劉 琳，王金鳳

(北京化工大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100029)

一、 引言

2020年12月，金融穩(wěn)定理事會(Financial Stability Board)發(fā)布的監(jiān)測報告顯示，2019年非銀行金融中介部門(NBFI)的金融資產(chǎn)達到200.2萬億美元，占全球金融體系的近一半，高于2008年的42%，非銀行金融中介體量龐大，極易引發(fā)監(jiān)管套利并影響金融穩(wěn)定(1)FSB官方網(wǎng)站：https://www.fsb.org/2020/12/global-monitoring-report-on-non-bank-financial-intermediation-2020/。。與西方以資產(chǎn)證券化為核心的影子銀行不同，中國的影子銀行體系以融資為主導[1]，這使得以國有企業(yè)為代表的具有融資優(yōu)勢的非金融企業(yè)越來越多地參與到影子銀行業(yè)務中去，并逐步成為中國影子銀行的主體部分。非金融企業(yè)影子銀行化是指這些企業(yè)以直接或者間接的方式參與到影子銀行業(yè)務中去，具體表現(xiàn)為：企業(yè)直接作為資金融出方，通過民間借貸、股權(quán)創(chuàng)新、委托貸款、委托理財?shù)确绞匠蔀椤皩嵸|(zhì)性信用中介”；企業(yè)利用“體制內(nèi)產(chǎn)品的創(chuàng)新”購買銀行表外理財?shù)取邦惤鹑诋a(chǎn)品”加入影子銀行的信用鏈條[2]。非金融企業(yè)在實體投資之外持有一定的金融資產(chǎn)，可以起到節(jié)約利息成本、規(guī)避資產(chǎn)專用性風險和提升股東利益等作用[3]，但是在兩權(quán)分離的背景下，代理問題層出不窮，代理成本、信息不對稱等問題的存在往往會使企業(yè)的投資水平偏離最優(yōu)規(guī)模[4]。非金融企業(yè)表現(xiàn)出的“金融化”“影子銀行化”趨勢，進一步加重了經(jīng)濟“脫實向虛”問題。

已有文獻證實，社會資本這一非正式制度對地區(qū)經(jīng)濟增長和金融發(fā)展都發(fā)揮著重要作用[5-7]，而社會資本的微觀經(jīng)濟后果研究主要討論了上市公司所處地區(qū)的社會資本對風險承擔、債務融資、股利政策、盈余管理和企業(yè)創(chuàng)新等的影響，并且學者們發(fā)現(xiàn)社會資本是法律保護等正式制度的一種替代機制[8]。但尚未有文獻關(guān)注不同地區(qū)社會資本水平的差異是否會對非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模產(chǎn)生影響。鑒于此，本文將通過構(gòu)建社會資本指數(shù)，并利用2003—2019年我國上市公司樣本，研究以下幾個問題：(1)社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化的關(guān)系；(2)社會資本對非金融企業(yè)影子銀行規(guī)模的影響渠道；(3)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、經(jīng)濟政策不確定性等因素對社會資本和影子銀行化的調(diào)節(jié)作用。

本文的主要貢獻可能在于：第一，現(xiàn)有關(guān)于影子銀行的研究多基于銀行表外業(yè)務，而對于非金融企業(yè)影子銀行化的研究較少，因此本研究可以在一定程度上豐富非金融企業(yè)影子銀行化相關(guān)研究；第二，本文將采用TOPSIS法構(gòu)建社會資本指數(shù)，并從社會資本角度闡釋其對非金融企業(yè)影子銀行化的影響及機制，具有一定的創(chuàng)新性；第三，進一步檢驗企業(yè)特征以及經(jīng)濟政策不確定性等異質(zhì)性因素在社會資本影響非金融企業(yè)影子銀行化過程中的相關(guān)作用，對抑制我國非金融企業(yè)過度金融化以及實體經(jīng)濟“脫實向虛”具有一定的現(xiàn)實意義。

