研發(fā)投入與總資產(chǎn)的比值來衡量企業(yè)創(chuàng)新投入強度(rd)；在實證結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗中，選用研發(fā)投入與營業(yè)收入的比值來表示企業(yè)創(chuàng)新投入強度。

2.解釋變量

借鑒已有研究[13-14]的做法，本文設(shè)定影子銀行發(fā)展(shbank)通過“(委托貸款增量+信托貸款增量+未貼現(xiàn)銀行承兌匯票增量)/社會融資規(guī)?？傤~增量”求得。本文進一步設(shè)置“委托貸款增量/社會融資規(guī)?？傤~增量(wtdk)”“信托貸款增量/社會融資規(guī)?？傤~增量(xtdk)”和“未貼現(xiàn)銀行承兌匯票增量/社會融資規(guī)模總額增量(wtx)”，分別考察影子銀行三個核心組成部分的發(fā)展對中國制造業(yè)創(chuàng)新投入的影響。

3.控制變量

本文選取公司規(guī)模(size)、公司年齡(age)、財務(wù)杠桿(lev)、盈利能力(roa)、成長能力(growth)、投資機會(tq)、現(xiàn)金流特征(cash)、股權(quán)集中度(sh25)、經(jīng)濟增長(gdp)和貨幣政策(r)作為控制變量。

各變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)定

借鑒既有文獻[15-18]，本文將計量模型設(shè)定如下：

rdit=β0+β1shbankt+∑βkcontrolsit+μi+εit

(1)

其中，i代表企業(yè)，t代表年份；被解釋變量rdit表示企業(yè)i第t年的創(chuàng)新投入；解釋變量shbankt表示第t年的影子銀行發(fā)展程度，系數(shù)β1的符號正負和大小可以用來識別影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用效果；controlsit表示企業(yè)i第t年的相關(guān)控制變量；μi為個體固定效應(yīng)，用來解決不隨時間而變但隨個體而變的遺漏變量問題；εit為隨機誤差項。

影子銀行發(fā)展(shbank)屬于宏觀時間序列變量，如果在模型中再控制時間固定效應(yīng)，則可能會造成參數(shù)無法估計(完全共線性)或者使得參數(shù)估計量方差增大，從而不能對總體參數(shù)做出準確推斷(近似共線性)，也即影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響會被時間固定效應(yīng)完全吸收或部分吸收(4)特別感謝匿名審稿人提出的對于本文時間虛擬變量與核心解釋變量影子銀行發(fā)展(shbank)可能存在多重共線性問題的富有建設(shè)性意見。。因此，本文最終采用個體固定效應(yīng)模型，而不是更為穩(wěn)健的時間和個體雙向固定效應(yīng)?？紤]到如果不控制時間固定效應(yīng)可能會遺漏一些不隨個體而變但隨時間而變的變量，本文借鑒已有研究[16-19]的做法，在控制變量中加入經(jīng)濟增長(gdp)和貨幣政策(r)這兩個宏觀經(jīng)濟變量，以盡可能緩解在時間截面上可能存在的遺漏變量問題。

(四)描述性統(tǒng)計

表2列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。被解釋變量rd的平均值為2.42%，最小值為0.03%，最大值為9.33%，標(biāo)準差為1.68%，說明樣本公司的創(chuàng)新投入存在著較大的差異；中位數(shù)為2.13%，意味著樣本中有一半公司的創(chuàng)新投入小于或等于2.13%；不論是與平均值2.42%相比，還是與最大值9.33%相比，樣本公司中低于中位數(shù)的一半公司在創(chuàng)新投入方面都有著較大的提升空間。解釋變量shbank的平均值為6.06%、標(biāo)準差為13.59%，最大值為29.82%，說明樣本期間內(nèi)的影子銀行占社會融資規(guī)模具有一定的比重，且影子銀行規(guī)模變化較大。各控制變量的平均值與中位數(shù)基本相當(dāng)，表明這些控制變量呈現(xiàn)接近正態(tài)分布。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證分析

(一)基準回歸結(jié)果

基于個體固定效應(yīng)模型(1)，本文實證分析了影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。由表3可以看出，影子銀行發(fā)展(shbank)對企業(yè)創(chuàng)新投入(rd)的作用系數(shù)為-0.007 7，且在1%的水平下具有顯著性；影子銀行的三個分量指標(biāo)中的委托貸款(wtdk)和信托貸款(xtdk)對rd的作用系數(shù)分別為-0.016 9和-0.013 1，且都在1%的水平下具有顯著性；但是，未貼現(xiàn)銀行承兌匯票(wtx)對rd的作用系數(shù)卻為0.009 5，且在1%的水平下具有顯著性，即未貼現(xiàn)銀行承兌匯票對企業(yè)創(chuàng)新投入具有正向作用。

為什么影子銀行的分量指標(biāo)之一未貼現(xiàn)銀行承兌匯票對企業(yè)創(chuàng)新投入具有顯著的正向作用？對此，本文認為有兩大原因可以解釋：

一是從銀行承兌匯票實際運作的角度來看。影子銀行之所以對企業(yè)創(chuàng)新投入具有抑制作用，一個很重要的原因是其為缺乏資金且無法從銀行獲得資金的項目融資。當(dāng)企業(yè)獲得影子銀行資金后，該項目得以推進，但也減少了企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生現(xiàn)金流凈額，而企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生現(xiàn)金流凈額對企業(yè)創(chuàng)新投入有正向影響，因此影子銀行的發(fā)展最終抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。而當(dāng)某一企業(yè)請求銀行開具銀行承兌匯票時，開票銀行會要求該企業(yè)必須提供具有法律效力的購銷合同及其增值稅發(fā)票(5)如果是銀行承兌匯票的背書轉(zhuǎn)讓，則無此要求。但本文探討的銀行承兌匯票顯然不是銀行承兌匯票的背書轉(zhuǎn)讓行為。，而企業(yè)想要開具銀行承兌匯票的條件之一是企業(yè)確實發(fā)生了商品的購買行為。當(dāng)企業(yè)請求銀行開具銀行承兌匯票并不是為了項目融資而是發(fā)生了商品的購買行為時，企業(yè)并沒有因為新項目的推進而引致企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生現(xiàn)金流凈額的減少，也就對企業(yè)創(chuàng)新投入沒有負向作用。因此，企業(yè)為缺乏資金且無法從銀行獲得資金的項目進行融資時主要是通過委托貸款和信托貸款，而不是通過未貼現(xiàn)銀行承兌匯票。

