刘素坤，燕 玲

(1.大连海洋大学 经济管理学院，辽宁 大连 116023；2.大连民族大学 国际商学院，辽宁 大连 116600)

一、问题提出

货币政策作用于实体经济的传导机制一直是理论研究领域的热点问题，研究货币政策传导机制实际上是研究货币政策是如何作用于宏观经济的。剖析货币政策对宏观经济的传导路径，有助于政府选择适合中国货币政策传导机制特点的货币政策工具[1]。货币政策对企业创新行为影响的微观传导理论来源于MM定理[2]、信息不对称理论[3-4]和委托代理理论[5]。而货币政策影响宏观经济的传导渠道可分为利率渠道、汇率渠道、资产价格渠道和信贷传导渠道。多数学者认为，宽松的货币政策可以促进企业创新投资[6-7]，但也有学者发现，由于货币政策使企业通过信贷渠道配置金融资产更为便利，因而会加剧企业的财务风险，对企业投资产生负面影响[8-9]。目前学术界关于货币政策对创新行为的影响尚存在争议，并且以考察货币政策对企业创新行为的直接影响为主，缺乏深入探讨货币政策对企业创新行为影响作用机理的相关研究。那么，货币政策是如何对企业创新行为产生影响的？货币政策影响企业创新行为的传导机制是怎样的？

针对以上问题，本文从以下几个方面进行研究：第一，以企业融资结构为切入点，研究货币政策对企业创新行为影响的作用机理，同时将企业融资细分为股权融资和债务融资；第二，分别研究货币政策对探索式创新和开发式创新行为的影响，并进一步探讨区分不同产权性质下的影响路径；第三，先采用有调节的双重中介效应模型对货币政策与企业创新行为之间的关系进行研究，后采用有调节的双重中介效应模型探讨股权融资和债务融资在货币政策与企业创新行为之间的中介效应，使得政府补贴影响企业创新行为的路径更为清晰。本文后续部分结构如下：第二部分为理论分析与假设提出，第三部分介绍研究设计，第四部分展开实证检验，第五部分为研究结论与启示。

二、理论分析与研究假设

(一)货币政策与企业创新

货币政策影响实体经济的直接路径主要包括财富效应和实际货币余额效应。财富效应认为，宽松的货币政策会改变民众的财富构成，或通过增加名义财富总量的方式刺激消费的增加和总需求的上升，进而促进企业投资。实际货币余额效应则指出，宽松的货币政策会以价格机制的方式影响民众持有货币量，达到刺激民众消费，从而刺激企业投资的目的。

同时，根据需求理论，货币政策可以通过需求效应影响企业创新投资。宽松的货币政策会导致货币供给增加，市场实际利率下降，资金机会成本降低，导致部分研发项目的净现值由负转正，使企业的投资机会增加，对企业研发投资产生正向影响。企业创新投资行为具有周期长、不确定性高的特点，该类项目的净现值对实际利率的变动更为敏感[5]。此外，宽松的货币政策会使企业对未来一定时期的资金面有乐观预期，因而为了增加产品的市场竞争力，企业可能倾向于制定增加研发投入的决策。据此，提出如下假设：

假设H1a：宽松的货币政策对企业创新行为有显著的正向影响。

根据双元创新理论，企业的创新行为可区分为探索式创新和开发式创新。相较于开发式创新，探索式创新式是一种根本性和激进性的创新，具有更高的风险[10]。企业的探索式创新活动面临更严重的融资约束，而宽松的货币政策有利于缓解企业融资约束问题，促使企业进行有利于企业长远发展的探索式创新。同时为了满足近期的获利需求，企业也会进行风险较低的开发式创新。据此，提出如下假设：

假设H1b：宽松的货币政策对企业探索式创新行为有显著的正向影响。

假设H1c：宽松的货币政策对企业开发式创新行为有显著的正向影响。

(二)企业融资结构的中介作用

货币政策影响宏观经济的间接传导机制则主要包括利率渠道、信贷渠道、资产价格和汇率渠道。本文结合以上传导渠道，以微观企业融资方式为切入点，探讨货币政策对企业创新行为影响的传导机制。

