楊宜 程京京

[摘要]文章以A股民營(yíng)上市公司為研究樣本，以債務(wù)違約糾紛為事件沖擊，在傾向值匹配的基礎(chǔ)上采用雙重差分方法檢驗(yàn)銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新水平呈顯著性下降且持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)。對(duì)于債權(quán)人來(lái)說(shuō)，企業(yè)金融資產(chǎn)配置狀況能反映企業(yè)代理成本。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融資產(chǎn)配置水平越高的企業(yè)，銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用越大。進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在高金融發(fā)展水平地區(qū)銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新，尤其是低金融資產(chǎn)配置企業(yè)的創(chuàng)新的抑制作用相對(duì)更弱。文章對(duì)理解銀行介入企業(yè)的經(jīng)濟(jì)后果以及提高銀行預(yù)測(cè)企業(yè)債務(wù)違約能力提供了一個(gè)新的視角，也為理解金融資產(chǎn)配置與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系提供了一個(gè)新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

[關(guān)鍵詞]銀行介入;企業(yè)創(chuàng)新;代理成本;PSMDID模型;金融資產(chǎn)配置

[中圖分類號(hào)]F279245[文獻(xiàn)標(biāo)志碼]A[文章編號(hào)]16724917（2019）04007209

一、引言

黨的十八大以來(lái)，習(xí)近平總書(shū)記多次強(qiáng)調(diào)要高度重視創(chuàng)新發(fā)展，堅(jiān)持把發(fā)展基點(diǎn)放在創(chuàng)新上，實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略。作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)的重要構(gòu)成，民營(yíng)企業(yè)在激烈的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境以及有限的資源條件下，更應(yīng)積極開(kāi)展創(chuàng)新。然而，由于當(dāng)前實(shí)體經(jīng)濟(jì)環(huán)境欠佳，許多實(shí)體企業(yè)熱衷于股票投資、委托理財(cái)、房地產(chǎn)等金融活動(dòng)，進(jìn)而對(duì)企業(yè)實(shí)體投資以及創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生擠出效應(yīng)[1-2]。隨著全球經(jīng)濟(jì)下行，我國(guó)企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)大幅上升，而推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要任務(wù)之一就是降低企業(yè)居高不下的杠桿率。數(shù)據(jù)顯示，在銀行欠款糾紛案件數(shù)量上，民營(yíng)上市公司從2017年的5家快速上升到2018年的19家，占當(dāng)年債務(wù)違約公司的76%，并且2019年1—4月份民營(yíng)上市公司債務(wù)違約糾紛案件已達(dá)12家，占同期違約公司的92%。隨著大量高杠桿企業(yè)尤其是民營(yíng)企業(yè)出現(xiàn)債務(wù)違約，我們不禁思考債務(wù)違約后銀行介入是否影響民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)，以及企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平能否影響銀行介入的強(qiáng)度。目前，國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)主要集中在探討宏觀層面上的銀行管制放松對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響[36]，企業(yè)財(cái)務(wù)健康狀況下銀行信貸對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響[78]等方面，而對(duì)債務(wù)違約后銀行介入企業(yè)經(jīng)營(yíng)進(jìn)而影響創(chuàng)新的研究則很少，僅有幾篇文獻(xiàn)也考察的是美國(guó)的企業(yè)[910]，并且，也鮮有文獻(xiàn)考察企業(yè)不同金融資產(chǎn)配置狀況下銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

本文擬通過(guò)債務(wù)違約事件去評(píng)價(jià)銀行介入對(duì)民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新的影響。特別地，我們關(guān)注企業(yè)在不同金融資產(chǎn)配置狀況下，銀行介入對(duì)民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新投資的影響是否會(huì)有差異。經(jīng)驗(yàn)表明資金約束是制約企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的重要因素，而近些年金融投資的超額獲利特點(diǎn)使許多民營(yíng)企業(yè)將大量資金投向金融領(lǐng)域，這不僅會(huì)增加企業(yè)杠桿風(fēng)險(xiǎn)，也會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新的資金投入。從理論上來(lái)說(shuō)，企業(yè)債務(wù)違約后，企業(yè)控制權(quán)往往會(huì)從股權(quán)人手中轉(zhuǎn)到債權(quán)人手中，債權(quán)人會(huì)依據(jù)違約企業(yè)財(cái)務(wù)信息等相關(guān)狀況，通過(guò)債務(wù)再協(xié)商機(jī)制降低對(duì)自己不利的管理層代理行為進(jìn)而影響企業(yè)的創(chuàng)新行為[9]。