二是從銀行承兌匯票特性的角度看。當(dāng)發(fā)生商品買賣行為時，購買商品的企業(yè)應(yīng)當(dāng)要支付貨幣資金給銷售商品企業(yè)，但由于資金緊張，購買商品企業(yè)無法或者不想立即支付，于是請求銀行開具銀行承兌匯票。銀行承兌匯票是由付款人委托銀行開具的一種延期支付票據(jù)，票據(jù)到期銀行具有見票即付的義務(wù)。因此，購買商品企業(yè)請求銀行開具銀行承兌匯票實質(zhì)就是一種信用融資，具有緩解企業(yè)融資約束的作用，而融資約束又極大地制約著企業(yè)的創(chuàng)新投入，那么購買商品企業(yè)請求銀行開具銀行承兌匯票就能夠在一定程度上促進企業(yè)創(chuàng)新投入(6)需要說明的是，銀行承兌匯票無論是已經(jīng)貼現(xiàn)還是尚未貼現(xiàn)，都可以看作是企業(yè)的信用融資。已經(jīng)貼現(xiàn)的銀行承兌匯票可以看作企業(yè)延期支付，實質(zhì)已經(jīng)具有信用融資的功能；尚未貼現(xiàn)的銀行承兌匯票，只是尚未到承兌日期或未提前貼現(xiàn)，也是一種延期支付，因此也具有信用融資功能。。

表3的基準回歸結(jié)果表明，總體上看，影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入具有負效應(yīng)，即影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入具有抑制作用，假設(shè)1b得到驗證。但影子銀行各分量指標(biāo)對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用有所不同，其中未貼現(xiàn)銀行承兌匯票(wtx)對企業(yè)創(chuàng)新投入具有顯著的正向作用。委托貸款(wtdk)和信托貸款(xtdk)對企業(yè)創(chuàng)新投入總的負向作用大于未貼現(xiàn)銀行承兌匯票(wtx)對企業(yè)創(chuàng)新投入的正向作用，因此最終影子銀行的發(fā)展體現(xiàn)為對企業(yè)創(chuàng)新投入具有負向作用。進一步考察影子銀行各分量指標(biāo)對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響作用，有助于厘清影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用機理。

表3 基準回歸結(jié)果

表3(續(xù))

(二)影子銀行發(fā)展抑制企業(yè)創(chuàng)新投入的機理分析

出于資金安全回收等風(fēng)險控制的考量，影子銀行貸款一般有兩大特點：一是期限短；二是要求有明確的借款用途(即?？顚Ｓ?，項目風(fēng)險相對可控。而企業(yè)的研發(fā)投入具有長期性、高度不確定性，因此通常影子銀行出借方不會貸款給企業(yè)用于創(chuàng)新投入。

如前文所述，在企業(yè)滿足相關(guān)資質(zhì)要求的前提下，影子銀行資金所有者也會把影子銀行資金貸款給企業(yè)，用于補充企業(yè)流動資金。但本文認為，考慮到企業(yè)向影子銀行借款金額一般較大且利率較高，這意味著企業(yè)要承擔(dān)較高的財務(wù)成本，因而企業(yè)向影子銀行融資一般有著其他的用途，如有即將到期的債務(wù)需要償還或者為受國家宏觀產(chǎn)業(yè)調(diào)控項目融資。所以，即便企業(yè)向影子銀行申請借款用于補充企業(yè)流動資金，但這并不能緩解企業(yè)的融資約束，企業(yè)也很難把這部分補充流動資金用于研發(fā)投入。

由此可知，影子銀行資金很難被用于企業(yè)創(chuàng)新投入的。那么，為什么影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入具有抑制作用？

首先，從企業(yè)向銀行借款的外部融資可得性來看。監(jiān)管套利是中國影子銀行發(fā)展的一個主要原因。在符合銀行所要求資質(zhì)的前提下，企業(yè)向銀行借款成本一般較低；相應(yīng)地，銀行的收益也就較低。然而，中國的實體企業(yè)，尤其是中小民營企業(yè)，一般是利潤率較低、違約風(fēng)險較高，因此向銀行借款的難度較大。而包括房地產(chǎn)行業(yè)在內(nèi)的高風(fēng)險、高收益領(lǐng)域相對而言則更容易獲得銀行貸款，但限于宏觀調(diào)控和監(jiān)管的要求，銀行資金只能借道影子銀行流入這些領(lǐng)域，銀行資金由此“脫實向虛”。銀行是影子銀行資金的主要提供方〔1〕。銀行資金的監(jiān)管套利推動了影子銀行迅速發(fā)展，影子銀行的迅速發(fā)展反過來吸引越來越多的銀行資金“脫實向虛”，這勢必減少原本就稀缺的銀行貸款資金資源，進一步加大了企業(yè)向銀行借款的難度，加劇了企業(yè)融資約束，從而抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。

其次，從影子銀行資金影響企業(yè)內(nèi)部資金的使用來看?？疾煊白鱼y行資金影響企業(yè)內(nèi)部資金的使用，首要的問題是影子銀行資金是否真的進入實業(yè)？借鑒黃賢環(huán)等(2021)[13]研究思路，本文以“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)金流總額/資產(chǎn)總額”作為實業(yè)投資(sytz)的代理變量和被解釋變量，以shbank作為解釋變量運用模型(1)進行回歸。控制變量選取了公司規(guī)模(size)、財務(wù)杠桿(lev)、盈利能力(roa)、成長能力(growth)、投資機會(tq)、經(jīng)濟增長(gdp)和貨幣政策(r)，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 影子銀行發(fā)展對實業(yè)投資的影響

從表4可以看出，影子銀行資金除了進入股市、房地產(chǎn)等虛擬經(jīng)濟外，部分影子銀行資金確實進入了實體企業(yè)，對企業(yè)實業(yè)投資具有顯著的促進作用，因此影子銀行發(fā)展促進了企業(yè)的實業(yè)投資，這與黃賢環(huán)等(2021)[13]的研究結(jié)論一致。這也進一步佐證了流入企業(yè)的影子銀行資金專款專用的特點。

