李小林，宗瑩萍，司登奎，孫 越

（1.中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,山東 青島 266100；2.華中師范大學(xué) 信息管理學(xué)院,湖北 武漢 430079；3.青島大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,山東 青島 266100；4.華南師范大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院,廣東 廣州 510006）

一、引言

自2008 年國際金融危機以來，世界各國紛紛采取寬松的宏觀經(jīng)濟政策以提振經(jīng)濟增長。為應(yīng)對金融危機的不利沖擊，我國政府也采取了多輪寬松的貨幣政策和財政政策進行調(diào)控。2009 年，我國新增人民幣貸款約9.21 萬億元，各項人民幣貸款余額高達60.6 萬億元。然而，在這一過程中，游離于監(jiān)管體系之外的非正規(guī)金融也呈現(xiàn)較為快速的增長態(tài)勢，僅以銀行的“理財產(chǎn)品”和信托公司的“信托產(chǎn)品”定義的狹義影子銀行規(guī)模就從2008 年的2.18 萬億元增長至2009 年的3.31 萬億元，增長率高達38.8%，占GDP比重約為8.9%。近年來，由于經(jīng)濟不確定性攀升、實體經(jīng)濟發(fā)展乏力以及實體收益率與金融業(yè)收益率差距較大，非金融企業(yè)不僅通過金融衍生品等參與金融市場投融資活動，也通過委托貸款、理財投資和非股權(quán)私募基金等形式從事影子銀行業(yè)務(wù)，非金融企業(yè)影子銀行化不斷顯現(xiàn)。截至2019 年末，中國式影子銀行規(guī)模高達84.80 萬億元，占整個銀行業(yè)信貸總額的62.21%，相較于2008 年國際金融危機期間而言，影子銀行規(guī)模增長了近39 倍。與此同時，從非金融上市企業(yè)的財務(wù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，影子銀行業(yè)務(wù)投資占總資產(chǎn)的比重約為19.07%，這在一定程度上說明影子銀行業(yè)務(wù)已成為非金融企業(yè)的重要投資渠道。

雖然說影子銀行作為一種金融中介，是金融體系不可或缺的一部分，但其在完善整個銀行業(yè)融資渠道并滿足企業(yè)融資需求的同時，也帶來了諸多不利的經(jīng)濟后果?，F(xiàn)有研究對影子銀行及其經(jīng)濟后果的考察主要圍繞商業(yè)銀行的表外渠道展開，并形成如下三種觀點：第一，影子銀行不受巴塞爾協(xié)議的監(jiān)管，由此會降低市場信息透明度并加劇不同主體之間的信息不對稱，因而會導(dǎo)致金融摩擦不斷加劇并進一步降低資源配置效率（Pozsar 和Singh，2011；Allen 等，2019）。第二，影子銀行在降低信息質(zhì)量的同時還會形成監(jiān)管套利，因而極易在不同的經(jīng)濟主體和影子銀行業(yè)務(wù)中形成隱性債務(wù)和擔(dān)保網(wǎng)絡(luò)，進而加劇系統(tǒng)性金融風(fēng)險的演化與蔓延（王永欽等，2015；郭曄和趙靜，2017）。第三，由于影子銀行業(yè)務(wù)中的較多工具具有高杠桿率和期限錯配等屬性，其在實踐操作中極易加劇金融風(fēng)險的演化（Hsu 和Moroz，2009；方意等，2019；司登奎等，2021）。

近年來，不少研究關(guān)注企業(yè)通過參與委托貸款等形式涉足影子銀行業(yè)務(wù)，并重點圍繞其演化成因及其所引發(fā)的“對外”經(jīng)濟后果展開討論。其中，在影子銀行業(yè)務(wù)的演化成因方面，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)融資約束不失為其中的重要因素。特別地，當(dāng)企業(yè)面臨較為嚴(yán)重的融資約束時，其傾向于通過支付較高的風(fēng)險溢價獲取資本（司登奎等，2020），由此會進一步加劇道德風(fēng)險并促使企業(yè)追求高收益兼具高風(fēng)險的金融投資活動。同時，出于“利潤追逐”動機，非金融企業(yè)通過從事高風(fēng)險、流動性較差、產(chǎn)品過度嵌套且隱蔽性較強的影子銀行業(yè)務(wù)以匹配較高的融資成本。從這一角度來看，融資約束是非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)的重要動機，同時也是影子銀行規(guī)模擴大的重要驅(qū)動因素（Chen 等，2018；彭俞超等，2018；Hachem 和Song，2021）。

就企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)的經(jīng)濟后果而言，一方面，企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)會通過加大信息不對稱和監(jiān)管難度降低貨幣政策調(diào)控的有效性（杜立和錢雪松，2021）；另一方面，當(dāng)企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)時，其所形成的風(fēng)險會轉(zhuǎn)嫁至承擔(dān)債務(wù)和擔(dān)保責(zé)任的金融機構(gòu)，不僅會導(dǎo)致金融機構(gòu)表內(nèi)風(fēng)險上升（Richard，2009），還會惡化金融機構(gòu)的資產(chǎn)質(zhì)量并加劇金融機構(gòu)的擠兌風(fēng)險（郁蕓君等，2021）。換言之，非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)會加劇外部市場的風(fēng)險溢出，由此會導(dǎo)致資本市場和金融系統(tǒng)之間的風(fēng)險交叉?zhèn)魅静嶓w經(jīng)濟的健康與穩(wěn)定發(fā)展產(chǎn)生重大威脅。需要提及的是，由于影子銀行業(yè)務(wù)不受監(jiān)管，監(jiān)管套利的存在會吸引實體企業(yè)降低主營業(yè)務(wù)投資，取而代之的是利用超募資金、股權(quán)創(chuàng)新、過橋貸款等多元化渠道從事收益率與風(fēng)險均相對較高且隱蔽性相對較強的金融業(yè)務(wù)投資。特別地，與股權(quán)投資相比，作為債權(quán)投資的影子銀行業(yè)務(wù)受到的保護相對較弱，因此，影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模的急劇增長已成為制約新時期我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要因素。