企业外部融资方式可分为两类，一类是发行股票形成的权益性资金，一类是通过借入款项、发行债券等形成的债务资金。由于中国债券市场尚未完善，企业债务融资方式常以银行借款为主，因此本文主要以银行借款为研究对象，对债务融资方式进行展开。

货币政策主要通过货币和信贷两个渠道对企业的融资行为产生影响。货币渠道主要通过直接改变资产价格和融资成本，从而对微观企业融资行为产生影响[11]。信贷渠道则是通过影响企业可获得的商业银行信贷额度，对企业的外部融资约束状况产生影响，进而对实体经济产生影响[12]。

1.企业股权融资的中介作用

宽松的货币政策伴随着利率的下降和货币供给量的增加。一方面，利率下降可以刺激投资和消费，扩大企业市场占有率，促使企业利润增加，优化资产负债表，提升股票价值。而后良好的公司经营状况会提高投资者对企业未来获利能力的良好预期，促使其增加股票投资。另一方面，利率下降会带动无风险利率的下降，刺激市场上的现金流从银行系统流入证券市场[13]，从而进一步推高股票价格。依据货币政策的资产价格传导机制，货币供应量的增加会导致证券市场流动量的增加，促使国民将股票作为金融资产进行投资，进而引起股票价格的上涨。依据市场择时理论，在股价较高时企业倾向于采取股权融资作为外部融资方式，因此，宽松的货币政策会导致企业股权融资增加[14]。

根据信号传递理论，股权融资会使投资者认为企业具有良好的投资机会。由于企业研发行为需要投入大量资金，并且风险较高，股权融资方式能够为企业提供较多的自由资金，而不会承担较大的还款压力，可以极大地缓解企业研发过程中的融资约束问题。综上，提出如下假设：

假设H2a：股权融资在货币政策和企业创新行为之间具有中介效应。

假设H2b：股权融资在货币政策和企业探索式创新行为之间具有中介效应。

假设H2c：股权融资在货币政策和企业开发式创新行为之间具有中介效应。

2.企业债务融资的中介作用

货币政策会通过影响货币供给影响企业研发行为。由于债务人与银行之间的信息不对称，企业在向银行申请贷款过程中存在信贷配给现象[3]。当配给均衡时，货币政策可以通过对企业信贷可得性产生影响，进而影响企业的研发投资行为。即使保持利率水平不变，政府仍可以通过调整货币供应量，达到影响银行贷款能力，从而影响企业研发投资行为的目的。由于中国特殊的制度背景，使得上市公司普遍存在股权融资偏好[15-16]，因而在宽松的货币政策下，上市公司会将股权融资作为优先选择，从而导致企业债务水平的降低[14]。

企业进行的创新研发活动具有周期长、资金需求量大的特点，并且形成的创新资产并不能发挥有效担保作用，因而导致企业创新活动具有投入高、风险高的特点。同时，进行技术研发的企业基于保守技术秘密的目的，在进行债务融资过程中也倾向于不公开与研发项目有关的敏感信息，使得借贷双方的信息不对称进一步加剧。在当前信贷资源稀缺的融资环境下，银行作为贷款发放者，为了进行风险规避，需要保证信贷资产质量优质，因而银行在发放贷款时会选择低风险、高收益的项目，而不是风险高、周期长的研发项目，即使为此类项目提供贷款，也会对该类项目进行积极监督，并会对企业重大的研发投资决策进行干预。综上，提出如下假设：

假设H3a：债务融资在货币政策和企业创新行为之间具有中介效应。

假设H3b：债务融资在货币政策和企业探索式创新行为之间具有中介效应。

假设H3c：债务融资在货币政策和企业开发式创新行为之间具有中介效应。

(三)产权性质的调节作用

中国金融系统集中度较高，具有“政府影响力”。理论上来说，有效的金融系统要能够把有限的金融资源配置到回报率最高的产业或企业中。源于政治上的“中心-依赖”[17]，或由于经济上的“利益集团”[18]，中国金融市场发展模式复杂。同样的信贷政策下，国有与非国有企业受影响的程度不一致。政府可以通过指导和干预国有企业决策来实施对经济的宏观调控，同样也会干预国有商业银行的决策。因此，国有企业会得到更多的政策扶持，获得资金也更加地便利。相比之下，非国有企业在借贷市场和股票市场却受到诸多限制。因此，当信贷政策发生变动时，国有企业受到的冲击更大。

