債務展期、期限結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新

邊鵬 錢軍 顧研

摘 要：企業(yè)創(chuàng)新需要持續(xù)穩(wěn)定的資金支持，但中國企業(yè)融資主要依賴的銀行貸款卻是以短期貸款為主，故債務展期對企業(yè)創(chuàng)新的影響尤其值得關注。利用2007 年銀行貸款展期政策調(diào)整的準自然實驗，本文實證研究發(fā)現(xiàn)：（1）銀行收緊貸款展期政策后，原本更依賴短期貸款的企業(yè)創(chuàng)新活動不僅未有減少，反而明顯增加，專利申請和發(fā)明專利申請數(shù)量平均增長了近28%。（2）渠道檢驗顯示，銀行收緊貸款展期后，原本更依賴短期貸款的企業(yè)顯著增加了長期貸款且債務融資成本并未顯著提高，面臨的融資約束程度明顯降低，無形資本投資明顯增加。（3）異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示，上述現(xiàn)象僅出現(xiàn)在大企業(yè)和國有企業(yè)，這可能是因為大企業(yè)和國有企業(yè)有較強的貸款談判能力?？傊?，本文的研究結(jié)論表明，銀行收緊貸款展期使企業(yè)從短期貸款轉(zhuǎn)向長期貸款，融資穩(wěn)健性的提升有利于企業(yè)創(chuàng)新，但在此過程中要特別重視可能對民營中小企業(yè)的不利沖擊。

關鍵詞：債務展期；期限結(jié)構(gòu)；企業(yè)創(chuàng)新；民營企業(yè)；中小企業(yè)

一、引 言

近年來，受到新舊動能轉(zhuǎn)換的內(nèi)生需求和中美貿(mào)易摩擦、外需減弱的外在因素影響，創(chuàng)新受到了前所未有的重視，積極推進自主創(chuàng)新也是破解當前美國打壓我國高科技領域的重要方向。對此，要深入貫徹黨的二十大報告關于“加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”的指導精神，努力完成“十四五”規(guī)劃和2035 年遠景目標綱要提出的“堅持創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，全面塑造發(fā)展新優(yōu)勢”指導目標，堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設全局中的核心地位，深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，完善國家創(chuàng)新體系，加快建設科技強國。

作為市場經(jīng)濟最重要的參與主體之一，企業(yè)是實施創(chuàng)新活動的關鍵落腳點。由于創(chuàng)新基于的研發(fā)投入本質(zhì)上是一種長期投資，能否提供相應的融資支持有著巨大影響。盡管創(chuàng)新活動的高風險、高回報特征使得股權融資是一種較為適配的融資方式（張一林等，2016），但我國長期是以銀行信貸主導的融資體系，這導致銀行信貸是支持我國企業(yè)創(chuàng)新的重要資金來源（王靖宇和張宏亮，2020）。在此基礎處上，僅考慮債務融資時，我國企業(yè)的債務融資結(jié)構(gòu)卻是短期貸款占比偏高（白云霞等，2016；鐘凱等，2016），且呈現(xiàn)出短期貸款支撐長期投資的“短貸長投”特有現(xiàn)象。顯然，相較長期貸款，短期貸款的短周期屬性更加不匹配創(chuàng)新對資金的穩(wěn)定需求，“短貸長投”總體上也不利于企業(yè)創(chuàng)新（馬紅等，2018）。

與此同時，我國企業(yè)特有的“短貸長投”現(xiàn)象也進一步放大了債務展期的影響，這在當前經(jīng)濟增速下行、債務風險加劇的背景下極具現(xiàn)實意義，畢竟近期頻現(xiàn)的銀行抽貸、斷貸導致企業(yè)陷入資金危機甚至破產(chǎn)，這些現(xiàn)象引起了學術界、實務界和監(jiān)管部門的高度關注（劉海明和曹廷求，2018；張一林和蒲明，2018）。但要注意的是，債務展期對企業(yè)的影響并非單一方向，劉海明和曹延求（2018）研究指出，債務展期收緊一方面加劇了企業(yè)的流動性風險，但另一方面也提升了企業(yè)的治理水平。因此，考慮到債務展期可能的復雜影響，本文嘗試結(jié)合企業(yè)本身的信貸期限結(jié)構(gòu)考察債務展期對企業(yè)創(chuàng)新的影響。一方面，隨著債務展期相關政策的收緊，企業(yè)的一類重要資金來源——短期貸款的穩(wěn)定性將會下降，這顯然不利于企業(yè)開展創(chuàng)新。但另一方面，外部的債務展期政策收緊可能推動企業(yè)將融資轉(zhuǎn)向長期貸款，長期貸款的穩(wěn)定性明顯高于短期貸款，從而有利于企業(yè)開展創(chuàng)新（戴靜等，2021）。

對此，利用2007 年銀監(jiān)會調(diào)整《貸款風險分類指引》這一準自然實驗，本文的實證結(jié)果支持促進創(chuàng)新假說。具體來說，當貸款展期政策收緊后，原本更依賴短期貸款的企業(yè)創(chuàng)新活動不僅未有減少，反而明顯提升。其中，增加長期貸款帶來融資約束緩解及無形資本投資增加是主要影響渠道。不過，上述現(xiàn)象僅出現(xiàn)在大企業(yè)和國有企業(yè)?？傊?，銀行收緊貸款展期使企業(yè)從短期貸款轉(zhuǎn)向長期貸款，融資穩(wěn)健性的提升有利于企業(yè)創(chuàng)新，但在此過程中民營中小企業(yè)容易受到?jīng)_擊。