盡管上述研究對影子銀行的演化成因和經(jīng)濟后果進行了多維度探索，并從不同視角為其提供了直接的經(jīng)驗證據(jù)。然而，一個重要方向似乎并未引起學(xué)界的足夠重視，即非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)除了具有負的“外部”沖擊之外，又會對其自身帶來怎樣的“反噬”效應(yīng)呢？或者更直接地問，非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)又會對其自身的有序運營帶來怎樣的波動性沖擊？非金融企業(yè)在從事影子銀行業(yè)務(wù)之后，其自身的風(fēng)險承擔(dān)是否會發(fā)生根本性變化？正如前文所述，影子銀行業(yè)務(wù)投資占企業(yè)總資產(chǎn)比重高達19.07%，在監(jiān)管缺位的情形下，企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)會惡化企業(yè)的基本面并加劇其風(fēng)險承擔(dān)。特別地，由于實體企業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展的重要支柱，其基本面的惡化會直接作用于企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。需要提及的是，過度的風(fēng)險承擔(dān)不僅會影響企業(yè)的投融資決策，還會導(dǎo)致風(fēng)險在跨部門、跨市場之間交叉?zhèn)魅?，最終會對金融與經(jīng)濟穩(wěn)定產(chǎn)生不利沖擊。

與現(xiàn)有研究考察非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)對外部市場的經(jīng)濟影響不同，本文重點錨定作為投資端的影子銀行業(yè)務(wù)所形成的“對內(nèi)”經(jīng)濟后果，以非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)之后會對企業(yè)自身帶來的反噬作用為核心研究對象。具體而言，本文選擇風(fēng)險承擔(dān)作為企業(yè)自身反噬效應(yīng)的典型表征，圍繞如下關(guān)鍵且具有重要現(xiàn)實意義的問題展開論證：非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)是否會對其自身的風(fēng)險承擔(dān)帶來“反噬”效應(yīng)的不利沖擊？如果是，那么其中的傳導(dǎo)機制是什么？非金融企業(yè)投資影子銀行業(yè)務(wù)對其自身所帶來的“反噬”作用在不同的情景下又會呈現(xiàn)怎樣的異質(zhì)性特征？我國政府應(yīng)當(dāng)如何抑制影子銀行業(yè)務(wù)的野蠻擴張以促進實體企業(yè)的有序運營？厘清上述問題，不僅有助于促進正規(guī)金融的充分與深度發(fā)展，還有利于從根源上遏制企業(yè)過度涉足影子銀行業(yè)務(wù)，這對于健全影子銀行治理的長效機制并維持金融市場和實體經(jīng)濟的平穩(wěn)、健康及有序發(fā)展具有重要意義。

本文研究表明，非金融企業(yè)影子銀行化存在反噬效應(yīng)，即會顯著加劇其自身的風(fēng)險承擔(dān)，且非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)每增加1 單位標(biāo)準(zhǔn)差，企業(yè)自身的風(fēng)險承擔(dān)將平均增加樣本標(biāo)準(zhǔn)差的4.056%。通過替換影子銀行業(yè)務(wù)的衡量指標(biāo)、控制其他外生沖擊、改變模型設(shè)定、變換參數(shù)估計方法以及控制內(nèi)生性問題后，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)能夠顯著加劇其自身風(fēng)險承擔(dān)的結(jié)論依然穩(wěn)健。在異質(zhì)性分析上，影子銀行規(guī)模擴張對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響在信息不對稱較高、公司治理較差、制度質(zhì)量較低和投資機會較少的企業(yè)中更為顯著。在作用機制上，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)并加劇其自身風(fēng)險承擔(dān)的途徑是加劇非效率投資和惡化信息披露質(zhì)量。