三、研究设计

(一)样本选择及数据来源

由于目前执行的《企业会计准则》始于2007年，此后上市公司财务报告才开始完整地披露企业创新的相关数据，因而本文选取2007—2019年沪深上市公司作为初始样本，同时进行了如下筛选：(1)剔除金融行业的样本；(2)剔除了ST和*ST样本；(3)为确保企业的融资环境是相同的，剔除同时发行B股和H股的公司；(4)剔除了创业板上市公司的样本；(5)剔除相关数据缺失的样本。

本文涉及的财务数据与非财务数据均来自国泰安数据库，统计分析软件为SPSS 23.0和Stata 16.0。为排除极端值的影响，本文对主要连续变量进行了1%水平上的缩尾处理。

(二)变量定义与度量

1.被解释变量：企业创新

测度企业创新的变量可分为当年总的研发支出和依据双元创新理论进行分类的研发支出。根据2006年颁布的《企业会计准则第6号——无形资产》，本文采用“本期增加数”的金额作为企业当年总的研发支出的测度依据，使用企业当年研发支出金额与上年总资产的比值(RD)对该指标进行度量[19]。依据企业会计准则，采用企业当期开发支出项目的费用化支出与企业上一年资产总额的比值(R)作为衡量企业探索式创新支出的指标，将当期资本化支出与企业上一年资产总额的比值(D)作为衡量企业开发式创新支出的指标[20]。

2.解释变量

参照以往研究[21]，本文采用“M2发行量增长率-实际GDP增长率-CPI增长率”估算货币政策。本文设定货币政策为虚拟变量(MP)，当“M2发行量增长率-实际GDP增长率-CPI增长率”的值为正时，定义为货币政策宽松年度，并定义虚拟变量MP=1；当“M2发行量增长率-实际GDP增长率-CPI增长率”的值为负时，定义为货币政策紧缩年度，MP=0。

3.中介变量

股权融资：本文采用 “吸收权益性投资收到的现金”与上一年资产总额的比值作为企业股权融资的度量指标。

债务融资：本文采用银行贷款总额与企业债务总额的比值作为企业债务融资的度量指标。

4.调节变量

企业的产权性质(State)是本文的调节变量，该变量为哑变量，控股股东为国家各级国资委和国有机构时取1，否则取0。

5.控制变量

借鉴以往研究[22-24]，选择托宾Q(TQ)、上市公司规模(Size)、营业收入增长率(Growth)、企业新增投资(Caper)、杠杆率(Lev)、企业年龄(AGE)、盈利能力(ROA)、有形资产比率(TAN)作为控制变量。同时，本文模型还控制了行业(IND)和年份(YEAR)虚拟变量。变量度量方法如表1所示。

表1 变量定义与说明

(三)模型设计

1.总体效应模型设定

本文构建模型检验货币政策对企业创新的总体效应，模型如下：

INNOit=α0+α1MPit+α2TQit+α3Sizeit-1+α4Growthit+α5Caperit+α6Levit-1+

α7AGE+α8ROAit-1+α9TANit+α10Stateit+∑INDi+∑YEARi+εit

(1)

创新投资INNO分别以企业当年研发支出总额RD、探索式创新支出R和开发式创新支出D表示。根据假设H1，货币政策的估计参数α1应显著为正，即宽松的货币政策会促进企业创新行为。

2.有调节的双重中介效应模型设定

中介变量是介于解释变量和被解释变量之间的变量，解释两者之间“如何”以及“为何”发生的过程，而调节效应则揭示了这种影响是否会被其他因素所干扰，因而本文采用双重中介效应模型来检验货币政策影响企业创新行为的中介渠道[25]。具体路径如图1所示。

图1 货币政策影响企业创新行为的路径

双重中介效应模型如下：

Eit=β0+β1MPit+β2TQit+β3Sizeit-1+β4Growthit+β5Caperit+β6Levit-1+

β7AGE+β8ROAit-1+β9TANit+β10Stateit+∑INDi+∑YEARi+εit

(2)