部分影子銀行資金進入了企業(yè)的實業(yè)投資，這對企業(yè)的創(chuàng)新投入又會產(chǎn)生怎樣的影響？對于新項目，企業(yè)從募集資金到正式建成投產(chǎn)需要一定的時間，這段時間內(nèi)新項目沒有營業(yè)收入，但又需要為購買設(shè)備、原材料、接受勞務(wù)、職工薪酬、各種稅費等支付現(xiàn)金，由此將影響企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額。以企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額并對總資產(chǎn)標(biāo)準化后(cash)作為被解釋變量，以實業(yè)投資(sytz)作為解釋變量，控制變量包括企業(yè)規(guī)模(size)、財務(wù)杠桿(lev)、盈利能力(roa)、成長能力(growth)、投資機會(tq)、經(jīng)濟增長(gdp)和貨幣政策(r)，采用模型(1)進行回歸，結(jié)果如表5所示。

表5 企業(yè)實業(yè)投資對經(jīng)營活動產(chǎn)生現(xiàn)金流凈額的影響

根據(jù)表5可知，實業(yè)投資(sytz)對企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額具有負向作用，對應(yīng)的P值為0.005，在1%的水平下具有顯著性。由此可知，影子銀行資金促進了企業(yè)實業(yè)投資，而企業(yè)實業(yè)投資的推進又減少了企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額，加劇了企業(yè)的融資約束，迫使企業(yè)削減或挪用創(chuàng)新投入資金，從而抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。

把表4影子銀行發(fā)展對實業(yè)投資的影響、表5企業(yè)實業(yè)投資對經(jīng)營活動產(chǎn)生現(xiàn)金流凈額的影響和表3基準回歸結(jié)果進行對比，結(jié)果顯示，影子銀行發(fā)展(shbank)促進了企業(yè)實業(yè)投資(sytz)，企業(yè)實業(yè)投資(sytz)減少了企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額(cash)，企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額(cash)對企業(yè)創(chuàng)新投入(rd)具有正向作用。綜合可知，影子銀行的發(fā)展最終抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。此外，影子銀行發(fā)展(shbank)對企業(yè)創(chuàng)新投入(rd)具有直接的顯著的負向作用，即為前文“從企業(yè)向銀行借款的外部融資可得性來看”所敘之機理，也即因銀行資金“脫實向虛”，加劇了銀行貸款資金資源的稀缺性，進一步加大了企業(yè)向銀行借款的難度，加劇了企業(yè)融資約束，從而抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。

綜上，影子銀行發(fā)展從企業(yè)內(nèi)部和外部抑制企業(yè)創(chuàng)新的機理如圖1所示。

圖1 影子銀行發(fā)展從企業(yè)內(nèi)部和外部抑制企業(yè)創(chuàng)新投入作用機理

(三)進一步分析

1.股權(quán)異質(zhì)性

企業(yè)創(chuàng)新投入與融資約束緊密相關(guān)，不同性質(zhì)類型的企業(yè)面臨的融資約束不同，因此影子銀行的發(fā)展對不同性質(zhì)類型企業(yè)創(chuàng)新投入的影響也可能不同。

根據(jù)最終控制人性質(zhì)，本文進一步把樣本分為國有企業(yè)和民營企業(yè)，并分別按模型(1)回歸并采用鄒檢驗法(Chow test)檢驗組間回歸系數(shù)差異的顯著性，回歸結(jié)果如表6所示。

表6 影子銀行發(fā)展分別對國有企業(yè)和民營企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

表6(續(xù))

根據(jù)表6可知，對于國有企業(yè)，影子銀行(含兩個分量指標(biāo)wtdk和xtdk)的發(fā)展對國有企業(yè)的創(chuàng)新投入都具有顯著的負向作用，與表3的基準回歸結(jié)果基本一致。未貼現(xiàn)銀行承兌匯票(wtx)對國有企業(yè)創(chuàng)新投入雖具有正向作用，但顯著性不強(P值為0.101)，與表3的基準回歸結(jié)果有所不同?？赡艿脑蛟谟?，本文的商業(yè)匯票是未貼現(xiàn)銀行承兌匯票，而國有企業(yè)資信相對較高，且按現(xiàn)行相關(guān)規(guī)定，對于銀行承兌匯票，承兌銀行應(yīng)按票面金額向出票人收取萬分之五的手續(xù)費，因此實踐中國有企業(yè)除了使用銀行承兌匯票外，也常常使用商業(yè)承兌匯票，尤其在供應(yīng)鏈金融。對于供應(yīng)鏈金融，一般是由實力較強的核心國有企業(yè)簽發(fā)，用于購貨環(huán)節(jié)支付給上游供應(yīng)商，并在整個供應(yīng)鏈上支付使用。所以，國有企業(yè)不但使用銀行承兌匯票，也常常使用商業(yè)承兌匯票(7)本文的國有企業(yè)包含中央企業(yè)在內(nèi)。2022年5月19日，國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會專門發(fā)布《關(guān)于中央企業(yè)助力中小企業(yè)紓困解難促進協(xié)同發(fā)展有關(guān)事項的通知》(國資發(fā)財評〔2022〕40號)，要求中央企業(yè)“開具的商業(yè)承兌匯票和供應(yīng)鏈債務(wù)憑證期限原則上不得超過6個月”“積極發(fā)揮產(chǎn)業(yè)鏈‘核心’企業(yè)作用，支持配合上下游中小企業(yè)開展供應(yīng)鏈融資，努力實現(xiàn)自身優(yōu)質(zhì)信用與上下游中小企業(yè)共享”“積極發(fā)揮供應(yīng)鏈服務(wù)平臺作用，基于真實業(yè)務(wù)數(shù)據(jù)為上下游中小企業(yè)信用賦能，助力中小企業(yè)拓展融資渠道、獲取低成本資金、減少資金占用”等。，其結(jié)果是回歸模型隨機干擾項方差變大，從而使得國有企業(yè)的未貼現(xiàn)銀行承兌匯票系數(shù)方差變大，進而導(dǎo)致顯著性減弱。

既有文獻研究已指出，由于政治關(guān)聯(lián)等原因，國有企業(yè)具有天然的融資優(yōu)勢，更容易獲得銀行的信貸融資[4-5]。由此，國有企業(yè)并不一定需要尋求影子銀行機構(gòu)進行融資。然而，表6的實證檢驗結(jié)果表明，影子銀行發(fā)展確實對國有企業(yè)創(chuàng)新投入具有抑制作用。對此，本文認為可能的原因有：

