貨幣政策對企業融資約束異質性影響的統計檢驗

閆永佳，宋曉玲

（1.中國人民大學財政金融學院，北京 100872；2.北京語言大學商學院，北京 100083）

0 引言

目前中國經濟進入了相對低速增長的新常態。為了實現當前“防風險、穩增長”的政策目標，需要貨幣當局調整貨幣政策進而緩解中國企業尤其是中小企業的融資約束。在當前經濟環境下中國貨幣政策是否應該轉向，轉向寬松的貨幣政策是否能夠有效地緩解企業的融資約束進而刺激企業的投資，以及中國貨幣政策的階段性轉換會對不同的企業產生何種差異性的影響，都是值得進一步深究的議題。

目前的研究主要集中在融資約束對公司投資支出的影響、貨幣政策對企業“投資-現金流”敏感性的影響和貨幣政策對異質性融資約束企業的差異性影響這三個方面。首先，在有關融資約束對公司投資支出的影響方面，國內外的相關研究較多，但一直以來都存在著爭議。Modigliani 和Miller（1959）[1]提出著名的MM 理論，指出在完美的資本市場條件下公司的投資決策與資本結構無關。隨后的研究對這一理論進行了諸多發展。其中，Fazzari 等（1988）[2]認為外部融資存在溢價，因而公司投資更多地依賴內部資金，使得公司的“投資-現金流”敏感性較高；而Kaplan 和Zingales（1997）[3]、Cleary（1999）[4]則持相反意見。在存在上述研究爭議的情況下，Boyle 和Guthrie（2003）[5]對投資資金的可獲得性以及投資時機的靈活性進行研究，認為投資與公司現金流之間呈現非單調性。國內學者以中國上市公司為對象展開了研究，也得到相似結論[6,7]。其次，在貨幣政策對企業“投資-現金流”敏感性的影響方面，Bernanke 等（1999）[8]建立的“金融加速器”機制對這一渠道進行了詳細的闡述，認為貨幣政策的變化會改變企業的資產凈值，從而改變其資產負債表情況，進而影響其外部融資的溢價，最終影響企業的投資。隨后的許多研究都在這一框架內展開了分析，研究結論基本上認為寬松的貨幣政策會緩解企業的融資約束，從而刺激其投資支出[9,10]。最后，在貨幣政策對異質性融資約束企業的差異性影響方面，Korajczyk 和Levy（2003）[11]發現受融資約束小的公司能夠根據宏觀經濟狀況及時選擇融資方式，從而對貨幣政策的敏感性較??；Huang 等（2012）[12]研究發現，規模越大的企業受到的融資約束越??；張西征等（2012）[13]研究發現，貨幣政策對公司投資的影響既包含需求效應又包含供給效應，就需求效應而言，低融資約束公司更強，而就供給效應而言，高融資約束公司更強。

綜上所述，既有文獻已經就企業融資約束的敏感性進行了較為深入的研究，并分析了貨幣政策在其中產生的影響，但這些文獻存在著如下兩個不足：一是對于貨幣政策寬松和緊縮的階段性劃分主要依據傳統的劃分方法，這種階段的劃分不一定切合實際數據中貨幣政策對企業融資約束產生影響的方向性改變；二是關于貨幣政策對企業融資約束產生的異質性影響的分析不夠。針對這些不足，本文采用面板門檻模型，從數據自身出發識別貨幣政策在不同階段產生的影響，與此同時，本文還重點觀察貨幣政策階段性變化產生的異質性影響，并同時依據企業的規模和屬性進行異質性影響分析。

1 機理分析與研究假設

1.1 函數設定

為了分析貨幣政策變化對異質性企業的融資約束產生的影響，本文參照既有文獻的模型設定方式[14]，引入代表貨幣供給的商業銀行B和兩類企業P和S，其中P代表中小企業，S代表大型企業。

（1）廠商

假設兩種廠商都生產某種中間產品i，且都為壟斷競爭的廠商，遵從Dixit-Stiglitz生產函數，則其利潤函數可以表示如下：

其中，j表示廠商，Di表示第i種產品的總需求，Aj、Kj和Lj分別表示廠商j的生產技術、資本投入和勞動投入，rj和wj分別表示資本和勞動的價格，參數μ、γ、α和β分別表示產量、技術、資本和勞動的彈性系數。經過推導可以得到廠商j的資本需求函數：

