企業(yè)異質(zhì)性與貨幣政策信貸傳導渠道有效性

潘攀 鄧超

摘?要：基于貨幣政策傳導理論，依據(jù)2008-2017年滬深兩市非金融上市企業(yè)數(shù)據(jù)，考量企業(yè)異質(zhì)性與貨幣政策信貸傳導渠道有效性。結(jié)果顯示：緊縮性貨幣政策通過銀行信貸渠道傳導，有效降低企業(yè)的投資規(guī)模;受企業(yè)異質(zhì)性影響，貨幣政策信貸傳導在高融資約束、高投資機會、高資產(chǎn)可抵押性和非國有企業(yè)中更能發(fā)揮有效作用。

關鍵詞：?企業(yè)異質(zhì)性;貨幣政策;信貸傳導渠道;企業(yè)投資

中圖分類號：F822文獻標識碼：?A文章編號：1003-7217（2020）02-0040-08

一、引?言

當前，我國經(jīng)濟已經(jīng)由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，完善政府對宏觀經(jīng)濟調(diào)控制度，優(yōu)化宏觀調(diào)控工具對存量資源的配置功能，是未來中央經(jīng)濟工作的重點。貨幣政策作為政府調(diào)控經(jīng)濟系統(tǒng)的主要手段之一，在“熨平”經(jīng)濟波動、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構、推動企業(yè)產(chǎn)能升級、加大投資等方面發(fā)揮著極其重要的作用[1，2]。因此，貨幣政策對經(jīng)濟產(chǎn)生什么樣影響，如何有效使用貨幣政策引導企業(yè)行為，自然成為人們所關注的重點問題[3，4]。

已有文獻中，學者們關注更多的是貨幣政策對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生的影響[5]，也有部分學者就貨幣政策對微觀企業(yè)行為的影響展開了討論[6]，還有一部分學者對貨幣政策的傳導渠道展開了研究[7]。而對于我國來說，由于轉(zhuǎn)型時期金融市場的不完善，導致融資渠道相對單一，企業(yè)主要依賴從銀行獲得信貸資金來支持其投資[8]，即貨幣政策的銀行信貸傳導在所有傳導渠道中占主導地位。同時，推動高質(zhì)量發(fā)展是今后我國制定經(jīng)濟政策的根本要求，在此背景下，疏通貨幣政策銀行信貸傳導渠道，確保傳導的有效性尤為重要。盡管也有少量學者對貨幣政策信貸傳導的有效性進行了研究，但并未清晰展示貨幣政策信貸傳導渠道如何作用于微觀企業(yè)。此外，貨幣政策還與企業(yè)自身的異質(zhì)性密切相關，不同企業(yè)由于其所處環(huán)境不同，對貨幣政策執(zhí)行意愿也將存在差異，進而貨幣政策銀行信貸傳導渠道的有效性也不同。當然，也有學者從企業(yè)異質(zhì)性角度進行了探索[9]，也存在需要進一步完善的地方：一方面，僅討論了企業(yè)異質(zhì)性對貨幣政策有效性的影響，鮮有文獻分析企業(yè)異質(zhì)性對貨幣政策傳導性渠道有效性的影響，尤其缺乏研究企業(yè)異質(zhì)性對我國貨幣政策銀行信貸傳導渠道有效性的影響[10];另一方面，僅有的少量分析企業(yè)異質(zhì)性對貨幣政策實施效果的文獻，也多集中在討論企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)差異的影響方面。實際上，不僅產(chǎn)權性質(zhì)不同會對貨幣政策及其傳導渠道的有效性產(chǎn)生影響，諸如投資機會、資產(chǎn)可抵押性等也會產(chǎn)生不同影響。

基于以上分析，本文利用2008-2017年我國滬深兩市非金融上市企業(yè)為研究樣本，首先檢驗了貨幣政策對企業(yè)投資的影響，接著驗證了貨幣政策信貸傳導渠道的有效性，然后重點從融資約束、投資機會、資產(chǎn)可抵押性和產(chǎn)權性質(zhì)四個方面分析企業(yè)異質(zhì)性對貨幣政策信貸傳導渠道有效性的影響。經(jīng)驗證據(jù)表明，貨幣政策信貸傳導渠道在高融資約束、高投資機會、高資產(chǎn)可抵押性和非國有企業(yè)中能發(fā)揮有效作用，而對于低融資約束、低投資機會、低資產(chǎn)可抵押性和國有企業(yè)不能發(fā)揮調(diào)控作用。研究結(jié)論從企業(yè)異質(zhì)性角度為疏通貨幣政策信貸傳導渠道和提升貨幣政策實施效果提供決策參考。