一是如果國有企業(yè)新投資項目行業(yè)屬于國家宏觀產(chǎn)業(yè)調(diào)控范圍內(nèi)，比如“兩高一?！毙袠I(yè)，那么銀行也不會輕易批準貸款，這時國有企業(yè)有可能會利用國家監(jiān)管機構(gòu)對影子銀行監(jiān)管的灰色地帶，以“補充企業(yè)流動資金”為由向影子銀行機構(gòu)申請借款，但借款資金的真實用途是用于受國家宏觀產(chǎn)業(yè)調(diào)控的項目。

二是一般企業(yè)新投資項目具有較大的風(fēng)險且投資總額較大。影子銀行一般是為銀行認為風(fēng)險較高、無法從銀行借款的項目提供資金，因此向影子銀行融資的項目，從側(cè)面也就反映出該項目具有較高的風(fēng)險性。銀行業(yè)的經(jīng)營模式?jīng)Q定了銀行是天然的風(fēng)險厭惡者，風(fēng)險是銀行貸款審核的最重要審核指標(biāo)，而銀行以追求經(jīng)營穩(wěn)健、規(guī)避、減少不良貸款為經(jīng)營目標(biāo)。由此，一般情況下銀行不會貸款給這種具有較大風(fēng)險的項目。加之這類貸款金額較大，即便是國有企業(yè)，銀行對此類項目貸款也將更為謹慎。此時，國有企業(yè)就只能尋求影子銀行機構(gòu)進行融資。

三是銀行對企業(yè)貸款，除了要有充足的抵押物外，還要看企業(yè)的經(jīng)營狀況，如企業(yè)的相關(guān)財務(wù)指標(biāo)是否符合銀行要求、企業(yè)是否有償還貸款的能力等。因此，盡管銀行對國有企業(yè)較為偏愛，但近年來，銀行對一些經(jīng)營不善的國有企業(yè)也逐漸謹慎，這類經(jīng)營不善的企業(yè)要上新項目，向銀行借款也非易事，由此這類企業(yè)也只能向影子銀行機構(gòu)融資。

對于民營企業(yè)，影子銀行發(fā)展(shbank)(含兩個分量指標(biāo)wtdk和xtdk)對民營企業(yè)的創(chuàng)新投入都具有負向作用，且都在1%的水平下具有顯著性；未貼現(xiàn)銀行承兌匯票(wtx)對民營企業(yè)的創(chuàng)新投入具有正向作用，且在1%的水平下具有顯著性，與表3的基準回歸結(jié)果一致。鄒檢驗結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下拒絕了影子銀行發(fā)展(shbank)及其三個分量指標(biāo)wtdk、xtdk和wtx在國有企業(yè)和民營企業(yè)分組回歸系數(shù)之間不存在差異的原假設(shè)。

對比國有企業(yè)和民營企業(yè)影子銀行發(fā)展(shbank)和兩個分量指標(biāo)委托貸款(wtdk)、信托貸款(xtdk)的作用系數(shù)絕對值大小可知，民營企業(yè)的作用系數(shù)絕對值都大于國有企業(yè)，即影子銀行發(fā)展對民營企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用大于對國有企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用，可能的原因在于：

一是銀行對國有企業(yè)的偏愛仍然不變。對于國有企業(yè)新投資項目，由于國家宏觀產(chǎn)業(yè)調(diào)控、項目風(fēng)險較高、企業(yè)財務(wù)指標(biāo)不符合銀行要求等原因，銀行對此類項目不敢貸款給國有企業(yè)，但對于其他項目借款，國有企業(yè)仍然可以較為容易地獲得銀行信貸支持。由此，相對民營企業(yè)，影子銀行發(fā)展對國有企業(yè)的抑制作用較小。

二是國有企業(yè)的制度優(yōu)勢。國有企業(yè)一般會制定一個未來幾年戰(zhàn)略發(fā)展規(guī)劃，戰(zhàn)略規(guī)劃制定后一般不會輕易更改，而創(chuàng)新活動是重要戰(zhàn)略規(guī)劃決策內(nèi)容之一。因此，國有企業(yè)既沒有強融資約束，又受制于戰(zhàn)略規(guī)劃。由此，相對民營企業(yè)，影子銀行發(fā)展對國有企業(yè)的抑制作用較小。

三是國有企業(yè)與當(dāng)?shù)卣兄o密的聯(lián)系。對于提升轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟實力和競爭力的技術(shù)創(chuàng)新，地方政府更多地依賴于地方國有企業(yè)，因此相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)受地方政府影響較深，其創(chuàng)新活動受地方政府影響也較大[20]。

2.區(qū)域異質(zhì)性

中國區(qū)域金融發(fā)展不平衡，不同地區(qū)的金融發(fā)展水平將影響著企業(yè)的融資，進而影響著企業(yè)的創(chuàng)新投入。鑒于此，本文根據(jù)企業(yè)的注冊地，把樣本分為東部、中部和西部地區(qū)企業(yè)(8)本文的東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括：山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括：重慶、四川、貴州、云南、廣西、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆。，分別按模型(1)回歸并用鄒檢驗法檢驗組間回歸系數(shù)差異的顯著性。回歸結(jié)果如表7所示。