二、 文獻綜述

社會資本是指“能夠通過協(xié)調(diào)的行動來提高社會效率的信任、規(guī)范和網(wǎng)絡”[9]。La Porta等指出社會資本是指一個社會中人們的合作傾向，也即人們傾向于通過信任和合作的方式來獲得社會效率最大化的程度[5]。從經(jīng)濟學的領(lǐng)域來看，社會資本的重要作用在于提供穩(wěn)定的心理預期，降低雙方因信息不對稱而產(chǎn)生的交易成本[10]。以社會資本概念的度量維度來劃分，目前關(guān)于社會資本的研究包括兩個層面：地區(qū)層面的社會資本和企業(yè)社會資本維度。地區(qū)層面社會資本的相關(guān)文獻主要是考察了社會資本對金融發(fā)展和宏觀經(jīng)濟的影響及社會資本的微觀經(jīng)濟后果，如Guiso等利用意大利的數(shù)據(jù)對社會資本和金融發(fā)展之間的關(guān)系進行了實證檢驗[7]，張維迎和柯榮住通過發(fā)放企業(yè)家調(diào)查問卷獲取的數(shù)據(jù)分析了我國各省份的信任水平對企業(yè)規(guī)模分布、人均GDP增長、私營企業(yè)發(fā)展速度和外資引進之間的關(guān)系，揭示信任對一個地區(qū)的經(jīng)濟績效的影響[6]。企業(yè)社會資本的微觀經(jīng)濟后果研究主要討論了社會資本對該地區(qū)上市公司的債務融資、盈余管理、不對稱成本行為和企業(yè)創(chuàng)新等的影響[11-12]。針對信任的一系列研究發(fā)現(xiàn)，總部在社會信任水平較高地區(qū)的上市公司更容易獲得商業(yè)信用融資[13]，審計費用更低且更少獲得非標準審計意見[14]，社會信任還可以提高并購績效[15]、緩解IPO抑價[16]。近年來，也有學者關(guān)注了社會資本對實體企業(yè)過度金融化的影響，并發(fā)現(xiàn)社會資本可以通過拓寬非正式融資渠道以及緩解代理成本來抑制實體企業(yè)的金融化，但尚未有文獻關(guān)注社會資本對非金融企業(yè)影子銀行化的影響[17]。

關(guān)于非金融企業(yè)影子銀行化，國外相關(guān)研究表明，大型跨國公司和其他非金融公司可能會通過建立新的實體來代表集團母公司從事活動，或利用特定國家的稅收制度來開展一些特定的金融活動，非金融企業(yè)影子銀行化的各個部分既可以作為傳統(tǒng)銀行的補充，又可以作為替代[18]。

我國影子銀行問題由來已久。近年來，在公司內(nèi)部的價值導向、業(yè)績壓力等因素以及外部銀行信貸歧視和宏觀環(huán)境等的推動下，非金融企業(yè)表現(xiàn)出了“影子銀行化”趨勢。梳理企業(yè)影子銀行化的動機發(fā)現(xiàn)：一方面，在股東價值導向下，公司資金主要從金融市場獲取，少數(shù)股東可以通過金融市場控制公司，從而構(gòu)成了“股東價值資本主義”的基礎，公司在增加內(nèi)部融資的同時不斷在公開市場上尋求外部融資，促使銀行轉(zhuǎn)變，推動資本主義的系統(tǒng)性轉(zhuǎn)型[19]，由此驅(qū)動更為復雜的金融產(chǎn)品及金融活動的產(chǎn)生，以滿足股東通過金融市場控制公司的需求，企業(yè)利用這一契機以“金融化”“影子銀行化”形式配置閑置資金，實現(xiàn)資金管理與資本逐利的目的[20]；另一方面，企業(yè)委托貸款等短期金融資產(chǎn)反映出的資金儲備動機可能更為強烈[21]，中小企業(yè)因為受到更為嚴重的融資約束問題，迫使其不得不通過民間金融渠道獲得資金支持，基于“蓄水池”動機的企業(yè)“金融化”“影子銀行化”則是為了能夠緩解融資約束，促進實體經(jīng)濟的發(fā)展。

綜上，非金融企業(yè)影子銀行行為的動因研究主要的出發(fā)點是金融錯配、融資約束等，企業(yè)影子銀行化發(fā)展則引發(fā)了影響貨幣政策傳導效果、增加企業(yè)風險、擠出研發(fā)投入等一系列負面效應，而社會資本作為一項重要的非正式制度，其對非金融企業(yè)影子銀行化也可能產(chǎn)生復雜影響，所以探究二者的關(guān)系，厘清非金融企業(yè)影子銀行化的影響因素，采取相應舉措，對于社會資源分配優(yōu)化，抑制“脫實向虛”具有重要意義。