本文可能的創(chuàng)新點及邊際貢獻主要體現(xiàn)在：第一，以往研究就影子銀行業(yè)務(wù)形成的風(fēng)險主要聚焦于商業(yè)銀行的表外業(yè)務(wù)渠道，即對商業(yè)銀行表外業(yè)務(wù)監(jiān)管不足所導(dǎo)致的金融機構(gòu)風(fēng)險增加，而本文則主要聚焦于影子銀行作為非金融企業(yè)的一種重要投資渠道，重點探討監(jiān)管套利引發(fā)的企業(yè)過度涉足影子銀行業(yè)務(wù)并進而形成的風(fēng)險承擔(dān)，能夠豐富非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)投資對其自身反噬效應(yīng)的研究。第二，現(xiàn)有研究較多基于“脫實向虛”的演繹邏輯來闡釋企業(yè)從事金融業(yè)務(wù)投資所帶來的潛在經(jīng)濟后果，但由于企業(yè)多元化且偏向房地產(chǎn)和金融等虛擬經(jīng)濟的投資行為均可歸結(jié)為“脫實向虛”，這會導(dǎo)致企業(yè)“脫實向虛”的動機尤為復(fù)雜。以往文獻主要梳理了包括建立商業(yè)帝國的委托代理行為、企業(yè)生命周期導(dǎo)致的業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型、管理層短視等動機，而本文側(cè)重于從表外業(yè)務(wù)監(jiān)管不足所導(dǎo)致的影子銀行業(yè)務(wù)投資利潤率高于實體投資的角度予以分析，即監(jiān)管套利，這具有更明確的學(xué)術(shù)和政策意義。第三，本文進一步指出了影子銀行規(guī)模擴張會加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的機制。事實上，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)加劇一方面源于業(yè)績下滑，另一方面也源于管理層出于私利動機對不良信息的掩蓋。遵照這一思路，本文深入探討了影子銀行業(yè)務(wù)擴張會通過降低投資效率和惡化信息披露質(zhì)量渠道加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，因而能為非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)加劇其自身風(fēng)險承擔(dān)的反噬作用提供一種新穎而又客觀的詮釋。

二、理論分析與研究假說

誠然，融資約束較高和實體投資機會不足不僅是誘發(fā)企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)的潛在動機，而且是驅(qū)動影子銀行規(guī)模擴張的重要因素（Wang 等，2016；Chen 等，2018；Hachem 和Song，2021；司登奎等，2021）。一方面，出于“預(yù)防性動機”，較高的融資成本會促使企業(yè)減少周期較長、收益率較低的固定資產(chǎn)投資（孔東民等，2017；Chen 等，2018；Hachem 和Song，2021）；另一方面，出于“利潤追逐動機”，企業(yè)傾向于將有限的資本投入到收益與風(fēng)險均相對較高、周期相對較短及產(chǎn)品過度嵌套的影子銀行業(yè)務(wù)之中（Wang 等，2016；Chen 等，2018；Hachem 和Song，2021；司登奎等，2021）。因此，“預(yù)防性動機”和“利潤追逐動機”的雙重疊加效果會驅(qū)使企業(yè)管理層改變實業(yè)投資在經(jīng)營中的優(yōu)先順序，從而導(dǎo)致金融渠道獲利占比較高，而實業(yè)投資率則會相對降低。從這一角度來看，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)會對其主營業(yè)務(wù)中的實體投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，由此導(dǎo)致投資效率的下降。

毋庸置疑，影子銀行業(yè)務(wù)并非實體企業(yè)的主營業(yè)務(wù)，如果越來越多的非金融企業(yè)熱衷于參與影子銀行業(yè)務(wù)，則在尋求金融渠道收益的過程中，極易忽視實體主營業(yè)務(wù)的存續(xù)和創(chuàng)新，不僅會對主營業(yè)務(wù)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而且會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，這又會在一定程度上惡化企業(yè)的外部融資環(huán)境。一方面，融資環(huán)境的惡化不利于企業(yè)獲得穩(wěn)定的資本以維持其有序運營，進而對其經(jīng)營績效和可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生潛在威脅；另一方面，當(dāng)經(jīng)營績效下降時，企業(yè)的融資約束也會進一步加劇，迫于增加短期回報的壓力，企業(yè)管理層更有動機投資收益率相對較高的金融業(yè)務(wù)，從而導(dǎo)致實體投資不足并引發(fā)投資效率下降，由此會進一步導(dǎo)致主營業(yè)務(wù)利潤下降并通過資產(chǎn)負債表渠道加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)?；诖?，本文提出如下研究假設(shè)：

研究假設(shè)1：影子銀行規(guī)模擴張傾向于降低投資效率進而加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

作為商業(yè)銀行部分功能的替代與補充，在繞開監(jiān)管的同時，影子銀行可以通過期限轉(zhuǎn)換、流動性轉(zhuǎn)換、杠桿交易、不完全信用風(fēng)險轉(zhuǎn)移等方式實現(xiàn)商業(yè)銀行的部分信用和信貸擴張功能，并為高風(fēng)險項目提供資本支持。然而，由于影子銀行業(yè)務(wù)游離于監(jiān)管體系之外，其在企業(yè)財務(wù)信息中無法得到較好的披露，因此會導(dǎo)致信息披露質(zhì)量下降。由于上市公司所披露的財務(wù)報告是投資者最重要的信息來源之一，投資者不僅依賴于財務(wù)報告的信息對上市公司投資機會的潛在回報進行事前評估，而且還借助這些信息對資金使用情況進行事后監(jiān)督（Beyer 等，2010）。財務(wù)報告信息質(zhì)量的下降不僅會使得股權(quán)投資者無法準(zhǔn)確預(yù)測企業(yè)未來現(xiàn)金流，而且還會惡化企業(yè)的外部融資環(huán)境，進而會對企業(yè)的有序運營產(chǎn)生不利沖擊。此外，由于影子銀行業(yè)務(wù)背后還隱含著大量的隱性債務(wù)和擔(dān)保網(wǎng)絡(luò)，因此會進一步惡化信息披露質(zhì)量。

