劉素坤，燕 玲

(1.大連海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 大連 116023；2.大連民族大學(xué) 國際商學(xué)院，遼寧 大連 116600)

一、問題提出

貨幣政策作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)機(jī)制一直是理論研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)問題，研究貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)際上是研究貨幣政策是如何作用于宏觀經(jīng)濟(jì)的。剖析貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)路徑，有助于政府選擇適合中國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制特點(diǎn)的貨幣政策工具[1]。貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新行為影響的微觀傳導(dǎo)理論來源于MM定理[2]、信息不對稱理論[3-4]和委托代理理論[5]。而貨幣政策影響宏觀經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)渠道可分為利率渠道、匯率渠道、資產(chǎn)價格渠道和信貸傳導(dǎo)渠道。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，寬松的貨幣政策可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資[6-7]，但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，由于貨幣政策使企業(yè)通過信貸渠道配置金融資產(chǎn)更為便利，因而會加劇企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險，對企業(yè)投資產(chǎn)生負(fù)面影響[8-9]。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于貨幣政策對創(chuàng)新行為的影響尚存在爭議，并且以考察貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新行為的直接影響為主，缺乏深入探討貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新行為影響作用機(jī)理的相關(guān)研究。那么，貨幣政策是如何對企業(yè)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響的？貨幣政策影響企業(yè)創(chuàng)新行為的傳導(dǎo)機(jī)制是怎樣的？

針對以上問題，本文從以下幾個方面進(jìn)行研究：第一，以企業(yè)融資結(jié)構(gòu)為切入點(diǎn)，研究貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新行為影響的作用機(jī)理，同時將企業(yè)融資細(xì)分為股權(quán)融資和債務(wù)融資；第二，分別研究貨幣政策對探索式創(chuàng)新和開發(fā)式創(chuàng)新行為的影響，并進(jìn)一步探討區(qū)分不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的影響路徑；第三，先采用有調(diào)節(jié)的雙重中介效應(yīng)模型對貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新行為之間的關(guān)系進(jìn)行研究，后采用有調(diào)節(jié)的雙重中介效應(yīng)模型探討股權(quán)融資和債務(wù)融資在貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)，使得政府補(bǔ)貼影響企業(yè)創(chuàng)新行為的路徑更為清晰。本文后續(xù)部分結(jié)構(gòu)如下：第二部分為理論分析與假設(shè)提出，第三部分介紹研究設(shè)計(jì)，第四部分展開實(shí)證檢驗(yàn)，第五部分為研究結(jié)論與啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新

貨幣政策影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的直接路徑主要包括財富效應(yīng)和實(shí)際貨幣余額效應(yīng)。財富效應(yīng)認(rèn)為，寬松的貨幣政策會改變民眾的財富構(gòu)成，或通過增加名義財富總量的方式刺激消費(fèi)的增加和總需求的上升，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)投資。實(shí)際貨幣余額效應(yīng)則指出，寬松的貨幣政策會以價格機(jī)制的方式影響民眾持有貨幣量，達(dá)到刺激民眾消費(fèi)，從而刺激企業(yè)投資的目的。

同時，根據(jù)需求理論，貨幣政策可以通過需求效應(yīng)影響企業(yè)創(chuàng)新投資。寬松的貨幣政策會導(dǎo)致貨幣供給增加，市場實(shí)際利率下降，資金機(jī)會成本降低，導(dǎo)致部分研發(fā)項(xiàng)目的凈現(xiàn)值由負(fù)轉(zhuǎn)正，使企業(yè)的投資機(jī)會增加，對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生正向影響。企業(yè)創(chuàng)新投資行為具有周期長、不確定性高的特點(diǎn)，該類項(xiàng)目的凈現(xiàn)值對實(shí)際利率的變動更為敏感[5]。此外，寬松的貨幣政策會使企業(yè)對未來一定時期的資金面有樂觀預(yù)期，因而為了增加產(chǎn)品的市場競爭力，企業(yè)可能傾向于制定增加研發(fā)投入的決策。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1a：寬松的貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新行為有顯著的正向影響。