三、 研究假設

(一) 社會資本差異與非金融企業(yè)影子銀行化

基于非金融企業(yè)影子銀行化資金需求與資本逐利的兩方面動機，本文認為，社會資本可以通過規(guī)范企業(yè)行為以及加強排他性聯(lián)系對非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模產(chǎn)生影響。具體而言：首先，在社會資本水平較高的地區(qū)，更加規(guī)范的合作以及更加緊密的社會網(wǎng)絡聯(lián)系，會促使企業(yè)表現(xiàn)出更為正當?shù)男袨閇22]，由此可以削弱企業(yè)的逐利動機，減少企業(yè)通過非正規(guī)金融渠道的資金供給。同時，社會資本水平的提高使得商業(yè)銀行能夠更加快速、全面地了解企業(yè)的信息，企業(yè)通過非傳統(tǒng)渠道融資的概率下降，非金融渠道的資金需求減少。但是，社會資本是把雙刃劍，Portes的研究指出，社會資本可能會過度要求關(guān)系成員的支持，導致關(guān)系網(wǎng)絡內(nèi)部規(guī)范下調(diào)[23]，過于緊密的關(guān)系紐帶會成為排除集團外成員的壁壘，過高的社會資本也會帶來過度的非正式控制，從而限制個人與組織的自由發(fā)展，過高的社會資本通過提高身份認同和加強排他性聯(lián)系，使得關(guān)系網(wǎng)絡內(nèi)部的聯(lián)系更加緊密，而與局外人漸行漸遠[24]。此外，相比于低社會資本地區(qū)的企業(yè)，社會資本水平高的地區(qū)的企業(yè)所能利用的社會資源與關(guān)系網(wǎng)絡更加豐富，這些地區(qū)的企業(yè)傾向于低水平的現(xiàn)金持有量[25]，從而開展影子銀行業(yè)務的資金供給更加充沛，加上排他性聯(lián)系進一步加重的“融資難”“融資貴”問題，刺激了“影子銀行化”的資金需求，在這兩方面綜合作用下，適度的社會資本水平的提高通過減少非正規(guī)金融渠道資金供給與需求減小了非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模，過度的社會資本水平的提高通過非正式控制與排他性聯(lián)系擴大了影子銀行化規(guī)模?；诖?，本文提出如下假設：

H1：社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化之間呈U型關(guān)系。具體而言，較低的社會資本水平負向影響非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模，而較高的社會資本水平正向影響非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模。

(二) 社會資本、融資約束與非金融企業(yè)影子銀行化

社會資本能夠影響企業(yè)的融資約束。已有學者結(jié)合產(chǎn)權(quán)性質(zhì)及其他公司特征等對社會資本與融資約束之間的關(guān)系進行了研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的社會資本能夠?qū)θ谫Y約束起到正面的緩解作用[26]；但是也有學者得出了不同結(jié)論，如政府支持會負向影響科技創(chuàng)新企業(yè)的融資效率[27]，社會資本可能會被視為公開再融資市場上的尋租手段，影響企業(yè)在公開再融資市場的發(fā)行審核[28]，同時作為衡量社會資本水平的慈善捐贈降低融資約束的效果會因為企業(yè)所處環(huán)境和自身特征的不同而存在差異[29]。

融資約束進一步影響企業(yè)影子銀行化規(guī)模。由于資本市場中普遍存在著信息不對稱問題，中國上市公司普遍面臨外部融資約束，從外部正規(guī)渠道獲得融資很難，融資約束嚴重的企業(yè)對于資金的需求促使了非傳統(tǒng)金融渠道的誕生。金融中介在國有和非國有部門之間以及部門之內(nèi)融資能力與生產(chǎn)效率不相匹配的資金配置行為，是非金融企業(yè)影子銀行化行為的重要誘因[2]，融資約束嚴重的企業(yè)對于資金的需求會促使其轉(zhuǎn)向非金融借貸，而具備銀行信貸支持的企業(yè)則更具備了發(fā)展影子銀行業(yè)務逐利的充沛資金。

綜上所述，本文提出如下假設：

H2：融資約束在社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模關(guān)系之間發(fā)揮中介作用。

(三) 社會資本、信息不對稱與非金融企業(yè)影子銀行化

在企業(yè)普遍存在代理問題與信息不對稱的情況下，掌握更為豐富信息的企業(yè)能夠在交易中占據(jù)有利地位，更有利于企業(yè)發(fā)展實體經(jīng)濟。Kshetri指出，中國的小微企業(yè)難以獲得融資的主要原因不是缺乏信譽，而是銀行等金融機構(gòu)缺乏數(shù)據(jù)、信息以及獲取能力，從而無法為金融弱勢群體提供有效的金融服務[30]。而社會資本是信息獲取的重要渠道，信息獲取的增加可以有效緩解信息不對稱問題。社會資本水平提高帶來的信息獲取增加會使企業(yè)能夠從正規(guī)渠道獲取發(fā)展實體經(jīng)濟所需要的資金，進而減少民間金融渠道的資金供給與需求，從而減小影子銀行化規(guī)模；但社會資本過高時，社會關(guān)系網(wǎng)絡的強化也不可避免地導致更大規(guī)模的“小團體”的產(chǎn)生，從而阻礙信息傳播效率。