為此，本文以2007—2018年我國(guó)A股民營(yíng)上市公司為樣本，檢驗(yàn)銀行介入是否影響了企業(yè)創(chuàng)新水平。為有效識(shí)別因果關(guān)系，我們尋找外部事件沖擊——債務(wù)違約糾紛，以債務(wù)違約企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，以未發(fā)生債務(wù)違約但有顯著性銀行貸款企業(yè)為對(duì)照組，采用傾向值匹配和雙重差分法（PSMDID）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，債務(wù)違約后銀行介入會(huì)抑制民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新水平尤其是企業(yè)探索式研發(fā)投入。為探究企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平的異質(zhì)性效果，文章對(duì)高金融資產(chǎn)配置企業(yè)和低金融資產(chǎn)配置企業(yè)進(jìn)行分組回歸，發(fā)現(xiàn)相對(duì)于低金融資產(chǎn)配置企業(yè)，高金融資產(chǎn)配置企業(yè)債務(wù)違約后銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新抑制作用相對(duì)更大。最后，為驗(yàn)證企業(yè)代理成本高低是否是影響銀行介入強(qiáng)度的重要依據(jù)，進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，相比低金融發(fā)展水平地區(qū)，高金融發(fā)展水平地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新，尤其是低金融資產(chǎn)配置企業(yè)創(chuàng)新受銀行抑制作用相對(duì)更小。

本文可能的貢獻(xiàn)有以下三個(gè)方面：第一，從債務(wù)違約角度拓展了銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的相關(guān)研究。國(guó)內(nèi)之前的文章主要聚焦于中觀層面銀行業(yè)發(fā)展或微觀層面銀行信貸對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響研究[56][8]，這些文章都忽略了銀行參與企業(yè)治理監(jiān)督的職能。第二，本文從金融資產(chǎn)配置角度拓展了銀行介入影響企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究。個(gè)別研究從債務(wù)違約對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響進(jìn)行探討[11]，但沒(méi)有考慮企業(yè)不同投資行為之間的關(guān)系，更沒(méi)考慮銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的作用路徑。第三，本文使用傾向值匹配和雙重差分的方法衡量債務(wù)違約后銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，相比其它研究[7][11]，更能避免內(nèi)生性問(wèn)題，研究結(jié)論更可靠。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）債務(wù)違約與民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新

債務(wù)違約是緩釋股東和債權(quán)人利益的一種方式。由于股東與債權(quán)人目標(biāo)函數(shù)不一致，股東會(huì)通過(guò)管理層采用資產(chǎn)替代、投資不足、發(fā)行新債支持負(fù)NPV項(xiàng)目等手段來(lái)攫取債權(quán)人利益[12]。為此，我們常見(jiàn)債務(wù)契約會(huì)強(qiáng)調(diào)限制股利支付、限制新債發(fā)行等條款，以及設(shè)定在某種條件下債權(quán)人可以介入企業(yè)的管理。一旦公司觸發(fā)這些紅線，債權(quán)人會(huì)獲得一定的控制權(quán)以及監(jiān)督權(quán)，此后債權(quán)人通過(guò)債務(wù)重組或以加速償付為由來(lái)限制公司未來(lái)的投融資活動(dòng)進(jìn)而制約公司管理層活動(dòng)，使公司利益從股東轉(zhuǎn)回到債權(quán)人[9]。

債務(wù)違約后銀行介入企業(yè)經(jīng)營(yíng)并對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生一定影響。創(chuàng)新投資是企業(yè)重要的管理決策之一，它是企業(yè)保持競(jìng)爭(zhēng)力、獲取超額利潤(rùn)的重要來(lái)源，作為商業(yè)機(jī)密，企業(yè)不愿對(duì)投資者披露創(chuàng)新的相關(guān)信息，然而，由于創(chuàng)新活動(dòng)周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)高、沉沒(méi)成本大等特點(diǎn)，使其難以獲得外部資金支持[13]。而銀行融資更多基于關(guān)系來(lái)開(kāi)展，通過(guò)信貸經(jīng)理和公司經(jīng)理的頻繁接觸性學(xué)習(xí)，銀行能更好了解公司創(chuàng)新項(xiàng)目的真正價(jià)值[14]，但是創(chuàng)新活動(dòng)一旦開(kāi)始，銀行對(duì)公司創(chuàng)新項(xiàng)目的回報(bào)具有討價(jià)還價(jià)的能力[15]。這樣強(qiáng)勢(shì)的銀行會(huì)通過(guò)收取信息租金來(lái)扼殺企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng);其次，傳統(tǒng)上由于債權(quán)人不能分享創(chuàng)新成功帶來(lái)的額外收益卻要承擔(dān)創(chuàng)新失敗所帶來(lái)的損失，債務(wù)合約不適合不確定性大的創(chuàng)新型公司[8];另外，由于代理問(wèn)題的存在，企業(yè)管理者為享受更多的個(gè)人私利可能會(huì)過(guò)度投資創(chuàng)新項(xiàng)目，債務(wù)違約后，為實(shí)現(xiàn)自身利益銀行會(huì)糾正企業(yè)這種過(guò)度投資[10];最后，債務(wù)違約后公司的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)也會(huì)受到很大程度的損壞，造成企業(yè)在融資鏈條中處于弱勢(shì)地位，面臨著更高的融資約束問(wèn)題，進(jìn)而減少企業(yè)的研發(fā)投入[16]。綜合上述內(nèi)容，本文提出下述假說(shuō)：