二、理論分析和研究假設

企業(yè)進行投資的前提是能夠獲得融資[11]，根據(jù)經(jīng)典的MM理論，企業(yè)的投資決策獨立于企業(yè)融資因素僅與投資機會有關。然而，現(xiàn)實中的市場并非是完美的，由于廣泛存在信息不對稱、市場摩擦以及稅收等，企業(yè)通常面臨著較大的融資約束，難以獲得投資所需資金[12，13]，甚至迫使企業(yè)不得不放棄投資機會。同時，我國經(jīng)濟正處于增長速度換擋和結(jié)構調(diào)整時期，中央政府又面臨著追求經(jīng)濟穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構、促發(fā)展和防風險的“四大目標”[14]，急需通過促進企業(yè)增加實體投資，以推動整體經(jīng)濟增長、增加就業(yè)人口以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級[15，16]。而在多種政府經(jīng)濟調(diào)控工具中，貨幣政策是最為重要和關鍵的一種。

貨幣政策對企業(yè)投資的影響主要體現(xiàn)在以下幾個方面：其一，貨幣政策調(diào)節(jié)企業(yè)獲得融資資金的金額。當貨幣政策趨于寬松時，由于銀行、金融機構可配給的信貸資源較多，企業(yè)能夠獲得的信貸資金增多，企業(yè)融資約束的緩解推動企業(yè)投資能夠?qū)⒏噘Y金用于擴大投資規(guī)模。而當貨幣政策趨于緊縮時，可配給信貸資金的減少將加大企業(yè)的融資約束，從而使企業(yè)不得不減少投資。其二，貨幣政策調(diào)節(jié)借貸利率，改變企業(yè)融資成本，進而調(diào)節(jié)企業(yè)投資水平。當實施緊縮性貨幣政策時，一般會提高銀行的貸款利率，進一步惡化企業(yè)的融資約束。此外，人們通常關注的是緊縮性貨幣政策期間銀行貸款利率會提高，而實際上民間貸款利率也會跟著上升，進一步提高企業(yè)融資成本，降低企業(yè)投資意愿。其三，貨幣政策還是一種市場信號，通過改變企業(yè)的未來預期來調(diào)控企業(yè)投資水平。當政府實施緊縮性貨幣政策時，不僅預示著企業(yè)未來從銀行、金融機構融資難度加大，而且還傳遞了未來市場投資減少、經(jīng)營環(huán)境惡化的信息，因此企業(yè)也會減少其投資。從上述分析可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的投資行為將會受到政府貨幣政策的寬緊程度的影響。鑒于此，提出研究假設。

H1?當實施緊縮性貨幣政策時，會降低企業(yè)的投資水平。

學者們認為貨幣政策傳導渠道是否暢通決定了貨幣政策調(diào)控效應的強弱[3，17]。已有文獻指出，貨幣政策傳導渠道包括利率渠道、匯率渠道、資產(chǎn)定價渠道以及信貸渠道[18-20]。與西方資本市場不同的是，由于轉(zhuǎn)型期我國資本市場體系的不完善使得銀行仍然占據(jù)著主導地位，銀行信貸是企業(yè)融資的主要獲取渠道[8]，銀行貸款占整個社會融資規(guī)模存量中的三分之二。同時，我國絕大部分銀行又屬于國有性質(zhì)或國有控股，政府對銀行的控制能力較強，在實施貨幣政策時更加偏好信貸傳導渠道。當經(jīng)濟發(fā)展過熱、通貨膨脹較高、產(chǎn)能過剩時，政府期望通過緊縮性貨幣政策熨平經(jīng)濟波動。此時，銀行系統(tǒng)流動性將出現(xiàn)短缺現(xiàn)象，而市場摩擦的存在又使得銀行無法以低成本或無成本獲得其他資金，向企業(yè)提供信貸供給的能力下降。企業(yè)從銀行獲得的信貸資金減少或預計未來能夠獲得的信貸資金難度加大，則會減少企業(yè)的投資規(guī)模，即達到貨幣政策通過銀行信貸傳導渠道調(diào)控企業(yè)行為的目的。綜上，提出研究假設。

H2?緊縮性貨幣政策通過銀行信貸傳導渠道，降低企業(yè)的投資水平。

盡管已有學者對銀行信貸傳導渠道的有效性展開了討論，但需要注意的是，實際上貨幣政策銀行信貸傳導渠道的效果還受到企業(yè)接受調(diào)控的意愿影響。同時，在制定貨幣政策時多是針對行業(yè)層面，而非針對企業(yè)層面制定。因此，企業(yè)異質(zhì)性將會對信貸傳導渠道有效性產(chǎn)生重要影響。

