影子银行发展与企业创新投入——来自中国制造业上市公司的经验研究

邓永亮 张 华

内容提要：本文利用2010—2020年沪深A股制造业上市公司数据，实证检验影子银行发展对中国企业创新投入的影响。结果表明：影子银行发展对企业创新投入具有负向作用。进一步的机理检验显示，影子银行发展主要通过两条渠道抑制企业创新投入：一是减少原本就稀缺的银行贷款资金资源，增加企业借款难度；二是在促进企业实业投资的同时也加剧企业融资约束。研究结论为明晰影子银行发展对企业创新投入的微观作用机理，以及深入理解实体经济与包括影子银行在内的泛金融市场发展的联系，提供了政策启示。

一、问题提出

科技创新对于一个国家的发展至关重要。党的十八大以来，党中央高度重视科技创新，站在时代高度统筹谋划，极大地推进了中国科技创新水平。然而，中国研发支出占国内生产总值(GDP)比重与欧美日等发达经济体相比有着较大的差距，即便近年来研发投入持续增加，但差距依然存在。统计数据显示，1996年中国研发支出占GDP的比重仅为0.56%，而同期的德国、美国、日本、韩国和以色列分别为2.14%、2.45%、2.69%、2.26%、2.59%；2020年中国研发支出占GDP的比重已上升到2.40%，但同期的德国、美国、日本、韩国和以色列分别为3.14%、3.45%、3.26%、4.81%和5.44%(1)数据均来源于万得(Wind)数据库。。因此，大力推动科技创新、不断缩小与发达国家的差距，对于促进中国经济的可持续发展、提高中国经济在全球的竞争力，具有重要的现实意义。

企业的研发支出在一国总研发支出中占有很大的比重。根据国家统计局数据，2020年各类企业研发经费支出18 673.8亿元，比2019年增长10.4%，占全国总研发经费支出比例为76.6%。因此，提升研发支出水平，关键在于提升企业的研发支出水平。

自2010年以来，中国影子银行发展迅速，主要原因在于：一是银行对中小企业、民营企业的贷款歧视；二是银行为规避监管约束而进行的监管套利。近年来，国家相关监管部门为化解防范系统性金融风险，对影子银行进行了严厉的治理整顿，但存量规模依然庞大。以委托贷款、信托贷款和未贴现银行承兑汇票作为影子银行的代理指标来计算，截至2020年12月，中国影子银行存量规模为20.91万亿元，约占当年中国GDP总额的20.7%。因此，必须建立持续监管框架，从而推动影子银行健康规范发展、降低风险层次，使之成为维护金融稳定的积极因素和支持服务实体经济发展的重要力量[1]。

影子银行具有监管套利的本质，其产品结构和组织形式始终在演变之中，各种创新手法层出不穷；影子银行不会消失，将和传统金融体系长期共存[1]。既有文献研究表明，融资约束极大地制约着企业的创新投入[2-5](2)本文约定，对于企业创新投入，在不同语境下，分别用“研发投入”或“创新投入”表达，二者的含义是一致的。。直观来看，影子银行作为非银行体系的信用中介，有效缓解了正规银行体系贷款不足的局面，能够一定程度改善企业融资约束，促使企业加大创新投入，但尚需从理论和实证方面加以深入分析和验证。因此，探究影子银行对企业创新投入的微观作用机理，厘清背后的影响因素，对推进科技创新、助力经济转型升级和建设创新型国家，具有重要的理论和现实意义。

本文可能的贡献主要在于三个方面。首先，本文丰富了宏观经济变量与微观企业行为的相关研究，将影子银行发展纳入分析企业创新投入影响因素的研究框架，为研究企业创新投入提供一个新的视角，拓展了对企业创新投入影响因素的研究维度，具有一定的前瞻性和创新性。其次，本文通过实证研究，将影子银行发展对企业创新投入的微观作用机理进行梳理，并将实体经济与包括影子银行在内的泛金融市场的发展进行联系，具有显著的政策性意义。再次，本文进一步从产权异质性、区域异质性、两权分离、机构持股、银企关系及企业规模共六个方面探究影子银行发展对企业创新投入影响的区别，对深化和延伸本文的研究结论具有重要的理论意义。

二、文献综述与理论假设

(一)融资约束对企业创新投入的影响

既有研究表明，融资约束极大地制约着企业的创新投入，而企业创新是一项需要长期大量资金投入、失败率高且具有高度不确定性的创新活动[2-6]。恰尔尼茨基和霍滕罗特(Czarnitzki & Hottenrott，2011)认为，企业研发活动不仅具有投资成本高、投资沉没和抵押物价值低的特征，而且有着显著的调整成本(adjustment cost)；如果融资成本过高或者根本无法获得融资，企业将在次优(sub-optimal)水平下开展研发活动或者直接放弃研发[7]。信息不透明和缺乏有价值的抵押物使得企业研发投入更易遭受融资约束，而已有研究表明，资金的可获得性对企业研发活动至关重要[8]。霍尔(Hall，2002)认为，在一个完全竞争的市场,由于研发成果不具有排他性且无法守密，企业从事研发活动也就无法获得相应的收益；即便对企业研发活动所形成的无形资产加强知识产权保护，并进行补助或税收激励，外部融资也很难成为企业创新投入的主要融资来源[9]。鲍里索娃和布朗(Borisova & Brown，2013)对企业剥离固定资产和研发投入的关系进行了研究，发现对于那些面临着融资约束的企业，因剥离固定资产而产生的现金流与企业研发投入具有强烈的正相关关系[10]。

国内许多学者也对融资约束与企业创新的关系进行了深入的研究。鞠晓生等(2013)认为，高度不确定性是创新活动的重要特征，并会诱发潜在的道德风险，由此导致创新活动将面临严重的融资约束[2]。卢馨等(2015)研究了中国高科技公司融资约束与企业创新的关系，发现外部资金的缺乏引致高新技术公司创新投入不足[3]。余明桂等(2019)从国有企业民营化的视角研究了企业融资约束与企业创新的关系，发现融资约束导致了国有企业民营化创新不足[4]。顾海峰和张欢欢(2020)指出，因企业金融化而引致的融资约束对企业创新投入具有抑制作用[11]。综上可知，企业创新活动需要持续的资金投入，但其高失败率和高度不确定性导致企业难以获得外部融资，因此企业创新活动极大地受制于融资约束。