相較已有的研究，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面。首先，本文從企業(yè)動態(tài)反應視角拓展了債務展期對我國企業(yè)行為決策影響的相關研究。關于債務展期的影響，劉海明和曹廷求（2018）指出，收緊債務展期對企業(yè)會有加劇風險和促進治理兩種不同方向的影響；張一林和蒲明（2018）指出，在政策不確定性的影響下，收緊債務展期可能導致正常企業(yè)被迫去杠桿。相較上述研究主要考慮宏觀政策的直接影響，本文進一步考慮了面對債務展期政策收緊，企業(yè)可能對債務期限結(jié)構(gòu)進行適應性調(diào)整，以及對創(chuàng)新活動的影響。本文考慮企業(yè)動態(tài)反應的研究視角拓展了關于債務展期經(jīng)濟后果研究的思路方向。

其次，本文利用債務展期政策調(diào)整豐富了債務期限結(jié)構(gòu)如何影響我國企業(yè)創(chuàng)新的相關研究。作為我國企業(yè)主要的外部融資方式，債務融資也是我國企業(yè)創(chuàng)新的重要資金來源（王靖宇和張宏亮，2020）。不過，不同期限的債務融資對企業(yè)創(chuàng)新的支持作用往往會有差異（戴靜等，2021），基于期限匹配理論，長期債務融資更有利于企業(yè)進行創(chuàng)新投入，但實證上要準確區(qū)分債務融資和債務期限結(jié)構(gòu)的影響并不容易。對此，本文利用債務展期政策調(diào)整的準自然實驗，實證明確了隨著企業(yè)將債務期限結(jié)構(gòu)中的短期債務轉(zhuǎn)向長期債務，創(chuàng)新產(chǎn)出將顯著提升，從而為債務期限結(jié)構(gòu)如何影響我國企業(yè)創(chuàng)新提供了較為可靠的經(jīng)驗證據(jù)。

最后，本文對于當前如何進一步完善信貸體系支持企業(yè)創(chuàng)新也有較強的政策啟示。本文的實證結(jié)果表明，隨著債務展期政策的收緊，企業(yè)的債務結(jié)構(gòu)總體上轉(zhuǎn)向了長期貸款，進而促進了創(chuàng)新，但這一效應僅對大企業(yè)和國有企業(yè)成立。因此，監(jiān)管部門在制定和調(diào)整信貸政策時，需要特別關注對不同類型企業(yè)的異質(zhì)性影響，特別是本就較難獲貸款支持的民營中小企業(yè)，需要盡可能保證銀行信貸的穩(wěn)定供給。

本文余下部分結(jié)構(gòu)如下：第二部分是文獻回顧、制度背景并提出研究假說；第三部分介紹實證設計方案；第四部分闡述基本分析結(jié)果，包括基準回歸、平行性趨勢和安慰劑檢驗、穩(wěn)健性檢驗等；第五部分拓展考察影響渠道和異質(zhì)性；最后總結(jié)全文。

二、文獻回顧、制度背景與研究假說

（一）文獻回顧

本文旨在探討債務展期政策如何通過企業(yè)的債務期限結(jié)構(gòu)影響企業(yè)創(chuàng)新，總體上屬于債務融資對企業(yè)創(chuàng)新的影響。考慮到融資本身影響企業(yè)創(chuàng)新的作用機制較為直接（張杰等，2012；鞠曉生等，2013），我們主要關注債務融資的結(jié)構(gòu)性因素及其對創(chuàng)新的影響（江軒宇等，2021），具體聚焦兩支相關文獻：一是債務展期及其影響；二是中國企業(yè)的債務期限結(jié)構(gòu)，主要是“短貸長投”特有現(xiàn)象及其影響。

首先是債務展期及其影響。近年來，受到中美貿(mào)易摩擦、新冠疫情等因素影響，經(jīng)濟下行導致企業(yè)盈利下滑、償債能力下降，此時一旦銀行抽貸、斷貸，企業(yè)將陷入資金危機甚至破產(chǎn)，這也激發(fā)了近期對債務展期政策影響的研究。其中，張一林和蒲明（2018）通過構(gòu)建的理論模型指出，銀行的債務展期政策很大程度上受到政策不確定性的影響，高政策不確定性下銀行會對資不抵債的企業(yè)繼續(xù)輸血，卻對正常企業(yè)收縮信貸。劉海明和曹延求（2018）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，債務展期政策收緊將對企業(yè)造成兩方面影響：一是加劇企業(yè)的流動性風險，二是促進企業(yè)改善治理水平。值得注意的是，相比大企業(yè)，小微企業(yè)在融資后更容易面臨續(xù)貸難、續(xù)貸貴的問題，需要格外引起重視（王昊和張大偉，2018）。同時，發(fā)債展期風險上升將進一步提高企業(yè)新發(fā)行債券的融資成本，這一效應在未上市企業(yè)和非國有企業(yè)更顯著（李鳳羽和耿禾，2023）。此外，除了實體企業(yè)，債務展期政策還會影響地方政府融資平臺，尤其對于較為依賴借舊還新的融資平臺，突然收緊會加劇其資金鏈斷裂和違約風險（郁蕓君等，2022）。

