□ 程文質(zhì)

（鄭州商學(xué)院，河南 鄭州 451200）

一、問題的提出

一直以來，創(chuàng)新是企業(yè)提升競爭力的關(guān)鍵方式，也是國家經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在動(dòng)力。根據(jù)中國經(jīng)營報(bào)信息，2021 年國家重點(diǎn)研發(fā)計(jì)劃立項(xiàng)總數(shù)高達(dá)860 余項(xiàng)，其中有680 項(xiàng)是由企業(yè)牽頭或者參與。如何更好促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新、強(qiáng)化產(chǎn)品競爭力、推動(dòng)國家向國際高端價(jià)值鏈邁進(jìn)逐漸成為增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)活力的關(guān)鍵舉措。2022 年《政府工作報(bào)告》中明確指出，“強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新主體地位，持續(xù)推進(jìn)關(guān)鍵核心技術(shù)攻關(guān)，深化產(chǎn)學(xué)研用結(jié)合，促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化?！逼髽I(yè)創(chuàng)新績效能反映企業(yè)綜合創(chuàng)新能力，是體現(xiàn)企業(yè)關(guān)鍵技術(shù)攻關(guān)、產(chǎn)學(xué)研合作以及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的關(guān)鍵。

貨幣政策作為經(jīng)濟(jì)調(diào)控手段，借助總量工具、價(jià)格工具與結(jié)構(gòu)性工具調(diào)節(jié)貨幣供給量，最大限度降低外部負(fù)面因素對實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成的影響，可激活企業(yè)創(chuàng)新活力?，F(xiàn)有研究大多立足于政府補(bǔ)貼角度，揭示政府政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響[1-3]，少數(shù)文獻(xiàn)從不同角度探討貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新作用關(guān)系。如苗文龍[4]認(rèn)為，寬松的貨幣政策對金融資本、房產(chǎn)資本收益與價(jià)格產(chǎn)生極大沖擊，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)。王少華等[5]強(qiáng)調(diào)，區(qū)別于貨幣政策的緊縮年，寬松貨幣政策造成過度金融化，對企業(yè)創(chuàng)新同樣產(chǎn)生擠出效應(yīng)，且該效應(yīng)在成熟期、國有企業(yè)內(nèi)部較為突出。任曙明等[6]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境多變特征促使貨幣政策存在不確定性，且該種不確定性對企業(yè)創(chuàng)新具有抑制作用。而就實(shí)際情況而言，依據(jù)政策導(dǎo)向，貨幣政策存在擴(kuò)張型、緊縮型與穩(wěn)健型三類。差異化貨幣政策實(shí)施必然對企業(yè)創(chuàng)新投資導(dǎo)向產(chǎn)生不同影響，可能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生非線性作用。顯然，學(xué)術(shù)界尚未針對該問題展開深入探究，特別是針對適度寬松貨幣政策與擴(kuò)張型貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響，以及產(chǎn)權(quán)與規(guī)模異質(zhì)性的檢驗(yàn)，仍有待挖掘探討。

貨幣是連接經(jīng)濟(jì)與金融的紐帶，貨幣政策實(shí)質(zhì)便是通過影響金融過程改變企業(yè)創(chuàng)新投入。當(dāng)實(shí)施寬松的貨幣政策時(shí)，貨幣供給增加會促進(jìn)信貸投放，促使企業(yè)貸款額度增加、利率下浮，進(jìn)而幫助企業(yè)降低融資成本、增加債務(wù)融資規(guī)模，一定程度上利于緩解融資約束，加速企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)程。但過度擴(kuò)張的貨幣政策可對企業(yè)通過商業(yè)銀行獲得信貸支持造成干擾，降低企業(yè)投資回報(bào)率、獲利能力，加劇融資約束，不利于創(chuàng)新活動(dòng)開展?，F(xiàn)有研究文獻(xiàn)并未將三者置于統(tǒng)一框架展開充分探討，僅萬阿俊和李連發(fā)[7]以企業(yè)債務(wù)融資為視角，探討央行貨幣政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新的作用機(jī)制。顧海峰和張歡歡[8]則將貨幣政策作為一個(gè)調(diào)節(jié)變量，探討企業(yè)金融化、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新之間的作用關(guān)系。故而，為揭示上述問題，本文以我國2010-2020 年滬深A(yù) 股非金融類上市企業(yè)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)不同階段下貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響以及融資約束的作用機(jī)制，并進(jìn)一步驗(yàn)證貨幣政策對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新的影響差異性。