根據(jù)雙元創(chuàng)新理論，企業(yè)的創(chuàng)新行為可區(qū)分為探索式創(chuàng)新和開發(fā)式創(chuàng)新。相較于開發(fā)式創(chuàng)新，探索式創(chuàng)新式是一種根本性和激進(jìn)性的創(chuàng)新，具有更高的風(fēng)險[10]。企業(yè)的探索式創(chuàng)新活動面臨更嚴(yán)重的融資約束，而寬松的貨幣政策有利于緩解企業(yè)融資約束問題，促使企業(yè)進(jìn)行有利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的探索式創(chuàng)新。同時為了滿足近期的獲利需求，企業(yè)也會進(jìn)行風(fēng)險較低的開發(fā)式創(chuàng)新。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1b：寬松的貨幣政策對企業(yè)探索式創(chuàng)新行為有顯著的正向影響。

假設(shè)H1c：寬松的貨幣政策對企業(yè)開發(fā)式創(chuàng)新行為有顯著的正向影響。

(二)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)的中介作用

貨幣政策影響宏觀經(jīng)濟(jì)的間接傳導(dǎo)機(jī)制則主要包括利率渠道、信貸渠道、資產(chǎn)價格和匯率渠道。本文結(jié)合以上傳導(dǎo)渠道，以微觀企業(yè)融資方式為切入點(diǎn)，探討貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新行為影響的傳導(dǎo)機(jī)制。

企業(yè)外部融資方式可分為兩類，一類是發(fā)行股票形成的權(quán)益性資金，一類是通過借入款項(xiàng)、發(fā)行債券等形成的債務(wù)資金。由于中國債券市場尚未完善，企業(yè)債務(wù)融資方式常以銀行借款為主，因此本文主要以銀行借款為研究對象，對債務(wù)融資方式進(jìn)行展開。

貨幣政策主要通過貨幣和信貸兩個渠道對企業(yè)的融資行為產(chǎn)生影響。貨幣渠道主要通過直接改變資產(chǎn)價格和融資成本，從而對微觀企業(yè)融資行為產(chǎn)生影響[11]。信貸渠道則是通過影響企業(yè)可獲得的商業(yè)銀行信貸額度，對企業(yè)的外部融資約束狀況產(chǎn)生影響，進(jìn)而對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響[12]。

1.企業(yè)股權(quán)融資的中介作用

寬松的貨幣政策伴隨著利率的下降和貨幣供給量的增加。一方面，利率下降可以刺激投資和消費(fèi)，擴(kuò)大企業(yè)市場占有率，促使企業(yè)利潤增加，優(yōu)化資產(chǎn)負(fù)債表，提升股票價值。而后良好的公司經(jīng)營狀況會提高投資者對企業(yè)未來獲利能力的良好預(yù)期，促使其增加股票投資。另一方面，利率下降會帶動無風(fēng)險利率的下降，刺激市場上的現(xiàn)金流從銀行系統(tǒng)流入證券市場[13]，從而進(jìn)一步推高股票價格。依據(jù)貨幣政策的資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機(jī)制，貨幣供應(yīng)量的增加會導(dǎo)致證券市場流動量的增加，促使國民將股票作為金融資產(chǎn)進(jìn)行投資，進(jìn)而引起股票價格的上漲。依據(jù)市場擇時理論，在股價較高時企業(yè)傾向于采取股權(quán)融資作為外部融資方式，因此，寬松的貨幣政策會導(dǎo)致企業(yè)股權(quán)融資增加[14]。

根據(jù)信號傳遞理論，股權(quán)融資會使投資者認(rèn)為企業(yè)具有良好的投資機(jī)會。由于企業(yè)研發(fā)行為需要投入大量資金，并且風(fēng)險較高，股權(quán)融資方式能夠?yàn)槠髽I(yè)提供較多的自由資金，而不會承擔(dān)較大的還款壓力，可以極大地緩解企業(yè)研發(fā)過程中的融資約束問題。綜上，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2a：股權(quán)融資在貨幣政策和企業(yè)創(chuàng)新行為之間具有中介效應(yīng)。