隨著金融體系以市場為導向的機制變革，金融科技與金融創(chuàng)新發(fā)展，大數(shù)據(jù)技術(shù)在金融領(lǐng)域的運用不斷深化，使信用評估、信息不對稱和完整性以及跨多個平臺的數(shù)據(jù)共享等問題得到解決。技術(shù)帶來了社交網(wǎng)絡的拓展，社交網(wǎng)絡在人們之間積累“社會資本”，能夠大大降低金融活動的成本，并限制機會主義行為[31]，傳統(tǒng)金融渠道的暢通可以有效遏制非金融企業(yè)作為金融中介機構(gòu)的影子銀行化趨勢，而非正式控制的加強會降低企業(yè)透明度，進一步驅(qū)動“影子銀行化”。

因此，本文提出如下假設：

H3：信息不對稱性在社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模關(guān)系之間發(fā)揮中介作用。

四、 研究設計

(一) 變量定義

1. 被解釋變量：非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模(Shadow)。本文選擇民間借貸、委托借款、委托理財進行加總并取自然對數(shù)的方式度量企業(yè)的影子銀行化規(guī)模。民間借貸的度量反映在資產(chǎn)負債表中的其他應收款科目，委托貸款則采用將其他流動資產(chǎn)、一年內(nèi)到期的非流動資產(chǎn)、其他非流動資產(chǎn)三者加總，委托理財數(shù)據(jù)則從企業(yè)公告中獲得。

2. 解釋變量：社會資本指數(shù)(SC)。目前，學界對于社會資本的度量并未形成統(tǒng)一的標準。本文參照吳超鵬和金溪的研究[12]，選取社會組織、社會捐贈和信息共享三個角度，構(gòu)建社會組織指數(shù)(SC1)、社會捐贈指數(shù)(SC2)、互聯(lián)網(wǎng)使用頻率(SC3)和電話使用頻率(SC4)來反映社會資本中社會網(wǎng)絡、社會公德以及信息交流與共享的發(fā)展情況，這幾方面對于社會資本水平的刻畫具有較好的代表性。在此基礎上本文采用TOPSIS法構(gòu)建社會資本指數(shù)(SC)，TOPSIS作為一種綜合評價方法，可以對各省各年度的社會資本情況進行相對優(yōu)劣的評價，更具客觀性。鑒于2017年以后各省上網(wǎng)人數(shù)不再公布，而全國上網(wǎng)人數(shù)以及各省移動互聯(lián)網(wǎng)用戶可以查到，另外，移動互聯(lián)網(wǎng)用戶與互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)隨著互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的一致趨勢，本文采用移動互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)估算各省互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)；2018—2019年各省的社會捐贈數(shù)據(jù)缺失問題采用線性插值的方法進行填補解決，為了保證結(jié)果的可靠性，本文將采用2003—2016年數(shù)據(jù)以及主成分分析法構(gòu)建的社會資本指數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。

3. 中介變量：(1)融資約束(SA)，SA=-0.737×SIZE+0.043×SIZE2-0.040×Age(SIZE的單位為百萬元)，SA指數(shù)為負，取值越小，企業(yè)的融資約束越嚴重；(2)信息不對稱性(OBS)，將財務分析師預測誤差作為信息不對稱性的替代變量，分析師預測誤差為分析師對企業(yè)EPS做出的最后一次預測值的均值與企業(yè)實際EPS的差除以股價，再取絕對值，該絕對值越大，說明信息不對稱越嚴重。

4. 控制變量：在回歸模型中，本文加入了其他可能影響非金融企業(yè)影子銀行化的變量。包括企業(yè)規(guī)模、托賓Q值、股權(quán)集中度、董事結(jié)構(gòu)等公司特征變量和公司治理機制變量以及城鎮(zhèn)人口比重、人均GDP增長率等省際變量。具體的變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

(二) 數(shù)據(jù)來源

本文選擇2003—2019年滬深A股企業(yè)作為研究樣本，并按照如下規(guī)則進行了數(shù)據(jù)處理：(1)剔除金融行業(yè)樣本；(2)剔除樣本期間被ST或*ST的樣本。為了避免異常值的影響，對連續(xù)型變量在1%和99%分位數(shù)上進行了Winsorize縮尾處理。企業(yè)財務數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫,社會資本構(gòu)建所需的數(shù)據(jù)以及省際控制變量數(shù)據(jù)來自各年度《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國民政統(tǒng)計年鑒》。