其一，制約企業(yè)投資最重要因素是獲得外部融資，盡管企業(yè)普遍面臨著融資約束，但不同企業(yè)受融資約束的程度不同[21]。對融資約束較高的企業(yè)來說，本身能夠從外部獲得資金就十分有限，而當政府實施緊縮性貨幣政策時則進一步加劇資金緊張，企業(yè)不得不縮減投資規(guī)模。但對融資約束較低的企業(yè)來說，由于能夠快速、便捷獲取外部資金的支持，即使政府通過收縮銀行信貸實施緊縮性貨幣政策，企業(yè)也能通過其他金融機構獲得投資所需資金，即貨幣政策銀行信貸傳導機制不能對其施加較大影響。其二，價值發(fā)現(xiàn)是市場實現(xiàn)資源配置的重要渠道，投資機會反映了企業(yè)未來的發(fā)展前景，當企業(yè)的投資機會較高時則預示企業(yè)未來能夠獲得較高的收益[22]，雖然緊縮性貨幣政策會減少信貸資金總供給量，但銀行、其他金融機構也會將有限資金配置給投資機會較高的企業(yè)[23]。其三，在緊縮性貨幣政策期間，銀行減少信貸規(guī)模的原因除了自身的“社會功能”外，還有貨幣緊縮會加劇銀行與企業(yè)之間的信息不對稱程度，銀行擔憂企業(yè)會喪失還貸能力。資產(chǎn)抵押作為一種保證機制，能夠有效減弱銀行與企業(yè)之間的信息不對稱程度，因此在貨幣緊縮期間銀行會更加偏好具有高資產(chǎn)抵押性的企業(yè)，而對低資產(chǎn)可抵押性企業(yè)“惜貸”[24-26]。其四，正如學者所指出的那樣，我國存在典型的二元經(jīng)濟結(jié)構，“信貸歧視”的存在使國有企業(yè)在信貸市場上占據(jù)了絕對優(yōu)勢[27，28]，同時“預算軟約束”又容易促使國有企業(yè)盲目擴大投資，貨幣政策的緊縮程度難以對其形成影響，銀行信貸傳導渠道也不能有效發(fā)揮作用。鑒于此，提出以下研究假設。

H3a?其他條件不變，融資約束程度較高的企業(yè)更容易接受貨幣政策通過信貸傳導渠道的調(diào)控。

H3b?其他條件不變，融投資機會較高的企業(yè)更容易接受貨幣政策通過信貸傳導渠道的調(diào)控。

H3c?其他條件不變，資產(chǎn)可抵押性較高的企業(yè)更容易接受貨幣政策通過信貸傳導渠道的調(diào)控。

H3d?其他條件不變，非國有企業(yè)更容易接受貨幣政策通過信貸傳導渠道的調(diào)控。

三、研究設計

（一）?檢驗模型

根據(jù)前文的分析，為檢驗研究假設，借鑒楊興全和尹興強[4]、鐘凱等[6]在研究宏觀經(jīng)濟政策對企業(yè)投資影響的思路，建立了如下模型：模型（1）是分析假設H1貨幣政策對企業(yè)投資的影響;模型（2）則檢驗假設H2貨幣政策通過信貸傳遞渠道對企業(yè)投資進行影響;為考察研究假設H3，則在模型（2）的基礎上根據(jù)變量融資約束（Exfin）、投資機會（TobinQ）、資產(chǎn)可抵押性（Collater）和產(chǎn)權性質(zhì)（Soe）分別進行分組檢驗。

Investi，t=α0+α1MPi，t+α2Levi，t-1+α3Shrcri，t-1+α4Assetsi，t-1????????????????+α5Roei，t-1+α6∑Year+α7∑Industry+ε1（1）

Investi，t=β0+β1MPi，t+β2Loani，t+β3MPi，t×Loani，t+β4Levi，t-1????????????????+β5Shrcri，t-1+β6Assetsi，t-1+β7Roei，t-1+β8∑Year+β9∑Industry+ε2?（2）

其中，MP表示貨幣政策，Loan表示銀行信貸，Lev表示財務杠桿，Shrcr表示股權集中度，Assets表示資產(chǎn)規(guī)模，Roe表示權益凈利率，Year表示年份虛擬變量，Industry表示行業(yè)虛擬變量，ε1和ε2為殘差項，α0～α7和β0～β9為各變量系數(shù)。

（二）變量定義

1.?被解釋變量。

企業(yè)投資（Invest）。本文參考李青原和王紅建[25]、饒品貴等[29]對企業(yè)投資的衡量方式，同時認為企業(yè)自由現(xiàn)流量表中構建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付現(xiàn)金等所支付與收回的現(xiàn)金更能反映企業(yè)的投資情況，并以當期總資產(chǎn)進行標準化。在穩(wěn)健性檢驗部分，企業(yè)投資還包括其他與投資活動有關的現(xiàn)金。

2.?解釋變量和分組變量。

貨幣政策（MP）。關于貨幣政策的代理變量，不同學者在展開相關研究時使用了不同的衡量指標，一類是根據(jù)聯(lián)邦公開市場委員會記錄、銀行家貨幣政策感知問卷調(diào)查抑或根據(jù)央行對再貸款率和再貼現(xiàn)率的調(diào)整頻率或力度等人為判斷貨幣政策松緊程度，此類貨幣政策代理變量存在主觀性較強的缺陷;另一類則使用實際貸款利率、信貸增長率或貨幣供應量等作為貨幣政策的代理變量，這類指標較為客觀。結(jié)合已有研究和我國的實際情況，本文采用黃興孿等[30]和鐘凱等[2]的衡量方式，使用貨幣供給量增長率作為貨幣政策代理變量，具體由式（3）計算而得。

