一、引　言

在中央提出防范化解重大风险的大背景下，企业短贷长投问题逐渐得到学界重视。基于我国情境的研究指出，企业无法有效获取支持投资的长期债务，进而选择短贷长投作为一种替代性的投融资安排。这种投融资方式虽然在一定程度上增加了企业融资水平，但也会加剧企业流动性风险以及经营风险（钟凯等，2019；刘晓光和刘元春，2019）、降低企业全要素生产率和企业绩效（钟凯等，2016；马红等，2018）。从宏观层面看，微观企业的投融资期限匹配是否得当，直接关系到整个经济的运行是否风险可控。在当前中国经济步入“新常态”发展模式下，中央明确提出要“打好防范化解重大风险攻坚战”和“守住不发生系统性金融风险的底线”，实现上述目标的微观保障是企业层面不出现系统性的投融资期限错配。在此背景下，研究我国企业短贷长投的决定因素与缓解机制，对降低我国宏观金融体系的风险、促进金融服务实体经济、实现微观实体企业高质量发展，都具有重要的理论和现实意义。

既有文献论证了我国企业短贷长投并非企业主动选择，而是被动接受（白云霞等，2016；马红等，2018；钟凯等，2018）。其他文献指出，为了缓解我国企业短贷长投，可以实施金融供给侧结构性改革，具体举措包括提高货币政策适度水平、放开利率管制和银行管制、增强银企关系等（钟凯等，2016；白云霞等，2016；马红等，2018；王红建等，2018；肖继辉和李辉煌，2019）。事实上，缓解企业短贷长投的关键在于，为企业的长期投资匹配长期债务融资。为了实现这一目标，除了采取既有文献指出的金融供给侧结构性改革措施，也可以考虑从非正式制度入手。相比于制度建设较为完善的西方国家，转型经济体中的社会规范、信任、文化、宗教等非正式制度因素能够修改、补充或扩展正式规则，进而显著影响资源配置和企业行为（Stulz和Williamson，2003）。其中，信任是一切经济交换的基础，信任缺失会产生巨大的经济运行成本。因此，资源的高效配置、契约的有效执行都离不开道德、信任的作用（Williamson，1993）。非正式制度中的社会信任能够引导人们遵循大多数人认可的社会规范，并内化为诚实守信的价值观。企业高管和员工也会受到地区社会信任影响，能够减少个人机会主义行为、同时更愿意相信交易对手。高管和员工的上述改变大概率能够降低企业机会主义行为、减少交易成本，进而缓解银行等债权人对企业过度投资和债务违约的担忧（Chen等，2016；杨国超和盘宇章，2019）、有助于促进银行等债权人与企业长期紧密合作。如此，社会信任应该有助于企业获得与投资相匹配的债务融资，进而缓解企业短贷长投程度。

基于此，本文使用2007—2018年中国A股上市公司数据，实证发现地区社会信任水平与企业短贷长投显著负相关，这表明社会信任能够缓解企业短贷长投程度。该结论在多种稳健性测试后仍成立。研究还发现，社会信任缓解企业短贷长投，还能进一步降低企业经营风险、缓解企业财务困境成本。进一步分析发现，完善健全的法律制度可以增强社会信任的短贷长投缓解作用。

本文的潜在贡献在于：第一，从非正式制度的社会信任视角补充了短贷长投影响因素文献。近年来，我国企业短贷长投问题越来越得到学界重视。既有文献指出，提高货币政策适度水平、放开利率管制和银行管制、增强银企关系等举措都对我国企业短贷长投具有缓解作用（钟凯等，2016；白云霞等，2016；马红等，2018；王红建等，2018；肖继辉和李辉煌，2019）。然而，上述文献都集中于金融供给侧结构性改革措施，鲜有研究考察社会信任等非正式制度是否有助于缓解企业短贷长投。本文发现社会信任这一非正式制度对企业短贷长投亦有显著缓解作用，有助于文献全面客观理解我国企业短贷长投的成因和缓解措施。

第二，本文拓展了社会信任经济后果文献。既有文献发现社会信任可以影响宏观层面的国际贸易规模（Guiso等，2008）与长期经济增长（Zak和Knack，2001；吕朝凤等，2019），以及影响微观层面的企业审计行为（雷光勇等，2014；Chen等，2018；孟庆斌等，2019；李明辉，2019）、财务行为（Dong等，2018），有利于民营企业获取信贷（张敦力和李四海，2012；Chen等，2016），影响企业债券（杨国超和盘宇章，2019）和股票市场表现（Pevzner等，2015；Li等，2017，2019）。本文考察企业短贷长投，结合了企业投资与融资期限，进一步拓展了社会信用的经济后果研究。