(三) 模型構(gòu)建

本文構(gòu)建如下模型進行實證檢驗。模型(1)用以檢驗社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化之間的關(guān)系；模型(2)—(4)用以檢驗社會資本對非金融企業(yè)影子銀行化的影響機制。本文采用固定效應模型進行實證檢驗。其中SC2表示社會資本的平方項，X表示一系列控制變量，ui為不隨時間變化的個體異質(zhì)性特征，λt為時間固定效應，εi,t為未觀測到的殘差。

(1)

(2)

OBSi,t=φ1+φ1SCi,t+γXi,t+μi+λt+εi,t

(3)

(4)

五、 實證分析

(一) 描述性統(tǒng)計

表2列示了變量描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥闯?，社會資本指數(shù)的均值為0.5048，標準差為0.3000，說明各省的社會資本水平有較大差異。樣本企業(yè)的影子銀行化規(guī)模均值為18.2274，標準差為2.0351，可見不同非金融企業(yè)影子銀行化有差別。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二) 基準回歸結(jié)果

經(jīng)過Hausman檢驗，本文采用面板固定效應回歸模型，基準回歸結(jié)果列示在表3列(1)。在加入全部控制變量后，社會資本的平方項的系數(shù)是0.9982，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，社會資本的系數(shù)是-1.0055，在5%的統(tǒng)計水平上顯著；SC取最大值和最小值時，曲線斜率分別為0.9909和-1.0055，轉(zhuǎn)折點-α1/2α2=0.5037位于SC取值范圍內(nèi)，說明社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化存在顯著的U型關(guān)系。在一定范圍內(nèi)，社會資本的提升可以縮小企業(yè)的影子銀行化規(guī)模，但社會資本的過度提升，又會進一步加劇非金融企業(yè)影子銀行化，由此支持了假設1，表明社會資本與非金融企業(yè)之間不是簡單的線性關(guān)系，社會資本水平的提高在減少非正規(guī)金融渠道資金需求與擴大非正規(guī)金融渠道資金供給的綜合作用下，與非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模呈現(xiàn)出U型關(guān)系。

(三) 機制識別：中介效應檢驗

表3列(2)至列(4)為社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化中介效應的檢驗結(jié)果。由列(2)可知，社會資本和社會資本平方項的系數(shù)分別為-0.0236和0.0174，滿足社會資本與融資約束之間的U型關(guān)系；列(3)顯示社會資本平方項的系數(shù)為0.0086，社會資本與信息不對稱性之間存在U型關(guān)系，但這一效應并不明顯，需要進一步驗證。同時加入融資約束和信息不對稱性后，回歸結(jié)果顯示融資約束和信息不對稱性的系數(shù)分別為1.2702和1.3089，社會資本和社會資本平方項的系數(shù)分別是-0.8072和0.8545，均在1%的統(tǒng)計水平下顯著，說明存在融資約束的部分中介作用，進一步采用Sobel檢驗社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化之間信息不對稱中介效應的存在性，得到z值為-2.97，p<0.01，中介效應占總效應5.91%，證明信息不對稱中介效應確實存在，融資約束渠道的中介效應占比為37.56%，假設2和假設3得到支持。

表3 社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化

根據(jù)Hayes和Preacher對于非線性曲線中介效應的分析可知，當中介效應不是簡單線性關(guān)系時，可用瞬時間接效應反映解釋變量通過中介變量對被解釋變量產(chǎn)生的影響，瞬時間接效應為中介變量對解釋變量的偏導數(shù)與被解釋變量對解釋變量偏導數(shù)的乘積[32]。社會資本SC的變化通過融資約束SA的變化間接地影響非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模的變化，瞬時間接效應如下：

(5)

社會資本通過融資約束產(chǎn)生的瞬時間接效應會隨社會資本水平的提高而增大。分別取樣本均值減一個標準差、樣本均值、樣本均值加一個標準差代表社會資本的較低、中等和較高水平進行驗證，得到瞬時間接效應分別為-0.0209、-0.0077和0.0056。當社會資本水平較低時，瞬時間接效應為負，所在地區(qū)社會資本水平的提高可以通過增加融資約束來減小影子銀行化規(guī)模，隨著社會資本水平的提高，通過增加融資約束來減小影子銀行化規(guī)模的效應逐漸減弱；當社會資本水平較高時，瞬時間接效應為正，社會資本水平的提高會降低融資約束進而擴大企業(yè)影子銀行化規(guī)模，隨著社會資本水平的提高，融資約束的中介效應增強。這也表明了社會資本通過融資約束機制影響非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模的作用主要表現(xiàn)在影響影子銀行化資金供給端的行為，資金供給端的資本逐利動機是非金融企業(yè)影子銀行化的重要誘因，而社會資本的適度提高起到了良好的規(guī)范作用。此外，較低的社會資本水平通過影響企業(yè)融資約束進而影響非金融企業(yè)影子銀行化渠道作用明顯，而當社會資本水平較高時，社會資本通過影響企業(yè)融資約束進而影響非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模的作用相對微弱，下面的分區(qū)檢驗也驗證了這一結(jié)論。