假設(shè)H2b：股權(quán)融資在貨幣政策和企業(yè)探索式創(chuàng)新行為之間具有中介效應(yīng)。

假設(shè)H2c：股權(quán)融資在貨幣政策和企業(yè)開發(fā)式創(chuàng)新行為之間具有中介效應(yīng)。

2.企業(yè)債務(wù)融資的中介作用

貨幣政策會通過影響貨幣供給影響企業(yè)研發(fā)行為。由于債務(wù)人與銀行之間的信息不對稱，企業(yè)在向銀行申請貸款過程中存在信貸配給現(xiàn)象[3]。當(dāng)配給均衡時，貨幣政策可以通過對企業(yè)信貸可得性產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響企業(yè)的研發(fā)投資行為。即使保持利率水平不變，政府仍可以通過調(diào)整貨幣供應(yīng)量，達(dá)到影響銀行貸款能力，從而影響企業(yè)研發(fā)投資行為的目的。由于中國特殊的制度背景，使得上市公司普遍存在股權(quán)融資偏好[15-16]，因而在寬松的貨幣政策下，上市公司會將股權(quán)融資作為優(yōu)先選擇，從而導(dǎo)致企業(yè)債務(wù)水平的降低[14]。

企業(yè)進(jìn)行的創(chuàng)新研發(fā)活動具有周期長、資金需求量大的特點(diǎn)，并且形成的創(chuàng)新資產(chǎn)并不能發(fā)揮有效擔(dān)保作用，因而導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新活動具有投入高、風(fēng)險高的特點(diǎn)。同時，進(jìn)行技術(shù)研發(fā)的企業(yè)基于保守技術(shù)秘密的目的，在進(jìn)行債務(wù)融資過程中也傾向于不公開與研發(fā)項(xiàng)目有關(guān)的敏感信息，使得借貸雙方的信息不對稱進(jìn)一步加劇。在當(dāng)前信貸資源稀缺的融資環(huán)境下，銀行作為貸款發(fā)放者，為了進(jìn)行風(fēng)險規(guī)避，需要保證信貸資產(chǎn)質(zhì)量優(yōu)質(zhì)，因而銀行在發(fā)放貸款時會選擇低風(fēng)險、高收益的項(xiàng)目，而不是風(fēng)險高、周期長的研發(fā)項(xiàng)目，即使為此類項(xiàng)目提供貸款，也會對該類項(xiàng)目進(jìn)行積極監(jiān)督，并會對企業(yè)重大的研發(fā)投資決策進(jìn)行干預(yù)。綜上，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3a：債務(wù)融資在貨幣政策和企業(yè)創(chuàng)新行為之間具有中介效應(yīng)。

假設(shè)H3b：債務(wù)融資在貨幣政策和企業(yè)探索式創(chuàng)新行為之間具有中介效應(yīng)。

假設(shè)H3c：債務(wù)融資在貨幣政策和企業(yè)開發(fā)式創(chuàng)新行為之間具有中介效應(yīng)。

(三)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

中國金融系統(tǒng)集中度較高，具有“政府影響力”。理論上來說，有效的金融系統(tǒng)要能夠把有限的金融資源配置到回報率最高的產(chǎn)業(yè)或企業(yè)中。源于政治上的“中心-依賴”[17]，或由于經(jīng)濟(jì)上的“利益集團(tuán)”[18]，中國金融市場發(fā)展模式復(fù)雜。同樣的信貸政策下，國有與非國有企業(yè)受影響的程度不一致。政府可以通過指導(dǎo)和干預(yù)國有企業(yè)決策來實(shí)施對經(jīng)濟(jì)的宏觀調(diào)控，同樣也會干預(yù)國有商業(yè)銀行的決策。因此，國有企業(yè)會得到更多的政策扶持，獲得資金也更加地便利。相比之下，非國有企業(yè)在借貸市場和股票市場卻受到諸多限制。因此，當(dāng)信貸政策發(fā)生變動時，國有企業(yè)受到的沖擊更大。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