表7 影子銀行發(fā)展對不同區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

根據(jù)表7，影子銀行的發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入都具有顯著的抑制作用；鄒檢驗法結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下拒絕核心解釋變量影子銀行(shbank)在東部地區(qū)企業(yè)與中部、西部地區(qū)企業(yè)的分組回歸系數(shù)之間不存在差異的原假設(shè)。既有文獻一般認為，中國區(qū)域金融發(fā)展水平不平衡，東部發(fā)展水平最高，中部次之，西部發(fā)展最低。由此可知，一方面，較高的地區(qū)金融發(fā)展水平催生出發(fā)達的影子銀行市場，而影子銀行的發(fā)展又進一步吸引了越來越多的銀行資金“脫實向虛”，減少原本就稀缺的銀行貸款資金資源，加大了企業(yè)向銀行借款的難度，加劇了企業(yè)融資約束，從而抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入；另一方面，一些無法向銀行取得借款的項目借道影子銀行，在使項目得以順利推進的同時也加劇了企業(yè)融資約束，從而抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。從組間系數(shù)大小來看，東部地區(qū)影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用大于中部地區(qū)，符合以上理論分析，但西部地區(qū)影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用并沒有像以上理論分析所預(yù)期的在三個地區(qū)當(dāng)中處于最小。對此，本文認為可能的原因在于：近年來，西部地區(qū)金融發(fā)展速度越來越快，金融發(fā)展水平迅速提高，以成都(9)2021年3月17日，由中國(深圳)綜合開發(fā)研究院與英國智庫Z/Yen集團聯(lián)合編制的第29期全球金融中心指數(shù)(GFCI29)顯示，成都的金融地位僅次于北京、上海、廣州和深圳(不含港澳臺地區(qū))。、重慶為代表的區(qū)域金融中心正在加速形成(10)2021年12月24日，由中國人民銀行、國家發(fā)展和改革委員會、財政部、中國銀行保險監(jiān)督管理委員會、中國證券監(jiān)督管理委員會、國家外匯管理局、重慶市人民政府、四川省人民政府聯(lián)合印發(fā)的《成渝共建西部金融中心規(guī)劃》明確提出，“將成渝建設(shè)成為立足西部、面向東亞和東南亞、南亞，服務(wù)共建‘一帶一路’國家和地區(qū)的西部金融中心”。， 有力地輻射、帶動了西部地區(qū)整體金融發(fā)展水平。

3.兩權(quán)分離

良好的公司治理能夠有效發(fā)揮公司監(jiān)督治理機制作用，抑制由信息不對稱和代理問題引發(fā)的公司經(jīng)營層的短視行為。鑒于此，本文以企業(yè)終極控制人的控制權(quán)與所有權(quán)之差來衡量企業(yè)兩權(quán)分離，并根據(jù)兩權(quán)分離程度把樣本分為兩組，取兩權(quán)分離最大的50%樣本為高兩權(quán)分離組、兩權(quán)分離最小的50%樣本為低兩權(quán)分離組，分別按模型(1)回歸并用鄒檢驗法檢驗組間回歸系數(shù)差異的顯著性。回歸結(jié)果如表8所示。

表8 兩權(quán)分離對影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

根據(jù)表8，在高、低兩權(quán)分離組樣本里，影子銀行的發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入都具有負向作用，且在1%的水平下都具有顯著性，但低兩權(quán)分離組影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用(系數(shù)絕對值為0.009 5)大于高兩權(quán)分離組影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用(系數(shù)絕對值為0.007 0)。鄒檢驗結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下拒絕核心解釋變量影子銀行發(fā)展(shbank)在兩組之間不存在差異的原假設(shè)。對此，本文認為，相較于高兩權(quán)分離組，低兩權(quán)分離組的股權(quán)相對分散，經(jīng)理人所受監(jiān)督更少，內(nèi)部人控制更為嚴重，經(jīng)理人更有條件以犧牲企業(yè)長遠發(fā)展利益來謀求短期個人利益，其實質(zhì)即為“第一類代理沖突問題”。具體結(jié)合到本文來，就是經(jīng)理人更傾向于開展新項目，擴大投資，構(gòu)建企業(yè)帝國，并寄希望于通過新項目來提升企業(yè)業(yè)績，從而謀求個人利益。當(dāng)新項目受到融資約束時，企業(yè)在向影子銀行機構(gòu)融資的同時，削減或挪用研發(fā)資金也就在所難免。因此，在低兩權(quán)分離組，影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用更大。因此，提高兩權(quán)分離度、加強對公司經(jīng)理層的監(jiān)督從而提高公司的治理水平，能一定程度抑制因企業(yè)經(jīng)理層短視行為而產(chǎn)生的對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用。常蕊和韓寶山(2022)的研究顯示，提高公司治理水平對對于促進企業(yè)研發(fā)投入具有積極意義[21]。

4.機構(gòu)持股

機構(gòu)投資者在中國公司治理中起著越來越重要的作用，隨著機構(gòu)投資者持股比例的增加，機構(gòu)投資者愈加有動力參與公司治理，對管理層實施有效監(jiān)督，抑制和約束管理層出于自身利益而采取的短視行為。鑒于此，本文根據(jù)機構(gòu)持股比例把樣本分為兩組，取最大的50%為強機構(gòu)持股組、最小的50%為弱機構(gòu)持有組，分別按模型(1)回歸并用鄒檢驗法檢驗組間系數(shù)差異顯著性?；貧w結(jié)果如表9所示。

表9 機構(gòu)持股對影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

根據(jù)表9，不論是強機構(gòu)持股組還是弱機構(gòu)持股組，影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入都具有顯著的負向作用，但強機構(gòu)持股組影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用大于弱機構(gòu)持股組對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用。鄒檢驗法結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下拒絕核心解釋變量影子銀行發(fā)展(shbank)在兩組之間不存在差異的原假設(shè)。本文認為，在強機構(gòu)持股組里，隨著機構(gòu)投資者持股比例的增加，機構(gòu)投資者更加注重企業(yè)的長遠利益，更有動力監(jiān)督、約束經(jīng)營管理層的短視行為，由此能在一定程度上約束經(jīng)營管理層出自自身利益的投資沖動，從而緩解了企業(yè)融資約束，進而緩解對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用；相反，在弱機構(gòu)持股者組里，機構(gòu)投資者持股比例較低，無法對管理層的短視行為進行有效的約束，其后果與前文低兩權(quán)分離組一樣，不再贅述。但是，由于機構(gòu)投資者有著更為廣泛的各種資源，包括項目資源和融資渠道資源，對于機構(gòu)持股比例高的企業(yè)，這也就意味著企業(yè)能夠較為容易地獲取項目資源，也能夠更為容易地接觸到影子銀行機構(gòu)，最終得到影子銀行資金，而這反而有助于企業(yè)開展新項目、增加投資。根據(jù)上文影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入抑制作用機理可知，在企業(yè)開展新項目面臨融資約束向影子銀行機構(gòu)融資時，削減或挪用研發(fā)資金也就無法避免。因此，機構(gòu)投資者對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用在于：一方面，機構(gòu)投資者約束了經(jīng)營管理層投資沖動的短視行為，從而緩解了企業(yè)融資約束，進而有助于緩解對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用；另一方面，機構(gòu)投資者因為自身特有的資源優(yōu)勢，又可能引致企業(yè)增加投資，從而加劇了企業(yè)融資約束，進而加劇了對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用。根據(jù)本文實證結(jié)果，因機構(gòu)投資者引致企業(yè)增加投資而對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用大于因機構(gòu)投資者約束經(jīng)營管理層投資沖動的短視行為而緩解對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用。潘越等(2022)認為，機構(gòu)投資者能否緩解企業(yè)過度投資尚無定論[22]。本文對此進行了一種新的理論解釋。