第三，本文补充了非正式制度与正式制度交互影响文献。研究表明，完善健全的法律制度可以增强社会信任的企业短贷长投缓解作用。这说明正式制度能够促进社会信任作用的发挥，为非正式制度和正式制度的互补关系提供了证据。

二、理论分析与研究假设

（一）社会信任与企业短贷长投

为了降低续借风险（He和Xiong，2012）和流动性风险，企业有动力避免短贷长投（Graham和Harvey，2001），保持投融资期限匹配（Kahl等，2015）。但在企业实际经营中，特别对于我国企业来说，短贷长投的现象却普遍存在（钟凯等，2016；白云霞等，2016；马红等，2018）。对于短贷长投的形成原因，学术界有两派对立的观点。一派学者认为，短贷长投是企业的主动选择，即企业主动利用短期债务去支持投资活动，其目的是降低交易成本、传递企业质量良好的信号或降低高管代理问题。

但另一派学者认为短贷长投不是企业的主动选择，而是被动接受。他们认为，企业能够主动选择短贷长投的隐含假设条件是，企业所处的金融市场是发展完备且多层次的，企业才能够根据自己的投资需求从金融市场中匹配到相应的长期或短期融资。这一条件在发达经济体普遍成立，但在转型经济体中往往不成立。如白云霞等（2016）、钟凯等（2019）认为，在我国金融市场结构不完备、利率期限结构不合理以及货币政策不稳定的大背景下，短贷长投是企业被动接受的一种替代性方案（钟凯等，2016）。那么，如何帮助企业缓解这种被动选择呢？既有文献指出，可行的措施包括完善金融市场以及增加资金供给，如研究发现提高货币政策适度水平、放开利率管制和银行管制、增强银企关系等（钟凯等，2016；马红等，2018；王红建等，2018；肖继辉和李辉煌，2019）。

本文认同我国企业短贷长投并非企业主动选择，而是被动接受。因此，缓解企业短贷长投的关键在于增加与企业投资期限相匹配的债务融资。而为实现这一目标，除了采取上述文献指出的金融供给侧结构性改革措施，也可以考虑从非正式制度入手。本文认为，非正式制度中的社会信任能够发挥相关作用。

具体而言，首先，社会信任有助于通过规范高管行为，缓解银行等债权人对企业过度投资和债务违约的担忧（Chen等，2016；杨国超和盘宇章，2019），并使债权人对企业更有信心，进而有利于企业获得与投资相匹配的债务融资，缓解企业短贷长投。首先，社会信任促使地区个人更加恪守社会规范，并内化为自身价值观和道德准则（Li等，2017）。企业高管往往有着更高的诚信水平（李明辉，2019）。一方面，高社会信任地区企业高管不太可能为了股东或自身利益、以牺牲债权人的利益为代价，做出过度投资决策。这将有效缓解银行等债权人对企业高风险投资运营的担忧。另一方面，高社会信任地区高管更加诚信守法经营，更能保证企业按时还本付息，降低企业违约概率，这有助于增加银行等债权人向企业提供长期债务融资的信心。如上所述，对于高社会信任地区的企业，银行等债权人较少担忧企业投资运营风险，同时对企业还款履约有较高信心。这都有利于企业获得与投资相匹配的债务融资，进而缓解企业短贷长投。

其次，社会信任能够为合作双方提供稳定的预期，降低交易成本（Williamson，1993），促进银行等债权人与企业长期紧密合作。Guiso等（2008）将信任定义为“个人主观认为自己被欺骗的概率”（贾雷等，2012；杨国超和盘宇章，2019）。高社会信任促使交易双方更相信彼此，进而降低交易成本。具体而言，在交易合作发生前，信任可以使双方更相信对方提供的信息，进而降低双方的调研成本。在交易过程中，信任可以降低双方预期的不确定性，使双方的谈判更加友好，进而减少协商成本（王艳和李善民，2017）；而在交易合作发生后，信任则可以降低双方的核查监督成本。同时，违约的高机会成本促使双方更好地履约（杨国超和盘宇章，2019）。这是因为，高社会信任地区的社会网络更加活跃，众多交易活动通过社会网络完成（Dong等，2018），如果交易主体违背了合约，将损失社会网络中累积起来的声誉与众多合作机会（Kreps和Wilson，1982），这种高昂的潜在成本也会促使交易主体高效履约。