其次是中國企業(yè)債務期限結(jié)構(gòu)，主要是“短貸長投”這一特有現(xiàn)象。相比歐美成熟經(jīng)濟體，我國企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)中短期債務占比明顯偏高，且呈現(xiàn)出短期貸款支撐長期投資的“短貸長投”特有現(xiàn)象（白云霞等，2016；鐘凱等，2016；劉海明和步曉寧，2022）?！岸藤J長投”為企業(yè)提供了低成本的融資便利，但也加劇了期限錯配風險（劉貫春等，2022）。作為我國金融體系的主要資金供給方，商業(yè)銀行的結(jié)構(gòu)性問題是導致企業(yè)“短貸長投”現(xiàn)象的主要原因。一方面，由于法律體系不完善、長短期利差較小等問題，我國銀行更傾向于向企業(yè)提供短期貸款（劉紅忠和史霜霜，2017）。另一方面，近年銷售火爆的理財產(chǎn)品使銀行長期存款規(guī)模大幅降低，削弱銀行提供長期貸款能力的同時，影子銀行也更傾向于向企業(yè)融出短期資金（蔣敏等，2020）。此外，隨著“短貸長投”通過降低盈利水平、提高過度負債、增加代理成本等渠道提高企業(yè)的債務違約風險，銀行信貸緊縮則會加劇這一過程和結(jié)果，放大“短貸長投”的風險效應（劉海明和步曉寧，2022）

對企業(yè)而言，由于“短貸長投”同時帶來了低成本融資成本和期限錯配風險，這就使得“短貸長投”對企業(yè)績效的影響并非呈現(xiàn)簡單的線性關系，而是隨時間推移先增后減的倒U 型關系（徐堯等，2017；王艷麗和楊帆，2020）。對企業(yè)創(chuàng)新而言，“短貸長投”帶來的期限錯配風險發(fā)揮了主要作用，通過顯著抑制企業(yè)在研發(fā)和人力資本上的投入，進而抑制企業(yè)的創(chuàng)新積累（馬紅等，2018）。此外，在考察“短貸長投”的經(jīng)濟后果尤其是期限錯配風險的影響時，異質(zhì)性影響需要格外關注。已有研究表明，對于民營企業(yè)、流動性需求和代理成本較高、經(jīng)營業(yè)績較差的企業(yè)，“短貸長投”的期限錯配風險效應更顯著（馬俊等，2018；鐘凱等，2019；李天鈺和劉艷，2020；于然海，2024）。

綜上所述，考慮到當前下行的經(jīng)濟周期，全面評估債務展期的影響并針對性制定和優(yōu)化相關政策具有重要價值。同時，中國企業(yè)債務期限結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)的“短貸長投”特有現(xiàn)象也是研究債務展期問題需要結(jié)合的一個重要內(nèi)容。對于企業(yè)“短貸長投”，銀行信貸既是這一現(xiàn)象的重要原因，信貸收緊又將加劇其風險暴露。而無論是債務展期還是債務期限結(jié)構(gòu)，研究其對我國企業(yè)行為的影響都要考慮異質(zhì)性。受到銀行貸款中的信息不對稱影響，非國有企業(yè)和小微企業(yè)往往更傾向采用“短貸長投”的期限錯配模式，而一旦銀行收緊貸款，對此類企業(yè)的影響又更大，進而加劇其“短貸長投”的期限錯配風險。

（二）制度背景與研究假說

理論上，企業(yè)創(chuàng)新需要持續(xù)穩(wěn)定的資金支持，盡管股權融資更加匹配創(chuàng)新的高風險、高回報特征，但長期以來我國融資體系以銀行信貸為主的間接融資主導。因此，銀行信貸是支持我國企業(yè)創(chuàng)新的重要資金來源。然而，即使是銀行貸款，我國企業(yè)獲得的也主要是短期貸款，這就使得貸款展期對企業(yè)創(chuàng)新的影響變得十分重要。

在貸款展期的相關政策上，2007年之前，我國銀行續(xù)貸標準相對較為寬松，監(jiān)管當局對借新還舊的貸款只要滿足一些基本條件即按正常貸款處理。但這一政策在2007 年發(fā)生了改變，當年銀監(jiān)會下發(fā)《貸款風險分類指引》，其中第十條規(guī)定：“借新還舊，或者需要通過其他融資方式償還的貸款應歸為關注類?！边@一規(guī)定下銀行提供借新還舊類貸款將增加其不良貸款率，進而影響銀行績效。因此，《貸款風險分類指引》的推出實際上收緊了銀行續(xù)貸政策，這一政策也為本文研究債務展期對企業(yè)創(chuàng)新的影響提供了一個準自然實驗。