MP=-ΔM2M2-ΔGDPGDP-ΔCPICPI（3）

其中ΔM2M2、ΔGDPGDP、ΔCPICPI分別表示貨幣供應量增長率、GDP增長率與物價水平增長率。

銀行信貸（Loan）。借鑒黎文靖和李耀淘[31]對銀行信貸衡量的方法，等于短期借款與長期借款之和，并使用當期總資產(chǎn)進行標準化。在穩(wěn)健性檢驗時，則在此基礎上加上一年內(nèi)到期長期負債。

融資約束（Exfin）。參考楊繼偉[32]的研究思路，選取利息保障倍數(shù)作為企業(yè)融資約束的衡量指標，同時根據(jù)中位數(shù)將樣本企業(yè)分為低融資約束企業(yè)組和高融資約束企業(yè)組。

投資機會（TobinQ）。按照已有學者的相關研究，采用托賓Q值衡量企業(yè)成長機會，同樣在分組時根據(jù)中位數(shù)將樣本企業(yè)分為兩大類：一類是低投資機會組，另一類是高投資機會組。

資產(chǎn)可抵押性（Collater）。借鑒Almeida等?[21]、李青原和王紅建[25]使用的資產(chǎn)可抵押性衡量方式，具體根據(jù)式（4）計算所得。

Collater=Cash/Size+0.715×

（Receivable/Size）+0.547×（Stock/Size）+

0.535×（Fixed/Size）?（4）

其中，Cash表示貨幣資金，Size表示總資產(chǎn)，Receivable表示應收賬款，Stock表示存貨，F(xiàn)ixed表示固定資產(chǎn)。在進行分組檢驗時，按照三分位數(shù)將樣本企業(yè)分為三類，選取下三分位的樣本企業(yè)為低資產(chǎn)可抵押性組，選取上三分位的樣本企業(yè)為高資產(chǎn)抵押性組。

產(chǎn)權性質(zhì)（Soe）。將所有樣本企業(yè)分為國有企

業(yè)和非國有企業(yè)，當企業(yè)為國有企業(yè)時取值為1，如果企業(yè)為非國有企業(yè)則取值為0。

3.?控制變量。

由于財務杠桿（Lev）、股權集中度（Shrcr）、資產(chǎn)規(guī)模（Assets）和權益凈利率（Roe）等因素均對企業(yè)當前投資有較大影響，因此將這些因素作為控制變量。同時，各個模型還進一步控制了年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量。

（三）?樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以我國滬深兩市上市公司為初始樣本，樣本期間為2008—2017年，并對樣本進行了如下篩選：（1）刪除金融、保險類的上市公司，因為金融和保險類上市公司的財務數(shù)據(jù)跟其他行業(yè)的差異較大;（2）刪除ST和PT公司，這兩類公司不僅容易出現(xiàn)財務困境、財務數(shù)據(jù)變化異常等情況，而且不可能再進行理性的投資;（3）刪除數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到16948個有效觀測值。同時，為了消除極端值對樣本回歸結(jié)果的影響，對使用到的主要連續(xù)變量進行了1%和99%分位數(shù)上的Winsorize縮尾處理，后文中的描述性統(tǒng)計及實證結(jié)果均基于處理后的數(shù)據(jù)結(jié)果。變量貨幣政策中的數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站（http：//www.stats.gov.cn），其他財務數(shù)據(jù)則來自國泰安（CSMAR）和萬德資訊（Wind）數(shù)據(jù)庫。

四、實證結(jié)果與分析

（一）?貨幣政策對企業(yè)投資的影響及其信貸傳導渠道

貨幣政策作為政府調(diào)控宏觀經(jīng)濟走勢的重要手段之一，在熨平經(jīng)濟波動、促進就業(yè)、刺激經(jīng)濟總需求和維持經(jīng)濟平穩(wěn)健康發(fā)展等方面發(fā)揮著舉足輕重的作用[3，4]。為檢驗研究假設H1，根據(jù)模型（1）本文以企業(yè)投資（Invest）為被解釋變量，貨幣政策（MP）為解釋變量進行回歸，結(jié)果如表1所示。從表1可以知道，無論是列（1）還是列（2）中變量貨幣政策（MP）的系數(shù)均在1%水平顯著且分別為-0.911和-1.014，表明貨幣增長率每降低1%則企業(yè)投資也會隨之也約減少1%，說明緊縮型貨幣政策能夠有效抑制企業(yè)投資。列（2）中控制變量股權集中度（Shrcr）、資產(chǎn)規(guī)模（Assets）和權益凈利率（Roe）的系數(shù)均在1%水平顯著為正，說明企業(yè)股權集中度越高、資產(chǎn)規(guī)模越大、權益凈利率越高，企業(yè)投資規(guī)模越大。

為檢驗假設2，我們以企業(yè)投資（Invest）為被解釋變量，貨幣政策（MP）、銀行信貸（Loan）以及兩者的交互項（MP×Loan）為解釋變量，根據(jù)模型（2）進行回歸得到表2的結(jié)果。從表2可知，無論是在僅控制了年度（Year）虛擬變量和行業(yè)（Industry）虛擬變量的列（1）中，還是在控制了本文其他所有控制變量的列（2）中，貨幣政策（MP）的回歸系數(shù)同樣在1%水平顯著為負，說明緊縮型貨幣政策降低了企業(yè)投資水平。銀行信貸（Loan）的回歸系數(shù)在1%水平顯著為正，則反映企業(yè)從銀行獲得貸款有利于其擴大企業(yè)投資規(guī)模。貨幣政策和銀行信貸交互項（MP×Loan）的系數(shù)均在5%水平顯著為正，貨幣政策能夠通過銀行信貸傳導渠道調(diào)節(jié)企業(yè)投資水平，即貨幣政策信貸傳導渠道是有效的，驗證了研究假設H2的正確性。