作为我国金融体系的主要资金供给方银行来说，银行在决定是否向企业提供信贷之前，会产生与尽职调查等相关的固定费用。如果银行决定对企业提供短期贷款，企业很有可能在短期信贷到期后被其他银行“挖走”，这就会浪费银行付出的固定费用。若银行选择发放长期贷款，只要借款人不违反合约条款，银行就不用频繁地与借款人进行债务融资续约再谈判，企业被其他银行“挖走”的可能性自然也较低（马君潞等，2013）。考虑到降低自身交易成本、高社会信任地区高管和企业更少的机会主义行为以及更稳定的行为预期，银行也就更有动力维持与该类企业的长期合作，也更可能开发贴近客户需求的金融产品，以更好地满足企业投资项目所需要的资金规模和期限需求，从而降低企业短贷长投程度。

综合上述分析，本文提出如下假设：

假设H1：地区社会信任水平越高，企业短贷长投程度越低。

（二）法制环境、社会信任与企业短贷长投

理论上，对于社会信任效应的发挥，法制环境可能扮演“双刃剑”的角色，会产生两方面不同的作用。一方面，法制环境可能替代社会信任发挥作用。良好的外部法制环境本身就能发挥一定的治理效应，可以降低交易主体间的交易成本、抑制企业高管机会主义行为，进而使债权人更愿意为企业提供与投资期限相匹配的债务融资，从而弱化社会信任，缓解企业短贷长投的边际作用。此时法制环境与社会信任对企业短贷长投的影响呈现出一种替代关系，表现为在法制环境较好地区，社会信任对企业短贷长投的缓解效应更弱。

另一方面，法制环境也可能促进高水平社会信任的生成并增强信任的影响。更完善的法律制度为交易主体提供了更可靠的外部保障基础，能够降低信任被滥用的风险，从而有助于产生更高水平的社会信任（Stulz和Williamson，2003；Knack和Zak，2003；刘宝华等，2016）。更健全有力的法制环境不仅能够增加债务人违约成本，有效震慑部分债务人的机会主义行为；还能使债权人更有效地行使自身权利、保护自身利益，有助于降低债权人维权成本。因此，良好的法律环境能为债权人创造了更可靠的外部保障基础，使债权人能够更放心地为高社会信任地区企业匹配更适合的债务融资（刘宝华等，2016；杨国超和盘宇章，2019），进而更大程度地缓解企业短贷长投。此时，法制环境与社会信任对企业短贷长投的影响则呈现出一种互补关系。

综上，地区法制环境可能同时通过两种相反的作用机制增强或削弱信任的作用。因此，法制环境如何影响社会信任与企业短贷长投程度是一个值得假设检验的问题。基于此，本文提出如下竞争性假设：

假设H2a：企业所在地区法制环境越好，社会信任对企业短贷长投的缓解作用越强，即法制环境与社会信任之间呈互补关系。

假设H2b：企业所在地区法制环境越差，社会信任对企业短贷长投的缓解作用越强，即法制环境与社会信任之间呈替代关系。

（三）社会信任缓解企业短贷长投的经济后果分析

社会信任缓解企业短贷长投后，会产生何种经济后果呢？首先，理论上，社会信任缓解企业短贷长投，可以降低企业经营风险。这是因为，企业短贷长投的降低，意味着企业可以将更多的资源投入到研发、技术升级等长期投资中，有助于提高企业的创新能力、增强企业核心竞争力、提高企业经营业绩，从而降低企业经营风险。

其次，社会信任缓解企业短贷长投，可以降低企业财务困境成本。企业短贷长投的降低，减少了企业短期资金续借风险，能使企业的现金流更加充沛，能有效缓解企业的流动性风险、避免因资金链断裂导致的危机，降低企业违约概率，进而降低企业陷入财务困境的风险。