已有研究表明，隨著2007 年的《貸款風險分類指引》收緊了貸款展期政策，從企業(yè)融資視角來看，流動性風險將明顯加劇，尤其是此前更加依賴短期貸款的企業(yè)（劉海明和曹廷求，2018）。與此同時，企業(yè)創(chuàng)新離不開資金支持，而作為我國企業(yè)融資結(jié)構(gòu)中較為重要的短期貸款，展期政策收緊將導致續(xù)貸的不確定性加劇，企業(yè)創(chuàng)新的積極性可能會下降，畢竟創(chuàng)新往往需要企業(yè)持續(xù)進行較長時間的研發(fā)資金和人員投入。也就是說，面對貸款展期政策收緊導致的融資穩(wěn)定性下降，企業(yè)會審慎考慮創(chuàng)新活動，從而導致創(chuàng)新表現(xiàn)下滑。由此，我們得到以下假說：

假設1a：銀行貸款展期政策收緊后，原本更依賴短期貸款融資的企業(yè)創(chuàng)新減少。

需要注意的是，面對外部環(huán)境的變化，企業(yè)不會只是被動接受，也會主動調(diào)整，盡可能把握機遇并降低風險（He et al.，2021）。而在2007 年貸款展期政策收緊后，劉海明和曹廷求（2018）研究發(fā)現(xiàn)，原本更依賴短期貸款的企業(yè)獲得的短期貸款明顯下降，但同時獲得的長期貸款卻有所提升，也就是說企業(yè)在短期貸款風險加大后可能轉(zhuǎn)向長期貸款。顯然，相比短期貸款，長期貸款帶來的融資更加穩(wěn)定，進而有利于企業(yè)開展創(chuàng)新（戴靜等，2021）。因此，考慮到貸款展期政策收緊后，企業(yè)對融資結(jié)構(gòu)的主動調(diào)整，我們得到假設1a 的對立假說，具體如下：

假設1b：銀行貸款展期政策收緊后，原本更依賴短期貸款融資的企業(yè)創(chuàng)新增加。

三、實證設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)說明

本文選擇2007 年銀行貸款展期政策調(diào)整前后三年（2004-2010 年）的全體A 股上市公司為初始樣本。參考Tong et al.（2014）、黎文靖和鄭曼妮（2016）的做法，本文剔除了樣本期內(nèi)申請專利總數(shù)小于1 的樣本，并在此基礎上進一步剔除了金融業(yè)、被特別處理ST、資產(chǎn)負債率大于1、主營業(yè)務收入為負以及基準回歸變量數(shù)據(jù)缺失的樣本或觀測值。此外，借鑒Chen et al.（2018）的方法，我們也剔除政策調(diào)整當年的樣本。最終得到6 年2 881 個年度-企業(yè)觀測值，這一觀測值數(shù)量與黎文靖和鄭曼妮（2016）的10 年4 936 個年度-企業(yè)觀測值基本一致，前者約為后者的60%。為了排除潛在異常值的影響，本文對所有連續(xù)變量在1 和99 分位數(shù)上進行Winsor 縮尾處理。本文所有企業(yè)財務數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫，行業(yè)分類參考證監(jiān)會2001 年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，制造業(yè)細分到次類，其他行業(yè)分到類。

（二）模型設定與變量定義

借鑒劉海明和曹廷求（2018）的研究，基于2007 年銀監(jiān)會《貸款風險分類指引》的推出帶來銀行貸款展期政策收緊的準自然實驗，本文構(gòu)建以下雙重差分模型檢驗債務展期對企業(yè)創(chuàng)新的影響：

解釋變量為二次交互項Treat × Post，Treat 為是否實驗組虛擬變量，參考劉海明和曹廷求（2018）的做法，根據(jù)企業(yè)在政策發(fā)生前（2006 年）的短期貸款占短期貸款與長期貸款之和的比重是否高于樣本中位數(shù)，若數(shù)值高于中位數(shù)則為實驗組，Treat 取1，否則為控制組，Treat 取0。Post 為是否受政策影響虛擬變量，若為政策實施后年份（2008-2010 年）的樣本，Post 取1，否則Post 取0。根據(jù)前文理論分析，若假設1a 成立，則系數(shù)β1 顯著為負；若假設1b 成立，則系數(shù)β1 顯著為正。

控制變量方面，參考Tong et al.（2014）、黎文靖和鄭曼妮（2016）等的文獻，本文控制了企業(yè)規(guī)模（Size，總資產(chǎn)的自然對數(shù)）、成長能力（Growth，銷售收入的年增長率）、盈利表現(xiàn)（Margin，營業(yè)利潤除以銷售收入）、財務杠桿（Leverage，總負債除以總資產(chǎn)）、投資支出（Invest，投資支出除以總資產(chǎn)）、國有股比例（State，國有股數(shù)量除以總股數(shù)）、股權集中度（Top1，大股東持股數(shù)量除以總股數(shù)），以及上市年限（Age，上市年限加1 的自然對數(shù)）。此外，我們還控制了年份和行業(yè)虛擬變量，以排除可能存在的未被觀測到的宏觀與行業(yè)因素影響。

（三）主要變量描述統(tǒng)計

表1 報告了本文主要變量的描述統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥吹剑瑯颖酒髽I(yè)平均的專利申請數(shù)量為22.5（=e^3.1564-1）件，發(fā)明專利申請數(shù)量為7.9（=e^2.1882-1）件。由此可見，我國企業(yè)申請的專利大部分是非發(fā)明專利，這一結(jié)果與黎文靖和鄭曼妮（2016）的研究保持一致?？刂谱兞糠矫妫瑯颖酒髽I(yè)平均的財務杠桿（Leverage）為51.19%，總體上負債水平較高；不過樣本企業(yè)的成長能力和盈利表現(xiàn)較好，平均的銷售收入增長率（Growth）為14.59%，平均的營業(yè)利潤率（Margin）則達到22.65%。