（二）企業(yè)異質(zhì)性對貨幣政策信貸傳導渠道有效性的影響

在已有文獻中，學者們關注的焦點是貨幣政策能否有效調(diào)控宏觀經(jīng)濟走勢和微觀企業(yè)經(jīng)濟行為以及貨幣政策傳導渠道是否有效，很少對貨幣政策傳導渠道有效性的影響因素進行探索，尤其缺乏從企業(yè)異質(zhì)性視角分析微觀企業(yè)對貨幣政策信貸傳導渠道有效性的影響。根據(jù)前文的分析，我們從融資約束、投資機會、資產(chǎn)可抵押性和產(chǎn)權性質(zhì)四個方面考察企業(yè)異質(zhì)性，并分析這四個方面的企業(yè)異質(zhì)性與貨幣政策信貸傳導有效性。

表3展示的是企業(yè)融資約束與貨幣政策信貸傳導渠道有效性的回歸結(jié)果。從表3可以發(fā)現(xiàn)，在低融資約束組的列（1）和列（2）中貨幣政策和銀行信貸交互項（MP×Loan）的系數(shù)均不顯著，而在高融資約束組的列（3）和列（4）中交互項的系數(shù)均在5%水平顯著，說明在低融資約束企業(yè)中貨幣政策信貸傳導渠道并非有效，而在高融資約束企業(yè)中貨幣政策信貸傳導渠道能夠有效調(diào)控企業(yè)投資行為，結(jié)果驗證了研究假設H3a的正確性。

為檢驗貨幣政策信貸傳導渠道在不同投資機會企業(yè)中的有效性，本文根據(jù)變量投資機會（TobinQ）的兩分位數(shù)將樣本企業(yè)分為低投資機會企業(yè)和高投資機會企業(yè)兩類，然后進行回歸其結(jié)果如表4所示。表4的結(jié)果顯示，無論在哪列中貨幣政策（MP）的系數(shù)同前面一樣顯著為負，銀行信貸（Loan）的回歸系數(shù)顯著為正。而在列（1）和列（2）低投資機會企業(yè)組中貨幣政策和銀行信貸交互項（MP×Loan）的系數(shù)均不顯著，在列（4）高投資機會組中交互項的系數(shù)顯著為正，說明貨幣政策信貸渠道能夠在高投資機會企業(yè)中有效傳導、發(fā)揮調(diào)控企業(yè)投資的作用，但在低投資機會企業(yè)中該傳導渠道失效，結(jié)果支持了研究假設H3b。分析其原因是，對于高投資機會企業(yè)來說，擁有較好的投資機會，因此急需通過銀行獲得投資所需資金，對銀行信貸的依賴性較大。如果此時政府實施緊縮性貨幣政策并通過銀行信貸渠道調(diào)控企業(yè)經(jīng)濟行為，那么必將較大程度影響急需獲得銀行信貸的高投資機會企業(yè)的投資水平。相反，如果企業(yè)如果自身擁有的投資機會較少，需要通過銀行獲得外部融資的動機較弱，因此貨幣政策信貸傳導渠道并不能對低投資機會企業(yè)產(chǎn)生顯著作用。

表5顯示的是企業(yè)資產(chǎn)可抵押性與貨幣政策信貸傳導渠道有效性的回歸結(jié)果。其中，列（1）和列（2）為低資產(chǎn)可抵押性企業(yè)組，列（3）和列（4）為高資產(chǎn)可抵押性企業(yè)組，列（1）和列（3）僅控制了年度（Year）虛擬變量和行業(yè)（Industry）虛擬變量，列（2）和列（4）則還控制了財務杠桿（Lev）、股權集中度（Shrcr）、資產(chǎn)規(guī)模（Assets）、權益凈利率（Roe）。從表5中可以發(fā)現(xiàn)，在低資產(chǎn)可抵押性企業(yè)組的列（1）和列（2）中貨幣政策和銀行信貸交互項（MP×Loan）的系數(shù)均不顯著，而在高資產(chǎn)可抵押性組的列（3）和列（4）中交互項的系數(shù)均在10%水平顯著，說明在低資產(chǎn)可抵押性企業(yè)中貨幣政策信貸傳導渠道并非有效，而在高資產(chǎn)可抵押性企業(yè)中貨幣政策信貸傳導渠道能夠有效調(diào)控企業(yè)投資行為，結(jié)果與研究假設H3c保持一致。其原因是，銀行和企業(yè)之間存在信息不對稱，資產(chǎn)可抵押性能夠降低違約風險，增加銀行向企業(yè)提供信貸資金的意愿，自然貨幣政策信貸傳導機制能夠有效發(fā)揮作用。相反，低資產(chǎn)可抵押性企業(yè)較難獲得銀行信貸，尤其當經(jīng)濟處于下行時其更容易遭遇銀行“惜貸”，那么貨幣政策想通過信貸渠道對低資產(chǎn)可抵押性企業(yè)進行調(diào)控，其效果必然十分微弱。