假說(shuō)1：債務(wù)違約后銀行介入會(huì)降低民營(yíng)企業(yè)的創(chuàng)新水平。

（二）金融資產(chǎn)配置、債務(wù)融資與企業(yè)創(chuàng)新

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)步入“三期疊加”的新常態(tài)，相對(duì)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門(mén)較低的投資回報(bào)率，金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)被公認(rèn)為暴利行業(yè)，它們擁有超額收益率，企業(yè)管理者更傾向于配置此類金融資產(chǎn)進(jìn)行投機(jī)套利[2]。根據(jù)資本資產(chǎn)定價(jià)理論，由于金融資產(chǎn)具有更高的回報(bào)率，企業(yè)也愿意承擔(dān)更高的風(fēng)險(xiǎn)，更有動(dòng)機(jī)通過(guò)債務(wù)融資增加投資資金池[2]。根據(jù)融資權(quán)衡理論，企業(yè)更偏好向債權(quán)人借入資金，金融投資套利企業(yè)更傾向于過(guò)度負(fù)債，這會(huì)增加企業(yè)杠桿風(fēng)險(xiǎn)[2][17]。此外，由于金融理財(cái)產(chǎn)品、房地產(chǎn)行業(yè)項(xiàng)目更易受到利率、匯率、政策監(jiān)管等方面風(fēng)險(xiǎn)的影響，企業(yè)將資金投向這些領(lǐng)域會(huì)進(jìn)一步增加企業(yè)的運(yùn)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)[17]。因此，從理論層面來(lái)看，金融資產(chǎn)配置不僅會(huì)增加企業(yè)債務(wù)違約概率，而且對(duì)融資銀行來(lái)說(shuō)企業(yè)金融資產(chǎn)配置隱藏著嚴(yán)重的代理問(wèn)題[17]。

就金融資產(chǎn)配置與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系來(lái)看，在理論上而言，金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)創(chuàng)新會(huì)帶來(lái)正面的“蓄水池”效應(yīng)和負(fù)面的“擠出”效應(yīng)。“蓄水池”效應(yīng)主要基于戰(zhàn)略動(dòng)機(jī)的觀點(diǎn)，認(rèn)為企業(yè)運(yùn)用部分閑置資金進(jìn)行短期金融資產(chǎn)投資可以盤(pán)活資金，并將金融投資所得再投資于創(chuàng)新活動(dòng)，減弱創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)外部融資的依賴性，降低企業(yè)財(cái)務(wù)困境成本[12]，這也是金融資產(chǎn)配置的預(yù)防性功能體現(xiàn)?！皵D出”效應(yīng)主要基于委托代理理論，由于上市公司的經(jīng)營(yíng)考核會(huì)造成經(jīng)理人投資視野的短視問(wèn)題，相對(duì)于研發(fā)投資的周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)大等特點(diǎn)，企業(yè)經(jīng)理人更愿投資到短期收益高的金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域[12]。更多研究表明，企業(yè)金融資產(chǎn)配置和創(chuàng)新投資之間以“擠出”效應(yīng)占主導(dǎo)，即金融資產(chǎn)配置會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)[2][1718]。

債務(wù)違約發(fā)生后，企業(yè)控制權(quán)從股東手中轉(zhuǎn)移到債權(quán)人手中，對(duì)企業(yè)來(lái)說(shuō)債權(quán)人比股東擁有更嚴(yán)厲的控制權(quán)，能更有效地提高企業(yè)的公司治理水平[19]。對(duì)于代理問(wèn)題和信息問(wèn)題更嚴(yán)重的公司，債務(wù)違約后公司投資下降得更明顯[9]。并且，債務(wù)違約后，企業(yè)杠桿率、股東支付會(huì)大幅減少，但企業(yè)經(jīng)營(yíng)和股價(jià)卻有所改善[20]，銀行介入對(duì)企業(yè)價(jià)值提升是有利的[10]。由于金融資產(chǎn)配置水平對(duì)于債權(quán)人意味著代理成本的高低，金融化水平越高那么企業(yè)的代理成本越大，銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響可能會(huì)越大?；谏鲜稣J(rèn)識(shí)，本文提出下述假說(shuō)：