信息環(huán)境和治理機制是企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)演化的前提條件和制約因素。當(dāng)影子銀行規(guī)模擴張引發(fā)信息披露質(zhì)量下降時，一方面投資者和管理層之間的信息不對稱程度會增加，這無疑不利于企業(yè)形成穩(wěn)定的流動性以促進其有序運營；另一方面，信息披露質(zhì)量的下降還極易加劇企業(yè)管理層的逆向選擇和道德風(fēng)險。需要指出的是，當(dāng)信息披露質(zhì)量下降時，為避免管理層與投資者之間的潛在利益沖突，管理層通常會通過采取“捂盤”等行為來掩蓋不良信息。不良信息無法得到有效披露不僅會進一步加劇投資者與企業(yè)之間的信息不對稱程度，而且會引發(fā)股價的特質(zhì)信息波動，由此會對資產(chǎn)負債表產(chǎn)生不利沖擊，進而不利于企業(yè)的有序運營并加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)（Jin 和Myers，2006；司登奎等，2021）。基于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)：

研究假設(shè)2：影子銀行規(guī)模擴張傾向于降低信息披露質(zhì)量進而加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

三、模型設(shè)定與指標(biāo)選取

（一）模型設(shè)定

由上述理論分析可知，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)會對其自身帶來反噬效應(yīng)，即非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)會加劇其自身的風(fēng)險承擔(dān)。為了檢驗上述研究假設(shè)，本文構(gòu)建計量模型如式（1）所示：

其中，下標(biāo)i表示上市企業(yè)，t表示時期；Risk和Shadow分別代表企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)和影子銀行規(guī)模；Control為控制變量；ui和 γt分別表示企業(yè)個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；α1刻畫了非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)所形成的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)。結(jié)合前文的理論分析，本文預(yù)期 α1的符號為正，即非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)存在反噬效應(yīng)，會加劇其自身的風(fēng)險承擔(dān)。

（二）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

表1 匯總了本文涉及的主要變量及其相應(yīng)的度量方式。對于被解釋變量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)（Risk），本文借鑒蘇坤（2016）的研究，采用息稅前利潤與年末總資產(chǎn)之比的三年滾動標(biāo)準(zhǔn)差來刻畫。該值越大，表明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)越大；反之，該值越小，則表明企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)程度越小。

表1 指標(biāo)選取及度量方式

關(guān)于核心解釋變量影子銀行規(guī)模（Shadow）的計算，本文借鑒司登奎等（2021）的研究，采用委托貸款、委托理財和民間借貸三者之和衡量；同時，為弱化量綱對經(jīng)濟意義的影響，本文采用企業(yè)總資產(chǎn)對影子銀行規(guī)模進行標(biāo)準(zhǔn)化。需要指出的是，本文通過手動查詢滬深兩市上市公司發(fā)布的委托貸款公告，并對委托貸款的規(guī)模、期限、利率和關(guān)聯(lián)交易方進行了詳細的統(tǒng)計。對于影子銀行中的另外兩個子指標(biāo)委托理財和民間借貸，數(shù)據(jù)分別來自CSMAR數(shù)據(jù)庫中的中國對外投資子數(shù)據(jù)庫和上市公司資產(chǎn)負債表。

借鑒司登奎等（2021）、李小林等（2021）的研究，本文所涉及的控制變量及其度量方式闡述如下：（1）企業(yè)年齡（age），采用自然年與成立年之間的差額表示；（2）凈資產(chǎn)收益率（ROE），采用凈利潤與平均股東權(quán)益之比表示；（3）資產(chǎn)負債率（leverage），采用企業(yè)負債總額與總資產(chǎn)之比刻畫；（4）管理層持股比例（MH），采用企業(yè)管理層持股數(shù)量占總股本的百分比表示；（5）成長機會（tobin q），采用股票市值與債務(wù)總額之和占總資產(chǎn)的比例進行衡量；（6）前十大股東持股比例（top10），采用公司前十的股東持股份額之和表示；（7）機構(gòu)投資者持股比例（insthold），采用機構(gòu)投資者所持股份在總股本中所占比例表示。上述控制變量數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

基于數(shù)據(jù)的可得性和研究的時效性，同時考慮到2007 年開始執(zhí)行新會計準(zhǔn)則，本文選擇的研究樣本為2007?2019 年我國非金融類上市公司（不包含金融、保險和房地產(chǎn)公司）。為了避免異常值對實證結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量進行上下1%水平的縮尾處理。

四、實證結(jié)果與分析

（一）影子銀行業(yè)務(wù)與風(fēng)險承擔(dān)：基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2 為影子銀行規(guī)模影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。從列（1）可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)不納入任何控制變量時，影子銀行規(guī)模擴張對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響系數(shù)為0.170。由于該系數(shù)為正且在5%的水平上顯著，表明在不控制其他因素的情況下，影子銀行規(guī)模擴張能夠顯著加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，即非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)會對其自身的風(fēng)險承擔(dān)帶來顯著的反噬作用。列（2）為納入全部控制變量的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)對其風(fēng)險承擔(dān)的影響系數(shù)依然顯著為正，這意味著非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)加劇其自身風(fēng)險承擔(dān)的結(jié)論穩(wěn)健。該結(jié)果所隱含的潛在經(jīng)濟學(xué)意義可概述為，平均而言，非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)每增加1 單位標(biāo)準(zhǔn)差，使得企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的提升幅度相當(dāng)于樣本標(biāo)準(zhǔn)差的4.056%（=0.197×0.245/1.190）。①0.245 為經(jīng)總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化之后的影子銀行規(guī)模的標(biāo)準(zhǔn)差，1.190 為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的標(biāo)準(zhǔn)差。限于篇幅，本文未將變量的描述性統(tǒng)計放在正文中，可參見工作論文或向作者索取。從統(tǒng)計意義上看，影子銀行業(yè)務(wù)每增加1 單位，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)平均增加0.197 單位。