由于目前執(zhí)行的《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則》始于2007年，此后上市公司財務(wù)報告才開始完整地披露企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)數(shù)據(jù)，因而本文選取2007—2019年滬深上市公司作為初始樣本，同時進(jìn)行了如下篩選：(1)剔除金融行業(yè)的樣本；(2)剔除了ST和*ST樣本；(3)為確保企業(yè)的融資環(huán)境是相同的，剔除同時發(fā)行B股和H股的公司；(4)剔除了創(chuàng)業(yè)板上市公司的樣本；(5)剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。

本文涉及的財務(wù)數(shù)據(jù)與非財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計(jì)分析軟件為SPSS 23.0和Stata 16.0。為排除極端值的影響，本文對主要連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平上的縮尾處理。

(二)變量定義與度量

1.被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新

測度企業(yè)創(chuàng)新的變量可分為當(dāng)年總的研發(fā)支出和依據(jù)雙元創(chuàng)新理論進(jìn)行分類的研發(fā)支出。根據(jù)2006年頒布的《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則第6號——無形資產(chǎn)》，本文采用“本期增加數(shù)”的金額作為企業(yè)當(dāng)年總的研發(fā)支出的測度依據(jù)，使用企業(yè)當(dāng)年研發(fā)支出金額與上年總資產(chǎn)的比值(RD)對該指標(biāo)進(jìn)行度量[19]。依據(jù)企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則，采用企業(yè)當(dāng)期開發(fā)支出項(xiàng)目的費(fèi)用化支出與企業(yè)上一年資產(chǎn)總額的比值(R)作為衡量企業(yè)探索式創(chuàng)新支出的指標(biāo)，將當(dāng)期資本化支出與企業(yè)上一年資產(chǎn)總額的比值(D)作為衡量企業(yè)開發(fā)式創(chuàng)新支出的指標(biāo)[20]。

2.解釋變量

參照以往研究[21]，本文采用“M2發(fā)行量增長率-實(shí)際GDP增長率-CPI增長率”估算貨幣政策。本文設(shè)定貨幣政策為虛擬變量(MP)，當(dāng)“M2發(fā)行量增長率-實(shí)際GDP增長率-CPI增長率”的值為正時，定義為貨幣政策寬松年度，并定義虛擬變量MP=1；當(dāng)“M2發(fā)行量增長率-實(shí)際GDP增長率-CPI增長率”的值為負(fù)時，定義為貨幣政策緊縮年度，MP=0。

3.中介變量

股權(quán)融資：本文采用 “吸收權(quán)益性投資收到的現(xiàn)金”與上一年資產(chǎn)總額的比值作為企業(yè)股權(quán)融資的度量指標(biāo)。

債務(wù)融資：本文采用銀行貸款總額與企業(yè)債務(wù)總額的比值作為企業(yè)債務(wù)融資的度量指標(biāo)。

4.調(diào)節(jié)變量

企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)是本文的調(diào)節(jié)變量，該變量為啞變量，控股股東為國家各級國資委和國有機(jī)構(gòu)時取1，否則取0。

5.控制變量

借鑒以往研究[22-24]，選擇托賓Q(TQ)、上市公司規(guī)模(Size)、營業(yè)收入增長率(Growth)、企業(yè)新增投資(Caper)、杠桿率(Lev)、企業(yè)年齡(AGE)、盈利能力(ROA)、有形資產(chǎn)比率(TAN)作為控制變量。同時，本文模型還控制了行業(yè)(IND)和年份(YEAR)虛擬變量。變量度量方法如表1所示。

表1 變量定義與說明

(三)模型設(shè)計(jì)

1.總體效應(yīng)模型設(shè)定

本文構(gòu)建模型檢驗(yàn)貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的總體效應(yīng)，模型如下：

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

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

(1)