假說(shuō)2：高金融資產(chǎn)配置企業(yè)債務(wù)違約后其創(chuàng)新水平受到銀行的抑制作用相對(duì)更大。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本選擇

本文擬對(duì)發(fā)生債務(wù)違約糾紛事件的民營(yíng)上市公司創(chuàng)新表現(xiàn)進(jìn)行研究。數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本選擇過(guò)程如下：首先，手工篩選企業(yè)債務(wù)違約數(shù)據(jù)。發(fā)生債務(wù)違約后，債權(quán)人可以通過(guò)訴訟和非訴訟兩種途徑解決。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文從上市公司訴訟仲裁事件中，搜集訴訟方為銀行，訴訟案由為欠款未還的數(shù)據(jù)。通過(guò)逐一查看，剔除公司作為原告的數(shù)據(jù)，以及剔除公司由于擔(dān)保而作為連帶責(zé)任主體即非第一被告人的數(shù)據(jù)，然后剔除金融業(yè)主體作為被告人的數(shù)據(jù)，最終獲得2001—2018年間388個(gè)企業(yè)銀行債務(wù)違約數(shù)據(jù);其次，本文專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)、研發(fā)支出費(fèi)用數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)以及萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù);另外，本文從國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、銳思數(shù)據(jù)庫(kù)以及萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)獲得公司財(cái)務(wù)以及公司治理其他實(shí)證數(shù)據(jù);最后，保留民營(yíng)企業(yè)的數(shù)據(jù)。根據(jù)修訂后的《企業(yè)財(cái)務(wù)通則》的實(shí)施時(shí)間，本文保留了2007—2018年的數(shù)據(jù)，并且整個(gè)樣本剔除了金融企業(yè)，得到44 294個(gè)樣本數(shù)據(jù)。為了排除極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在前后1%的水平上進(jìn)行縮尾（Winsorize）處理。

（二）變量選取

1.被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新。依據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)[2122]，本文采用當(dāng)年專利申請(qǐng)數(shù)量與取對(duì)數(shù)后的研發(fā)支出的比率，衡量企業(yè)創(chuàng)新比率，記為p/r。為了結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用本期資本化研發(fā)支出的自然對(duì)數(shù)衡量企業(yè)的常規(guī)式創(chuàng)新投資水平，記為lncaprd，采用本期費(fèi)用化研發(fā)支出的自然對(duì)數(shù)衡量企業(yè)探索式創(chuàng)新投資水平，記為lnexprd[2324]。作為基礎(chǔ)技術(shù)創(chuàng)新，探索式創(chuàng)新更具有顛覆性和激進(jìn)性，其風(fēng)險(xiǎn)也相對(duì)較大，而常規(guī)式創(chuàng)新具有漸進(jìn)性和防御性，它主要在已有產(chǎn)品技術(shù)上進(jìn)行改良升級(jí)，風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較小[24]。

2.解釋變量為銀行債務(wù)違約。本文采用多元化指標(biāo)衡量銀行債務(wù)違約，主要有：債務(wù)違約是否發(fā)生變量，記為debvio;債務(wù)違約公司，記為treat;公司債務(wù)違約發(fā)生及之后年份，記為post。

3.控制變量和其他變量。本文使用的控制變量有：（1）公司層面變量，包括有公司規(guī)模（size）、資產(chǎn)報(bào)酬率（roa）、固定資產(chǎn)比重（ppe）、資產(chǎn)負(fù)債率（leverage），資本性支出（capex）、托賓Q（q）、融資約束（KZ）、企業(yè)上市年齡（lnagelst）、機(jī)構(gòu)持股比例（inst）、負(fù)債占息稅折舊攤銷前利潤(rùn)比重（debebitda）、權(quán)益比重（networth）、流動(dòng)比率（currt）。（2）行業(yè)特征變量，使用行業(yè)赫芬達(dá)指數(shù)（hhi）。為了便于后文檢驗(yàn)金融資產(chǎn)配置水平的異質(zhì)性效果，本文使用公司金融資產(chǎn)配置總額的絕對(duì)規(guī)模（lncorfin）和相對(duì)規(guī)模（corfin）來(lái)衡量企業(yè)的金融化水平。具體指標(biāo)構(gòu)成而言，size為總資產(chǎn)取對(duì)數(shù);ppe等于固定資產(chǎn)除以總資產(chǎn);capex等于購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金除以總資產(chǎn);KZ=-1001 909*（經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量/資產(chǎn)總計(jì)）+3139 193*資產(chǎn)負(fù)債率-39367 8*（股利/資產(chǎn)總計(jì)）-1314 759*（現(xiàn)金/資產(chǎn)總計(jì)）+0282 638 9*托賓Q[25];lnagelst等于企業(yè)上市年齡取對(duì)數(shù);inst記為機(jī)構(gòu)投資者持股比例總和;debebitda等于負(fù)債除以息稅折舊攤銷前利潤(rùn);networth等于所有者權(quán)益除以總資產(chǎn);hhi=（銷售收入/行業(yè)銷售收入）2;lncorfin為貨幣資金、金融衍生產(chǎn)品、短期投資、交易性金融資產(chǎn)、應(yīng)收利息、買入返售金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長(zhǎng)期應(yīng)收款之和取自然對(duì)數(shù);corfin的分子為未取自然對(duì)數(shù)的金融資產(chǎn)絕對(duì)規(guī)模除以企業(yè)總資產(chǎn)[26]。