表2 影子銀行業(yè)務(wù)影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.替換變量的度量方式、控制外生沖擊與改變模型設(shè)定。對于影子銀行規(guī)模的刻畫，由于委托貸款在影子銀行業(yè)務(wù)中占較大比重，同時考慮到民間借貸的隱蔽性較強，能夠更好體現(xiàn)影子銀行業(yè)務(wù)的屬性特征，因此本文分別選取委托貸款和民間借貸作為影子銀行規(guī)模的代理變量，并分別用總資產(chǎn)對其進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。從表3 列（1）與列（2）的回歸結(jié)果來看，非金融企業(yè)涉足委托貸款與民間借貸業(yè)務(wù)對其自身的風(fēng)險承擔(dān)具有顯著的正向影響（分別為0.414 和0.595），表明在替換核心解釋變量后，本文的核心結(jié)論依然穩(wěn)健。

由于受到2008 年國際金融危機的不利沖擊，較多的企業(yè)無法從正規(guī)金融渠道獲得流動性，此時企業(yè)會涉足不易受監(jiān)管的影子銀行業(yè)務(wù)，從而助推影子銀行規(guī)?？焖贁U張，進而對企業(yè)自身帶來不利的反噬后果。因此，為排除2008 年國際金融危機對研究結(jié)果的干擾，本文對剔除2008 年觀測值后的樣本進行參數(shù)再估計，結(jié)果如表3 列（3）所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，當(dāng)控制2008 年國際金融危機的沖擊時，核心解釋變量影子銀行規(guī)模對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響系數(shù)顯著為正（0.180），表明非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)對其自身風(fēng)險承擔(dān)的反噬效應(yīng)不受其他外部沖擊的影響。

此外，在前文的分析中，本文同時控制了個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)來考察影子銀行規(guī)模擴張對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。為進一步體現(xiàn)實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對上述模型進行重新設(shè)定，具體而言，本文在上述模型中不控制企業(yè)個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，結(jié)果見表3 列（4）所示。不難發(fā)現(xiàn)，在改變模型的設(shè)定形式之后，核心解釋變量的系數(shù)依然顯著為正，表明影子銀行規(guī)模擴張會顯著加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗：替換變量度量方式、控制其他沖擊與改變模型設(shè)定

2.變換參數(shù)估計方法。為驗證上述結(jié)論的穩(wěn)健性，與前面采用普通最小二乘法進行參數(shù)估計不同，本文進一步采用廣義矩估計（GMM）、廣義最小二乘法（GLS）和極大似然估計（MLE）對非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)的反噬作用進行再檢驗。如表4 所示，在采用GMM、GLS和MLE方法進行參數(shù)估計時，核心解釋變量影子銀行規(guī)模對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響系數(shù)均顯著為正，表明非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)能夠顯著加劇其自身的風(fēng)險承擔(dān)，再次驗證了前文結(jié)論的可靠性。此外，為弱化樣本自選擇對實證結(jié)果的干擾，本文還進一步采用自抽樣法（Bootstrap）對樣本隨機抽樣1 000 次，并對抽樣后的樣本進行參數(shù)估計，研究結(jié)果依然表明非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)能夠顯著加劇風(fēng)險承擔(dān)的反噬效應(yīng)。

表4 穩(wěn)健性檢驗：變換參數(shù)估計方法

3.工具變量檢驗。本文可能面臨如下兩方面的內(nèi)生性問題：一方面，企業(yè)自身的風(fēng)險承擔(dān)在短時間內(nèi)可能不會立即消失，也即企業(yè)自身所面臨的風(fēng)險承擔(dān)可能存在一定的延續(xù)性。對于風(fēng)險承擔(dān)水平相對較高的企業(yè)而言，其“利潤追逐”動機可能相對較強，因而更傾向于主動投資收益率相對較高且隱蔽性相對較強的影子銀行業(yè)務(wù)，由此會帶來潛在的反向因果關(guān)系。另一方面，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)對其自身帶來的反噬作用可能與未觀測到的企業(yè)特征有關(guān)，即遺漏變量所帶來的內(nèi)生性問題。為此，本文借鑒Faccio 等（2006）、權(quán)小鋒等（2015）、彭俞超等（2018）的研究，采用同一行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)的平均值（Shadow_IV）作為工具變量。本文選取該工具變量的合理性主要體現(xiàn)在以下兩點：第一，在同一行業(yè)中，其他企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)會對本企業(yè)從事的影子銀行業(yè)務(wù)產(chǎn)生溢出效應(yīng)，也即滿足相關(guān)性。第二，同行業(yè)內(nèi)，其他企業(yè)從事的影子銀行業(yè)務(wù)并不會直接對本企業(yè)帶來反噬的不利后果，也即滿足排他性條件?；诖耍疚倪x取該工具變量并采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行參數(shù)估計，結(jié)果如表5 所示。其中，列（1）為第一階段的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，工具變量的估計系數(shù)顯著為正（0.179），且Wald F統(tǒng)計量為46.340，大于10，表明本文選擇的工具變量與內(nèi)生解釋變量高度相關(guān)，不存在弱工具變量問題。列（2）匯報了2SLS第二階段的回歸結(jié)果，核心解釋變量的系數(shù)依然顯著為正。因此，上述結(jié)果再次為非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)會顯著加劇風(fēng)險承擔(dān)的反噬效應(yīng)提供了經(jīng)驗證據(jù)。