進一步根據(jù)拐點對U型曲線采用分組分區(qū)間檢驗的方法，表3的列(5)、列(6)為拐點左側(cè)樣本，列(7)、列(8)為拐點右側(cè)樣本。在拐點左右兩側(cè)，社會資本的系數(shù)分別為-0.3112和0.5290，均在5%的統(tǒng)計水平下顯著；當位于左側(cè)樣本區(qū)間時，中介機制檢驗顯示SC對SA的系數(shù)為-0.0296且顯著，而在拐點右側(cè)時，SC對OBS的系數(shù)顯著為正，進一步說明了當社會資本水平較低時，融資約束渠道發(fā)揮了重要效果，社會資本主要通過增加融資約束減小影子銀行化規(guī)模，體現(xiàn)了社會資本產(chǎn)生的規(guī)范性；而社會資本水平較高時，社會資本水平則通過增加信息不對稱性擴大影子銀行化規(guī)模，體現(xiàn)了社會資本導致的排他性。綜合作用下，社會資本與影子銀行化之間呈現(xiàn)出顯著的U型關(guān)系。

(四) 穩(wěn)健性檢驗

1. 改變社會資本的度量方式

重新使用主成分分析法構(gòu)建社會資本指數(shù)[12]，前三個主成分累積貢獻率達98.06%，取前三主成分合成社會資本指數(shù)替代變量(SC_com)，社會資本和社會資本平方項的系數(shù)的正負和顯著程度均未發(fā)生改變，說明社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化之間的U型關(guān)系與社會資本指數(shù)的構(gòu)建方法無關(guān)。(穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未列示，留存?zhèn)渌鳌Ｏ峦?

此外，考慮地區(qū)社會資本水平的改變可能對非金融企業(yè)影子銀行化有滯后影響，取滯后一期的社會資本指數(shù)，與當期社會資本水平的影響結(jié)果對比，社會資本平方項系數(shù)正負未發(fā)生改變，且依舊顯著；主成分指數(shù)滯后項也同樣滿足社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化的U型關(guān)系，同時說明地區(qū)的社會資本水平對于非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模也具有一定程度的滯后影響。

2. 改變樣本區(qū)間

考慮到社會資本系數(shù)估算存在的誤差和2008年金融危機可能對非金融企業(yè)影子銀行化產(chǎn)生影響，本文重新選取2003—2016年和2009—2016年樣本進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論未發(fā)生改變。

3. 控制行業(yè)固定效應

前文控制了企業(yè)個體固定效應和年份固定效應，考慮可能會存在行業(yè)層面不隨時間變化的因素，進一步控制了行業(yè)固定效應，結(jié)論未發(fā)生改變。

4. 加入非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模滯后項

為了排除上一年非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模的影響，我們考慮加入非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模一階滯后項，結(jié)果顯示社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模的U型關(guān)系依舊顯著。

六、 進一步分析

(一) 經(jīng)濟政策不確定性、社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化

企業(yè)利用社會資本改變實體投資決策，影響非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模的過程中，會不可避免地受到宏觀經(jīng)濟政策不確定性的影響，經(jīng)濟政策不確定性的增加會使得企業(yè)的各種決策更加審慎。非金融企業(yè)出于逐利動機從事影子銀行化業(yè)務，以期獲得短期高額回報，當面臨的經(jīng)濟政策不確定性上升時，企業(yè)更有可能出于資金避險需求從影子銀行業(yè)務中抽離，同時，不確定性的增加會提高中介機構(gòu)對于流動性的需求，迫使中介機構(gòu)去杠桿化，從而收縮影子銀行化規(guī)模[33]。本節(jié)進一步討論經(jīng)濟政策不確定性的調(diào)節(jié)作用。選用中國經(jīng)濟政策不確定性月度指數(shù)，取算術(shù)平均并除以100計算經(jīng)濟政策不確定性年度指數(shù)(EPU)，檢驗模型如下：

(6)