基于以上论述，本文提出如下假设：

假设H3：社会信任缓解企业短贷长投，能够进一步降低企业经营风险和财务困境成本。

三、样本选择与研究设计

（一）样本选取与数据来源

考虑到2007年中国新准则开始实施，本文以2007—2018年间所有A股主板、中小板和创业板上市公司作为初始样本，研究涉及的上市公司数据来自于CSMAR数据库，并与万得（Wind）和中国研究数据服务平台（CNRDS）进行了交叉核对，对缺漏的财务指标进行了补充。在此基础上，同时依照下述标准筛选各公司年度观测值：（1）考虑到金融类上市公司的特殊性，剔除金融公司样本观测值。（2）考虑到ST公司财务数据的异常性，剔除相关公司样本观测值。（3）剔除相关财务数据不完整的年度观测值。最终获得公司年度观测值21806个。为消除极端值影响，对连续变量进行两端1%的winsorize处理。

（二）研究设计与变量定义

为了研究社会信任对短贷长投的影响，本文估计如下回归模型：

$ SFL{I_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}Trus{t_{i,t - 1}} + \mathop \sum \nolimits Control{s_{i,t - 1}} + Year + Industry + \varepsilon $

(1)

其中因变量SFLI为长期资本支持长期投资的资金缺口，用来度量企业短贷长投的严重程度（钟凯等，2016；马红等，2018）。首先，计算长期资本支持长期投资的资金缺口=固定资产等投资活动现金支出－（长期借款本期增加额+本期权益增加额+经营活动现金净流量+出售固定资产等现金流入）。其次，将资金缺口用资产总计标准化。该值越大，表示长期资金支持长期投资的缺口越大，即企业短贷长投程度越严重。

自变量Trust为社会信任，参考相关文献（王艳和李善民，2017；Li等，2019；孟庆斌等，2019；李明辉，2019），数据来源于中国综合社会调查（CGSS）。中国综合社会调查是全国性、综合性的学术调查项目。在本文样本期间举行过6次调查，分别在2008年、2010年、2011年、2012年、2013年和2015年。除了2008年，其他历次调查中均有以下问题：“总的来说，您是否同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的?”被调查者可以从“完全不同意”到“完全同意”5种选项中，选择最合适的答案，这5种选项分别赋值为1、2、3、4、5。我们计算该地区被调查者答案的简单平均数，作为该地区当年的社会信任水平，分值越高表明社会信任水平越高。由于样本期间内仅有2010—2013年与2015年度的调查数据，同时鉴于社会信任在一段时间内相对稳定，用2010年数据度量2007—2009年社会信任水平，用2013年与2015年的平均值度量2014年社会信任水平，用2015年数据度量2016—2018年社会信任水平。

参考相关文献，控制了资产负债率、公司规模、盈利能力、货币政策适度水平、产融结合等可能对企业短贷长投有影响的变量（钟凯等，2016；白云霞等，2016；马红等，2018；刘晓光和刘元春，2019），具体变量说明请见表1。此外，模型中还加入行业固定效应和年份固定效应以控制行业和年份因素影响。为缓解反向因果可能导致的内生性问题干扰，自变量与控制变量相对于因变量滞后一期。为避免异方差和公司层面聚集效应对标准误的影响，对模型标准误进行异方差调整和公司层面聚类调整。

四、实证结果

（一）描述性统计

表2汇报了全样本相关变量描述性统计。可以看出，企业短贷长投（SFLI）的均值为−0.077，75分位数接近于0，表明有约四分之一的样本处于短贷长投状态，该数值与既有研究基本一致（钟凯等，2016；马红等，2018）。社会信任中位数为3.402，也与既有文献类似（王艳和李善民，2017；Li等，2019；孟庆斌等，2019；李明辉，2019）。其他变量为控制变量，变量分布与既有文献基本一致。

（二）基本实证结果与分析

表3第（1）列展示了社会信任（Trust）回归结果。结果显示，社会信任（Trust）在1%水平下显著。这表明在考虑了诸如资产负债率、盈利能力、市场地位以及宏观货币政策等控制变量影响后，随着社会信任水平的提高，企业短贷长投程度得以降低，这一结果支持假设H1。

本文的逻辑是：随着社会信任水平的提升，债权人更愿意为企业提供与投资期限相匹配的债务融资，进而缓解企业短贷长投。由于企业的大部分投资是长期投资，因此企业短贷长投的降低意味着债权人愿意为企业提供更长期限的债务融资。

为了检验上述推论，在表3第（2）至（4）列，将模型（1）的因变量分别替换为企业负债合计期限结构^①（Debt_STR）、企业有息负债期限结构^②（Int_Debt_STR）、企业银行借款期限结构^③（Loan_STR）。第（2）列显示，社会信任对企业负债合计期限无显著影响；但第（3）和第（4）列显示，社会信任能够显著增加有息负债期限结构和银行借款期限结构。