(二)影子银行发展对企业创新投入的影响

从影子银行发展的视角对企业创新投入的影响展开研究的文献并不多见。卢馨等(2015)在具体分析每个影子银行业务对中小企业融资的作用机制后发现，因为贷款对象、贷款额度和贷款期限的原因，影子银行的小额贷款无法解决中小企业研发投资这种需要长期、大额资金的融通[3]。郑建明等(2017)认为影子银行的发展拓宽了企业融资渠道，增大了企业的融资金额，从而有利于企业增强研发投入、促进技术创新；进一步的实证检验发现，对于大企业，影子银行能在一定程度上缓解企业融资约束对企业研发投入的抑制作用，但对于中小企业，影子银行不仅没有缓解反而加剧了这种抑制作用[5]。王善平和彭莉莎(2018)指出，国有企业参与影子银行活动对其下一年创新投入具有挤出效应，而且高杠杆加剧了这种挤出效应[12]。综上，既有文献对有关影子银行对企业创新投入影响的结论并未达成一致，并且对影子银行如何在微观上作用于企业的研发投入这一机制缺乏深入的探讨。

影子银行的发展拓宽了企业融资渠道，增大了企业的融资金额[5]，促进了企业实业投资[13]，从而能够在一定程度上缓解企业融资约束[14]。然而，企业创新投入需要长期、大量的资金来维持，因此融资约束将制约着企业创新投入[2-4]。既然影子银行的部分资金流入了企业，在一定程度上缓解了企业融资约束，而融资约束又极大地制约着企业的创新投入，那么影子银行的发展能够在一定程度上促进企业创新投入。

然而，如果进一步考虑影子银行资金以下特性，则影子银行资金并不能被企业用于研发投入：

一是影子银行的贷款期限较短。影子银行的贷款期限一般为1～2年，最长不超过3年。这样的贷款期限并不符合企业研发投入资金长期性的要求。

二是出于资金安全考虑，影子银行资金所有者一般要求资金要专款专用，且项目风险相对可控。影子银行资金所有者一般根据资金需求者拟投资项目进行风险评估，并综合考虑资金需求者的经营基本面，最终确定贷款规模、利率和期限。企业研发投入的高度不确定性、高度风险性决定了影子银行资金所有者很难会将资金贷给企业用于企业研发投入。

三是在企业满足相关资质要求的前提下，影子银行也会把资金贷款给企业，用于补充企业流动资金。企业向影子银行借款金额一般较大且利率较高，即需要支付一笔不菲的财务费用，因此企业向影子银行借款仅用于补充企业流动资金。这其中更多的是名义的借款原因，而企业借款的真实用途通常是以下两大原因：一是“借新还旧”。企业有即将到期的借款要偿还，在缺乏其他融资渠道的情况下，为避免违约只能通过影子银行融资以偿还即将到期的债务。二是为受国家宏观产业调控项目融资。如果企业拟投资的新项目属于国家宏观产业调控范围内，比如“两高一剩”行业(3)两高行业指高污染、高能耗的资源性的行业；一剩行业即产能过剩行业。，此时企业一般无法从银行取得借款；由于国家监管部门对影子银行的监管存在灰色地带，企业往往以“补充企业流动资金”为借款理由向影子银行机构申请借款，并用以投资新的项目。

如果影子银行资金确实进入了企业，但这部分资金只能用于企业“借新还旧”或用于具体的实体项目，而不能用于企业的研发投入，这样的影子银行资金是无助于企业创新投入的。进一步地，当影子银行资金被用于具体的实体项目时，由于该资金是不可能为项目总的投资金额全额融资的，企业一般要自筹部分资金(通常至少为整个项目总体投资金额的40%以上)，而在融资约束的情况下，这部分自筹资金又会迫使企业削减或挪用企业研发资金。由此，影子银行将因推进企业实体项目的投资而加剧企业融资约束，进而抑制企业的创新投入。

基于以上分析，本文提出以下两个竞争性假设：

假设1a：影子银行发展促进了企业创新投入；

假设1b：影子银行发展抑制了企业创新投入。

三、研究设计

(一)样本选择和数据来源

本文以沪深A股制造业上市公司为研究样本，选取2010—2020年数据进行研究。借鉴既有研究的做法，对初始样本数据进行如下处理：第一，删除数据缺失的样本；第二，剔除ST和PT类样本；第三，删除资产负债率大于1的样本。为消除极端值对实证结果的影响，对所有连续变量进行1%的双侧缩尾处理(winsorize)。经过以上处理，本文共获得9 988个样本观测值。上市公司财务数据来自国泰安(CSMAR)数据库，而影子银行数据来源于中国人民银行调查统计司统计数据库。

(二)变量定义

1.被解释变量

借鉴既有文献[15]做法，被解释变量选取研发投入与总资产的比值来衡量企业创新投入强度(rd)；在实证结果的稳健性检验中，选用研发投入与营业收入的比值来表示企业创新投入强度。

2.解释变量

借鉴已有研究[13-14]的做法，本文设定影子银行发展(shbank)通过“(委托贷款增量+信托贷款增量+未贴现银行承兑汇票增量)/社会融资规模总额增量”求得。本文进一步设置“委托贷款增量/社会融资规模总额增量(wtdk)”“信托贷款增量/社会融资规模总额增量(xtdk)”和“未贴现银行承兑汇票增量/社会融资规模总额增量(wtx)”，分别考察影子银行三个核心组成部分的发展对中国制造业创新投入的影响。

3.控制变量

本文选取公司规模(size)、公司年龄(age)、财务杠杆(lev)、盈利能力(roa)、成长能力(growth)、投资机会(tq)、现金流特征(cash)、股权集中度(sh25)、经济增长(gdp)和货币政策(r)作为控制变量。

各变量定义如表1所示。

表1 变量定义

(三)模型设定

借鉴既有文献[15-18]，本文将计量模型设定如下：

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

(1)

其中，i代表企业，t代表年份；被解释变量rdit表示企业i第t年的创新投入；解释变量shbankt表示第t年的影子银行发展程度，系数β1的符号正负和大小可以用来识别影子银行发展对企业创新投入的作用效果；controlsit表示企业i第t年的相关控制变量；μi为个体固定效应，用来解决不随时间而变但随个体而变的遗漏变量问题；εit为随机误差项。