創(chuàng)新投資INNO分別以企業(yè)當(dāng)年研發(fā)支出總額RD、探索式創(chuàng)新支出R和開發(fā)式創(chuàng)新支出D表示。根據(jù)假設(shè)H1，貨幣政策的估計(jì)參數(shù)α1應(yīng)顯著為正，即寬松的貨幣政策會促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新行為。

2.有調(diào)節(jié)的雙重中介效應(yīng)模型設(shè)定

中介變量是介于解釋變量和被解釋變量之間的變量，解釋兩者之間“如何”以及“為何”發(fā)生的過程，而調(diào)節(jié)效應(yīng)則揭示了這種影響是否會被其他因素所干擾，因而本文采用雙重中介效應(yīng)模型來檢驗(yàn)貨幣政策影響企業(yè)創(chuàng)新行為的中介渠道[25]。具體路徑如圖1所示。

圖1 貨幣政策影響企業(yè)創(chuàng)新行為的路徑

雙重中介效應(yīng)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)

有調(diào)節(jié)的雙重中介效應(yīng)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)

本文首先采用依次檢驗(yàn)的方式對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，并采用偏差矯正的非參數(shù)百分位拔靴(Bootstrap)法進(jìn)行系數(shù)乘積的區(qū)間檢驗(yàn)。同時，由于多重中介模型涉及變量較多，且路徑較為復(fù)雜，本文采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行分析，用軟件SPSS 25.0中的插件PROCESS的Model 4做中介效應(yīng)檢驗(yàn)，使用插件PROCESS的Model 59做調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。

四、實(shí)證研究結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

如表2所示，衡量當(dāng)期研發(fā)支出的變量(RD)，均值為0.014 1，大于中位數(shù)的2倍，數(shù)據(jù)形態(tài)具有右偏的狀況，這說明部分企業(yè)存在過度投資行為。探索式創(chuàng)新支出(R)的均值為0.008 5，而中位數(shù)為0.000 7，均值大于中位數(shù)的10倍，數(shù)據(jù)形態(tài)具有右偏的狀況，這說明部分企業(yè)的探索性創(chuàng)新支出較多。開發(fā)式創(chuàng)新支出(D)的均值為0.003 2，而25%分位數(shù)和中位數(shù)均為0，75%分位數(shù)為0.002 9，數(shù)據(jù)形態(tài)也同樣具有右偏的狀況，這說明只有部分企業(yè)可以進(jìn)入研究開發(fā)階段。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

皮爾遜(Pearson)相關(guān)性分析結(jié)果顯示，變量兩兩之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，因而模型之間不存在多重共線性問題。由于篇幅限制，皮爾遜相關(guān)性分析的結(jié)果圖表省略。

(二)回歸檢驗(yàn)與結(jié)果

1.基于樣本總體的回歸分析

通過多層次回歸法對相關(guān)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，如表3所示。針對模型1分別以當(dāng)年研發(fā)支出、探索式創(chuàng)新支出和開發(fā)式創(chuàng)新支出作為被解釋變量，模型1-1、模型1-2、模型1-3的回歸結(jié)果顯示，貨幣政策(MP)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明寬松的貨幣政策不僅可以促進(jìn)企業(yè)當(dāng)年的總的創(chuàng)新研發(fā)支出，同時也會促進(jìn)企業(yè)的探索式創(chuàng)新支出和開發(fā)式創(chuàng)新支出，假設(shè)H1a、假設(shè)H1b、假設(shè)H1c得證。模型2的回歸結(jié)果顯示，貨幣政策(MP)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明寬松的貨幣政策有利于企業(yè)獲得股權(quán)融資。模型3的回歸結(jié)果顯示，貨幣政策(MP)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明寬松的貨幣政策不利于企業(yè)獲得更多的債務(wù)融資，說明上市公司普遍存在股權(quán)融資傾向。針對模型4分別以當(dāng)年研發(fā)支出、探索式創(chuàng)新支出和開發(fā)式創(chuàng)新支出作為被解釋變量，并加入中介變量股權(quán)融資(E)和債權(quán)融資(Rlev)，模型4-1和模型4-3的回歸結(jié)果中，股權(quán)融資(E)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明股權(quán)融資會促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)支出，而在模型4-2中，該系數(shù)并不顯著區(qū)別于0，說明股權(quán)融資對企業(yè)的探索性融資無顯著影響。在模型4-1、模型4-2和模型4-3中，債務(wù)融資(Rlev)不僅會抑制企業(yè)的研發(fā)支出，而且也會抑制企業(yè)的探索式創(chuàng)新支出和開發(fā)式創(chuàng)新支出；貨幣政策(MP)的系數(shù)始終在1%的水平上顯著為正，說明存在部分中介效應(yīng)。