為了檢驗H3d，根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)（Soe）將樣本企業(yè)分成國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組，并根據(jù)模型（3）進行回歸，其結(jié)果如表6所示。從中可以發(fā)現(xiàn)，在控制財務杠桿（Lev）、股權集中度（Shrcr）、資產(chǎn)規(guī)模（Assets）、權益凈利率（Roe）以及年度（Year）虛擬變量和行業(yè)（Industry）虛擬變量后，貨幣政策和銀行信貸交互項（MP×Loan）回歸系數(shù)在非國有企業(yè)組中顯著為正，該回歸系數(shù)在國有企業(yè)組中雖為正卻并不顯著。上述結(jié)果說明，貨幣政策信貸傳遞渠道在非國有企業(yè)中是有效的，而對于國有企業(yè)來說信貸傳遞渠道并非有效。盡管國有企業(yè)肩負著社會功能責任，并與政府天然具有密切關聯(lián)，理應更容易受到貨幣政策的影響，然后實證結(jié)果顯示貨幣政策信貸傳遞渠道在國有企業(yè)中并非有效。其可能的原因是，除了社會目標國有企業(yè)還有經(jīng)濟目標，進行投資的前提是能夠獲得融資[11]，國有企業(yè)能夠較容易獲得銀行的信貸資金，尤其是預算軟約束的存在更是推動國有企業(yè)增加投資，即使國家實施穩(wěn)健中性或緊縮性貨幣政策也難于促使其減少投資。對于非國有企業(yè)來說，銀行信貸是其投資最重要的資金來源，因此貨幣政策能夠有效通過信貸渠道調(diào)控企業(yè)投資行為。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了確保結(jié)論的可靠性，本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗。限于篇幅，相關檢驗結(jié)果未在文中列出。

（1）更換企業(yè)投資衡量指標。從已有文獻來看，企業(yè)投資的衡量指標的度量方式有多種，本文前面實證部分采用的是固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付現(xiàn)金減去收回的現(xiàn)金，并以當期總資產(chǎn)進行標準化。穩(wěn)健性檢驗則在前面衡量指標的基礎上加上支付其他與投資活動有關的現(xiàn)金并減去收到其他與投資活動有關的現(xiàn)金，然后對模型重新進行回歸，結(jié)果表明主要變量的結(jié)果與前文無實質(zhì)性差別。

（2）更換銀行信貸衡量指標。在衡量銀行信貸時也有學者認為應包括一年內(nèi)到期長期負債，因此本文使用短期借款、長期借款、一年內(nèi)到期長期負債之和，同時使用當期總資產(chǎn)進行標準化作為穩(wěn)健性檢驗銀行信貸的衡量指標。對模型重新回歸，結(jié)果表明主要變量的結(jié)果與前文一致。

（3）在原模型右邊加入滯后一期企業(yè)投資。盡管已有文獻中大多學者均未將滯后一期企業(yè)投資作為控制變量，但企業(yè)上一期的投資也可能影響當期投資水平，且也有少量文獻將滯后一期企業(yè)投資納入建模之中。因此，本文也將滯后一期企業(yè)投資作為控制變量，重新進行回歸后發(fā)現(xiàn)，其結(jié)果與前文保持一致。

五、結(jié)?論

貨幣政策作為政府調(diào)控宏觀經(jīng)濟走勢的重要手段之一，在熨平經(jīng)濟波動、促進就業(yè)、刺激經(jīng)濟總需求和維持經(jīng)濟平穩(wěn)健康發(fā)展等方面發(fā)揮著舉足輕重的作用。已有文獻更多關心的是貨幣政策對宏觀經(jīng)濟或微觀企業(yè)的影響，從而考察貨幣政策的實施效果。實際上，目前我國貨幣政策調(diào)控更多依賴于控制信貸規(guī)模，信貸傳導是貨幣政策最為關鍵的渠道，信貸傳導是否通暢直接關系著貨幣政策的實施效果。貨幣政策信貸傳導渠道的有效性除與銀行密切相關，還受到企業(yè)自身特征的影響。企業(yè)異質(zhì)性不僅影響其接受貨幣政策調(diào)控的意愿，也決定了銀行對其是“惜貸”還是“偏愛”。

基于此，本文以2008-2017年我國滬深上市企業(yè)為研究樣本，首先檢驗了貨幣政策對企業(yè)投資的影響，接著驗證了貨幣政策信貸傳導渠道的有效性，然后重點從融資約束、投資機會、資產(chǎn)可抵押性和產(chǎn)權性質(zhì)四個方面分析企業(yè)異質(zhì)性與貨幣政策信貸傳導渠道有效性之間的關系。研究結(jié)果表明，緊縮型貨幣政策能夠有效降低企業(yè)投資水平，并通過信貸傳導渠道施加影響，但貨幣政策信貸傳導渠道的有效性與企業(yè)異質(zhì)性密切相關。具體而言，貨幣政策信貸傳導渠道在高融資約束、高投資機會、高資產(chǎn)可抵押性和非國有企業(yè)中能發(fā)揮有效作用，而對于低融資約束、低投資機會、低資產(chǎn)可抵押性和國有企業(yè)不能發(fā)揮調(diào)控作用。