與以往文獻(xiàn)相比，本文作出如下方面創(chuàng)新：（1）現(xiàn)有研究大多圍繞微觀經(jīng)濟(jì)政策、金融市場與企業(yè)自身因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響，從宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策視角對企業(yè)創(chuàng)新的研究相對較少。本研究從宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策角度探究不同階段下貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的非線性影響，加深貨幣政策對于經(jīng)濟(jì)與金融市場調(diào)整后果的認(rèn)識，豐富貨幣政策關(guān)聯(lián)文獻(xiàn)。（2）立足于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性、企業(yè)規(guī)模差異性角度，進(jìn)一步探討貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的非線性作用，以深入拓展宏觀貨幣政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，豐富有關(guān)企業(yè)創(chuàng)新影響因素的研究范疇。

二、研究機(jī)理

（一）貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新

貨幣政策宏觀導(dǎo)向推動(dòng)金融市場結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，為企業(yè)引入創(chuàng)新資金提供重要支持。尤其適度寬松的貨幣政策可推動(dòng)銀行實(shí)行低利率政策、減輕企業(yè)貸款與融資成本負(fù)擔(dān)提供政策支持，強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新投資意愿，利于創(chuàng)新活動(dòng)開展[9]。而伴隨著貨幣政策持續(xù)擴(kuò)張，市場資本流動(dòng)性顯著增加，導(dǎo)致銀行資本配置效率下降[10]，給企業(yè)釋放“投融資風(fēng)險(xiǎn)”信號，阻滯創(chuàng)新投融資活動(dòng)開展，降低創(chuàng)新績效。由上說明，處于不同階段的貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響并非為簡單線性關(guān)系，更多呈現(xiàn)非線性特征。

一方面，企業(yè)創(chuàng)新很大程度上是新想法不斷試錯(cuò)與試驗(yàn)的過程，所需資金與時(shí)間均存在不確定性。企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)開展需多元資本擴(kuò)充渠道支持，輔以適當(dāng)投融資成本獲得創(chuàng)新投入資金[11]。而適度寬松的貨幣政策借由激勵(lì)效應(yīng)，支持市場投融資活動(dòng)，多維提升企業(yè)創(chuàng)新績效。其一，適度寬松貨幣政策可輔助企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)。貨幣政策適度寬松指銀行對企業(yè)實(shí)施低利率政策，弱化企業(yè)投融資壓力，并放開市場投融資活動(dòng)。這為企業(yè)開展投融資活動(dòng)提供利好政策環(huán)境，可為企業(yè)注入充足外部資金，輔助其開展創(chuàng)新活動(dòng)，進(jìn)而提升創(chuàng)新績效。其二，適度寬松貨幣政策可調(diào)動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新積極性。適度寬松的貨幣政策意味著銀行以較低利率放大貨幣供應(yīng)量，為企業(yè)資本引入提供良性政策導(dǎo)向，顯著降低企業(yè)籌資成本以及產(chǎn)品成本，提升單位產(chǎn)品賺取的利潤，激發(fā)產(chǎn)品創(chuàng)新積極性，有效提升創(chuàng)新績效。