表3 多層次回歸分析

中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，存在兩條中介路徑：貨幣政策→股權(quán)融資→企業(yè)創(chuàng)新行為；貨幣政策→債務(wù)融資→企業(yè)創(chuàng)新行為。當(dāng)被解釋變量為研發(fā)支出總額時，股權(quán)融資在貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)量為0.000 1，置信區(qū)間為[0，0.000 2]，大于等于0，中介效應(yīng)顯著，假設(shè)H2a得證。債務(wù)融資在貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)行為之間的中介效應(yīng)量為0.000 2，置信區(qū)間為[0，0.000 3]，大于0，中介效應(yīng)顯著，假設(shè)H3a得證。當(dāng)被解釋變量為探索式創(chuàng)新支出時，股權(quán)融資在貨幣政策與企業(yè)探索式創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)量為0，置信區(qū)間為[0，0.000 1]，不存在中介效應(yīng)。債務(wù)融資在貨幣政策與企業(yè)探索式創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)量為0.000 1，置信區(qū)間為[0，0.000 3]，大于0，中介效應(yīng)顯著，因而，債務(wù)融資在貨幣政策與企業(yè)探索式創(chuàng)新行為間發(fā)揮中介效應(yīng)，由此假設(shè)H3b得證；當(dāng)被解釋變量為開發(fā)式創(chuàng)新支出時，股權(quán)融資在貨幣政策與企業(yè)探索式創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)量為0.000 1，置信區(qū)間為[0，0.000 1]，大于0，中介效應(yīng)顯著，股權(quán)融資在貨幣政策與企業(yè)探索式創(chuàng)新行為間發(fā)揮中介效應(yīng)，由此假設(shè)H2c得證。債務(wù)融資在貨幣政策與企業(yè)探索式創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)量為0，置信區(qū)間為[0，0.000 1]，不存在中介效應(yīng)。

在金融市場中，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同也會影響企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)。一方面，銀行體系發(fā)放貸款時可能會因“所有制歧視”而將資源向國有企業(yè)傾斜，特別是在政府實(shí)施緊縮的貨幣政策時，國有企業(yè)的貸款需求會被優(yōu)先保障。另一方面，在股權(quán)融資市場上，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)明顯更具優(yōu)勢[26-27]。

表5和表6列示的結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為研發(fā)支出總額時，路徑“貨幣政策→股權(quán)融資→企業(yè)創(chuàng)新行為”中，系數(shù)為0.000 2，置信區(qū)間為[0，0.000 9]，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用顯著；路徑“貨幣政策→債務(wù)融資→企業(yè)創(chuàng)新行為”中，系數(shù)為0.000 3，置信區(qū)間為[-0.000 2，0.000 8]，調(diào)節(jié)作用不顯著。當(dāng)被解釋變量為探索式創(chuàng)新支出時，路徑“貨幣政策→股權(quán)融資→企業(yè)探索式創(chuàng)新行為”中，系數(shù)為0.000 3，置信區(qū)間為[0，0.000 8]，調(diào)節(jié)作用顯著；路徑“貨幣政策→債務(wù)融資→企業(yè)創(chuàng)新行為”中，系數(shù)為0.000 2，置信區(qū)間為[-0.000 1，0.000 6]，調(diào)節(jié)作用不顯著。當(dāng)被解釋變量為開發(fā)式創(chuàng)新支出時，路徑“貨幣政策→股權(quán)融資→企業(yè)探索式創(chuàng)新行為”中，系數(shù)為0，置信區(qū)間為[-0.000 1，0.000 1]，調(diào)節(jié)作用不顯著；路徑“貨幣政策→債務(wù)融資→企業(yè)創(chuàng)新行為”中，系數(shù)為0，置信區(qū)間為[0，0.000 1]，不存在調(diào)節(jié)作用。