（三）地区法制环境的影响

为检验法制环境如何影响社会信任与企业短贷长投的关系，使用滞后一期王小鲁等（2018）“维护市场的法制环境”指数衡量各地区法制环境，并将样本分为法制环境较好组（LAW=1）与法制环境较差组（LAW=0），同时在两组内分别估计模型（1）。表4第（1）列和第（2）列显示，在法制环境较好（LAW=1）地区，社会信任能够显著降低企业短贷长投；而在法制环境较差（LAW=0）地区，社会信任与企业短贷长投关系不显著。这表明，更健全的法制环境可以增强社会信任发挥短贷长投缓解作用。支持了假设H2a。

（四）经济后果分析

为了检验社会信任的企业短贷长投缓解效应能否降低企业风险和企业财务困境成本，本部分构建如下多元回归模型进行考察。

$ \begin{aligned} & RISK{\left( {Zscore} \right)_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}Trus{t_{i,t - 1}} \\ & \quad + {\beta _2}SFL{I_{i,t - 1}} + {\beta _3}Trus{t_{i,t - 1}} \\& \quad \times SFL{I_{i,t - 1}} +\mathop \sum \nolimits Control{s_{i,t - 1}} \\&\quad + Year + Industry + \varepsilon \end{aligned} $

(2)

首先，检验企业风险。RISK代表企业风险，表5第（1）至（4）列依次用息税前利润3年和5年波动率（SD_EBIT_3、SD_EBIT_5）与资产回报率3年和5年波动率（SD_ROA_3、SD_ROA_5）衡量企业经营风险。我们关注的重点核心变量是社会信任（Trust）与短贷长投（SFLI）的交乘项Trust×SFLI，如果该项的系数显著为正，说明随着地区社会信任的提高，短贷长投的缓解能够降低企业风险。

表5第（1）至（4）列显示，社会信任（Trust）与短贷长投（SFLI）的交乘项Trust×SFLI的系数均为正，且都显著。这说明随着社会信任的提高，短贷长投的缓解可以进一步降低企业风险。

其次，检验企业财务困境成本。Zscore代表企业财务困境成本^④。该指标越大，表明企业财务越稳健、财务困境成本越低（Altman等，2007；Lee等，2014；钟凯等，2016）。我们关注的重点核心变量是社会信任（Trust）与短贷长投（SFLI）的交乘项Trust×SFLI，如果该项的系数显著为负，说明随着地区社会信任的提高，短贷长投的缓解能够提高Zscore，即降低企业财务困境成本。

表5第（5）列中，当因变量为未来一期财务困境成本时，交乘项Trust×SFLI的系数不显著为负；而在第（2）列中，当因变量为未来三期财务困境成本时，交乘项显著为负。这说明随着社会信任的提高，短贷长投的缓解不会影响到企业短期财务困境成本，但能够显著降低企业长期财务困境成本。以上结果支持了假设H3。

五、进一步分析

（一）排除竞争性解释

首先，前文假定短贷长投并非企业主动选择而是被动接受，在此检验此假定是否成立（结果见表6）。依次使用息税前利润率（EBIT）与总资产报酬率（ROA）未来一期与未来三期平均值作为因变量，发现短贷长投（SFLI）的回归系数均显著为负，该结果与钟凯等（2016）、马红等（2018）、盛明泉等（2020）的发现一致，表明企业短贷长投会降低企业绩效，侧面证明了短贷长投并非企业主动选择。

其次，社会信任与短贷长投的负相关关系，在理论上可能还存在如下替代性解释，即社会信任导致企业高管更注重自己的声誉，高管们为了减少投资失败而主动降低投资规模；或者社会信任使企业得到更多股权投资者的青睐，企业能够获得更多股权融资：上述逻辑均能降低企业短贷长投程度。如果上述替代性解释成立，那应该能够观察到，社会信任应该与企业投资规模负相关、或与新增权益融资正相关。

如表6第（5）列，将模型（1）的因变量替换成投资规模^⑤（Investment），发现社会信用不会显著降低投资规模。第（6）列将因变量替换为新增外部权益融资^⑥（New_Equity），结果也不显著，表明社会信任也不会显著提高企业权益融资。总的来看，这些结果排除了社会信任促使企业更少投资或更多获得股权融资的替代性解释。