另一方面，創(chuàng)新作為一項(xiàng)高風(fēng)險(xiǎn)、高投入的投資活動(dòng)，可能為企業(yè)帶來較大沉沒成本[12]。企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)需要依托于穩(wěn)健現(xiàn)金流支持，還面臨短期無法獲得研發(fā)成果的風(fēng)險(xiǎn)。故而，企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)時(shí)需結(jié)合實(shí)際經(jīng)營活動(dòng)，審慎評估投資與收益。伴隨著貨幣政策持續(xù)擴(kuò)張，其對金融市場造成非穩(wěn)態(tài)沖擊，加深銀行與企業(yè)之間的信息不對稱性，進(jìn)而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)向作用。其一，過度擴(kuò)張的貨幣政策會降低企業(yè)創(chuàng)新能力。高投入特征使得企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)需要借助外源性融資支持，亟須尋求銀行資本注入。但在貨幣政策持續(xù)擴(kuò)張時(shí)期，銀行與企業(yè)之間存在信息不對稱問題。銀行因難以獲取企業(yè)真實(shí)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，出于收益性與安全性考慮，會提高借貸門檻，存在“惜貸”行為，降低企業(yè)貸款可得性。如此，企業(yè)獲得融資的成本顯著增加，阻滯創(chuàng)新資金引入，繼而使得創(chuàng)新績效顯著下降。其二，過度擴(kuò)張的貨幣政策會降低企業(yè)創(chuàng)新意愿。伴隨著貨幣政策擴(kuò)張，企業(yè)面臨的外部經(jīng)營環(huán)境日益復(fù)雜化，更難以預(yù)測經(jīng)濟(jì)趨勢[13]。依據(jù)實(shí)物期權(quán)理論，貨幣政策持續(xù)擴(kuò)張會加大企業(yè)等待價(jià)值，促使理性管理者選擇推遲投融資，等待市場不確定風(fēng)險(xiǎn)降低之后再進(jìn)行經(jīng)營決策，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新意愿下降。針對于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：其他條件保持不變，貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新呈倒“U”型關(guān)系。

（二）貨幣政策影響企業(yè)創(chuàng)新的中介效應(yīng)

貨幣政策作為政府調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的常用手段，通過貨幣與信貸兩種途徑對經(jīng)濟(jì)主體投融資產(chǎn)生影響，干擾企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新活動(dòng)。具言之，適度寬松的貨幣政策會通過降低利率、適配信貸期限傳導(dǎo)至企業(yè)融資[14]，利于放大企業(yè)投融資正向效應(yīng)，推動(dòng)內(nèi)部創(chuàng)新資金引入，提升創(chuàng)新績效。同時(shí)，適度寬松的貨幣政策可強(qiáng)化市場資本配置能力，均衡貨幣供應(yīng)結(jié)構(gòu)，為企業(yè)創(chuàng)新投資提供良好金融生態(tài)環(huán)境，以金融支持驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新活動(dòng)開展[15]。

然而，過度寬松的貨幣政策對經(jīng)濟(jì)與金融市場造成沖擊，從多種路徑加大企業(yè)融資約束，不利于企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)。第一，擴(kuò)張型貨幣政策以非均衡貨幣供應(yīng)為金融市場營造不公平競爭環(huán)境，使得資本資源存在嚴(yán)重錯(cuò)配問題[16]，導(dǎo)致利率管制與信貸配給存在異質(zhì)性。此種情況下，企業(yè)在尋求外部投資時(shí)，面臨差異化融資約束，因金融抑制效應(yīng)制約創(chuàng)新活動(dòng)開展。加之在政府監(jiān)管體系“缺位”情況下，金融市場資本錯(cuò)配問題日益凸顯，加劇金融市場不公平性，加大企業(yè)融資約束。受此影響，企業(yè)創(chuàng)新資金供應(yīng)鏈顯著降低，無益于創(chuàng)新績效提升。第二，擴(kuò)張型貨幣政策加劇經(jīng)濟(jì)周期與商業(yè)周期的不穩(wěn)定性，使得企業(yè)投融資難以獲得銀行均衡的信貸支持，加大外部融資約束，降低創(chuàng)新資金引入，不利于創(chuàng)新活動(dòng)開展。特別是外部經(jīng)濟(jì)市場的波動(dòng)性為一些中小企業(yè)經(jīng)營者傳導(dǎo)“泡沫”型金融市場信號，導(dǎo)致其無法預(yù)測企業(yè)盈利水平，加大內(nèi)部融資約束，阻滯創(chuàng)新項(xiàng)目投入。第三，擴(kuò)張型貨幣政策蔓延可能造成金融市場分割，加大金融市場活躍主體貨幣供應(yīng)量，但對于非活躍主體的供應(yīng)量存在不足現(xiàn)象。此背景下，財(cái)富從金融市場非活躍經(jīng)濟(jì)體轉(zhuǎn)移至活躍經(jīng)濟(jì)體，導(dǎo)致投融資結(jié)構(gòu)失衡、貨幣供需不匹配現(xiàn)象凸顯，加劇企業(yè)融資約束。這會降低企業(yè)資本引入，以及對于創(chuàng)新資金的再分配，削弱創(chuàng)新能力。此外，貨幣政策持續(xù)擴(kuò)張使得金融市場投資組合渠道、收入構(gòu)成渠道、儲蓄再分配渠道均持續(xù)擴(kuò)充，加劇貨幣供應(yīng)不穩(wěn)定性，加大企業(yè)對于資本要素配置的難度。這也導(dǎo)致企業(yè)面臨內(nèi)外部融資約束，縮緊技術(shù)創(chuàng)新投資，滯緩創(chuàng)新活動(dòng)。針對上述分析，提出假設(shè)：