影子银行发展(shbank)属于宏观时间序列变量，如果在模型中再控制时间固定效应，则可能会造成参数无法估计(完全共线性)或者使得参数估计量方差增大，从而不能对总体参数做出准确推断(近似共线性)，也即影子银行发展对企业创新投入的影响会被时间固定效应完全吸收或部分吸收(4)特别感谢匿名审稿人提出的对于本文时间虚拟变量与核心解释变量影子银行发展(shbank)可能存在多重共线性问题的富有建设性意见。。因此，本文最终采用个体固定效应模型，而不是更为稳健的时间和个体双向固定效应。考虑到如果不控制时间固定效应可能会遗漏一些不随个体而变但随时间而变的变量，本文借鉴已有研究[16-19]的做法，在控制变量中加入经济增长(gdp)和货币政策(r)这两个宏观经济变量，以尽可能缓解在时间截面上可能存在的遗漏变量问题。

(四)描述性统计

表2列示了本文主要变量的描述性统计结果。被解释变量rd的平均值为2.42%，最小值为0.03%，最大值为9.33%，标准差为1.68%，说明样本公司的创新投入存在着较大的差异；中位数为2.13%，意味着样本中有一半公司的创新投入小于或等于2.13%；不论是与平均值2.42%相比，还是与最大值9.33%相比，样本公司中低于中位数的一半公司在创新投入方面都有着较大的提升空间。解释变量shbank的平均值为6.06%、标准差为13.59%，最大值为29.82%，说明样本期间内的影子银行占社会融资规模具有一定的比重，且影子银行规模变化较大。各控制变量的平均值与中位数基本相当，表明这些控制变量呈现接近正态分布。

表2 描述性统计结果

四、实证分析

(一)基准回归结果

基于个体固定效应模型(1)，本文实证分析了影子银行发展对企业创新投入的影响。由表3可以看出，影子银行发展(shbank)对企业创新投入(rd)的作用系数为-0.007 7，且在1%的水平下具有显著性；影子银行的三个分量指标中的委托贷款(wtdk)和信托贷款(xtdk)对rd的作用系数分别为-0.016 9和-0.013 1，且都在1%的水平下具有显著性；但是，未贴现银行承兑汇票(wtx)对rd的作用系数却为0.009 5，且在1%的水平下具有显著性，即未贴现银行承兑汇票对企业创新投入具有正向作用。

为什么影子银行的分量指标之一未贴现银行承兑汇票对企业创新投入具有显著的正向作用？对此，本文认为有两大原因可以解释：

一是从银行承兑汇票实际运作的角度来看。影子银行之所以对企业创新投入具有抑制作用，一个很重要的原因是其为缺乏资金且无法从银行获得资金的项目融资。当企业获得影子银行资金后，该项目得以推进，但也减少了企业经营活动产生现金流净额，而企业经营活动产生现金流净额对企业创新投入有正向影响，因此影子银行的发展最终抑制了企业创新投入。而当某一企业请求银行开具银行承兑汇票时，开票银行会要求该企业必须提供具有法律效力的购销合同及其增值税发票(5)如果是银行承兑汇票的背书转让，则无此要求。但本文探讨的银行承兑汇票显然不是银行承兑汇票的背书转让行为。，而企业想要开具银行承兑汇票的条件之一是企业确实发生了商品的购买行为。当企业请求银行开具银行承兑汇票并不是为了项目融资而是发生了商品的购买行为时，企业并没有因为新项目的推进而引致企业经营活动产生现金流净额的减少，也就对企业创新投入没有负向作用。因此，企业为缺乏资金且无法从银行获得资金的项目进行融资时主要是通过委托贷款和信托贷款，而不是通过未贴现银行承兑汇票。

二是从银行承兑汇票特性的角度看。当发生商品买卖行为时，购买商品的企业应当要支付货币资金给销售商品企业，但由于资金紧张，购买商品企业无法或者不想立即支付，于是请求银行开具银行承兑汇票。银行承兑汇票是由付款人委托银行开具的一种延期支付票据，票据到期银行具有见票即付的义务。因此，购买商品企业请求银行开具银行承兑汇票实质就是一种信用融资，具有缓解企业融资约束的作用，而融资约束又极大地制约着企业的创新投入，那么购买商品企业请求银行开具银行承兑汇票就能够在一定程度上促进企业创新投入(6)需要说明的是，银行承兑汇票无论是已经贴现还是尚未贴现，都可以看作是企业的信用融资。已经贴现的银行承兑汇票可以看作企业延期支付，实质已经具有信用融资的功能；尚未贴现的银行承兑汇票，只是尚未到承兑日期或未提前贴现，也是一种延期支付，因此也具有信用融资功能。。

表3的基准回归结果表明，总体上看，影子银行发展对企业创新投入具有负效应，即影子银行发展对企业创新投入具有抑制作用，假设1b得到验证。但影子银行各分量指标对企业创新投入的作用有所不同，其中未贴现银行承兑汇票(wtx)对企业创新投入具有显著的正向作用。委托贷款(wtdk)和信托贷款(xtdk)对企业创新投入总的负向作用大于未贴现银行承兑汇票(wtx)对企业创新投入的正向作用，因此最终影子银行的发展体现为对企业创新投入具有负向作用。进一步考察影子银行各分量指标对企业创新投入的影响作用，有助于厘清影子银行发展对企业创新投入的作用机理。

表3 基准回归结果

表3(续)

(二)影子银行发展抑制企业创新投入的机理分析

出于资金安全回收等风险控制的考量，影子银行贷款一般有两大特点：一是期限短；二是要求有明确的借款用途(即专款专用)，项目风险相对可控。而企业的研发投入具有长期性、高度不确定性，因此通常影子银行出借方不会贷款给企业用于创新投入。

如前文所述，在企业满足相关资质要求的前提下，影子银行资金所有者也会把影子银行资金贷款给企业，用于补充企业流动资金。但本文认为，考虑到企业向影子银行借款金额一般较大且利率较高，这意味着企业要承担较高的财务成本，因而企业向影子银行融资一般有着其他的用途，如有即将到期的债务需要偿还或者为受国家宏观产业调控项目融资。所以，即便企业向影子银行申请借款用于补充企业流动资金，但这并不能缓解企业的融资约束，企业也很难把这部分补充流动资金用于研发投入。