表5 工具變量檢驗

4.傾向得分匹配檢驗。沿襲上述分析，一個自然被提及的問題是：投資影子銀行業(yè)務(wù)的企業(yè)是否與沒有投資影子銀行業(yè)務(wù)的企業(yè)有本質(zhì)的區(qū)別？特別地，投資影子銀行業(yè)務(wù)的企業(yè)，其本身就可能存在加劇風(fēng)險承擔(dān)的特征性因素，換言之，在投資影子銀行業(yè)務(wù)的企業(yè)中，可能存在與影子銀行業(yè)務(wù)對風(fēng)險承擔(dān)相同作用的因素，即混同因素（Confounding Factor）的存在也會對本文的研究結(jié)果帶來干擾。為此，本文需要從沒有參與影子銀行業(yè)務(wù)的企業(yè)當(dāng)中選取一組與涉足影子銀行業(yè)務(wù)的企業(yè)在主要財務(wù)指標(biāo)上盡量相似的企業(yè)，構(gòu)建對照組。借鑒彭俞超等（2018）、司登奎等（2021）的研究，本文采用前文控制變量中的關(guān)鍵指標(biāo)，在計算傾向得分之后，進一步依據(jù)最鄰近匹配的方法選取傾向得分最接近的樣本?；趦A向得分匹配之后的新樣本，本文分別采用不同模型設(shè)定形式實證檢驗非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)對其自身的反噬作用，結(jié)果如表6 所示。從中可以發(fā)現(xiàn)，在不同的模型設(shè)定形式下，核心解釋變量影子銀行業(yè)務(wù)對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的回歸系數(shù)均顯著為正，進一步驗證了非金融企業(yè)投資影子銀行業(yè)務(wù)能夠?qū)ζ渥陨韼矸词勺饔玫慕Y(jié)論具有穩(wěn)健性。

表6 傾向得分匹配檢驗

五、進一步分析

（一）機制檢驗

影子銀行業(yè)務(wù)影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的潛在機制是什么？結(jié)合前文理論分析可知，加劇非效率投資與惡化信息披露質(zhì)量是影子銀行規(guī)模擴張影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的重要作用渠道。其中，對于投資效率的測算，本文基于Richardson（2006）的方法計算投資殘差，并對其取絕對值。該值越大，表明投資效率越低。特別地，在政策不確定性背景下，出于預(yù)防性動機，企業(yè)傾向于減少主營業(yè)務(wù)投資，這會降低企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入和經(jīng)營績效。與此同時，在融資約束不斷收緊的情形下，出于利潤追逐動機，企業(yè)在短期內(nèi)傾向于從事收益率與風(fēng)險均相對較高的金融業(yè)務(wù)投資，這極易導(dǎo)致企業(yè)的主營業(yè)務(wù)投資被擠出并伴隨投資效率下降，由此會進一步加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。最后，借鑒孔東民等（2019）、司登奎等（2021）的研究，本文采用分析師盈余預(yù)測偏差作為信息質(zhì)量的代理變量。如果分析師盈余預(yù)測偏差較小，則表明信息透明度越高，此時的信息披露質(zhì)量相對較高；反之，若分析師盈余預(yù)測偏差較大，則表明信息披露質(zhì)量相對較低。

表7 顯示了非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)影響其自身風(fēng)險承擔(dān)的機制分析結(jié)果。列（1）和列（2）顯示了影子銀行對企業(yè)主營業(yè)務(wù)投資效率的經(jīng)濟后果。不難發(fā)現(xiàn)，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)對其投資效率的影響系數(shù)顯著為正（0.144），且投資效率對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響系數(shù)也顯著為正（0.173），意味著影子銀行規(guī)模的擴張導(dǎo)致了企業(yè)主營業(yè)務(wù)投資效率（固定資產(chǎn)投資）的下降，并進一步引發(fā)主營業(yè)務(wù)利潤率的下降，從而加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，這說明企業(yè)在影子銀行業(yè)務(wù)中的投資是一種直接的“脫實向虛”行為。影子銀行的高收益和短期化特征驅(qū)使非金融企業(yè)降低對主營業(yè)務(wù)的關(guān)注，形成了企業(yè)金融化的動機，并導(dǎo)致主營業(yè)務(wù)投資效率的下降。

表7 影子銀行規(guī)模擴張影響風(fēng)險承擔(dān)的機制分析

列（3）和列（4）進一步探討了影子銀行業(yè)務(wù)對企業(yè)信息披露質(zhì)量的影響。實證結(jié)果表明，非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)對分析師預(yù)測偏差的影響系數(shù)顯著為正（0.006），且分析師預(yù)測偏差對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響系數(shù)也顯著為正（2.888），這意味著非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)會通過惡化信息披露質(zhì)量進而加劇其風(fēng)險承擔(dān)的反噬效應(yīng)。潛在原因可概述為，由于影子銀行業(yè)務(wù)游離于監(jiān)管體系之外，其在企業(yè)信息環(huán)境中尚未得到較好的披露，這會導(dǎo)致信息披露質(zhì)量下降。信息披露質(zhì)量的下降不僅會加劇各經(jīng)濟主體部門之間的信息不對稱性，還會扭曲資本的流向和流量，并降低資本配置效率，進而無法為企業(yè)提供穩(wěn)定的投融資環(huán)境，這無疑會對企業(yè)的有序運營產(chǎn)生不利沖擊并加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