再次，考虑一种由遗漏变量导致的自选择解释：有一类企业由于发展阶段、发展策略或产品的原因，需要更多地开拓新客户。那么，该类企业可能更加在意所处地区交易成本是否高昂、交易对手机会主义行为是否较多，如此该类企业也可能主动选择落户于高社会信任地区。同时，该类企业为了提高企业声誉，可能选择积极履行企业社会责任；或者更积极地与债权人建立良好的合作关系，这些努力都使其更容易获得长期债务融资，因此可能具有更低的短贷长投程度。如果上述逻辑成立，那么应该能够发现企业履行社会责任水平高低、企业客户集中度高低，会显著影响社会信任降低企业短贷长投的程度。

如表7第（1）（2）列所示，首先按滞后一期企业履行社会责任水平年度行业中位数^⑦，将企业分为两组回归，组间回归系数检验P值为0.852，表示履行社会责任水平不影响社会信任降低企业短贷长投的程度。同理，在第（3）（4）列，按滞后一期企业客户集中度年度行业中位数^⑧，将企业分为两组回归，组间回归系数检验P值为0.234，表示企业客户集中度不影响社会信任降低企业短贷长投的程度。这些结果在一定程度上排除了上述替代性解释。

最后，为了进一步控制遗漏变量可能导致的内生性问题，加入一系列控制变量，包括有形资产比率（Tangible_A）、企业社会责任（Social_Perf）、省份宗教场所数量（Religion）、人均GDP（Per_GDP）、金融发展程度（FD）与法制环境（Law）。结果如表7第（5）列显示，社会信任与企业短贷长投程度仍然显著负相关，结论仍然成立。

（二）补充性证据

本文在理论分析部分认为，社会信任缓解企业短贷长投的关键在于，社会信任有助于减少企业机会主义行为、降低交易成本，从而使银行等债权人愿意为企业匹配与投资期限相近的债务融资。利用中介效应进一步检验上述逻辑是否成立。

参考温忠麟和叶宝娟（2014）的方法，使用依次检验法考察中介效应。第一步，检验社会信任是否显著影响企业短贷长投，该步骤本质就是本文主回归模型（1）。第二步，检验社会信任是否显著影响潜在中介变量盈余管理（DA）^⑨与交易成本（COST）^⑩。结果显示（限于篇幅未列示结果，备索），解释变量社会信任（Trust）的回归系数均显著为负，表明社会信任能够降低企业盈余管理与交易成本。第三步，检验社会信任（Trust）以及潜在中介变量盈余管理（DA）与交易成本（COST）是否联合影响企业短贷长投。结果显示，潜在中介变量盈余管理（DA）与交易成本（COST）的回归系数均显著为正。以上结果表明，盈余管理（DA）与交易成本（COST）发挥了部分中介效应，说明企业机会主义行为的减少、交易成本的下降是社会信任缓解短贷长投的重要渠道。

六、稳健性检验

（一）替换社会信任指标

第一，参考孟庆斌等（2019），使用中国综合社会调查（CGSS）2010年、2011年、2012年、2013年与2015年各地区社会信任指标的5次调查均值，度量样本区间各地区社会信任（Trust1）；结果显示Trust1与短贷长投的回归系数在1%水平上显著为负。第二，参考Li等（2019），以各省人均社会组织数量^⑪（NGO）衡量地区信任水平；回归后的系数也在5%水平上显著为负。总体来说，更改自变量度量方式不影响本文结果。

（二）内生性检验

上文发现，社会信任与企业短贷长投程度显著负相关。但这一结果也可能是由遗漏变量导致。比如，可能存在某些无法控制的文化影响，它们既能影响地区信任水平，也能影响企业短贷长投程度。为了排除可能内生性问题的干扰，参考既有文献（Chen等，2016；Li等，2019），选择地区方言数量（Dialect）^⑫作为地区信任的工具变量。选用这一工具变量的核心逻辑在于，地区方言数量越多，地区的文化信念、日常生活方式也越多元，越难形成统一的社会规范，因此地区信任水平越低（Easterley和Levine，1997；Guiso等，2008），这一工具变量符合相关性的要求。而地区方言数量与特定企业短贷长投程度应无直接联系，这一工具变量也符合外生性的要求。结果显示，在控制了内生性问题后，本文的结论依然成立。