由此可知，影子银行资金很难被用于企业创新投入的。那么，为什么影子银行发展对企业创新投入具有抑制作用？

首先，从企业向银行借款的外部融资可得性来看。监管套利是中国影子银行发展的一个主要原因。在符合银行所要求资质的前提下，企业向银行借款成本一般较低；相应地，银行的收益也就较低。然而，中国的实体企业，尤其是中小民营企业，一般是利润率较低、违约风险较高，因此向银行借款的难度较大。而包括房地产行业在内的高风险、高收益领域相对而言则更容易获得银行贷款，但限于宏观调控和监管的要求，银行资金只能借道影子银行流入这些领域，银行资金由此“脱实向虚”。银行是影子银行资金的主要提供方〔1〕。银行资金的监管套利推动了影子银行迅速发展，影子银行的迅速发展反过来吸引越来越多的银行资金“脱实向虚”，这势必减少原本就稀缺的银行贷款资金资源，进一步加大了企业向银行借款的难度，加剧了企业融资约束，从而抑制了企业创新投入。

其次，从影子银行资金影响企业内部资金的使用来看。考察影子银行资金影响企业内部资金的使用，首要的问题是影子银行资金是否真的进入实业？借鉴黄贤环等(2021)[13]研究思路，本文以“购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金流总额/资产总额”作为实业投资(sytz)的代理变量和被解释变量，以shbank作为解释变量运用模型(1)进行回归。控制变量选取了公司规模(size)、财务杠杆(lev)、盈利能力(roa)、成长能力(growth)、投资机会(tq)、经济增长(gdp)和货币政策(r)，回归结果如表4所示。

表4 影子银行发展对实业投资的影响

从表4可以看出，影子银行资金除了进入股市、房地产等虚拟经济外，部分影子银行资金确实进入了实体企业，对企业实业投资具有显著的促进作用，因此影子银行发展促进了企业的实业投资，这与黄贤环等(2021)[13]的研究结论一致。这也进一步佐证了流入企业的影子银行资金专款专用的特点。

部分影子银行资金进入了企业的实业投资，这对企业的创新投入又会产生怎样的影响？对于新项目，企业从募集资金到正式建成投产需要一定的时间，这段时间内新项目没有营业收入，但又需要为购买设备、原材料、接受劳务、职工薪酬、各种税费等支付现金，由此将影响企业经营活动现金流净额。以企业经营活动产生的现金流净额并对总资产标准化后(cash)作为被解释变量，以实业投资(sytz)作为解释变量，控制变量包括企业规模(size)、财务杠杆(lev)、盈利能力(roa)、成长能力(growth)、投资机会(tq)、经济增长(gdp)和货币政策(r)，采用模型(1)进行回归，结果如表5所示。

表5 企业实业投资对经营活动产生现金流净额的影响

根据表5可知，实业投资(sytz)对企业经营活动产生的现金流净额具有负向作用，对应的P值为0.005，在1%的水平下具有显著性。由此可知，影子银行资金促进了企业实业投资，而企业实业投资的推进又减少了企业经营活动产生的现金流净额，加剧了企业的融资约束，迫使企业削减或挪用创新投入资金，从而抑制了企业创新投入。

把表4影子银行发展对实业投资的影响、表5企业实业投资对经营活动产生现金流净额的影响和表3基准回归结果进行对比，结果显示，影子银行发展(shbank)促进了企业实业投资(sytz)，企业实业投资(sytz)减少了企业经营活动产生的现金流净额(cash)，企业经营活动产生的现金流净额(cash)对企业创新投入(rd)具有正向作用。综合可知，影子银行的发展最终抑制了企业创新投入。此外，影子银行发展(shbank)对企业创新投入(rd)具有直接的显著的负向作用，即为前文“从企业向银行借款的外部融资可得性来看”所叙之机理，也即因银行资金“脱实向虚”，加剧了银行贷款资金资源的稀缺性，进一步加大了企业向银行借款的难度，加剧了企业融资约束，从而抑制了企业创新投入。

综上，影子银行发展从企业内部和外部抑制企业创新的机理如图1所示。

图1 影子银行发展从企业内部和外部抑制企业创新投入作用机理

(三)进一步分析

1.股权异质性

企业创新投入与融资约束紧密相关，不同性质类型的企业面临的融资约束不同，因此影子银行的发展对不同性质类型企业创新投入的影响也可能不同。

根据最终控制人性质，本文进一步把样本分为国有企业和民营企业，并分别按模型(1)回归并采用邹检验法(Chow test)检验组间回归系数差异的显著性，回归结果如表6所示。

表6 影子银行发展分别对国有企业和民营企业创新投入的影响

表6(续)

根据表6可知，对于国有企业，影子银行(含两个分量指标wtdk和xtdk)的发展对国有企业的创新投入都具有显著的负向作用，与表3的基准回归结果基本一致。未贴现银行承兑汇票(wtx)对国有企业创新投入虽具有正向作用，但显著性不强(P值为0.101)，与表3的基准回归结果有所不同。可能的原因在于，本文的商业汇票是未贴现银行承兑汇票，而国有企业资信相对较高，且按现行相关规定，对于银行承兑汇票，承兑银行应按票面金额向出票人收取万分之五的手续费，因此实践中国有企业除了使用银行承兑汇票外，也常常使用商业承兑汇票，尤其在供应链金融。对于供应链金融，一般是由实力较强的核心国有企业签发，用于购货环节支付给上游供应商，并在整个供应链上支付使用。所以，国有企业不但使用银行承兑汇票，也常常使用商业承兑汇票(7)本文的国有企业包含中央企业在内。2022年5月19日，国务院国有资产监督管理委员会专门发布《关于中央企业助力中小企业纾困解难促进协同发展有关事项的通知》(国资发财评〔2022〕40号)，要求中央企业“开具的商业承兑汇票和供应链债务凭证期限原则上不得超过6个月”“积极发挥产业链‘核心’企业作用，支持配合上下游中小企业开展供应链融资，努力实现自身优质信用与上下游中小企业共享”“积极发挥供应链服务平台作用，基于真实业务数据为上下游中小企业信用赋能，助力中小企业拓展融资渠道、获取低成本资金、减少资金占用”等。，其结果是回归模型随机干扰项方差变大，从而使得国有企业的未贴现银行承兑汇票系数方差变大，进而导致显著性减弱。