四、基本分析

（一）基準分析

表2 報告了模型（1）的基準回歸結(jié)果。其中，第1 列基于所有專利申請，第2 列基于發(fā)明專利申請，考慮到可能存在的策略性創(chuàng)新問題（黎文靖和鄭曼妮，2016），第3 列也報告了基于非發(fā)明專利申請的檢驗結(jié)果。標準誤都聚類到企業(yè)層面?？梢钥吹?，第1 和2 列解釋變量Treat × Post的系數(shù)都在5%水平上顯著為正，而第3 列解釋變量不顯著，這一結(jié)果符合假設1b 的預期，即債務展期收緊后，原本更依賴短期貸款的企業(yè)創(chuàng)新顯著增加，而且主要是增加基礎創(chuàng)新，策略性創(chuàng)新并不顯著。

經(jīng)濟意義上，政策調(diào)整后實驗組相比對照組企業(yè)，專利申請和發(fā)明專利申請數(shù)量平均分別提高了27.9%（=e^0.246-1）和28.1%（=e^0.248-1）?？刂谱兞糠矫妫髽I(yè)規(guī)模Size、成長能力Growth、盈利表現(xiàn)Margin 的系數(shù)顯著為正，說明大規(guī)模、高成長、盈利佳的企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)更好；財務杠桿Leverage、上市年限Age 的系數(shù)顯著為負，說明負債高、年齡大的企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)更差。這些結(jié)果符合理論預期，即經(jīng)營業(yè)績好的企業(yè)，創(chuàng)新表現(xiàn)更出色，而經(jīng)營風險高、較為成熟的企業(yè)，創(chuàng)新表現(xiàn)較差。這也與He & Tian（2013）、袁建國等（2015）、黎文靖和鄭曼妮（2016）等關于企業(yè)創(chuàng)新的前期研究結(jié)果基本一致。

（二）平行性趨勢、安慰劑和外生性檢驗

首先，通過平行性趨勢假設是使用雙重差分模型的一個重要前提。因此，我們先對基準回歸結(jié)果進行平行性趨勢檢驗。以政策調(diào)整的2007 年為基年，我們定義之前的2005 和2006 年分別為Year-2 和Year-1，之后的2008、2009 和2010 年依次為Year+1、Year+2 和Year+3 年。我們構(gòu)建對應上述年份的虛擬變量，再用這些年份虛擬變量分別與Treat 變量交互，代替原本的Treat 與Post 交互項，從而將原本模型（1）只是比較政策調(diào)整前后的總體影響進一步分解為考察具體年份的影響。

圖1 報告了平行性趨勢檢驗的動態(tài)趨勢結(jié)果。可以看到，Treat 與政策調(diào)整前年份虛擬變量交互項Treat × Year-2 和Treat × Year-1 的系數(shù)都不顯著。說明在控制其他影響因素后，政策調(diào)整前實驗組和對照組企業(yè)樣本在創(chuàng)新產(chǎn)出上無顯著差異。同時，Treat 與政策調(diào)整后年份虛擬變量交互項Treat × Year+1、Treat × Year+2 和Treat × Year+3 的系數(shù)都至少在5%水平上顯著為正，說明在控制其他影響因素后，政策調(diào)整后實驗組企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出顯著高于對照組企業(yè)。總之，上述結(jié)果表明，本文的基準回歸結(jié)果通過了關鍵的平行性趨勢檢驗。

同時，使用雙重差分模型面臨的一個主要挑戰(zhàn)是，同期其他沖擊以及未被觀測因素可能對實驗組和對照組樣本造成差異性影響。對此，我們參考施新政等（2019）的做法進行安慰劑檢驗，具體做法如下。我們使用不受真實政策調(diào)整影響的政策調(diào)整前（2004-2006 年）樣本，假設政策調(diào)整時間前置為2005 和2006 年的假想年份，如果虛構(gòu)政策調(diào)整的估計系數(shù)不顯著，則說明除去真正發(fā)生的政策調(diào)整，實驗組和對照組企業(yè)的創(chuàng)新變動趨勢之間不存在顯著差異。表3 報告了安慰劑檢驗結(jié)果?？梢钥吹?，虛構(gòu)政策調(diào)整的解釋變量Treat × Post05 和Treat × Post06 系數(shù)都不顯著，從而保證了雙重差分模型的有效性。

最后，應用雙重差分模型需要滿足沖擊外生性的要求，尤其是沖擊要與被解釋變量表現(xiàn)無關。對此，參考Chen et al.（2020）的做法，我們進行外生性檢驗。具體來說，我們用政策調(diào)整前的企業(yè)創(chuàng)新（LnPatent 和LnIPatent）和創(chuàng)新增長（△LnPatent 和△LnPatent）對分組變量Treat 回歸，且因被解釋變量為虛擬變量而采用Logit 模型，表4 報告了檢驗結(jié)果。可以看到，企業(yè)創(chuàng)新和創(chuàng)新增長變量都不顯著，說明銀行收緊貸款展期政策確實與企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)無關，也就是說本文構(gòu)建雙重差分模型基于的政策調(diào)整滿足外生性要求。