（三）模型與估計(jì)方法

本文將使用雙重差分法評(píng)價(jià)銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響，在2007—2018年間，部分民營(yíng)企業(yè)存在債務(wù)違約糾紛，這為我們提供了一個(gè)良好的自然實(shí)驗(yàn)。由于企業(yè)債務(wù)違約糾紛出現(xiàn)的年份存在差異，根據(jù)企業(yè)第一次出現(xiàn)債務(wù)違約的時(shí)間，我們構(gòu)造債務(wù)違約企業(yè)（treat）和違約后的年份（post）的乘積項(xiàng)，通過(guò)構(gòu)造模型（1）來(lái)檢驗(yàn)銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的凈效應(yīng)。其中被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新指標(biāo)，下標(biāo)i和t分別代表第i個(gè)企業(yè)和第t年，yeart代表時(shí)間固定效應(yīng)，μi代表企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)。在該模型中，我們著重關(guān)心β1的系數(shù)，因?yàn)樗砹藗鶆?wù)違約銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的凈影響。p/r（lnexprd、lncaprd）it=β0+

β1treati*postit+yeart+μi+εit。（1）考慮到銀行介入作用發(fā)揮可能具有時(shí)滯性，我們考慮了違約后6年的時(shí)間窗口，估計(jì)如模型（2）所示，其中afterjit表示i企業(yè)在t年債務(wù)違約后的第j年，其為二值虛擬變量，其余變量含義與模型（1）相同。

p/r（lnexprd、lncaprd）it=β0+Σ6j=1γjtreati*afterjit+Σ6j=1δjafterjit+β1treati+yeart+μi+εit。（2）

采用上述模型最重要的前提條件是債務(wù)違約企業(yè)和無(wú)債務(wù)違約企業(yè)必須滿足共同趨勢(shì)假設(shè)，即如果不存在債務(wù)違約事件，違約企業(yè)與其他未違約企業(yè)創(chuàng)新方面的變動(dòng)趨勢(shì)隨時(shí)間變化不存在系統(tǒng)性差異。然而從違約企業(yè)和未違約企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展現(xiàn)實(shí)來(lái)看，DID方法的這一假定很可能無(wú)法滿足。為此，后文使用傾向值匹配方法來(lái)解決這一問(wèn)題，進(jìn)而滿足使用DID方法的共同趨勢(shì)假設(shè)。四、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）描述統(tǒng)計(jì)分析

本文對(duì)所有連續(xù)變量在99%的水平上進(jìn)行了縮尾處理，全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。在2007—2018年間，樣本中有03%的數(shù)據(jù)存在銀行債務(wù)違約。樣本中企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的中位數(shù)為大約為10 613萬(wàn)元，資產(chǎn)負(fù)債率的中位數(shù)是487%。

（二）樣本匹配及內(nèi)生性問(wèn)題處理

為了防止內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)實(shí)證分析造成偏誤，本文在使用雙重差分之前對(duì)債務(wù)違約企業(yè)尋找具有顯著債務(wù)但不存在債務(wù)違約的企業(yè)作為匹配對(duì)象。

具體過(guò)程如下：

1.傾向值匹配

我們把2007—2018年期間，對(duì)于企業(yè)i來(lái)說(shuō)，在t-1期無(wú)銀行債務(wù)違約事件，t期有違約事件，那么認(rèn)定企業(yè)在t期發(fā)生債務(wù)違約，根據(jù)處理有65家民營(yíng)企業(yè)在此期間有違約事件，即這些企業(yè)為處理組?？刂平M是整個(gè)樣本期間沒(méi)有債務(wù)違約的企業(yè)。為了防止出現(xiàn)樣本選擇性偏誤，我們要求控制組必須有顯著的銀行貸款，即當(dāng)年控制組的銀行借款總額占總資產(chǎn)的比重超過(guò)行業(yè)中位數(shù)。