根據式（2）不難發現資本需求為rj的減函數，是Aj的增函數，因此，企業的融資與融資的成本成反比，與生產的技術成正比。

（2）銀行

假定銀行給上述兩類企業發放貸款，貸款的利率采用加成定價法，即rB(j)=rd+M(j)，其中rB(j)為銀行給企業j的貸款利率，rd為貸款的基準利率，M(j)為風險溢價。不失一般性，本文假設M(P)>M(S)。

1.2 貨幣政策影響融資約束的機理分析

為了分析貨幣政策變化對于異質性企業的融資約束及投資的影響，本文借助圖1對其進行說明。

圖1 貨幣政策變化對異質性融資約束的影響示意圖

假設在t0時刻，銀行給兩類企業的貸款分別為和，因此總的貸款滿足=+，則圖1中對應長度為-的資本量即代表著。結合中國的現實情況，本文進一步假設大企業不存在融資約束，而中小企業存在著普遍的融資約束，因此在t0時刻，假定中小企業合意的融資水平是，則>，合意的總的貸款量也會大于實際的總的貸款量，即滿足>，如圖1所示。由于利率水平代表資本的邊際收益，易知對應于以及的利率水平和分別為圖1中線條②和③的斜率，因此有>。由此可見，融資約束提高了整體的利率水平。再根據式（2），此時總的資本需求會下降，因此使得投資水平下降。根據這個思路，若貨幣政策趨于緊縮，則融資約束程度會更高，企業的“投資-現金流”敏感性也會上升，而寬松的貨幣政策會降低融資約束，主要原因在于貨幣政策對于異質性企業產生了異質性的影響。

由此，本文提出如下兩個研究假設：

假設1：相較于緊縮的貨幣政策，寬松的貨幣政策能降低企業的“投資-現金流”敏感性。

假設2：貨幣政策變化對受融資約束程度較高的企業的“投資-現金流”敏感性的影響較大，而對融資約束程度較低的企業的敏感性的影響較小。

2 研究設計

2.1 模型設定與變量選取

由于本文主要關心貨幣政策影響下企業的“投資-現金流”敏感性，因此按照Hansen（1999）[15]的面板門檻模型，設定如下單一的面板門檻模型：

其中，被解釋變量Ivntit為投資支出，核心解釋變量為現金流量CFi,t-1，Xi,t-1為控制變量集合，M2×CFi,t-1為門檻變量，γ表示為門檻值。I(·)為示性函數，當M2×CFi,t-1≤γ時，I(M2×CFi,t-1≤γ)=1且I(M2×CFi,t-1>γ)=0；而當M2×CFi,t-1>γ時，I(M2×CFi,t-1≤γ)=0 且I(M2×CFi,t-1>γ)=1。為了減少內生性產生的影響，本文對所有解釋變量進行滯后一期處理。另外，式（3）中的μi用于反映公司的個體效應，如管理能力、公司文化等不可觀測的因素；φt表示不可觀測的時間效應，以降低宏觀政策和經濟發展趨勢的影響；εit~N(0,σ2)，為隨機干擾項。

（1）被解釋變量。投資支出（Ivntit），本文用購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金/總資產衡量。

（2）核心解釋變量。企業滯后一期的現金流量（CFi,t-1），本文用上一年度企業經營活動產生的現金流凈額/總資產衡量。

（3）門檻變量。按照上文所述，貨幣政策的實施有可能改變企業的融資約束，從而影響企業的投資，但是在每個時點上不同企業面臨的貨幣政策變量都是統一的。為了能夠分析宏觀貨幣政策對于微觀企業融資約束產生的影響機制，本文用廣義貨幣供應量的同比增長率衡量貨幣政策變量M2，然后在式（3）中設定貨幣政策變量與現金流量滯后項的乘積M2×CFi,t-1作為門檻變量，以衡量貨幣政策不同階段的變化及其對企業融資約束的影響，這也是既有文獻中常用的方法。

（4）控制變量。按照一般文獻的總結[6,7]，本文選取的控制變量有：投資機會（TobinQ），用托賓Q 值衡量，即公司市場價值/公司重置成本；資本結構（TL），用企業總負債/總資產衡量；現金持有量（Cash），用貨幣資金/總資產衡量；營運資本（WC），用（流動資產-流動負債）/總資產衡量。