需要說明的是，這里因機構(gòu)投資者資源廣泛而引致企業(yè)增加的投資是有別于上文企業(yè)經(jīng)營管理層出于自身利益考慮而增加的投資。一個明顯的區(qū)別在于：即便某個項目投資凈現(xiàn)值(NPV)為負，企業(yè)經(jīng)營管理層出于自身利益考慮也會投資該項目；但是，當(dāng)機構(gòu)投資者向機構(gòu)投資者持股企業(yè)推介項目時，出于自身利益考慮，這種項目應(yīng)該是較為優(yōu)質(zhì)的項目，只是在開展新項目后，由于融資約束，企業(yè)不得不削減或挪用研發(fā)資金，從而抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。

5.銀企關(guān)系

銀行和企業(yè)之間的關(guān)系將影響企業(yè)申請銀行借款的難易性，良好的銀企關(guān)系將有助于企業(yè)從銀行取得借款，從而緩解企業(yè)融資約束，進而影響企業(yè)的創(chuàng)新投入。鑒于此，本文以企業(yè)長期借款作為銀企關(guān)系的代理變量[13]，并對企業(yè)總資產(chǎn)進行標(biāo)準化處理，然后把樣本分為兩組，取最大的50%為強銀企關(guān)系組、最小的50%為弱銀企關(guān)系組，分別按模型(1)回歸并用鄒檢驗法檢驗組間系數(shù)差異的顯著性，回歸結(jié)果表10所示。

表10 銀企關(guān)系對影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

根據(jù)表10，在強銀企關(guān)系組和弱銀企關(guān)系組，影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入都具有負向作用。然而，在強銀企關(guān)系組，影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入作用系數(shù)絕對值為0.003 9，且在5%的下具有顯著性；而在弱銀企關(guān)系組，影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入作用系數(shù)絕對值為0.009 6，且在1%的水平下具有顯著性。鄒檢驗法結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下拒絕核心解釋變量影子銀行(shbank)在兩組之間不存在差異的原假設(shè)。不論是從作用系數(shù)絕對值大小來看，還是從作用系數(shù)顯著性水平來看，弱銀企關(guān)系組的影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用均大于強銀企關(guān)系組影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用。對此，本文認為，在強銀企關(guān)系組，良好的銀企關(guān)系能有效降低銀企雙方的信息不對稱程度，企業(yè)向銀行申請借款更為容易，從而有助于緩解企業(yè)融資約束，進而不會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生顯著的抑制作用；而對于弱銀企關(guān)系組，銀企關(guān)系較差的結(jié)果是企業(yè)不易從銀行取得借款，而當(dāng)需要推進新的項目時，企業(yè)向銀行借款無門，只能借助影子銀行，如前文所敘，最終將加劇企業(yè)融資約束，從而抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。

6.企業(yè)規(guī)模

企業(yè)的規(guī)模將影響企業(yè)向銀行借款的難易性，從而影響企業(yè)的融資約束，進而將對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生影響。鑒于此，本文以企業(yè)營業(yè)收入作為企業(yè)規(guī)模的代理變量，然后取最大的50%為大規(guī)模企業(yè)組、最小的50%為小規(guī)模企業(yè)組，分別按模型(1)回歸并用鄒檢驗法檢驗組間系數(shù)差異顯著性，回歸結(jié)果表11所示。

表11 企業(yè)規(guī)模對影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

根據(jù)表11，在大規(guī)模企業(yè)組和小規(guī)模企業(yè)組，影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入都具有顯著的抑制作用，但大規(guī)模企業(yè)組影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用大于小規(guī)模企業(yè)組影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用。鄒檢驗法結(jié)果顯示，在1%的水平下拒絕核心解釋變量影子銀行發(fā)展(shbank)在兩組之間不存在差異的原假設(shè)。對此，本文認為，盡管大規(guī)模企業(yè)可抵押擔(dān)保的資產(chǎn)多、償債能力強，更容易從銀行取得貸款，從而緩解企業(yè)融資約束，進而緩解因融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用，但這也意味著項目資源更豐富，也更容易對接到影子銀行機構(gòu)，也就有更強的投資沖動，更容易開展新項目，根據(jù)上文影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入抑制作用機理可知，此時可能會導(dǎo)致削減或挪用研發(fā)資金。因此，相比小規(guī)模企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)盡管具有從銀行融資的優(yōu)勢，但是也有著更強的投資沖動，從而更容易加劇企業(yè)融資約束，進而對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用也就更大。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.赫克曼兩步估計法

對于企業(yè)研發(fā)投入，存在著可能的內(nèi)生性問題。對于國泰安數(shù)據(jù)庫中研發(fā)投入為無或零或未披露研發(fā)投入支出的企業(yè)樣本數(shù)據(jù)全部按缺失值處理，這樣選取的樣本研發(fā)投入作為被解釋變量意味著自動忽略了那些沒有研發(fā)行為的樣本，這種非隨機的選擇會使估計有偏，并產(chǎn)生樣本選擇偏差問題，由此可能產(chǎn)生內(nèi)生性問題。赫克曼(Heckman)兩步法回歸模型能夠很好地識別和緩解因樣本選擇偏差所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題[23]。