對于U型曲線調(diào)節(jié)效應的分析需要重點關(guān)注曲線陡峭程度的變化以及拐點的移動情況。根據(jù)Haans等[34]對于U型曲線檢驗的分析，對(6)式SC求一階導數(shù)并令其為0可得曲線拐點：

(7)

對EPU求導數(shù)，可以反映SC拐點隨EPU的變化而變化的情況：

(8)

從上式可以看出，SC拐點的變化取決于α1α4-α2α3的正負，當α1α4-α2α3為正時，拐點右移；α1α4-α2α3為負值時，拐點會左移。而對于曲線陡峭程度變化僅通過α4就可以判斷，對于正U型曲線，α4為正，曲線會在調(diào)節(jié)作用的影響下更加陡峭，而α4為負時，曲線會變得相對平緩。

表4為經(jīng)濟政策不確定性、社會資本和非金融企業(yè)影子銀行化回歸分析結(jié)果，列(1)至列(3)分別反映當期經(jīng)濟政策不確定性、滯后一期經(jīng)濟政策不確定性與滯后兩期經(jīng)濟政策不確定性的調(diào)節(jié)作用。列(1)顯示，加入當期經(jīng)濟政策不確定性調(diào)節(jié)效應之后，SC和SC2的系數(shù)分別為-1.1458和1.4621，分別在5%和1%的統(tǒng)計水平下顯著，社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模之間依舊呈現(xiàn)顯著的U型關(guān)系，交互項EPU×SC2的系數(shù)為-0.6069，在5%的統(tǒng)計水平下顯著，α1α4-α2α3為0.0971，U型曲線的拐點會向右移動，同時α4顯著為負，曲線會變得相對平緩。這說明經(jīng)濟政策不確定性的增加會削弱社會資本水平對非金融企業(yè)影子銀行化的影響，經(jīng)濟政策不確定性能夠?qū)ι鐣Y本與非金融企業(yè)影子銀行化之間的關(guān)系產(chǎn)生倒U型調(diào)節(jié)效應。

表4 經(jīng)濟政策不確定性、社會資本和非金融企業(yè)影子銀行化

由列(2)和列(3)可知，加入經(jīng)濟政策不確定性的滯后項后依舊存在顯著的倒U型調(diào)節(jié)效應，這說明經(jīng)濟政策不確定性對于社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模之間的關(guān)系具有較長時間的影響效果。同時，比較列(1)、列(2)、列(3)經(jīng)濟政策不確定性與社會資本平方交互項的系數(shù)可以看出，企業(yè)在面臨經(jīng)濟政策不確定性的情況下能夠迅速做出反應，但隨著時間延長這一效果出現(xiàn)衰退的跡象，后又在較長時間經(jīng)濟不確定性的影響中加強，經(jīng)濟政策不確定性的調(diào)節(jié)效果隨著時間呈現(xiàn)出先減弱后增強的趨勢。

進一步通過分區(qū)檢驗發(fā)現(xiàn)，在拐點右側(cè)，經(jīng)濟政策不確定性與社會資本的交互項系數(shù)顯著為負，說明經(jīng)濟政策不確定性對于高社會資本水平引起的非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模擴大具有顯著抑制效應。隨著不確定性的增加，U型曲線變得平緩，符合經(jīng)濟政策不確定的情況下，企業(yè)出于避險動機收縮影子銀行化規(guī)模的實際。與此相反，在經(jīng)濟政策較為確定的環(huán)境中，企業(yè)也可能利用社會資本，掌握更多、更及時的政策信息等，從而逃避監(jiān)管，更多地開展影子銀行業(yè)務，以達到逐利的目的。

(二) 企業(yè)異質(zhì)性分組檢驗

在我國，商業(yè)銀行往往傾向于向國有、大規(guī)模、生產(chǎn)經(jīng)營狀況良好的企業(yè)提供信貸支持，造成了各企業(yè)之間資源配置的嚴重不均衡問題。本文進一步檢驗社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化的企業(yè)異質(zhì)性影響，分別按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分為國有企業(yè)(D1=1)與非國有企業(yè)(D1=0)，按照實際投資額與預期投資額差值的絕對值衡量企業(yè)投資效率的行業(yè)年度中位數(shù)，劃分為高投資效率企業(yè)(D2=1)和低投資效率企業(yè)(D2=0)，按照企業(yè)總資產(chǎn)行業(yè)年度中位數(shù)劃分為大企業(yè)(D3=1)與小企業(yè)(D3=0)，進一步通過分區(qū)間檢驗企業(yè)組別虛擬變量與社會資本交互項的系數(shù)來分析社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化是否存在企業(yè)異質(zhì)性。