既有文献研究已指出，由于政治关联等原因，国有企业具有天然的融资优势，更容易获得银行的信贷融资[4-5]。由此，国有企业并不一定需要寻求影子银行机构进行融资。然而，表6的实证检验结果表明，影子银行发展确实对国有企业创新投入具有抑制作用。对此，本文认为可能的原因有：

一是如果国有企业新投资项目行业属于国家宏观产业调控范围内，比如“两高一剩”行业，那么银行也不会轻易批准贷款，这时国有企业有可能会利用国家监管机构对影子银行监管的灰色地带，以“补充企业流动资金”为由向影子银行机构申请借款，但借款资金的真实用途是用于受国家宏观产业调控的项目。

二是一般企业新投资项目具有较大的风险且投资总额较大。影子银行一般是为银行认为风险较高、无法从银行借款的项目提供资金，因此向影子银行融资的项目，从侧面也就反映出该项目具有较高的风险性。银行业的经营模式决定了银行是天然的风险厌恶者，风险是银行贷款审核的最重要审核指标，而银行以追求经营稳健、规避、减少不良贷款为经营目标。由此，一般情况下银行不会贷款给这种具有较大风险的项目。加之这类贷款金额较大，即便是国有企业，银行对此类项目贷款也将更为谨慎。此时，国有企业就只能寻求影子银行机构进行融资。

三是银行对企业贷款，除了要有充足的抵押物外，还要看企业的经营状况，如企业的相关财务指标是否符合银行要求、企业是否有偿还贷款的能力等。因此，尽管银行对国有企业较为偏爱，但近年来，银行对一些经营不善的国有企业也逐渐谨慎，这类经营不善的企业要上新项目，向银行借款也非易事，由此这类企业也只能向影子银行机构融资。

对于民营企业，影子银行发展(shbank)(含两个分量指标wtdk和xtdk)对民营企业的创新投入都具有负向作用，且都在1%的水平下具有显著性；未贴现银行承兑汇票(wtx)对民营企业的创新投入具有正向作用，且在1%的水平下具有显著性，与表3的基准回归结果一致。邹检验结果显示，在1%的显著性水平下拒绝了影子银行发展(shbank)及其三个分量指标wtdk、xtdk和wtx在国有企业和民营企业分组回归系数之间不存在差异的原假设。

对比国有企业和民营企业影子银行发展(shbank)和两个分量指标委托贷款(wtdk)、信托贷款(xtdk)的作用系数绝对值大小可知，民营企业的作用系数绝对值都大于国有企业，即影子银行发展对民营企业创新投入的抑制作用大于对国有企业创新投入的抑制作用，可能的原因在于：

一是银行对国有企业的偏爱仍然不变。对于国有企业新投资项目，由于国家宏观产业调控、项目风险较高、企业财务指标不符合银行要求等原因，银行对此类项目不敢贷款给国有企业，但对于其他项目借款，国有企业仍然可以较为容易地获得银行信贷支持。由此，相对民营企业，影子银行发展对国有企业的抑制作用较小。

二是国有企业的制度优势。国有企业一般会制定一个未来几年战略发展规划，战略规划制定后一般不会轻易更改，而创新活动是重要战略规划决策内容之一。因此，国有企业既没有强融资约束，又受制于战略规划。由此，相对民营企业，影子银行发展对国有企业的抑制作用较小。

三是国有企业与当地政府有着紧密的联系。对于提升辖区内经济实力和竞争力的技术创新，地方政府更多地依赖于地方国有企业，因此相对于民营企业，国有企业受地方政府影响较深，其创新活动受地方政府影响也较大[20]。

2.区域异质性

中国区域金融发展不平衡，不同地区的金融发展水平将影响着企业的融资，进而影响着企业的创新投入。鉴于此，本文根据企业的注册地，把样本分为东部、中部和西部地区企业(8)本文的东部地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括：山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括：重庆、四川、贵州、云南、广西、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆。，分别按模型(1)回归并用邹检验法检验组间回归系数差异的显著性。回归结果如表7所示。

表7 影子银行发展对不同区域企业创新投入的影响

根据表7，影子银行的发展对企业创新投入都具有显著的抑制作用；邹检验法结果显示，在1%的显著性水平下拒绝核心解释变量影子银行(shbank)在东部地区企业与中部、西部地区企业的分组回归系数之间不存在差异的原假设。既有文献一般认为，中国区域金融发展水平不平衡，东部发展水平最高，中部次之，西部发展最低。由此可知，一方面，较高的地区金融发展水平催生出发达的影子银行市场，而影子银行的发展又进一步吸引了越来越多的银行资金“脱实向虚”，减少原本就稀缺的银行贷款资金资源，加大了企业向银行借款的难度，加剧了企业融资约束，从而抑制了企业创新投入；另一方面，一些无法向银行取得借款的项目借道影子银行，在使项目得以顺利推进的同时也加剧了企业融资约束，从而抑制了企业创新投入。从组间系数大小来看，东部地区影子银行发展对企业创新投入的抑制作用大于中部地区，符合以上理论分析，但西部地区影子银行发展对企业创新投入的作用并没有像以上理论分析所预期的在三个地区当中处于最小。对此，本文认为可能的原因在于：近年来，西部地区金融发展速度越来越快，金融发展水平迅速提高，以成都(9)2021年3月17日，由中国(深圳)综合开发研究院与英国智库Z/Yen集团联合编制的第29期全球金融中心指数(GFCI29)显示，成都的金融地位仅次于北京、上海、广州和深圳(不含港澳台地区)。、重庆为代表的区域金融中心正在加速形成(10)2021年12月24日，由中国人民银行、国家发展和改革委员会、财政部、中国银行保险监督管理委员会、中国证券监督管理委员会、国家外汇管理局、重庆市人民政府、四川省人民政府联合印发的《成渝共建西部金融中心规划》明确提出，“将成渝建设成为立足西部、面向东亚和东南亚、南亚，服务共建‘一带一路’国家和地区的西部金融中心”。， 有力地辐射、带动了西部地区整体金融发展水平。