第一步，生成逆米爾斯比率(IMR)。在運用赫克曼兩步估計法時，為避免估計系數(shù)依然存在偏誤，要確保IMR與原回歸方程的隨機干擾項不相關(guān)。倫諾克斯等(Lennox et al.，2012) 指出赫克曼第一階段模型需要有排除性約束(exclusion restrictions) 變量[24]，為此，在第一步回歸時，必須要把原回歸中所有解釋變量和至少一個外生變量作為選擇方程的解釋變量。對于該外生變量，要求其只影響被解釋變量rd是否取值，而不影響rd的大小，即要滿足相關(guān)性和外生性的要求。本文認為，企業(yè)的監(jiān)事會規(guī)模能比較符合該外生變量要求?！吨腥A人民共和國公司法》第五十三條第二款規(guī)定：監(jiān)事會、不設(shè)監(jiān)事會的公司的監(jiān)事有權(quán)“對董事、高級管理人員執(zhí)行公司職務(wù)的行為進行監(jiān)督”。企業(yè)的研發(fā)投入是否披露基本取決于董事會和經(jīng)理層，對于董事會和經(jīng)理層是否實事求是披露企業(yè)的研發(fā)投入，監(jiān)事會能進行有效監(jiān)督；同時，具體的企業(yè)研發(fā)投入戰(zhàn)略規(guī)劃、每年新增研發(fā)投入項目、每年研發(fā)投入支出，這些權(quán)利和義務(wù)應(yīng)屬于董事會和董事會授權(quán)下的經(jīng)理層。因此，本文在基準回歸模型(1)中，除了原有的控制變量外，再加入監(jiān)事會規(guī)模(11)回歸時，外生變量監(jiān)事會規(guī)模是對各個企業(yè)監(jiān)事會人數(shù)取對數(shù)而得到的。這一個控制變量，仍然按模型(1)回歸，結(jié)果表明監(jiān)事會規(guī)模的回歸系數(shù)不具有顯著性(P=0.417)，說明監(jiān)事會規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新投入無關(guān)。由此，企業(yè)的監(jiān)事會很好地滿足了相關(guān)性和外生性的要求。監(jiān)事會依然是公司治理結(jié)構(gòu)中的重要組成部分，且隨著時間推移，監(jiān)事會有效性逐漸增強[25]。因此，本文選取企業(yè)監(jiān)事會規(guī)模作為選擇方程回歸的外生變量是合適的。在赫克曼第一步選擇方程回歸中，新加入的控制變量監(jiān)事會規(guī)?；貧w系數(shù)為-0.188 7，并在5%的水平下具有顯著性，因此外生變量企業(yè)監(jiān)事會規(guī)模的選擇是有效的。

第二步，將第一步回歸計算得到的IMR作為新的控制變量引入原回歸方程中。如果IMR系數(shù)顯著，說明原回歸方程中存在樣本選擇偏差，需要使用樣本選擇模型進行緩解；反之，如果IMR系數(shù)不顯著，則說明原回歸模型樣本選擇偏誤問題并不嚴重，不需要使用樣本選擇模型。倫諾克斯等(2012)指出，在將IMR作為新的控制變量引入原回歸方程中后，有可能會造成多重共線性問題，需要進行多重共線性檢驗[24]。陳強(2014)指出，對于多重共線性檢驗，一個經(jīng)驗規(guī)則是：如果方差膨脹因子(VIF)最大值不超過10，即可認為不存在多重共線性[26]。檢驗結(jié)果顯示，方差膨脹因子VIF最大值為2.90，所以方程不存在多重共線性問題。

檢驗結(jié)果如表12所示，IMR的估計系數(shù)具有統(tǒng)計顯著性，表明的確存在一定程度的樣本選擇偏差。因此，有必要檢驗樣本自選擇對基準回歸結(jié)果造成的影響。在加入IMR后，核心解釋變量shbank的系數(shù)為-0.016 9，并在1%的水平下仍具有顯著性，說明影子銀行的發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入依然具有抑制作用，與基準回歸結(jié)論一致。赫克曼二階段回歸結(jié)果表明，在控制選擇性偏差、一定程度上消除內(nèi)生性問題后，本文結(jié)論依然成立。

表12 內(nèi)生性檢驗

2.內(nèi)生性問題

盡管本文的回歸模型采用個體固定效應(yīng)模型，較好地控制了個體異質(zhì)性特征，并充分考慮了可能影響企業(yè)創(chuàng)新投入的影響因素，但是仍然有可能遺漏了某些影響因素，從而引致內(nèi)生性問題。工具變量法能夠較好地解決因遺漏變量而引起的內(nèi)生性問題，為此，本文擬運用工具變量法來解決可能存在的內(nèi)生性問題。借鑒既有文獻的做法，選取影子銀行變量的中位數(shù)、滯后1期和滯后2期的影子銀行作為工具變量，運用兩階段最小二乘法(2SLS)進行回歸檢驗，回歸結(jié)果如表13所示。根據(jù)弱工具變量檢驗結(jié)果，各判別指標(biāo)均遠大于臨界值，故該工具變量是有效的。此外，影子銀行發(fā)展(shbank)系數(shù)為負，且在1%的水平下具有顯著性，與基準回歸結(jié)果一致，說明回歸結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表13 內(nèi)生性檢驗：工具變量法回歸結(jié)果

3.替換被解釋變量

借鑒相關(guān)文獻[15]，用研發(fā)投入/營業(yè)收入作為企業(yè)創(chuàng)新投入的代理指標(biāo)，控制變量與表3一致，仍然采用模型(1)重新回歸。由表14可以看出，影子銀行發(fā)展(shbank)系數(shù)為負，且在1%的水平下具有顯著性，說明影子銀行對企業(yè)創(chuàng)新投入具有抑制作用，與表3回歸結(jié)果一致；進一步看影子銀行的各個分量代理指標(biāo)，其中委托貸款(wtdk)和信托貸款(xtdk)對企業(yè)創(chuàng)新投入均具有負向影響，且在1%的水平下均具有顯著性，與表3回歸結(jié)果一致；影子銀行分量代理指標(biāo)之一未貼現(xiàn)銀行承兌匯票(wtx)對企業(yè)創(chuàng)新投入也具有正向作用，但不具有顯著性，這與表3基準回歸結(jié)果有所區(qū)別，這個中原因有待后續(xù)深化研究?？傮w上看，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

表14 替換被解釋變量

五、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文研究了影子銀行發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用及內(nèi)在機理。通過理論分析和實證檢驗，研究結(jié)果表明影子銀行主要從以下兩個方面抑制企業(yè)創(chuàng)新投入：

一是從企業(yè)向銀行借款的外部融資可得性來看。銀行資金的監(jiān)管套利推動了影子銀行迅速發(fā)展，而影子銀行的迅速發(fā)展反過來吸引越來越多的銀行資金“脫實向虛”，這勢必會減少原本就稀缺的銀行貸款資金資源，進一步加大了企業(yè)向銀行借款的難度，加劇了企業(yè)融資約束，從而抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。