表5列(1)中SC和SC×D1的系數(shù)分別為-1.0709和1.6336，均在1%統(tǒng)計水平下顯著，說明當社會資本水平較低時，社會資本能降低非國有影子銀行化規(guī)模，而對于國有企業(yè)，社會資本水平提高起到了促進企業(yè)影子銀行化的作用；列(2)SC×D2的系數(shù)為顯著為負，說明投資效率對于社會資本降低非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模的過程中具有正向調(diào)節(jié)作用，相比于低效率企業(yè)，高效率企業(yè)中社會資本降低影子銀行化的作用更加明顯；列(3)中SC×D3不顯著，說明社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化的關(guān)系在企業(yè)規(guī)模間差異不明顯。右側(cè)樣本檢驗結(jié)果則顯示SC的系數(shù)均顯著為正，而交互項系數(shù)不顯著，說明當社會資本水平較高時，社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化之間并不存在企業(yè)異質(zhì)性。以上結(jié)論反映出社會資本的提高對于降低非國有企業(yè)以及高效率投資企業(yè)的影子銀行化規(guī)模具有重要作用，但社會資本過度提高引起的影子銀行化規(guī)模擴大對所有企業(yè)是無差別的。

表5 社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化：企業(yè)異質(zhì)性分組檢驗

七、 結(jié)論性評述

本文以2003—2019年我國滬深A股企業(yè)為樣本，實證檢驗了我國各省份社會資本差異對非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模的影響及其作用機制，并進一步討論了外部經(jīng)濟政策不確定性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模以及投資效率等的異質(zhì)性影響。結(jié)果表明：(1)社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化之間呈現(xiàn)顯著的U型關(guān)系。當社會資本水平較低時，社會資本水平的提高會減小非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模，而社會資本發(fā)展到一定水平之后，社會資本水平的提高會帶來非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模的擴張。(2)社會資本可以通過影響融資約束和信息不對稱性這兩條渠道對非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模產(chǎn)生影響，融資約束的增加和信息不對稱的緩解會縮小非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模，二者在社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化之間的U型關(guān)系中起到中介作用。(3)社會資本與非金融企業(yè)影子銀行化之間的關(guān)系受到企業(yè)內(nèi)外多種因素的調(diào)節(jié)，在經(jīng)濟政策不確定性更強的環(huán)境中，二者之間的U型關(guān)系會被弱化；社會資本對于降低非國有、高效率投資企業(yè)的影子銀行化規(guī)模具有重要作用。通過替換變量度量方式、改變樣本區(qū)間等一系列穩(wěn)健性檢驗之后，以上研究結(jié)論依然成立。

根據(jù)本文的結(jié)論可以得到以下幾點啟示：第一，要暢通正規(guī)金融渠道的信貸供給，努力實現(xiàn)資源配置的均衡性，為切實發(fā)展實體經(jīng)濟的企業(yè)提供資金支持，遏制影子銀行化企業(yè)的發(fā)展。第二，加強監(jiān)督機制的建立，引導企業(yè)信息透明公開，降低信息不對稱的消極影響，建立更加透明、有效的市場環(huán)境。第三，在社會資本水平相對較低的地區(qū)，給予非國有企業(yè)和高效率投資企業(yè)更多的支持與幫助，引導其大力發(fā)展實體經(jīng)濟；對于社會資本過高的地區(qū)，善用經(jīng)濟政策不確定性的調(diào)節(jié)作用，利用政策手段來解決非金融企業(yè)影子銀行化問題。第四，適度提高社會資本水平可以抑制非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模，但社會資本水平過高會助推非金融企業(yè)影子銀行化，因此，在縮小地區(qū)社會資本水平差距的同時，也要關(guān)注社會資本發(fā)展的適度性問題，既要加強合作互信，又要防止過度“關(guān)系化”。要推動建立暢通、高效的社會關(guān)系網(wǎng)絡，引導資本更多地流向?qū)嶓w經(jīng)濟，遏制“脫實向虛”，實現(xiàn)經(jīng)濟的良性發(fā)展。

本文重點關(guān)注了地區(qū)社會資本水平差異對于非金融企業(yè)影子銀行化規(guī)模的影響，以及經(jīng)濟政策不確定性這一外部因素的調(diào)節(jié)作用，事實上，社會資本除了地區(qū)層面外，還包括企業(yè)層面的社會資本，企業(yè)管理者的社會資本對于非金融企業(yè)影子銀行化的影響也值得進一步探討。此外，繼續(xù)探尋影響非金融企業(yè)影子銀行化的各方面因素，實施內(nèi)外結(jié)合的治理舉措，也是十分必要的。