2.2 數據來源及變量描述性統計

本文選取2004—2020年我國A股上市公司為研究樣本，通過剔除缺失值、相關異常值以及剔除ST、ST*和金融類企業，最終選取693 家上市公司的年度數據進行實證分析。本文對所有企業的連續變量均縮尾到2%至98%的區間，以消除極端值的影響。所有數據均來自國泰安和同花順金融數據庫。表1 給出了上述變量的描述性統計。

表1 變量的描述性統計

3 實證分析

3.1 內生性檢驗

為確保面板門檻模型估計結果的無偏性，本文先進行內生性檢驗，對所有變量進行Davidson-Mackinnon 檢驗，結果如表2所示。該檢驗的原假設為模型不存在內生性，從結果可以看出可以接受原假設，因此認為采用面板門檻回歸模型是合適的。

表2 變量的內生性檢驗結果

3.2 門檻模型形式估計

本文進行面板門檻模型檢驗，確定模型的門檻個數。按照上述介紹對模型進行參數估計，通過300次的可放回自抽樣過程，本文得到了關于門檻值的估計結果，如表3和表4 所示。其中表3 報告的是面板門檻模型的檢驗情況，表4報告的是具體門檻值的檢驗情況。

表3 面板門檻模型檢驗結果

表4 門檻值估計結果

根據表3 顯示的F 統計值、P 值和相應的臨界值可以發現，相較于單一門檻和三重門檻，雙重門檻效果最為顯著；從表4 來看，在95%的置信區間里雙重門檻的置信區間包含了三重門檻的置信區間。因此，本文可以選擇雙重門檻模型作為最終的估計結果，兩個門檻值分別為0.104和1.220。根據表3、表4的估計結果，本文將門檻變量的值分成三個區間，分別為-2.972 ≤M2×CFit≤0.104、0.104

3.3 實證結果分析

本文在表5 列示了選擇雙重面板門檻模型后的回歸結果，可以看出，營運資本WC和資本結構TL對公司投資支出有較為顯著的負向影響。其原因在于，當公司的營運資本需求量上升的時候，能夠用于投資的支出就會減少，因此營運資本對投資支出有負向影響；而大量研究表明，資本結構中債務融資比例的上升會抑制企業的過度投資問題，因此資本結構指標對企業的投資支出會產生負向影響。

從不同貨幣政策下融資約束對企業投資支出的影響來看，按照上文關于門檻值的估計，表5 中CF_1、CF_2、CF_3 分別代表著貨幣政策處于緊縮、穩健以及寬松階段時企業的現金流量，其系數值則對應著不同貨幣政策狀態下融資約束對投資支出的影響，即“投資-現金流”敏感性系數。從表5中的系數值來看，在貨幣政策處于緊縮和寬松階段時敏感性系數值都大于0，而在穩健階段時系數值小于0，使得最終的系數值大小關系呈現為CF_1>CF_3>CF_2，并且三個系數值都至少通過了5%水平上的顯著性檢驗。由此，本文可以得出一個基本的結論，即隨著貨幣政策從緊縮到寬松的階段性變化，中國貨幣政策對企業“投資-現金流”敏感性的影響呈現“U型”的非對稱性：當貨幣政策處于緊縮階段時，企業的“投資-現金流”敏感性較高，隨著貨幣政策趨于穩健，該敏感性也出現下降，而當貨幣政策過渡到寬松時期時，企業的“投資-現金流”敏感性又出現上升，因此呈現“U”型走勢。

上述結論表明本文提出的假設1并不成立。假設1是根據既有文獻的研究結論，認為寬松的貨幣政策能夠緩解企業的融資約束，并進而刺激其投資支出，從而企業“投資-現金流”敏感性程度較低。而本文上述的研究結論表明，雖然中國貨幣政策從緊縮階段轉向穩健階段能夠降低企業“投資-現金流”敏感性程度，但是當貨幣政策進一步向寬松階段轉換時，企業的“投資-現金流”敏感性程度又會上升，即總量寬松的貨幣政策并不能有效地緩解中國企業整體的融資約束并刺激企業投資。這個研究結論與之前大多數研究得到的結論并不一致，但對當前中國的貨幣政策實施具有很強的指導意義。根據這個結論，在當前中國總體投資水平不斷下滑的局面下，為了刺激企業的投資支出，不能只依靠貨幣政策的轉向，即由穩健的貨幣政策轉向寬松的貨幣政策，這種轉向達不到緩解企業融資約束和刺激企業投資的效果，反而有可能加劇中國企業的融資約束程度，抑制企業的投資支出。而由于貨幣政策處于穩健階段時企業的“投資-現金流”敏感性系數最小，因此，當前中國繼續維持穩健型的貨幣政策仍是最優的選擇。