本文驗證了企業(yè)異質(zhì)性與貨幣政策信貸傳導渠道有效性之間的關系，對我國政府部門實施貨幣政策、保障貨幣政策傳導渠道具有以下啟示作用。首先，世界各國均還未擺脫經(jīng)濟低迷，我國又面臨著穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構、防風險等巨大挑戰(zhàn)，不僅要謹慎選擇使用何種貨幣政策、確保貨幣政策的有效性，而且政府在使用貨幣政策對經(jīng)濟進行調(diào)控時還應重視信貸傳導渠道的作用，使貨幣政策能夠有效發(fā)揮對經(jīng)濟的調(diào)控作用;其次，要充分認識到企業(yè)異質(zhì)性對貨幣政策信貸傳導渠道有效性的影響。以往，我們重視考察的是貨幣政策對宏觀經(jīng)濟和微觀企業(yè)的影響，但對微觀企業(yè)接受貨幣政策調(diào)控的意愿以及促使企業(yè)接受調(diào)控的原因并未過多關注。根據(jù)本文的研究結(jié)果，企業(yè)異質(zhì)性的存在使不同企業(yè)在接受貨幣政策調(diào)控意愿、獲得銀行信貸等方面均不同，從而導致貨幣政策信貸傳導渠道的有效性出現(xiàn)差異。政府在進行制定貨幣政策時應充分認識到這點，同時還應積極尋找能使本文中貨幣政策信貸傳導渠道并非有效的企業(yè)接受調(diào)控的方式與渠道，此外還應要注意疏通包含信貸以及其他貨幣政策傳導渠道的暢通。

參考文獻：

[1]?Delis?M?D，?Kouretas??G?P?.?Interest?rates?and?bank?risk-taking[J].?Journal?of?Banking?&?Finance，?2011，?35（4）：840-855.

[2]?鐘凱，?程小可，?張偉華.?貨幣政策、信息透明度與企業(yè)信貸期限結(jié)構[J].?財貿(mào)經(jīng)濟，?2016，?37（3）：60-77.

[3]?潘彬，?金雯雯.?貨幣政策對民間借貸利率的作用機制與實施效果[J].?經(jīng)濟研究，?2017（8）：78-93.

[4]?楊興全，?尹興強.?誰受到了貨幣政策的有效調(diào)控？——基于上市公司投資行為的研究[J].?會計研究，?2017（4）：3-11.

[5]?Champagne??J?，?Sekkel??R?.?Changes?in?monetary?regimes?and?the?identification?of?monetary?policy?shocks：?narrative?evidence?from?canada[J].?Journal?of?Monetary?Economics，?2018，?99：72-87.

[6]?鐘凱，?程小可，?肖翔，等.?宏觀經(jīng)濟政策影響企業(yè)創(chuàng)新投資嗎——基于融資約束與融資來源視角的分析[J].?南開管理評論，?2017，?20（6）：4-14.

[7]?Masuda??K.?Fixed?investment，?liquidity?constraint，?and?monetary?policy：?Evidence?from?Japanese?manufacturing?firm?panel?data[J].?Japan?and?the?World?Economy，?2015，?33：?11-19.

[8]?Bailey???W，?Huang??W，?Yang??Z.?Bank?loans?with?Chinese?characteristics：?Some?evidence?on?inside?debt?in?a?state-controlled?banking?system[J].?Journal?of?Financial?&?Quantitative?Analysis，?2011，?46（6）：1795-1830.

[9]?Karim??Z?A，?Azman-saini??W?N?W.?Firm-level?investment?and?monetary?policy?in?Malaysia：?do?the?interest?rate?and?broad?credit?channels?matter？[J].?Journal?of?the?Asia?Pacific?Economy，?2013，?18（3）：?396-412.

[10]錢雪松，?杜立，?馬文濤.?中國貨幣政策利率傳導有效性研究：中介效應和體制內(nèi)外差異[J].?管理世界，?2015（11）：11-28.

[11]巴曙松，?劉孝紅，?牛播坤.?轉(zhuǎn)型時期中國金融體系中的地方治理與銀行改革的互動研究[J].?金融研究，?2005（5）：25-37.

[12]Czarnitzki??D，?Hottenrott??H.?R&D?investment?and?financing?constraints?of?small?and?medium-sized?firms[J].?Small?Business?Economics，?2011，?36（1）：65-83.

[13]Sasidharn?S，?Lukose?P?J?J，?Komera??S.?Financing?constraints?and?investments?in?R&D：?Evidence?from?Indian?manufacturing?firms[J].?The?Quarterly?Review?of?Economics?and?Finance，?2015，?55：?28-39.