Rlevit=γ0+γ1MPit+γ2TQit+γ3Sizeit-1+γ4Growthit+γ5Caperit+γ6Levit-1+

γ7AGE+γ8ROAit-1+γ9TANit+γ10Stateit+∑INDi+∑YEARi+εit

(3)

INNOit=δ0+δ1MPit+δ2Eit+δ3Rlevit+δ4TQit+δ5Sizeit-1+δ6Growthit+δ7Caperit+δ8Levit-1+

δ9AGE+δ10ROAit-1+δ11TANit+δ12Stateit+∑INDi+∑YEARi+εit

(4)

有调节的双重中介效应模型如下：

Eit=η0+η1MPit+η2Stateit+η3MPit×Stateit+η4TQit+η5Sizeit-1+η6Growthit+η7Caperit+

η8Levit-1+η9AGE+η10ROAit-1+η11TANit+∑INDi+∑YEARi+εit

(5)

Rlevit=θ0+θ1MPit+θ2Stateit+θ3MPit×Stateit+θ4TQit+θ5Sizeit-1+θ6Growthit+θ7Caperit+

θ8Levit-1+θ9AGE+θ10ROAit-1+θ11TANit+∑INDi+∑YEARi+εit

(6)

INNOit=λ0+λ1MPit+λ2Eit+λ3Rlevit+λ4Stateit+λ5MPit×Stateit+λ6Eit×Stateit+

λ7Rlevit×Stateit+λ8TQit+λ9Sizeit-1+λ10Growthit+λ11Caperit+λ12Levit-1+

λ13AGE+λ14ROAit-1+λ15TANit+∑INDi+∑YEARi+εit

(7)

本文首先采用依次检验的方式对中介效应进行检验，并采用偏差矫正的非参数百分位拔靴(Bootstrap)法进行系数乘积的区间检验。同时，由于多重中介模型涉及变量较多，且路径较为复杂，本文采用结构方程模型进行分析，用软件SPSS 25.0中的插件PROCESS的Model 4做中介效应检验，使用插件PROCESS的Model 59做调节效应检验。

四、实证研究结果

(一)描述性统计与相关性分析

如表2所示，衡量当期研发支出的变量(RD)，均值为0.014 1，大于中位数的2倍，数据形态具有右偏的状况，这说明部分企业存在过度投资行为。探索式创新支出(R)的均值为0.008 5，而中位数为0.000 7，均值大于中位数的10倍，数据形态具有右偏的状况，这说明部分企业的探索性创新支出较多。开发式创新支出(D)的均值为0.003 2，而25%分位数和中位数均为0，75%分位数为0.002 9，数据形态也同样具有右偏的状况，这说明只有部分企业可以进入研究开发阶段。

表2 变量的描述性统计结果

皮尔逊(Pearson)相关性分析结果显示，变量两两之间的相关系数均小于0.5，因而模型之间不存在多重共线性问题。由于篇幅限制，皮尔逊相关性分析的结果图表省略。

(二)回归检验与结果

1.基于样本总体的回归分析

通过多层次回归法对相关假设进行检验，如表3所示。针对模型1分别以当年研发支出、探索式创新支出和开发式创新支出作为被解释变量，模型1-1、模型1-2、模型1-3的回归结果显示，货币政策(MP)的回归系数均在1%的水平上显著为正，说明宽松的货币政策不仅可以促进企业当年的总的创新研发支出，同时也会促进企业的探索式创新支出和开发式创新支出，假设H1a、假设H1b、假设H1c得证。模型2的回归结果显示，货币政策(MP)的回归系数在1%的水平上显著为正，说明宽松的货币政策有利于企业获得股权融资。模型3的回归结果显示，货币政策(MP)的回归系数在1%的水平上显著为负，说明宽松的货币政策不利于企业获得更多的债务融资，说明上市公司普遍存在股权融资倾向。针对模型4分别以当年研发支出、探索式创新支出和开发式创新支出作为被解释变量，并加入中介变量股权融资(E)和债权融资(Rlev)，模型4-1和模型4-3的回归结果中，股权融资(E)的系数均在1%的水平上显著为正，说明股权融资会促进企业的研发支出，而在模型4-2中，该系数并不显著区别于0，说明股权融资对企业的探索性融资无显著影响。在模型4-1、模型4-2和模型4-3中，债务融资(Rlev)不仅会抑制企业的研发支出，而且也会抑制企业的探索式创新支出和开发式创新支出；货币政策(MP)的系数始终在1%的水平上显著为正，说明存在部分中介效应。