4 基于企業異質性融資約束的分組檢驗

4.1 樣本分組與門檻效果檢驗

4.1.1 樣本分組

本文先對總體樣本企業按照企業規模的大小進行分組，將樣本時段內企業的總資產規模取平均值，然后依據資產規模的中值將總體樣本分為兩組，分別作為規模較小的公司以及規模較大的公司，數目均為346 家。另外，將總體樣本分為國有企業和非國有企業。CSMAR數據庫將企業按實際控制人性質分為國有企業、民營企業、非企業單位和自然人四大類，本文依照喻坤等（2014）[16]的做法，將實際控制人為國有企業和非企業單位（除了自治組織之外）的均定義為國有企業，其他定義為非國有企業。匯總得到國有企業217家，非國有企業476家。

4.1.2 門檻估計效果分組檢驗

本文將對不同分組樣本進行的門檻效果檢驗結果分別列示在表6 和表7 中，其中表6 所展示的是不同分組樣本的門檻模型的檢驗結果，表7所展示的是不同分組樣本的門檻值的估計檢驗結果。

表6 面板門檻模型分組檢驗結果

表7 門檻值估計結果分組檢驗

由表6 可知，按照企業規模劃分，大規模企業組在單一面板門檻模型下最為顯著，小規模企業組在雙重面板門檻模型下最為顯著；而按照企業性質劃分，國有企業組在單一面板門檻模型下最為顯著，非國有企業組在雙重面板門檻模型下最為顯著。

表7中門檻變量仍然為貨幣供應量M2 和不同企業現金流量的乘積?？梢园l現，大規模企業和國有企業的門檻效應變成了單一門檻，而小規模企業和非國有企業的門檻效應還是雙重門檻。根據表6 和表7 的估計結果可以發現，中國貨幣政策對異質性融資約束企業的“投資-現金流”敏感性仍然存在著非對稱性的影響，但是與總樣本企業相比，這些非對稱性影響出現了一些差異，最大的區別就是當貨幣政策處于寬松階段時，融資約束程度較低的大規模企業和國有企業的“投資-現金流”敏感性系數比較小，而融資約束程度較高的小規模企業和非國有企業的敏感性系數較大，這也說明總體樣本顯示雙重門檻效應主要是小規模企業和非國有企業的存在引起的。

4.2 貨幣政策對異質性融資約束企業的影響分析

本文在表8 中給出了異質性融資約束企業受貨幣政策影響的分組參數估計結果，本文將表8與表5中的總樣本企業的估計結果進行對比，以觀察貨幣政策對分樣本組企業產生的差異。

表8 異質性融資約束企業的分組參數估計結果

綜合表6 至表8 中有關分組樣本中的回歸結果，說明對于大規模企業和國有企業來說，只有在貨幣政策處于高度緊縮的階段時，貨幣政策才會對企業融資約束產生較小的影響，進而影響到企業融資水平，而在貨幣政策處于其他階段時，基本不會產生影響。對于小規模企業和非國有企業來說，和總體樣本企業一樣存在著兩個門檻值和三個門檻區間，并且在三個區間內現金流的系數值正負方向和總體樣本也一致，從統計上來看也非常顯著，但是相比之下，第二個門檻區間的區域大幅收窄。這說明當貨幣政策處于緊縮和寬松階段時，小規模企業和非國有企業的“投資-現金流”敏感性都會比較高，即企業的融資約束都會受到貨幣政策的顯著影響，只有貨幣政策處于穩健階段時受到的影響較?、俦疚膶τ谪泿耪咚幍膶捤?、穩健和緊縮階段的劃分沒有嚴格的界限，大體上對應于M2 的增長率從大到小的區間。因此，貨幣政策處于穩健階段指的就是M2 增速處于比較溫和的區域，但是小規模企業和非國有企業對應的穩健型貨幣政策區域要比總樣本的區域更小，說明這類企業的“投資-現金流”敏感性在大多數時間都會受到貨幣政策的影響。。其中貨幣政策寬松階段融資約束程度上升的可能原因在于：一是從資金的需求方面看，存在著對資金的“需求效應”，即當貨幣政策處于寬松階段的時候，雖然整體流動性充足，但小規模企業投資需求增長更為明顯，因此提升了融資約束的程度；二是從資金的供給方面看，存在著“擠出效應”，即當貨幣政策處于寬松階段的時候，也是資產泡沫相對加速的時期，資金更容易進入金融行業進行“空轉”，從而主要對小規模企業和非國有企業的資金供給形成“擠出效應”，這也比較符合中國的現實情況。因此，小規模企業和非國有企業的“投資-現金流”敏感性會顯著的受到貨幣政策變化的影響，從而證實假設2成立。