3.两权分离

良好的公司治理能够有效发挥公司监督治理机制作用，抑制由信息不对称和代理问题引发的公司经营层的短视行为。鉴于此，本文以企业终极控制人的控制权与所有权之差来衡量企业两权分离，并根据两权分离程度把样本分为两组，取两权分离最大的50%样本为高两权分离组、两权分离最小的50%样本为低两权分离组，分别按模型(1)回归并用邹检验法检验组间回归系数差异的显著性。回归结果如表8所示。

表8 两权分离对影子银行发展对企业创新投入的影响

根据表8，在高、低两权分离组样本里，影子银行的发展对企业创新投入都具有负向作用，且在1%的水平下都具有显著性，但低两权分离组影子银行发展对企业创新投入的抑制作用(系数绝对值为0.009 5)大于高两权分离组影子银行发展对企业创新投入的抑制作用(系数绝对值为0.007 0)。邹检验结果显示，在1%的显著性水平下拒绝核心解释变量影子银行发展(shbank)在两组之间不存在差异的原假设。对此，本文认为，相较于高两权分离组，低两权分离组的股权相对分散，经理人所受监督更少，内部人控制更为严重，经理人更有条件以牺牲企业长远发展利益来谋求短期个人利益，其实质即为“第一类代理冲突问题”。具体结合到本文来，就是经理人更倾向于开展新项目，扩大投资，构建企业帝国，并寄希望于通过新项目来提升企业业绩，从而谋求个人利益。当新项目受到融资约束时，企业在向影子银行机构融资的同时，削减或挪用研发资金也就在所难免。因此，在低两权分离组，影子银行发展对企业创新投入的抑制作用更大。因此，提高两权分离度、加强对公司经理层的监督从而提高公司的治理水平，能一定程度抑制因企业经理层短视行为而产生的对企业创新投入的抑制作用。常蕊和韩宝山(2022)的研究显示，提高公司治理水平对对于促进企业研发投入具有积极意义[21]。

4.机构持股

机构投资者在中国公司治理中起着越来越重要的作用，随着机构投资者持股比例的增加，机构投资者愈加有动力参与公司治理，对管理层实施有效监督，抑制和约束管理层出于自身利益而采取的短视行为。鉴于此，本文根据机构持股比例把样本分为两组，取最大的50%为强机构持股组、最小的50%为弱机构持有组，分别按模型(1)回归并用邹检验法检验组间系数差异显著性。回归结果如表9所示。

表9 机构持股对影子银行发展对企业创新投入的影响

根据表9，不论是强机构持股组还是弱机构持股组，影子银行发展对企业创新投入都具有显著的负向作用，但强机构持股组影子银行发展对企业创新投入的抑制作用大于弱机构持股组对企业创新投入的抑制作用。邹检验法结果显示，在1%的显著性水平下拒绝核心解释变量影子银行发展(shbank)在两组之间不存在差异的原假设。本文认为，在强机构持股组里，随着机构投资者持股比例的增加，机构投资者更加注重企业的长远利益，更有动力监督、约束经营管理层的短视行为，由此能在一定程度上约束经营管理层出自自身利益的投资冲动，从而缓解了企业融资约束，进而缓解对企业创新投入的抑制作用；相反，在弱机构持股者组里，机构投资者持股比例较低，无法对管理层的短视行为进行有效的约束，其后果与前文低两权分离组一样，不再赘述。但是，由于机构投资者有着更为广泛的各种资源，包括项目资源和融资渠道资源，对于机构持股比例高的企业，这也就意味着企业能够较为容易地获取项目资源，也能够更为容易地接触到影子银行机构，最终得到影子银行资金，而这反而有助于企业开展新项目、增加投资。根据上文影子银行发展对企业创新投入抑制作用机理可知，在企业开展新项目面临融资约束向影子银行机构融资时，削减或挪用研发资金也就无法避免。因此，机构投资者对企业创新投入的作用在于：一方面，机构投资者约束了经营管理层投资冲动的短视行为，从而缓解了企业融资约束，进而有助于缓解对企业创新投入的抑制作用；另一方面，机构投资者因为自身特有的资源优势，又可能引致企业增加投资，从而加剧了企业融资约束，进而加剧了对企业创新投入的抑制作用。根据本文实证结果，因机构投资者引致企业增加投资而对企业创新投入的抑制作用大于因机构投资者约束经营管理层投资冲动的短视行为而缓解对企业创新投入的抑制作用。潘越等(2022)认为，机构投资者能否缓解企业过度投资尚无定论[22]。本文对此进行了一种新的理论解释。

需要说明的是，这里因机构投资者资源广泛而引致企业增加的投资是有别于上文企业经营管理层出于自身利益考虑而增加的投资。一个明显的区别在于：即便某个项目投资净现值(NPV)为负，企业经营管理层出于自身利益考虑也会投资该项目；但是，当机构投资者向机构投资者持股企业推介项目时，出于自身利益考虑，这种项目应该是较为优质的项目，只是在开展新项目后，由于融资约束，企业不得不削减或挪用研发资金，从而抑制了企业创新投入。

5.银企关系

银行和企业之间的关系将影响企业申请银行借款的难易性，良好的银企关系将有助于企业从银行取得借款，从而缓解企业融资约束，进而影响企业的创新投入。鉴于此，本文以企业长期借款作为银企关系的代理变量[13]，并对企业总资产进行标准化处理，然后把样本分为两组，取最大的50%为强银企关系组、最小的50%为弱银企关系组，分别按模型(1)回归并用邹检验法检验组间系数差异的显著性，回归结果表10所示。

表10 银企关系对影子银行发展对企业创新投入的影响

根据表10，在强银企关系组和弱银企关系组，影子银行发展对企业创新投入都具有负向作用。然而，在强银企关系组，影子银行发展对企业创新投入作用系数绝对值为0.003 9，且在5%的下具有显著性；而在弱银企关系组，影子银行发展对企业创新投入作用系数绝对值为0.009 6，且在1%的水平下具有显著性。邹检验法结果显示，在1%的显著性水平下拒绝核心解释变量影子银行(shbank)在两组之间不存在差异的原假设。不论是从作用系数绝对值大小来看，还是从作用系数显著性水平来看，弱银企关系组的影子银行发展对企业创新投入的抑制作用均大于强银企关系组影子银行发展对企业创新投入的抑制作用。对此，本文认为，在强银企关系组，良好的银企关系能有效降低银企双方的信息不对称程度，企业向银行申请借款更为容易，从而有助于缓解企业融资约束，进而不会对企业创新投入产生显著的抑制作用；而对于弱银企关系组，银企关系较差的结果是企业不易从银行取得借款，而当需要推进新的项目时，企业向银行借款无门，只能借助影子银行，如前文所叙，最终将加剧企业融资约束，从而抑制企业创新投入。