（三）穩(wěn)健性檢驗

針對基準回歸結(jié)果，我們從以下六個方面進行穩(wěn)健性檢驗：

第一，調(diào)整模型設定。參考Campello & Larrain（2015）、劉海明和曹廷求（2018）的做法，我們將政策調(diào)整前短期貸款占比最高的1/3 的企業(yè)和占比最低的1/3 的企業(yè)分別作為實驗組和對照組，這一定義下的實驗組和對照組差距更大，雙重差分模型估計的政策影響應該更大，也就是劑量效應。表5 的A 欄第1、2 列報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)仍然顯著為正，且數(shù)值更大、顯著性更強，與劑量效應預期一致。此外，我們也使用短期貸款占比的連續(xù)變量取代虛擬變量分組，表5 的A 欄第3、4 列報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)仍然顯著為正，說明基準回歸結(jié)果對不同分組設定保持穩(wěn)健。

第二，調(diào)整樣本區(qū)間?；鶞驶貧w我們使用政策調(diào)整前后三年的樣本進行檢驗，考慮到實證結(jié)果可能對樣本期的選擇敏感，這里我們調(diào)整使用其他樣本期進行穩(wěn)健性檢驗。具體我們分別采用了政策調(diào)整前后兩年、前后四年以及納入2007 年這一政策調(diào)整年（視為受政策影響的年份）的樣本，重新對基準回歸進行檢驗。表5 的B 欄報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)仍然顯著為正，說明基準回歸結(jié)果對不同樣本區(qū)間保持穩(wěn)健。

第三，調(diào)整創(chuàng)新變量定義。基準回歸中我們剔除了專利申請數(shù)量小于1 的樣本，這里我們將這些樣本加回，并定義為0。表6 的A 欄第1、2 列報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)仍然顯著為正。同時，考慮到專利申請數(shù)量的右偏特征，基準回歸中我們對被解釋變量做了對數(shù)化處理，但畢竟E[ln（y）] ≠ ln[E（y）]，這里我們也以專利申請數(shù)量的原值作為被解釋變量，并采用泊松偽極大似然回歸（PPML）進行檢驗。表6 的A 欄第3、4 列報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post的系數(shù)仍然顯著為正，說明基準回歸結(jié)果對不同創(chuàng)新變量定義保持穩(wěn)健。

第四，調(diào)整創(chuàng)新變量滯后期?？紤]到專利生產(chǎn)存在滯后性，基準回歸對創(chuàng)新變量采用了滯后4期的技術處理。鑒于這一滯后期可能偏長，這里我們調(diào)整使用較短的滯后期，以更好地反映政策調(diào)整對企業(yè)創(chuàng)新的直接影響。表6 的B 欄報告了依次對被解釋變量專利和發(fā)明專利申請數(shù)量使用滯后1 期、滯后2 期和滯后3 期的檢驗結(jié)果。可以看到，選擇不同的創(chuàng)新變量滯后期，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)仍然顯著為正，數(shù)值也與基準回歸結(jié)果接近，說明基準回歸結(jié)果對不同創(chuàng)新變量滯后期保持穩(wěn)健。

第五，控制其他企業(yè)和行業(yè)變量?；鶞驶貧w中我們控制了一些企業(yè)基本性質(zhì)、財務和治理特征變量，這里我們進一步加入更多的企業(yè)、行業(yè)以及地區(qū)層面變量，以盡可能排除遺漏變量的影響。其中，企業(yè)層面加入企業(yè)抵押能力（Tang，固定資產(chǎn)除以總資產(chǎn)）、高管薪酬（COM，薪酬排名前三高管平均薪酬的自然對數(shù)）、股權制衡度（DISP，持股比例第二至五的大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例）、分析師跟蹤（AF，跟蹤預測分析師數(shù)量的自然對數(shù)）、機構(gòu)投資者持股（INST，機構(gòu)投資者持股數(shù)量除以總股數(shù)）；行業(yè)層面則加入行業(yè)競爭度（HHI，行業(yè)赫芬達爾指數(shù)）、行業(yè)杠桿率（Lev_Ind，行業(yè)平均杠桿率）；地區(qū)層面加入省份×年份固定效應。表7 的A欄報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)仍然顯著為正，說明控制其他企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)因素后，基準回歸結(jié)果仍然保持穩(wěn)健。

第六，控制同期其他政策影響。首先，樣本期內(nèi)“四萬億”天量信貸刺激是一個重要干擾因素，對此我們加入是否重資產(chǎn)行業(yè)與是否2009 年之后的交互項進行穩(wěn)健性檢驗，重資產(chǎn)行業(yè)根據(jù)所在行業(yè)的資本勞動比是否高于所有行業(yè)的中位數(shù)。其次，2007 年10 月我國實施了《中華人民共和國物權法》，該法簡化了擔保物權的實現(xiàn)程序，提高了對債權人利益的保護，這一法律的出臺可能影響企業(yè)創(chuàng)新，對此我們加入企業(yè)2006 年的固定資產(chǎn)占比與是否2006 年之后的交互項進行穩(wěn)健性檢驗（李青原等，2022）。最后，2007 年我國也對破產(chǎn)法律制度進行了全面改革，出臺了新的《企業(yè)破產(chǎn)法》，強化了對債權人的保護，這一法律的出臺同樣可能影響企業(yè)創(chuàng)新，對此我們加入企業(yè)2006 年的破產(chǎn)風險與是否2006 年之后的交互項進行穩(wěn)健性檢驗（李青原等，2022），破產(chǎn)風險采用Altman（1968）提出的Z-score 指標。表7 的B 欄報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)仍然顯著為正，說明控制同期其他政策沖擊后，基準回歸結(jié)果仍然保持穩(wěn)健。