我們使用傾向值匹配方法對(duì)處理組違約前一年的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。匹配模型中包含所有控制變量;另外，為了進(jìn)一步滿足DID的平行趨勢(shì)假設(shè)，還增加了研發(fā)投入變量rd，即企業(yè)研發(fā)支出除以總資產(chǎn)，專利申請(qǐng)年增長(zhǎng)率變量patentgrowth;此外還增加了行業(yè)固定效應(yīng)、年度固定效應(yīng)。之后，本文基于probit模型對(duì)企業(yè)債務(wù)違約的可能性進(jìn)行預(yù)測(cè)。模型中資產(chǎn)報(bào)酬率、資產(chǎn)負(fù)債率、托賓Q、企業(yè)年齡變量等都顯著影響企業(yè)債務(wù)違約，并且估計(jì)模型對(duì)債務(wù)違約的解釋能力很強(qiáng)，其偽R方值為361%，在獲得控制組和處理組的傾向得分后，本文采用一比三最近匹配法，為每個(gè)債務(wù)違約企業(yè)進(jìn)行匹配。經(jīng)過(guò)匹配處理后，處理組有65個(gè)企業(yè)，控制組有176個(gè)企業(yè)。

2.DID平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)

由于使用DID需要滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，我們匯報(bào)了處理組和控制組在債務(wù)違約前以及違約后解釋變量的均值以及t檢驗(yàn)，具體見(jiàn)表2。在未匹配前，債務(wù)違約企業(yè)與無(wú)債務(wù)違約企業(yè)在規(guī)模大小、資產(chǎn)收益率、固定資產(chǎn)比重、資產(chǎn)負(fù)債率等指標(biāo)上皆存在顯著差異，在經(jīng)過(guò)匹配處理后，這些變量在兩組之間的偏差變得不再顯著。另外，匹配后專利增長(zhǎng)率在兩組之間變得趨同，且研發(fā)投入的偏差變得更小，這也隱含DID平行趨勢(shì)假設(shè)成立?？傊@些結(jié)果顯示傾向值匹配過(guò)程使被解釋變量之間變得更一致、更趨同，這樣有助于解釋企業(yè)創(chuàng)新的變化是由債務(wù)違約后銀行介入引致的。

（三）銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響

在傾向值匹配基礎(chǔ)上，本文根據(jù)模型（1），在表3第（1）（2）（3）列展示了回歸效果，結(jié)果顯示，債務(wù)違約后，企業(yè)創(chuàng)新比率以及探索式創(chuàng)新水平呈顯著性下降，而常規(guī)式創(chuàng)新卻沒(méi)有顯著變化。為了進(jìn)一步探究銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的動(dòng)態(tài)效果，根據(jù)模型（2）表3第（4）（5）（6）列展示了回歸效果，結(jié)果顯示，債務(wù)違約后企業(yè)創(chuàng)新比率在第1年后出現(xiàn)顯著性下降，之后企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)下降幅度趨于增大，并且這種影響持續(xù)到第6年。對(duì)于探索式創(chuàng)新，債務(wù)違約后第1年也呈現(xiàn)顯著性下降，尤其是在第6年呈現(xiàn)更大幅度的顯著性下降。這些結(jié)論都驗(yàn)證了假說(shuō)1，即銀行債務(wù)違約后企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)會(huì)顯著性下降。進(jìn)一步地，我們通過(guò)比較探索式創(chuàng)新和常規(guī)式創(chuàng)新，發(fā)現(xiàn)債務(wù)違約后銀行介入對(duì)常規(guī)式創(chuàng)新的抑制作用要遠(yuǎn)小于探索式創(chuàng)新。相對(duì)于常規(guī)式創(chuàng)新，探索式創(chuàng)新更具風(fēng)險(xiǎn)性，其成功獲得的超額收益主要?dú)w屬大股東，經(jīng)理人得到的報(bào)酬相對(duì)更小，因此探索式創(chuàng)新代理問(wèn)題會(huì)更嚴(yán)重[24]。為此，我們推斷代理問(wèn)題越嚴(yán)重的研發(fā)活動(dòng)受銀行介入影響越大。

（四）企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平的異質(zhì)性分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)不同金融資產(chǎn)配置水平下，銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的差異性，本文進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。首先，本文根據(jù)金融化絕對(duì)規(guī)模的中位數(shù)以及相對(duì)規(guī)模的中位數(shù)，分別把樣本分為高金融化企業(yè)組和低金融化企業(yè)組。其次，文章針對(duì)不同的金融資產(chǎn)配置水平樣本分別分析銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新比率以及探索式創(chuàng)新的影響。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4，通過(guò)兩兩比較分析，發(fā)現(xiàn)相對(duì)于低金融化企業(yè)，銀行介入對(duì)高金融化企業(yè)的創(chuàng)新抑制作用更強(qiáng)，根據(jù)前文分析，金融化水平越高代表著企業(yè)的代理成本越大，那么債務(wù)違約后銀行對(duì)于高代理成本企業(yè)即高金融化水平企業(yè)的創(chuàng)新抑制得更多，假說(shuō)2得驗(yàn)。