6.企业规模

企业的规模将影响企业向银行借款的难易性，从而影响企业的融资约束，进而将对企业创新投入产生影响。鉴于此，本文以企业营业收入作为企业规模的代理变量，然后取最大的50%为大规模企业组、最小的50%为小规模企业组，分别按模型(1)回归并用邹检验法检验组间系数差异显著性，回归结果表11所示。

表11 企业规模对影子银行发展对企业创新投入的影响

根据表11，在大规模企业组和小规模企业组，影子银行发展对企业创新投入都具有显著的抑制作用，但大规模企业组影子银行发展对企业创新投入的抑制作用大于小规模企业组影子银行发展对企业创新投入的抑制作用。邹检验法结果显示，在1%的水平下拒绝核心解释变量影子银行发展(shbank)在两组之间不存在差异的原假设。对此，本文认为，尽管大规模企业可抵押担保的资产多、偿债能力强，更容易从银行取得贷款，从而缓解企业融资约束，进而缓解因融资约束对企业创新投入的抑制作用，但这也意味着项目资源更丰富，也更容易对接到影子银行机构，也就有更强的投资冲动，更容易开展新项目，根据上文影子银行发展对企业创新投入抑制作用机理可知，此时可能会导致削减或挪用研发资金。因此，相比小规模企业，大规模企业尽管具有从银行融资的优势，但是也有着更强的投资冲动，从而更容易加剧企业融资约束，进而对企业创新投入的抑制作用也就更大。

(四)稳健性检验

1.赫克曼两步估计法

对于企业研发投入，存在着可能的内生性问题。对于国泰安数据库中研发投入为无或零或未披露研发投入支出的企业样本数据全部按缺失值处理，这样选取的样本研发投入作为被解释变量意味着自动忽略了那些没有研发行为的样本，这种非随机的选择会使估计有偏，并产生样本选择偏差问题，由此可能产生内生性问题。赫克曼(Heckman)两步法回归模型能够很好地识别和缓解因样本选择偏差所产生的内生性问题[23]。

第一步，生成逆米尔斯比率(IMR)。在运用赫克曼两步估计法时，为避免估计系数依然存在偏误，要确保IMR与原回归方程的随机干扰项不相关。伦诺克斯等(Lennox et al.，2012) 指出赫克曼第一阶段模型需要有排除性约束(exclusion restrictions) 变量[24]，为此，在第一步回归时，必须要把原回归中所有解释变量和至少一个外生变量作为选择方程的解释变量。对于该外生变量，要求其只影响被解释变量rd是否取值，而不影响rd的大小，即要满足相关性和外生性的要求。本文认为，企业的监事会规模能比较符合该外生变量要求。《中华人民共和国公司法》第五十三条第二款规定：监事会、不设监事会的公司的监事有权“对董事、高级管理人员执行公司职务的行为进行监督”。企业的研发投入是否披露基本取决于董事会和经理层，对于董事会和经理层是否实事求是披露企业的研发投入，监事会能进行有效监督；同时，具体的企业研发投入战略规划、每年新增研发投入项目、每年研发投入支出，这些权利和义务应属于董事会和董事会授权下的经理层。因此，本文在基准回归模型(1)中，除了原有的控制变量外，再加入监事会规模(11)回归时，外生变量监事会规模是对各个企业监事会人数取对数而得到的。这一个控制变量，仍然按模型(1)回归，结果表明监事会规模的回归系数不具有显著性(P=0.417)，说明监事会规模与企业创新投入无关。由此，企业的监事会很好地满足了相关性和外生性的要求。监事会依然是公司治理结构中的重要组成部分，且随着时间推移，监事会有效性逐渐增强[25]。因此，本文选取企业监事会规模作为选择方程回归的外生变量是合适的。在赫克曼第一步选择方程回归中，新加入的控制变量监事会规模回归系数为-0.188 7，并在5%的水平下具有显著性，因此外生变量企业监事会规模的选择是有效的。

第二步，将第一步回归计算得到的IMR作为新的控制变量引入原回归方程中。如果IMR系数显著，说明原回归方程中存在样本选择偏差，需要使用样本选择模型进行缓解；反之，如果IMR系数不显著，则说明原回归模型样本选择偏误问题并不严重，不需要使用样本选择模型。伦诺克斯等(2012)指出，在将IMR作为新的控制变量引入原回归方程中后，有可能会造成多重共线性问题，需要进行多重共线性检验[24]。陈强(2014)指出，对于多重共线性检验，一个经验规则是：如果方差膨胀因子(VIF)最大值不超过10，即可认为不存在多重共线性[26]。检验结果显示，方差膨胀因子VIF最大值为2.90，所以方程不存在多重共线性问题。

检验结果如表12所示，IMR的估计系数具有统计显著性，表明的确存在一定程度的样本选择偏差。因此，有必要检验样本自选择对基准回归结果造成的影响。在加入IMR后，核心解释变量shbank的系数为-0.016 9，并在1%的水平下仍具有显著性，说明影子银行的发展对企业创新投入依然具有抑制作用，与基准回归结论一致。赫克曼二阶段回归结果表明，在控制选择性偏差、一定程度上消除内生性问题后，本文结论依然成立。

表12 内生性检验

2.内生性问题

尽管本文的回归模型采用个体固定效应模型，较好地控制了个体异质性特征，并充分考虑了可能影响企业创新投入的影响因素，但是仍然有可能遗漏了某些影响因素，从而引致内生性问题。工具变量法能够较好地解决因遗漏变量而引起的内生性问题，为此，本文拟运用工具变量法来解决可能存在的内生性问题。借鉴既有文献的做法，选取影子银行变量的中位数、滞后1期和滞后2期的影子银行作为工具变量，运用两阶段最小二乘法(2SLS)进行回归检验，回归结果如表13所示。根据弱工具变量检验结果，各判别指标均远大于临界值，故该工具变量是有效的。此外，影子银行发展(shbank)系数为负，且在1%的水平下具有显著性，与基准回归结果一致，说明回归结果仍然稳健。