表3 多层次回归分析

中介效应的检验结果如表4所示，存在两条中介路径：货币政策→股权融资→企业创新行为；货币政策→债务融资→企业创新行为。当被解释变量为研发支出总额时，股权融资在货币政策与企业创新行为之间的中介效应量为0.000 1，置信区间为[0，0.000 2]，大于等于0，中介效应显著，假设H2a得证。债务融资在货币政策与企业创新研发行为之间的中介效应量为0.000 2，置信区间为[0，0.000 3]，大于0，中介效应显著，假设H3a得证。当被解释变量为探索式创新支出时，股权融资在货币政策与企业探索式创新行为之间的中介效应量为0，置信区间为[0，0.000 1]，不存在中介效应。债务融资在货币政策与企业探索式创新行为之间的中介效应量为0.000 1，置信区间为[0，0.000 3]，大于0，中介效应显著，因而，债务融资在货币政策与企业探索式创新行为间发挥中介效应，由此假设H3b得证；当被解释变量为开发式创新支出时，股权融资在货币政策与企业探索式创新行为之间的中介效应量为0.000 1，置信区间为[0，0.000 1]，大于0，中介效应显著，股权融资在货币政策与企业探索式创新行为间发挥中介效应，由此假设H2c得证。债务融资在货币政策与企业探索式创新行为之间的中介效应量为0，置信区间为[0，0.000 1]，不存在中介效应。

在金融市场中，产权性质不同也会影响企业的融资结构。一方面，银行体系发放贷款时可能会因“所有制歧视”而将资源向国有企业倾斜，特别是在政府实施紧缩的货币政策时，国有企业的贷款需求会被优先保障。另一方面，在股权融资市场上，相较于非国有企业，国有企业明显更具优势[26-27]。

表5和表6列示的结果显示，当被解释变量为研发支出总额时，路径“货币政策→股权融资→企业创新行为”中，系数为0.000 2，置信区间为[0，0.000 9]，产权性质的调节作用显著；路径“货币政策→债务融资→企业创新行为”中，系数为0.000 3，置信区间为[-0.000 2，0.000 8]，调节作用不显著。当被解释变量为探索式创新支出时，路径“货币政策→股权融资→企业探索式创新行为”中，系数为0.000 3，置信区间为[0，0.000 8]，调节作用显著；路径“货币政策→债务融资→企业创新行为”中，系数为0.000 2，置信区间为[-0.000 1，0.000 6]，调节作用不显著。当被解释变量为开发式创新支出时，路径“货币政策→股权融资→企业探索式创新行为”中，系数为0，置信区间为[-0.000 1，0.000 1]，调节作用不显著；路径“货币政策→债务融资→企业创新行为”中，系数为0，置信区间为[0，0.000 1]，不存在调节作用。

表5 样本总体多层次回归分析

表6 样本总体调节效应检验结果

2.基于产权性质的回归分析

上文的分析结果显示，产权性质会对货币政策影响企业创新行为路径产生调节作用，说明企业产权性质的不同会导致企业资源禀赋的不同，进而导致资源配置意图和能力存在差异，最终会影响货币政策、融资结构与企业创新行为之间的关系。

表7展示了国有样本多层次回归的结果，货币政策的系数均在1%的水平上显著为正，说明股权融资、债务融资的作用为部分中介效应。

表7 国有样本多层次回归分析

表7(续)

表8展示了国有样本中介效应的检验结果，当被解释变量为研发支出、探索式创新支出时，独立中介效应1的置信区间均不包含0，表明股权融资的中介效应是显著的，证实了假设H2a、假设H3a；独立中介效应2的置信区间均不包含0，表明债务融资的中介效应是显著的，证实了假设H2b、假设H3b； 当被解释变量为开发式创新支出时，独立中介效应1的置信区间不包含0，表明股权融资的中介效应是显著的，证实了假设H3c。