五、進(jìn)一步檢驗(yàn)：金融發(fā)展水平的影響

通過(guò)前文實(shí)證分析我們發(fā)現(xiàn)，債務(wù)違約后企業(yè)創(chuàng)新水平顯著性下降，尤其是金融化程度高的企業(yè)創(chuàng)新水平下降幅度更大，這主要是由于銀行介入降低企業(yè)的代理成本，進(jìn)而大幅降低企業(yè)不相關(guān)業(yè)務(wù)的創(chuàng)新，凝聚企業(yè)的創(chuàng)新視野。由于金融發(fā)展可以增加資金供給，進(jìn)而緩解企業(yè)融資約束問(wèn)題，對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新具有積極的推動(dòng)作用[27-28]，相應(yīng)地，金融發(fā)展水平能否給銀行傳遞一些信息呢？為此，我們換一個(gè)角度探討銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響是否受企業(yè)所處地區(qū)金融發(fā)展水平的影響。

對(duì)于金融發(fā)展水平服務(wù)銀行的能動(dòng)性方面，我們可以從兩方面探討，一方面，金融發(fā)展可以降低信息不對(duì)稱問(wèn)題。創(chuàng)新活動(dòng)由于技術(shù)性較強(qiáng)、易模仿性，相對(duì)于企業(yè)其他經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，該活動(dòng)信息不對(duì)稱問(wèn)題更嚴(yán)重，交易成本更高[29]。對(duì)于金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，由于銀行與資金需求企業(yè)地理位置較近，其獲取企業(yè)的相關(guān)信息更為便捷，這會(huì)降低銀行的審批成本，有助于銀行更好地評(píng)價(jià)企業(yè)投資項(xiàng)目尤其是創(chuàng)新項(xiàng)目的質(zhì)量，進(jìn)而較易確定一個(gè)合理的貸款合約;而對(duì)于金融發(fā)展水平低的地區(qū)，信息不對(duì)稱問(wèn)題相對(duì)會(huì)更加嚴(yán)重[5]。另一方面，金融發(fā)展可以降低銀行融資后監(jiān)督、控制企業(yè)的執(zhí)行成本。企業(yè)籌集到資金后仍存在道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題，金融市場(chǎng)除了能降低貸前的信息獲取成本外，還能降低融資后的信息獲取成本、監(jiān)督企業(yè)成本以及實(shí)施控制企業(yè)的成本[5]。為此，文章認(rèn)為金融發(fā)展水平高的地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新的代理成本相對(duì)較低，銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響會(huì)相對(duì)較弱。

本文借鑒相關(guān)文獻(xiàn)[5]，利用樊綱等《中國(guó)分省市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2016）》和《中國(guó)分省市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2011）》構(gòu)造的“金融市場(chǎng)化程度”指標(biāo)來(lái)衡量地區(qū)金融發(fā)展水平，對(duì)于部分年份的缺失值采用線性插值的方法進(jìn)行填補(bǔ)，獲得2008—2014年分省金融市場(chǎng)化程度數(shù)據(jù)。根據(jù)金融市場(chǎng)化程度的高低，文章把大于當(dāng)年該指數(shù)中位數(shù)的省份定義為高金融發(fā)展水地區(qū)，把小于當(dāng)年該指數(shù)中位數(shù)的省份定義為低金融發(fā)展地區(qū)，然后分別對(duì)全樣本和低金融化配置企業(yè)（依據(jù)相對(duì)規(guī)模劃分）樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)，具體結(jié)果見(jiàn)表5。首先，對(duì)于全樣本來(lái)說(shuō)，根據(jù)表5第（1）（2）列對(duì)比顯示，以及第（3）（4）列對(duì)比顯示可知，低金融發(fā)展地區(qū)銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用要大于高金融發(fā)展地區(qū)的。其次，對(duì)于低金融資產(chǎn)配置樣本來(lái)說(shuō)，根據(jù)第（5）（6）列對(duì)比以及第（7）（8）列對(duì)比顯示，高金融發(fā)展地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新受到銀行介入的抑制作用相對(duì)更小。因此，我們可以推斷，金融發(fā)展水平高的地區(qū)銀行能更便捷地獲取企業(yè)信息進(jìn)而對(duì)企業(yè)實(shí)施更密集的監(jiān)督，這會(huì)降低企業(yè)的代理成本，這樣即使高金融發(fā)展水平地區(qū)的企業(yè)發(fā)生債務(wù)違約，那么由于之前企業(yè)創(chuàng)新的代理成本相對(duì)較低，銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用也相對(duì)較小。