（二）信息不對稱視角

由于影子銀行業(yè)務(wù)游離于監(jiān)管體系之外，因此會導(dǎo)致信息無法較好地披露而加劇信息不對稱，這無疑會影響股票價格的有效性并對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生影響。結(jié)合前文分析，本文推斷影子銀行規(guī)模擴張對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響在信息不對稱程度較高的企業(yè)中更明顯。借鑒司登奎等（2021）的研究，本文分別采用分析師關(guān)注度和研報關(guān)注度衡量信息不對稱程度。其中，采用一年內(nèi)公司被分析師跟蹤分析的數(shù)量刻畫分析師關(guān)注度，并采用一年內(nèi)公司被證券公司研究報告跟蹤分析的數(shù)量刻畫研報關(guān)注度。需要指出的是，被關(guān)注的數(shù)量越多，信息不對稱程度越低?；谀甓戎形粩?shù)分組的異質(zhì)性分析結(jié)果如表8 所示，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)的反噬作用在分析師關(guān)注度較低和研報關(guān)注度較低的分組中均顯著為正，而在分析師關(guān)注度較高和研報關(guān)注度較高的分組樣本中均不顯著，這也進一步驗證了非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)所帶來的反噬效應(yīng)在信息不對稱程度較高的樣本中尤為明顯。

表8 影子銀行規(guī)模擴張與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)：信息不對稱視角

（三）公司治理視角

高效的公司治理能力有助于降低信息不對稱并緩解委托代理問題，因而對于降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)具有重要作用。為檢驗這一邏輯，借鑒Kim 和Zhang（2014）、陸瑤等（2017）的研究，本文采用盈余管理水平刻畫公司治理能力。同時，為了體現(xiàn)研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文聯(lián)合采用基本瓊斯模型和修正瓊斯模型對盈余管理水平進行度量。盈余管理水平越高，公司治理能力則越低；反之則越高。從表9 可以看出，在盈余管理水平較高的樣本中，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)對其自身風(fēng)險承擔(dān)的反噬效應(yīng)顯著為正（分別為0.390 和0.376）；而在盈余管理水平較低的樣本中，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)對其自身風(fēng)險承擔(dān)的影響則不顯著。該結(jié)果進一步印證了非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)的反噬作用在治理效率較低的企業(yè)中更為明顯。

表9 影子銀行規(guī)模擴張與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)：公司治理視角

（四）制度質(zhì)量和投資機會視角

健全的制度基礎(chǔ)及較高的市場化水平有助于促進企業(yè)有序運營（司登奎等，2021）。良好的市場競爭機制有利于形成健康穩(wěn)定的金融市場，不僅可以優(yōu)化銀企關(guān)系，保障經(jīng)濟的平穩(wěn)運行，還能提升金融服務(wù)實體經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)性調(diào)節(jié)功能。為此，本文借鑒樊綱等（2011）的研究，選取地區(qū)市場化水平作為制度質(zhì)量的代理變量，①樊綱等（2011）的研究發(fā)現(xiàn)，市場化程度較高的地區(qū)，其制度質(zhì)量也相對較高，因此我們采用市場化指數(shù)間接反映地區(qū)制度質(zhì)量。并基于年度中位數(shù)將其進行分組，以此考察影子銀行業(yè)務(wù)投資對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響在不同制度質(zhì)量地區(qū)中是否呈現(xiàn)異質(zhì)性特征。如表10 列（1）與列（2）所示，影子銀行規(guī)模擴張對低制度質(zhì)量地區(qū)的風(fēng)險承擔(dān)具有顯著的加劇效應(yīng)（0.259），而對高制度質(zhì)量（高市場化）地區(qū)風(fēng)險承擔(dān)的影響則不顯著。該結(jié)果符合經(jīng)濟學(xué)直覺，由于高市場化地區(qū)具有完善的制度體系，對于企業(yè)的健康發(fā)展具有重要的促進作用；而在低制度質(zhì)量地區(qū)中，由于缺乏健全的制度環(huán)境，極易滋生企業(yè)尋租行為并降低其投資效率，進而會加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的反噬效應(yīng)。此外，上述結(jié)果也進一步證明了影子銀行規(guī)模演化對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響在制度質(zhì)量存在差異的分組中具有顯著的異質(zhì)性。