表5 樣本總體多層次回歸分析

表6 樣本總體調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2.基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸分析

上文的分析結(jié)果顯示，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會對貨幣政策影響企業(yè)創(chuàng)新行為路徑產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，說明企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同會導(dǎo)致企業(yè)資源稟賦的不同，進(jìn)而導(dǎo)致資源配置意圖和能力存在差異，最終會影響貨幣政策、融資結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新行為之間的關(guān)系。

表7展示了國有樣本多層次回歸的結(jié)果，貨幣政策的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明股權(quán)融資、債務(wù)融資的作用為部分中介效應(yīng)。

表7 國有樣本多層次回歸分析

表7(續(xù))

表8展示了國有樣本中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，當(dāng)被解釋變量為研發(fā)支出、探索式創(chuàng)新支出時，獨(dú)立中介效應(yīng)1的置信區(qū)間均不包含0，表明股權(quán)融資的中介效應(yīng)是顯著的，證實(shí)了假設(shè)H2a、假設(shè)H3a；獨(dú)立中介效應(yīng)2的置信區(qū)間均不包含0，表明債務(wù)融資的中介效應(yīng)是顯著的，證實(shí)了假設(shè)H2b、假設(shè)H3b； 當(dāng)被解釋變量為開發(fā)式創(chuàng)新支出時，獨(dú)立中介效應(yīng)1的置信區(qū)間不包含0，表明股權(quán)融資的中介效應(yīng)是顯著的，證實(shí)了假設(shè)H3c。

表9展示了民營樣本多層次回歸的結(jié)果，當(dāng)被解釋變量為研發(fā)支出時，貨幣政策的系數(shù)不顯著，說明股權(quán)融資、債務(wù)融資起到完全中介作用。當(dāng)被解釋變量為探索式創(chuàng)新支出和開發(fā)式創(chuàng)新支出時，貨幣政策的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明股權(quán)融資、債務(wù)融資的作用為部分中介效應(yīng)。

表9 民營樣本多層次回歸分析

表10展示了民營樣本中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，當(dāng)被解釋變量為研發(fā)支出時，獨(dú)立中介效應(yīng)1的置信區(qū)間不包含0，表明股權(quán)融資的中介效應(yīng)是顯著的，證實(shí)了假設(shè)H2a；當(dāng)被解釋變量為探索式創(chuàng)新支出時，獨(dú)立中介效應(yīng)1的系數(shù)為0，置信區(qū)間不包含0，說明股權(quán)融資的中介效應(yīng)不存在。獨(dú)立中介效應(yīng)2的置信區(qū)間不包含0，表明債務(wù)融資的中介效應(yīng)是顯著的，證實(shí)了假設(shè)H3b；當(dāng)被解釋變量為開發(fā)式創(chuàng)新支出時，獨(dú)立中介效應(yīng)1的置信區(qū)間不包含0，表明股權(quán)融資的中介效應(yīng)是顯著的，證實(shí)了假設(shè)H2c。