表9展示了民营样本多层次回归的结果，当被解释变量为研发支出时，货币政策的系数不显著，说明股权融资、债务融资起到完全中介作用。当被解释变量为探索式创新支出和开发式创新支出时，货币政策的系数均在1%的水平上显著为正，说明股权融资、债务融资的作用为部分中介效应。

表9 民营样本多层次回归分析

表10展示了民营样本中介效应检验结果，当被解释变量为研发支出时，独立中介效应1的置信区间不包含0，表明股权融资的中介效应是显著的，证实了假设H2a；当被解释变量为探索式创新支出时，独立中介效应1的系数为0，置信区间不包含0，说明股权融资的中介效应不存在。独立中介效应2的置信区间不包含0，表明债务融资的中介效应是显著的，证实了假设H3b；当被解释变量为开发式创新支出时，独立中介效应1的置信区间不包含0，表明股权融资的中介效应是显著的，证实了假设H2c。

表10 民营样本中介效应检验结果

通过上述回归结果可知，对于国有企业来说，货币政策会通过影响股权融资，进而对企业创新行为产生影响，并且这种影响路径在探索性创新行为和开发式创新行为中都有效。同时，货币政策也会通过影响企业债务融资，进而影响企业创新行为和探索式创新行为。对民营企业来说，货币政策会通过影响股权投资，进而影响企业整体的创新投入，这一影响路径在开发式创新行为中仍然有效。对于企业的探索式创新行为，货币政策是通过影响企业债务融资，进而传导至企业探索式创新行为的。

(三)稳健性检验

为了保证回归结果的稳健性，本文使用滞后一期被解释变量对研发支出予以衡量，重复上述步骤，分别对当年研发支出、探索式创新支出和开发式创新支出进行回归，并按产权性质的不同分别进行检验，结论基本一致，说明模型是稳健的[28]。

五、结论与启示

(一)结论

本文探讨了货币政策对企业创新行为的影响及其路径，并根据双元创新理论，进一步探讨了货币政策对探索式创新和开发式创新行为的影响及其路径。结果显示，货币政策能够显著影响企业的创新行为。当采用宽松的货币政策时，企业当年的研发支出水平也会提高，反之亦然。另外，本文考察了货币政策作用于企业创新行为的中间机制。结果发现货币政策可以通过两条路径影响企业创新行为。首先，货币政策可以通过影响股权融资，进而作用于企业的创新行为，同时也会对企业的开发式创新行为产生影响。其次，货币政策也可以通过影响债务融资，进而对企业总体创新投入和探索式创新行为产生影响。最后，考虑到产权性质的差异对企业融资行为的影响，本文根据不同类型的产权性质探讨货币政策对企业创新行为的影响路径。结果发现，国有企业的资源禀赋相较于民营企业具有明显优势：一方面，货币政策可以通过影响国有企业的股权融资，进而对其创新行为产生影响，并且这一影响路径并不会因创新类型的差异而有所不同。另一方面，可以通过影响企业债务融资，对企业的探索式创新行为产生影响。而对于民营企业来讲，货币政策主要通过两条路径对民营企业创新行为产生影响：第一，货币政策通过影响股权融资，进而影响企业的开发式创新行为；第二，货币政策通过影响债务融资，从而对企业的探索式创新产生影响。

(二)启示

通过对中介作用的发掘，本文发现了货币政策促进企业创新的路径，启示如下：

第一，大力促进和规范股票市场的发展。货币政策会通过影响企业股权融资，进而影响企业的创新行为。而股票市场的健康发展决定了货币政策影响企业创新行为的路径是否畅通，因此，可以通过以下两种途径健全股票市场发展：一方面，可以通过扩大投资者规模来扩大股票市场规模；另一方面，可以通过扩大市值规模，建立多层次的证券市场体系，加快金融创新[29-30]。

第二，保障商业银行体系的健康运营。货币政策会通过影响企业债务融资，进而影响企业创新行为，因此，要保证货币政策能够通过信贷传导机制进行良性运作，让货币政策通过这一路径传导至实体经济。此外，在这一过程中不仅要避免大规模不良贷款的出现，而且还要防止公司治理结构不完善导致的运营风险。