誠如前文所言，投資效率下降是非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)進而對其自身風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生影響的重要機制。當(dāng)面臨實體投資機會不足的情形時，企業(yè)傾向于將有限的資本投向收益率相對較高的金融資產(chǎn)，由此會對實體主營業(yè)務(wù)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。特別地，當(dāng)實體投資下降并伴隨主營業(yè)務(wù)利潤的減少時，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)會進一步加劇?；诖耍疚恼J(rèn)為非金融企業(yè)影子銀行化對自身風(fēng)險承擔(dān)的反噬效應(yīng)可能會因投資機會不同而存在異質(zhì)性特征。為檢驗這一邏輯，本文借鑒劉貫春等（2019）、司登奎等（2021）的研究，采用銷售收入增長率衡量企業(yè)的投資機會。如果銷售收入增長率高于行業(yè)中位數(shù)，則表明投資機會較多；反之，則投資機會較少。如表10 列（3）與列（4）所示，當(dāng)投資機會較少時，影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模擴張對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的加劇效應(yīng)顯著且相對較大（0.254）；而對于面臨投資機會較多的企業(yè)而言，上述效應(yīng)并不顯著。這也進一步印證了在面臨較差的外界投資環(huán)境時，影子銀行規(guī)模擴張能夠顯著加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的反噬效應(yīng)。從這一角度來看，投資機會不足也是影子銀行規(guī)模擴張影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的潛在重要因素之一。

表10 影子銀行業(yè)務(wù)與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)：制度質(zhì)量和投資機會

六、研究結(jié)論與啟示

不同于現(xiàn)有研究聚焦于商業(yè)銀行的表外業(yè)務(wù)，本文以非金融企業(yè)之間的“類金融”行為作為出發(fā)點，重點錨定非金融企業(yè)投資影子銀行業(yè)務(wù)對其自身所帶來的反噬作用。具體而言，本文基于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)視角，首先從理論層面解析了非金融企業(yè)投資影子銀行業(yè)務(wù)如何對其自身形成潛在的反噬作用，并從投資效率與信息披露質(zhì)量雙重視角給予機制層面的詮釋；隨后，以2007?2019 年非金融上市公司為研究樣本，實證檢驗了影子銀行規(guī)模擴張對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，并圍繞信息不對稱、公司治理、制度質(zhì)量和投資機會等層面展開多維分析，以考察非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)影響其自身風(fēng)險承擔(dān)的異質(zhì)性特征。

本文的研究結(jié)果表明，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)的確會對其自身帶來非常明顯的反噬效應(yīng)，且非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)每增加1 單位，企業(yè)自身風(fēng)險承擔(dān)將平均增加0.197 單位。通過替換核心解釋變量、控制其他沖擊、改變模型設(shè)定、變換參數(shù)估計方法和控制內(nèi)生性問題后，非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)會對其自身形成反噬作用的結(jié)論依然穩(wěn)健。在異質(zhì)性分析上，影子銀行規(guī)模擴張對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響在信息不對稱程度較高、公司治理較差、制度質(zhì)量較低和投資機會較少的企業(yè)中更為顯著。進一步的作用機制檢驗表明，非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)會降低投資效率并惡化信息披露質(zhì)量，由此會加劇企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，由于非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)會通過擠出主營業(yè)務(wù)投資、降低投資效率而對企業(yè)帶來反噬的不利后果，因此需要政府和企業(yè)共同施策予以應(yīng)對。對于政府而言，應(yīng)著力完善實體投資環(huán)境，積極引導(dǎo)經(jīng)濟活動重心從“虛擬經(jīng)濟”向“實體經(jīng)濟”過渡，即扭轉(zhuǎn)資本的“脫實入虛”態(tài)勢，提高企業(yè)的主營業(yè)務(wù)投資及主營業(yè)務(wù)利潤，這對于降低企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)具有重要作用。而對于企業(yè)而言，應(yīng)主動減少從事高風(fēng)險的地下金融投融資活動，將有限的資本配置到具有長遠發(fā)展意義的主營業(yè)務(wù)上，避免由于短期實體經(jīng)濟收益率較低而追求收益率相對較高且隱蔽性較強的高風(fēng)險影子銀行業(yè)務(wù)，特別是避免陷入成本與風(fēng)險均相對較高的不良循環(huán)中。這對于促進實體企業(yè)健康、有序發(fā)展具有帕累托改進效應(yīng)，因而具有非常重要的實踐指導(dǎo)意義。第二，由于信息披露質(zhì)量惡化所引起的信息不對稱是非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)對其自身產(chǎn)生反噬作用的另一重要機制，因此政府應(yīng)加強功能性金融監(jiān)管，增強公司信息披露質(zhì)量，降低投資者、企業(yè)、市場與監(jiān)管部門之間的信息不對稱程度，特別是可考慮健全第三方評級機構(gòu)的引入機制，進而從政策操作層面上避免企業(yè)以地下投融資等非合規(guī)渠道開展影子銀行業(yè)務(wù)所引致的風(fēng)險積聚等問題。第三，由于非金融企業(yè)涉足影子銀行業(yè)務(wù)對其自身的反噬效應(yīng)在低制度質(zhì)量地區(qū)和投資機會較少的樣本中表現(xiàn)更明顯，因此決策部門應(yīng)持續(xù)深化金融改革，完善要素價格市場化體制機制，消除因監(jiān)管套利所形成的影子銀行業(yè)務(wù)超額收益，依據(jù)經(jīng)濟發(fā)展的特征事實而采取有效的宏觀調(diào)控政策。比如，以定向政策抑制金融機構(gòu)對金融化企業(yè)的資金供給，并從源頭上維持信貸最優(yōu)規(guī)模、提升信貸質(zhì)量以及優(yōu)化信貸配置的最優(yōu)結(jié)構(gòu)，紓解資源錯配并降低金融摩擦，進而最大程度地發(fā)揮金融服務(wù)實體經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)性調(diào)節(jié)功能。