4.3 穩健性檢驗

為檢驗上述實證結果的穩健性，本文改變了上述實證檢驗中的部分經濟變量。首先，對于門檻變量指標，本文選取了狹義貨幣供應量M1的同比增長率與企業現金流量的乘積作為替代指標。其次，在控制變量方面，本文參照靳慶魯等（2012）[17]的做法，使用了[(流通股市場價值+非流通股市場價值+負債)/總資產]×[(流通股市場價值+非流通股賬面價值)/股東權益賬面價值]和(流通股市場價值+非流通股市場價值)/股東權益賬面價值作為托賓Q值的替代指標。再次，在異質性融資企業的分組方面，為了檢驗企業規模分組的穩健性，本文依據平均總資產將所有公司平均劃分為5個區間，隨后選擇兩端區間的企業作為小規模和大規模企業；而為了檢驗企業性質分組的穩健性，本文將總樣本中的國有企業和民營企業分別篩選出來作為對照組進行分析。經過這些穩健性檢驗發現，所得到的結論與前述研究結論基本一致。

5 結論與啟示

為了分析中國貨幣政策對于企業融資約束和投資支出的影響，本文基于中國的上市公司數據，應用面板門檻模型分析了貨幣政策的不同階段對于企業“投資-現金流”敏感性產生的影響，得到的結論如下：（1）貨幣政策的變化總體上會對中國上市公司的“投資-現金流”敏感性產生“U”型的非對稱性影響，體現在貨幣政策處于相對寬松和緊縮階段時，企業的“投資-現金流”敏感性較高，而處于穩健性階段時敏感性較低。（2）對于大規模企業、國有企業這些受融資約束較小的企業來說，貨幣政策產生的影響非常有限，只有處于嚴重緊縮階段時會對這些企業的“投資-現金流”敏感性造成一定影響，且并不顯著，而在其他階段基本沒有影響。（3）貨幣政策變化對小規模企業和非國有企業這些融資約束程度較高的企業會產生雙重門檻的非對稱性影響，體現為貨幣政策處于緊縮和寬松階段時，這些企業的“投資-現金流”敏感性較高，而處于穩健階段時敏感性較低，并且與總體樣本相比，這類企業的中間門檻區域大幅收窄，說明其投資支出總體上受到貨幣政策的影響較大。

上述研究結論對于處理當前中國貨幣政策的實施與企業投資的關系指明了方向。第一，從總體上來看，貨幣政策的實施會對中國企業投資產生非對稱性的影響，特別是貨幣政策處于寬松階段時，企業的“投資-現金流”敏感性程度反而會上升，表明當前中國為了應對企業投資率不斷下降的態勢，不能只依靠貨幣政策的轉向，從穩健型向寬松型的轉向并不能緩解企業的融資約束從而刺激整體的企業投資，因此需要謹慎對待當前貨幣政策方向性的調整。從對企業的“投資-現金流”敏感性的影響來看，維持穩健型的貨幣政策仍是最優的選擇。第二，從本文關于異質性融資企業的研究結論來看，貨幣政策對大規模企業和國有企業的影響較小，而主要會對小規模企業和非國有企業的“投資-現金流”敏感性產生影響，特別是寬松的貨幣政策反而會提高對小規模企業和非國有企業的融資約束，這可能是總量寬松的貨幣政策使得信貸供給更易于進入盈利能力更高的金融行業，形成金融“空轉”，對中小企業的投資形成了“擠出效應”。因此，當前中國應該維持穩健型貨幣政策，防止總量寬松的貨幣政策繼續拉開金融部門的杠桿率，避免進一步積累金融風險；與此同時，應該加大實施定向降準，加大對中小企業再貸款、TMLF、CBS 等結構性貨幣政策的支持力度，以改善中小企業的融資環境，支持民營企業的發展，從而增加總體企業的投資信心。