表13 内生性检验：工具变量法回归结果

3.替换被解释变量

借鉴相关文献[15]，用研发投入/营业收入作为企业创新投入的代理指标，控制变量与表3一致，仍然采用模型(1)重新回归。由表14可以看出，影子银行发展(shbank)系数为负，且在1%的水平下具有显著性，说明影子银行对企业创新投入具有抑制作用，与表3回归结果一致；进一步看影子银行的各个分量代理指标，其中委托贷款(wtdk)和信托贷款(xtdk)对企业创新投入均具有负向影响，且在1%的水平下均具有显著性，与表3回归结果一致；影子银行分量代理指标之一未贴现银行承兑汇票(wtx)对企业创新投入也具有正向作用，但不具有显著性，这与表3基准回归结果有所区别，这个中原因有待后续深化研究。总体上看，回归结果依然稳健。

表14 替换被解释变量

五、研究结论与启示

(一)研究结论

本文研究了影子银行发展对企业创新投入的作用及内在机理。通过理论分析和实证检验，研究结果表明影子银行主要从以下两个方面抑制企业创新投入：

一是从企业向银行借款的外部融资可得性来看。银行资金的监管套利推动了影子银行迅速发展，而影子银行的迅速发展反过来吸引越来越多的银行资金“脱实向虚”，这势必会减少原本就稀缺的银行贷款资金资源，进一步加大了企业向银行借款的难度，加剧了企业融资约束，从而抑制了企业创新投入。

二是从影子银行资金影响企业内部资金的使用来看。影子银行资金除了进入了股市、房地产等虚拟经济外，一部分资金也确实进入了实体企业。由于企业新开展项目所需资金不可能全部向影子银行借款，企业必须要自筹部分资金，而这部分影子银行资金在促进企业实业投资的同时也加剧了企业融资约束，进而使得企业削减或挪用研发投入资金，最终抑制了企业创新投入。

进一步研究发现：(1)从企业所有权性质来看，影子银行发展对国有企业和民营企业创新投入都具有显著的抑制作用，但对民营企业创新投入的抑制作用大于对国有企业创新投入的抑制作用；(2)从企业所处区域来看，影子银行发展对东部、中部、西部三个地区企业创新投入都具有显著的抑制作用，其中对东部、西部地区企业创新投入抑制作用都比较大，对中部地区企业创新投入抑制作用最小；(3)从企业两权分离度来看，影子银行发展对高两权分离组和低两权分离组企业创新投入都具有显著的抑制作用，但对低两权分离组企业创新投入抑制作用大于对高两权分离组企业创新投入抑制作用；(4)从机构持股比例来看，影子银行发展对强机构持股组和弱机构持股组企业创新投入都具有显著的抑制作用，但对强机构持股组企业创新投入抑制作用大于对弱机构持股组企业创新投入抑制作用；(5)从银企关系来看，影子银行发展对强银企关系组和弱银企关系组企业创新投入都具有显著的抑制作用，但对弱银企关系组企业创新投入的抑制作用大于对强银企关系组企业创新投入的抑制作用；(6)从企业规模来看，影子银行发展对大规模企业组和小规模企业组企业创新投入都具有显著的抑制作用，但对大规模企业组企业创新投入的抑制作用大于对小规模企业组企业创新投入的抑制作用。

(二)研究启示

第一，加快推进多层次资本市场建设，大力发展直接融资，建立健全更具普适性的现代金融体系。发展多层次资本市场，需要充分发挥资本市场资源配置和风险定价的功能，满足各类具有不同风险承担能力的投资者需求，以此引导包括影子银行资金在内的各种社会资金流入企业，形成长期资本，助力企业创新投入。从资金最终来源看，影子银行资金基本都是来自居民储蓄存款和投资；从居民投资动机看，主要是为了追求较高的收益率。为此，一方面要大力发展新设立的北京证券交易所(简称“北交所”)。北交所市场功能定位于服务创新型中小企业融资，且以合格投资者为主，而合格投资者以价值投资、长期持有为主，这不仅有利于中小民营企业融资，也有利于企业将募集资金用于企业研发投入，促进企业创新。另一方面，各地方政府应加大设立科技创新政府引导基金(母基金)，推动创投基金和股权投资基金发展。由此，把社会闲散资金集聚起来，变债权性质资金为股权性质资金，并通过机构投资者的专业能力对项目研究分析，控制风险，从而有效引导社会资金流向企业创新投入。这不但能把部分影子银行资金转化为股权投资资金，化解、控制影子银行发展，同时也能让投资者享有与所承担的风险相一致的收益，符合一些投资者的需求。

第二，中国人民银行应继续推出创新型金融工具，从顶层政策工具设计层面缓解银行对民营企业贷款的歧视。2018年12月创设并于2019年1月首次实施的定向中期借贷便利(TMLF)是中国人民银行为改善小微企业和民营企业融资环境、加强金融对实体经济尤其是小微企业和民营企业等重点领域支持力度的新型货币政策工具，未来应继续推出类似创新型金融工具，精准、有效增加金融机构对民营企业的长期信贷供给，缓解民营企业融资约束，促进民营企业创新投入。定向中期借贷便利工具能增强金融机构对企业特别是民营企业和中小企业的长期信贷供给能力[19]。

第三，加大对上市公司债务融资用途的审查力度。对于“两高一剩”行业，国家相关监管部门应严禁公司债务融资投资该类产业，加强对公司信托借款、委托借款融资用途的审查。

第四，加强引导企业尤其是民营企业经营思想理念的转变，要从过往依靠要素投入和规模扩张这种粗放型经营方式向依靠企业创新这种集约型经营方式转变。具体来说，一是要加强宣传教育；二是充分利用市场倒逼机制促使企业走上集约化经营方式；三是企业创新不能仅仅依靠企业自身，需要学界、产业界和政府三方通力合作。因此，政府应组建专门的机构为产学研合作发展提供平台，设立专项资金支持产学研合作，消除企业无法创新、不敢创新的窘境，逐步助力、引导企业走上科技创新集约化经营道路。