五、拓展分析

（一）影響渠道

上述實證結(jié)果驗證了假設1b 的預期，這里我們進一步對相應的影響渠道進行檢驗。首先是銀行貸款展期政策收緊后，企業(yè)將增加長期貸款獲取。對此，我們構(gòu)建企業(yè)新增長期貸款變量△LongLoan，采用（本期長期貸款上期長期貸款）/上期總資產(chǎn)進行定義，并以此替代原模型（1）中的被解釋變量進行回歸。表8 第1 列報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)顯著為正。這意味著相比對照組，實驗組在政策調(diào)整后顯著增加了長期貸款規(guī)模。

需要注意的是，長期貸款的增加可能只是企業(yè)通過支付更多利息被動獲得，并非企業(yè)主動爭取。對于這一可能的競爭性機制，我們構(gòu)建企業(yè)債務融資成本變量COD，采用財務費用/（期初短期借款+期初長期借款）進行定義，并以此替代原模型（1）中的被解釋變量進行回歸。表8 第2 列報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)不顯著。由此說明，相比對照組，實驗組在政策調(diào)整后的債務融資成本并未顯著上升，甚至有所下降，從而進一步驗證了企業(yè)增加長期貸款獲取的理論機制。

其次，隨著長期貸款的增加，企業(yè)的貸款期限結(jié)構(gòu)將更加穩(wěn)定，這意味著企業(yè)面臨的融資約束很可能下降，這也是企業(yè)開展創(chuàng)新投資并促進創(chuàng)新產(chǎn)出的重要基礎。關于融資約束的度量指標，我們參考連玉君等（2010）、李鳳羽和楊墨竹（2015）等前期研究，采用兩種方式度量，一是現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型，二是企業(yè)股利支付。其中，Almeida et al.（2004）的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型為：

被解釋變量為增持現(xiàn)金（△Cash），我們采用（本期現(xiàn)金上期現(xiàn)金）/上期總資產(chǎn)進行定義。

解釋變量為經(jīng)營性現(xiàn)金流（CFO），采用經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額/上期總資產(chǎn)進行定義。系數(shù)α1 表示現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，若其為正則表示企業(yè)會根據(jù)經(jīng)營性現(xiàn)金流的表現(xiàn)同步調(diào)整現(xiàn)金儲備，也就是說企業(yè)在經(jīng)營性現(xiàn)金流表現(xiàn)更好時會增加現(xiàn)金儲備，這意味著現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性更高的企業(yè)面臨著較高的融資約束。由此，結(jié)合模型（1）和（2），我們構(gòu)建融資約束渠道檢驗模型如下：

解釋變量為Treat × Post × CFO，根據(jù)上述分析，我們預期解釋變量的回歸系數(shù)γ1 顯著為負。表8 第3 列報告了基于模型（3）的檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post × CFO 的系數(shù)顯著為負。也就是說，債務展期政策收緊后，原本更依賴短期貸款的企業(yè)面臨的融資約束程度顯著降低，符合分析預期。

此外，股利支付也是衡量企業(yè)融資約束的重要指標，特別是考慮到本文的樣本期內(nèi)我國宏觀經(jīng)濟整體處于增長周期，而對于有良好投資機會的企業(yè)而言，大量支付股利并不符合企業(yè)價值最大化的原則（連玉君等，2010）。對此，我們用每股股利支付DIV 衡量企業(yè)的股利支付情況，并以此替代原模型（1）中的被解釋變量進行回歸。表8 第4 列報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)顯著為正。這意味著相比對照組，實驗組在政策調(diào)整后顯著增加了股利支付，從而進一步驗證了融資約束程度的降低。

最后，隨著長期貸款規(guī)模的增加和融資約束程度的下降，理論上企業(yè)將更有能力增加創(chuàng)新投入，這也是提高創(chuàng)新產(chǎn)出——專利的直接基礎。為了檢驗這一關鍵渠道，我們需要構(gòu)建企業(yè)創(chuàng)新投入指標。然而，在2007 年新會計準則實施之前，我國企業(yè)很少披露研發(fā)投入數(shù)據(jù)。因此，我們采用更廣義的無形資本投資作為代理變量，具體采用新增無形資本投資△II 進行定義，也就是（本期無形資本投資上期無形資本投資）/上期總資產(chǎn)，并以此替代原模型（1）中的被解釋變量進行回歸。表8 第5 列報告了檢驗結(jié)果，解釋變量Treat × Post 的系數(shù)顯著為正。由此說明，債務展期政策收緊后，原本更依賴短期貸款的企業(yè)確實顯著增加了創(chuàng)新投入，符合理論分析預期。