七、研究结论与启示

（一）研究结论

在中央提出防范化解重大风险的大背景下，研究我国企业短贷长投的决定因素与缓解机制具有重要意义。既有文献发现提高货币政策适度水平、放开利率管制和银行管制、增强银企关系等措施可以有效缓解企业短贷长投。但除了围绕既有文献指出的金融供给侧结构性改革思路，本文发现非正式制度中的社会信任亦能有效缓解企业短贷长投。此外，社会信任缓解企业短贷长投的经济后果，包括降低企业经营风险与财务困境成本。正式制度能够促进社会信任作用的发挥，表现为完善健全的法律环境可以增强社会信任的企业短贷长投缓解作用。

（二）管理启示

本文有助于实务界更全面客观地理解我国企业短贷长投的成因和缓解措施。本文研究表明，导致企业短贷长投的因素不仅包括既有文献指出的我国金融市场结构不完备、利率期限结构不合理以及货币政策不稳定，也包括地区社会信用水平较低。而高社会信任水平则能有效缓解企业短贷长投；同时，完善健全的法律环境可以增强社会信任对企业短贷长投的缓解作用。上述结论不仅为决策层防范化解实体经济风险、助力企业缓解短贷长投程度，提供了新的政策思路；也支持了十八届三中全会《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》中强调“建立健全社会征信体系，褒扬诚信，惩戒失信”的要求。

一方面，本文对微观企业的启示是，作为社会经济活动中的重要交易主体，企业是地区信任水平提高的最大受益者。因此，企业应更积极恪守契约精神，为建设良好的地区信任环境贡献自己的力量。另一方面，对政策制定者的启示是，为了缓解企业短贷长投程度，除了继续深化金融供给侧结构性改革，也应该加快培育和建设社会信用体系。随着互联网大数据、云计算和人工智能等网络技术的快速发展和不断创新，基于电子商务、互联网金融等产品和服务，能够获取海量大数据资源，包括个人和企业的消费数据、财务数据等；这些数据能够更及时全面地刻画和评估个人和企业信用状况、信用风险。政策制定者可以考虑将相关数据融入到现有征信体系当中，加大对失信企业和个人的识别力度，加大对违约企业和个人的曝光力度，更严格地限制不诚信群体可享受的公共服务，进而提高“老赖”的失信成本。

（三）研究展望

第一，结合非正式制度视角探讨企业短贷长投的研究尚不多见，未来研究可以考虑进一步探索文化、宗教等更多非正式制度如何影响企业短贷长投，也可以研究各种非正式制度之间的交互作用对企业短贷长投的可能影响。第二，既有对社会信任问题的研究都集中于地区社会信任，本文的社会信任也是指企业所在地区的社会信任水平，然而交易合作方的互信水平不仅体现在对地区的社会信任上，也体现在更精确的企业层面的社会信任上。后续研究可以进一步区分地区层面和企业层面社会信任的联系和差异，并研究企业层面社会信任的经济后果，进而丰富细化社会信任相关研究。

① 负债合计期限结构=非流动负债合计/负债合计。

② 有息负债期限结构=（长期借款+应付债券+长期应付款）/（短期借款+长期借款+应付债券+长期应付款+一年内到期的非流动负债）。

③ 银行借款期限结构=长期借款/（短期借款+长期借款）。

④ 考虑到中国特殊的制度环境，Altman等（2007）基于中国上市数据，开发了更适合中国企业的Z-Score指数（=0.517–0.44×期末总负债/期末总资产+ 0.932×净利润/平均总资产+ 0.388×期末营运资本/期末总资产+1.158×期末留存收益/期末总资产）。

⑤ 投资规模=购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金/资产总计。

⑥ 新增外部权益融资=吸收权益性投资收到的现金/资产总计。

⑦ 企业履行社会责任水平数据来自和讯网。

⑧ 参考文献的做法（江伟等，2018；孟庆玺等，2018），按照客户收入占比计算HHI指数。该指数越大，表示企业前5大客户收入占比越集中、客户集中度越高。客户收入来自国泰安数据库。

⑨ 根据文献做法（陆正飞等，2008；马永强等，2014），用盈余管理程度度量企业机会主义行为。参考Mcnichols（2002）计算盈余管理程度。

⑩ 参考姜付秀等（2019）的做法，使用“支付的其他与经营活动有关的现金流量/资产总计”作为交易成本的代理变量。

⑪ 各省人均社会组织数量=该省社会组织数量/常住人口（亿）；数据来自《中国统计年鉴》。

⑫ 语言数据来自《中国语言地图集》。