[14]張玉鵬，?王茜.?政策不確定性的非線性宏觀經(jīng)濟效應及其影響機制研究[J].?財貿(mào)經(jīng)濟，?2016，?37（4）：116-133.

[15]Ran?D，?Ozbsas??O，?Sensoy??B?A.?Costly?external?finance，?corporate?investment，?and?the?subprime?mortgage?credit?crisis[J].?Journal?of?Financial?Economics，?2009，?97（3）：418-435.

[16]Campllo??M，?Giambona??E，?Graham?J?R，et?al.?Access?to?liquidity?and?corporate?investment?in?Europe?during?the?financial?crisis[J].?Review?of?Finance，?2012，?16（2）：?323-346.

[17]Barrell??R?，?Davis??E?P，?Karim??D，et?al.?Bank?regulation，?property?prices?and?early?warning?systems?for?banking?crises?in?OECD?countries[J].?Journal?of?Banking?and?Finance，?2010，?34（9）：2255-2264.

[18]Rudebusch??G?D.?Term?structure?evidence?on?interest?rate?smoothing?and?monetary?policy?inertia[J].?Journal?of?Monetary?Economics，?2002，?49（6）：?1161-1187.

[19]Kung??H.?Macroeconomic?linkages?between?monetary?policy?and?the?term?structure?of?interest?rates[J].?Journal?of?Financial?Economics，?2015，?115（1）：?42-57.

[20]Borio??C，?Gambacorta??L.?Monetary?policy?and?bank?lending?in?a?low?interest?rate?environment：?diminishing?effectiveness？[J].?Journal?of?Macroeconomics，?2011（54）：217-231.

[21]Almeida??H，?Campello?M.?Financial?constraints，?asset?tangibility，?and?corporate?investment[J].?The?Review?of?Financial?Studies，?2007，?20（5）：?1429-1460.

[22]Smith??Jr?C?W，?Watts??R?L.?The?investment?opportunity?set?and?corporate?financing，?dividend，?and?compensation?policies[J].Journal?of??Financial?Economics，?1992，?32（3）：?263-292.

[23]賀妍，?羅正英.?產(chǎn)權性質(zhì)，?投資機會與貨幣政策利率傳導機制——來自上市公司投資行為的實證檢驗[J].?管理評論，?2017，?29（11）：?28-40.

[24]Marchi??B，?Ries?J?M，?Zanoni?S，?et?al.?A?joint?economic?lot?size?model?with?financial?collaboration?and?uncertain?investment?opportunity[J].?International?Journal?of?Production?Economics，?2016，?176：?170-182.

[25]李青原，?王紅建.?貨幣政策，?資產(chǎn)可抵押性，?現(xiàn)金流與公司投資——來自中國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].?金融研究，?2013?（6）：?31-45.

[26]宋長青.銀行業(yè)市場集中度對貨幣政策傳導有效性影響研究——基于信貸傳導視角[J].財經(jīng)理論與實踐，2019，40（3）：32-38.

[27]Ge?Y，?Qiu??J.?Financial?development，?bank?discrimination?and?trade?credit[J].?Journal?of?Banking?&?Finance，?2007，?31（2）：?513-530.

[28]曾亞敏，?張俊生.?外資企業(yè)在中國信貸市場中的境遇[J].?會計研究，?2016（2）：29-35.

[29]饒品貴，?岳衡，?姜國華.?經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)投資行為研究[J].?世界經(jīng)濟，?2017（2）：27-51.

[30]黃興孿，?鄧路，?曲悠.?貨幣政策、商業(yè)信用與公司投資行為[J].?會計研究，?2016（2）：58-65.

[31]黎文靖，?李耀淘.?產(chǎn)業(yè)政策激勵了公司投資嗎[J].?中國工業(yè)經(jīng)濟，?2014（5）：122-134.

[32]楊繼偉.?股價信息含量與資本投資效率——基于投資現(xiàn)金流敏感度的視角[J].?南開管理評論，?2011，?14（5）：99-108.

（責任編輯：鐘?瑤）

Enterprise?Heterogeneity?and?the?Effectiveness

of?Credit?Transmission?Channel?of?Monetary?Policy

PAN?Pan，DENG?Chao

（School?of?Business，?Central?South?University，?Changsha?410083，?China）

Abstract：Using?non-financial?listed?enterprises?from?2008?to?2017?as?samples，?considering?the?enterprise?heterogeneity，?and?employing?monetary?policy?transmission?theory，?this?paper?researches?the?effectiveness?of?credit?transmission?channel?of?monetary?policy.?The?empirical?results?indicate?that?the?tight?monetary?policy?can?effectively?reduce?enterprise?investment?and?through?bank?credit?transmission?channel;?the?effectiveness?of?credit?transmission?is?affected?by?the?enterprises?heterogeneity.?Credit?transmission?can?play?an?effective?role?in?high?financing?constraints，?high?investment?opportunities，?high?asset?collaterability?and?non-state-owned?enterprises.

Key?words：enterprise?heterogeneity;?monetary?policy;?transmission?channels;?enterprise?investment