表10 民營樣本中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

通過上述回歸結(jié)果可知，對于國有企業(yè)來說，貨幣政策會通過影響股權(quán)融資，進(jìn)而對企業(yè)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，并且這種影響路徑在探索性創(chuàng)新行為和開發(fā)式創(chuàng)新行為中都有效。同時，貨幣政策也會通過影響企業(yè)債務(wù)融資，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新行為和探索式創(chuàng)新行為。對民營企業(yè)來說，貨幣政策會通過影響股權(quán)投資，進(jìn)而影響企業(yè)整體的創(chuàng)新投入，這一影響路徑在開發(fā)式創(chuàng)新行為中仍然有效。對于企業(yè)的探索式創(chuàng)新行為，貨幣政策是通過影響企業(yè)債務(wù)融資，進(jìn)而傳導(dǎo)至企業(yè)探索式創(chuàng)新行為的。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用滯后一期被解釋變量對研發(fā)支出予以衡量，重復(fù)上述步驟，分別對當(dāng)年研發(fā)支出、探索式創(chuàng)新支出和開發(fā)式創(chuàng)新支出進(jìn)行回歸，并按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同分別進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)論基本一致，說明模型是穩(wěn)健的[28]。

五、結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論

本文探討了貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響及其路徑，并根據(jù)雙元創(chuàng)新理論，進(jìn)一步探討了貨幣政策對探索式創(chuàng)新和開發(fā)式創(chuàng)新行為的影響及其路徑。結(jié)果顯示，貨幣政策能夠顯著影響企業(yè)的創(chuàng)新行為。當(dāng)采用寬松的貨幣政策時，企業(yè)當(dāng)年的研發(fā)支出水平也會提高，反之亦然。另外，本文考察了貨幣政策作用于企業(yè)創(chuàng)新行為的中間機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)貨幣政策可以通過兩條路徑影響企業(yè)創(chuàng)新行為。首先，貨幣政策可以通過影響股權(quán)融資，進(jìn)而作用于企業(yè)的創(chuàng)新行為，同時也會對企業(yè)的開發(fā)式創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。其次，貨幣政策也可以通過影響債務(wù)融資，進(jìn)而對企業(yè)總體創(chuàng)新投入和探索式創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。最后，考慮到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異對企業(yè)融資行為的影響，本文根據(jù)不同類型的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)探討貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響路徑。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)的資源稟賦相較于民營企業(yè)具有明顯優(yōu)勢：一方面，貨幣政策可以通過影響國有企業(yè)的股權(quán)融資，進(jìn)而對其創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響，并且這一影響路徑并不會因創(chuàng)新類型的差異而有所不同。另一方面，可以通過影響企業(yè)債務(wù)融資，對企業(yè)的探索式創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響。而對于民營企業(yè)來講，貨幣政策主要通過兩條路徑對民營企業(yè)創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響：第一，貨幣政策通過影響股權(quán)融資，進(jìn)而影響企業(yè)的開發(fā)式創(chuàng)新行為；第二，貨幣政策通過影響債務(wù)融資，從而對企業(yè)的探索式創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

(二)啟示

通過對中介作用的發(fā)掘，本文發(fā)現(xiàn)了貨幣政策促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的路徑，啟示如下：

第一，大力促進(jìn)和規(guī)范股票市場的發(fā)展。貨幣政策會通過影響企業(yè)股權(quán)融資，進(jìn)而影響企業(yè)的創(chuàng)新行為。而股票市場的健康發(fā)展決定了貨幣政策影響企業(yè)創(chuàng)新行為的路徑是否暢通，因此，可以通過以下兩種途徑健全股票市場發(fā)展：一方面，可以通過擴(kuò)大投資者規(guī)模來擴(kuò)大股票市場規(guī)模；另一方面，可以通過擴(kuò)大市值規(guī)模，建立多層次的證券市場體系，加快金融創(chuàng)新[29-30]。

第二，保障商業(yè)銀行體系的健康運(yùn)營。貨幣政策會通過影響企業(yè)債務(wù)融資，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新行為，因此，要保證貨幣政策能夠通過信貸傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行良性運(yùn)作，讓貨幣政策通過這一路徑傳導(dǎo)至實(shí)體經(jīng)濟(jì)。此外，在這一過程中不僅要避免大規(guī)模不良貸款的出現(xiàn)，而且還要防止公司治理結(jié)構(gòu)不完善導(dǎo)致的運(yùn)營風(fēng)險。