綜上所述，銀行貸款展期政策收緊后，相比對照組，實驗組企業(yè)的新增長期貸款顯著增加、融資約束程度顯著下降、新增無形資本投資顯著提高，從而證實了假設1b 理論分析時提出的影響渠道。

（二）異質(zhì)性討論

前述實證結(jié)果表明，銀行貸款展期政策收緊后，原本更依賴短期貸款的企業(yè)的創(chuàng)新活動不僅未有減少，反而明顯增加，主要原因在于企業(yè)會轉(zhuǎn)向更穩(wěn)定的貸款期限結(jié)構(gòu)，即從短期貸款轉(zhuǎn)向長期貸款。但是，不同企業(yè)實現(xiàn)這一轉(zhuǎn)換的能力是不同的，一般來說，我國的國有企業(yè)和大企業(yè)憑借市場地位、抵押資產(chǎn)規(guī)模等優(yōu)勢，往往有著更強的獲取銀行貸款能力（Allen et al.，2005；顧研，2016），這意味著其從短期貸款轉(zhuǎn)向長期貸款的能力可能也會更強。因此，這里我們進一步從規(guī)模和所有制方面進行異質(zhì)性討論。其中，規(guī)模異質(zhì)性根據(jù)企業(yè)總資產(chǎn)的年度-行業(yè)中位數(shù)分為大企業(yè)和小企業(yè)，所有制異質(zhì)性則根據(jù)控制人性質(zhì)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)。

表9 的A 欄和B 欄分別報告了對規(guī)模和所有制的異質(zhì)性檢驗結(jié)果?？梢钥吹?，解釋變量Treat ×Post 的系數(shù)僅在大企業(yè)和國有企業(yè)樣本中顯著為正，而在小企業(yè)和非國有企業(yè)樣本中不顯著。由此可見，債務展期政策收緊后，原本更依賴短期貸款的企業(yè)創(chuàng)新提升的效應主要發(fā)生在大企業(yè)和國有企業(yè)，符合理論預期。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于2007 年銀行貸款展期政策調(diào)整的準自然實驗，實證探討了債務展期通過信貸期限結(jié)構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：1. 銀行收緊貸款展期政策后，原本更依賴短期貸款的企業(yè)的創(chuàng)新活動不僅未有減少，反而明顯增加，專利申請和發(fā)明專利申請數(shù)量平均增長了約28%；2. 面對銀行貸款展期政策收緊，企業(yè)會轉(zhuǎn)向更穩(wěn)定的貸款期限結(jié)構(gòu)，具體表現(xiàn)為，銀行收緊貸款展期政策后，原本更依賴短期貸款的企業(yè)顯著增加了長期貸款，融資約束明顯降低，無形資本投資也顯著增加；3. 銀行收緊貸款展期后，通過增加長期貸款進而促進創(chuàng)新的效應僅發(fā)生在大企業(yè)和國有企業(yè)中?？傊?，本文研究表明，銀行收緊貸款展期使得企業(yè)轉(zhuǎn)向了更為穩(wěn)健的、長期貸款比重更高的貸款期限結(jié)構(gòu)，融資穩(wěn)健性的提升有利于企業(yè)創(chuàng)新，不過這一現(xiàn)象僅存在于有較強貸款談判能力的大企業(yè)和國有企業(yè)。

本文的研究結(jié)論對當前我國經(jīng)濟向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。首先，銀行貸款目前仍是我國企業(yè)最重要的外源融資方式，如果實施更為嚴格的貸款展期政策，國有大企業(yè)憑借較強的議價能力能夠?qū)⒍唐谫J款轉(zhuǎn)為長期貸款、融資穩(wěn)定性增加，而缺乏議價能力的民營中小企業(yè)能夠獲得的貸款資源更少、融資穩(wěn)定性減少。因此，在制定貸款展期等政策時，要特別重視可能對民營中小企業(yè)的不利影響，建議適當增加銀行支持中小企業(yè)創(chuàng)新等活動的專項貸款，尤其是長期貸款，同時監(jiān)管上適當提高銀行對中小企業(yè)貸款違約風險的容忍度，提升中小企業(yè)貸款融資的可獲得性和穩(wěn)定性。其次，由于信息不對稱導致銀行信貸天然偏好相對低風險、回報更穩(wěn)健的項目，而創(chuàng)新天然具有高風險、高回報屬性，風險容忍度更高的股權融資應是更合適的融資方式。因此，為了促進民營中小企業(yè)創(chuàng)新，需要進一步支持民營中小企業(yè)對股權融資的使用，建議加快資本市場全面注冊制改革推進，鼓勵專精特新等民營中小企業(yè)通過資本市場融資促進企業(yè)創(chuàng)新和高質(zhì)量發(fā)展。最后，鑒于高質(zhì)量創(chuàng)新活動一般需要長期、持續(xù)的資金支持，為了適配我國經(jīng)濟的創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型，銀行體系總體上應當加強對企業(yè)的長期信貸支持，通過穩(wěn)定企業(yè)的融資現(xiàn)金流和融資預期，支持企業(yè)開展長期、高質(zhì)量的創(chuàng)新活動，最終推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

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〔執(zhí)行編輯：應珊珊〕