二是從影子銀行資金影響企業(yè)內(nèi)部資金的使用來看。影子銀行資金除了進入了股市、房地產(chǎn)等虛擬經(jīng)濟外，一部分資金也確實進入了實體企業(yè)。由于企業(yè)新開展項目所需資金不可能全部向影子銀行借款，企業(yè)必須要自籌部分資金，而這部分影子銀行資金在促進企業(yè)實業(yè)投資的同時也加劇了企業(yè)融資約束，進而使得企業(yè)削減或挪用研發(fā)投入資金，最終抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。

進一步研究發(fā)現(xiàn)：(1)從企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)來看，影子銀行發(fā)展對國有企業(yè)和民營企業(yè)創(chuàng)新投入都具有顯著的抑制作用，但對民營企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用大于對國有企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用；(2)從企業(yè)所處區(qū)域來看，影子銀行發(fā)展對東部、中部、西部三個地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新投入都具有顯著的抑制作用，其中對東部、西部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新投入抑制作用都比較大，對中部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新投入抑制作用最??；(3)從企業(yè)兩權(quán)分離度來看，影子銀行發(fā)展對高兩權(quán)分離組和低兩權(quán)分離組企業(yè)創(chuàng)新投入都具有顯著的抑制作用，但對低兩權(quán)分離組企業(yè)創(chuàng)新投入抑制作用大于對高兩權(quán)分離組企業(yè)創(chuàng)新投入抑制作用；(4)從機構(gòu)持股比例來看，影子銀行發(fā)展對強機構(gòu)持股組和弱機構(gòu)持股組企業(yè)創(chuàng)新投入都具有顯著的抑制作用，但對強機構(gòu)持股組企業(yè)創(chuàng)新投入抑制作用大于對弱機構(gòu)持股組企業(yè)創(chuàng)新投入抑制作用；(5)從銀企關(guān)系來看，影子銀行發(fā)展對強銀企關(guān)系組和弱銀企關(guān)系組企業(yè)創(chuàng)新投入都具有顯著的抑制作用，但對弱銀企關(guān)系組企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用大于對強銀企關(guān)系組企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用；(6)從企業(yè)規(guī)模來看，影子銀行發(fā)展對大規(guī)模企業(yè)組和小規(guī)模企業(yè)組企業(yè)創(chuàng)新投入都具有顯著的抑制作用，但對大規(guī)模企業(yè)組企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用大于對小規(guī)模企業(yè)組企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用。

(二)研究啟示

第一，加快推進多層次資本市場建設(shè)，大力發(fā)展直接融資，建立健全更具普適性的現(xiàn)代金融體系。發(fā)展多層次資本市場，需要充分發(fā)揮資本市場資源配置和風(fēng)險定價的功能，滿足各類具有不同風(fēng)險承擔(dān)能力的投資者需求，以此引導(dǎo)包括影子銀行資金在內(nèi)的各種社會資金流入企業(yè)，形成長期資本，助力企業(yè)創(chuàng)新投入。從資金最終來源看，影子銀行資金基本都是來自居民儲蓄存款和投資；從居民投資動機看，主要是為了追求較高的收益率。為此，一方面要大力發(fā)展新設(shè)立的北京證券交易所(簡稱“北交所”)。北交所市場功能定位于服務(wù)創(chuàng)新型中小企業(yè)融資，且以合格投資者為主，而合格投資者以價值投資、長期持有為主，這不僅有利于中小民營企業(yè)融資，也有利于企業(yè)將募集資金用于企業(yè)研發(fā)投入，促進企業(yè)創(chuàng)新。另一方面，各地方政府應(yīng)加大設(shè)立科技創(chuàng)新政府引導(dǎo)基金(母基金)，推動創(chuàng)投基金和股權(quán)投資基金發(fā)展。由此，把社會閑散資金集聚起來，變債權(quán)性質(zhì)資金為股權(quán)性質(zhì)資金，并通過機構(gòu)投資者的專業(yè)能力對項目研究分析，控制風(fēng)險，從而有效引導(dǎo)社會資金流向企業(yè)創(chuàng)新投入。這不但能把部分影子銀行資金轉(zhuǎn)化為股權(quán)投資資金，化解、控制影子銀行發(fā)展，同時也能讓投資者享有與所承擔(dān)的風(fēng)險相一致的收益，符合一些投資者的需求。

第二，中國人民銀行應(yīng)繼續(xù)推出創(chuàng)新型金融工具，從頂層政策工具設(shè)計層面緩解銀行對民營企業(yè)貸款的歧視。2018年12月創(chuàng)設(shè)并于2019年1月首次實施的定向中期借貸便利(TMLF)是中國人民銀行為改善小微企業(yè)和民營企業(yè)融資環(huán)境、加強金融對實體經(jīng)濟尤其是小微企業(yè)和民營企業(yè)等重點領(lǐng)域支持力度的新型貨幣政策工具，未來應(yīng)繼續(xù)推出類似創(chuàng)新型金融工具，精準、有效增加金融機構(gòu)對民營企業(yè)的長期信貸供給，緩解民營企業(yè)融資約束，促進民營企業(yè)創(chuàng)新投入。定向中期借貸便利工具能增強金融機構(gòu)對企業(yè)特別是民營企業(yè)和中小企業(yè)的長期信貸供給能力[19]。

第三，加大對上市公司債務(wù)融資用途的審查力度。對于“兩高一?！毙袠I(yè)，國家相關(guān)監(jiān)管部門應(yīng)嚴禁公司債務(wù)融資投資該類產(chǎn)業(yè)，加強對公司信托借款、委托借款融資用途的審查。

第四，加強引導(dǎo)企業(yè)尤其是民營企業(yè)經(jīng)營思想理念的轉(zhuǎn)變，要從過往依靠要素投入和規(guī)模擴張這種粗放型經(jīng)營方式向依靠企業(yè)創(chuàng)新這種集約型經(jīng)營方式轉(zhuǎn)變。具體來說，一是要加強宣傳教育；二是充分利用市場倒逼機制促使企業(yè)走上集約化經(jīng)營方式；三是企業(yè)創(chuàng)新不能僅僅依靠企業(yè)自身，需要學(xué)界、產(chǎn)業(yè)界和政府三方通力合作。因此，政府應(yīng)組建專門的機構(gòu)為產(chǎn)學(xué)研合作發(fā)展提供平臺，設(shè)立專項資金支持產(chǎn)學(xué)研合作，消除企業(yè)無法創(chuàng)新、不敢創(chuàng)新的窘境，逐步助力、引導(dǎo)企業(yè)走上科技創(chuàng)新集約化經(jīng)營道路。