六、結(jié)論與啟示

本文研究銀行介入對(duì)民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新的影響。我們以A股民營(yíng)上市公司為研究樣本，以債務(wù)違約訴訟為事件沖擊，在傾向值匹配的基礎(chǔ)上，采用雙重差分方法進(jìn)行檢驗(yàn)，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，銀行介入會(huì)顯著性降低企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)，并且這種影響持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)。考慮到企業(yè)金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)創(chuàng)新以及債務(wù)違約都有一定影響，我們進(jìn)一步檢驗(yàn)企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平能否影響銀行對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用水平，檢驗(yàn)結(jié)果顯示金融資產(chǎn)配置高的企業(yè)，債務(wù)違約后銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用更大，這表明金融資產(chǎn)配置水平越高，企業(yè)的代理問(wèn)題越嚴(yán)重，銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用更大。最后，為探討地區(qū)金融發(fā)展水平能否影響企業(yè)的代理成本，進(jìn)而影響銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用水平，文章進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，地區(qū)金融發(fā)展水平越高，企業(yè)的代理成本相對(duì)越低，銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用相對(duì)較小。本文研究突破已有文獻(xiàn)僅關(guān)注債務(wù)違約對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的局限，從企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平、地區(qū)金融發(fā)展水平等角度揭開(kāi)銀行介入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的異質(zhì)性，進(jìn)而得出銀行介入能夠降低企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)上的代理問(wèn)題，尤其是代理問(wèn)題較大的探索式創(chuàng)新受到的抑制作用顯著性更大。

本文的研究結(jié)論對(duì)于銀行介入企業(yè)的經(jīng)濟(jì)后果以及提高銀行預(yù)測(cè)企業(yè)債務(wù)違約的能力具有指導(dǎo)作用，為防止企業(yè)債務(wù)違約事件發(fā)生以及降低債務(wù)違約對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的沖擊，應(yīng)積極構(gòu)建多渠道的銀企信息交流機(jī)制，降低銀企之間的信息不對(duì)稱性以及企業(yè)的代理成本;對(duì)于政府來(lái)說(shuō)，要加快推動(dòng)金融發(fā)展水平，提高信貸資源的配置效率，降低企業(yè)的代理成本。

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Bank Intervention， Financial Asset Allocation and

Private Enterprise Innovation

——Based on Debt Default

YANG Yi1， CHENG Jingjing2，3

（1.Beijing College of Finance and Commerce， Beijing 100010， China; 2. University of International Business and

Economics， Beijing 100029， China; 3. Hebei Finance University， Baoding 071051， China）

Abstract： The article takes the Ashare private listed companies as the research sample， and the debt default dispute as the impact event. On the basis of propensity score matching method， it uses the doubledifference method to test the impact of bank intervention on the enterprise innovation. It is found that the enterprise innovation is significantly reduced and lasts for a long time. As the financial asset allocation can reflect the corporate agency cost for creditors， it is found that enterprises with higher financial asset allocation have greater banks inhibitory effect on corporate innovation. Further tests find that bank interventions have a relatively weaker inhibitory effect on corporate innovation in high financial development areas， especially for low financial asset allocation enterprises. This paper provides a new perspective for understanding the economic consequences of bank intervention in enterprises and improving the bank ability to predict corporate debt defaults. It also provides a new empirical evidence for understanding the relationship between financial asset allocation and corporate innovation.

Key words：bank intervention; enterprise innovation; agency cost; PSMDID model; financial asset allocation

（責(zé)任編輯劉永俊） 2019年10月第17卷第4期總66期北京聯(lián)合大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會(huì)科學(xué)版）Journal of Beijing Union University（Humanities and Social Sciences）Oct. 2019Vol.17 No.4 Sum No.66

[收稿日期]2019-07-28

[基金項(xiàng)目]國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“增強(qiáng)民營(yíng)經(jīng)濟(jì)韌性的精準(zhǔn)金融支持機(jī)理與路徑研究”（項(xiàng)目編號(hào)：19BJL059）。

[作者簡(jiǎn)介]楊宜（1966—），女，遼寧建平人，北京財(cái)貿(mào)職業(yè)學(xué)院黨委副書(shū)記、校長(zhǎng)、教授、博士生導(dǎo)師;通訊作者：程京京（1984—），女，河南溫縣人，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)博士研究生，河北金融學(xué)院副教授。