假設(shè)H2：其他條件保持不變，融資約束在貨幣政策影響企業(yè)創(chuàng)新的抑制關(guān)系中具有中介效應(yīng)。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）樣本數(shù)據(jù)來源

文章以2010-2020 年滬深A(yù) 股上市企業(yè)為研究樣本，按照如下原則進(jìn)行樣本篩選：第一，鑒于被ST 企業(yè)可能存在粉飾財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以維護(hù)公司形象的嫌疑，并不能客觀反映企業(yè)實(shí)際經(jīng)營水平，故剔除研究期內(nèi)ST*、ST 樣本；第二，排除所有金融與保險(xiǎn)類樣本企業(yè)；第三，考慮數(shù)據(jù)連續(xù)性與完整性，剔除關(guān)鍵變量缺失或者數(shù)據(jù)異常的樣本。經(jīng)由上述處理，得到21601 個(gè)企業(yè)-年度觀測值。另外，為避免極端值影響，對所有連續(xù)性變量進(jìn)行1%與99% 縮尾處理。數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫，通過Stata14.0 軟件處理與分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新績效（Eip）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多從投入與產(chǎn)出兩個(gè)角度綜合測量企業(yè)創(chuàng)新績效[17,18]：投入涵蓋R ＆ D經(jīng)費(fèi)支出與營業(yè)收入的比值。為確保研究結(jié)果準(zhǔn)確性，文章從投入與產(chǎn)出兩個(gè)角度全面考量企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)；產(chǎn)出涵蓋企業(yè)專利數(shù)量、年度新產(chǎn)品產(chǎn)值與營業(yè)收入的比例、無形資產(chǎn)增量與期末總資產(chǎn)之比。主回歸部分依據(jù)大多文獻(xiàn)，選取R＆D 經(jīng)費(fèi)支出與營業(yè)收入的比值表征企業(yè)創(chuàng)新績效。

2.解釋變量

貨幣政策（M）。以考察期內(nèi)貨幣供應(yīng)量表征貨幣政策。喻坤等[19]指出，相對于廣義貨幣供給來說，狹義貨幣供應(yīng)量是中央銀行為達(dá)到穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)目標(biāo)而干預(yù)調(diào)節(jié)的貨幣供給，更能夠代表國家貨幣政策導(dǎo)向，也能較大程度衡量實(shí)際購買力。特別是廣義貨幣供給統(tǒng)計(jì)口徑極易受到經(jīng)濟(jì)與金融市場等因素影響，無法更好刻畫貨幣政策松緊狀態(tài)。故而，研究選取狹義貨幣供應(yīng)量增長率衡量貨幣政策。

3.中介變量

融資約束（Fc）。參照顧雷雷和王鴻宇[20]研究，采用KZ指數(shù)衡量企業(yè)融資約束程度，具體而言：第一，分年度、行業(yè)對所有樣本進(jìn)行分類。分類依據(jù)為：現(xiàn)金持有與上期總資產(chǎn)之比（Cash）、現(xiàn)金股利與上期總資產(chǎn)之比（Div）、經(jīng)營性凈現(xiàn)金流與上期總資產(chǎn)之比（CF）、Tobin,s Q（Tobinq）與杠桿率（Lev）。若Cash、Div、CF低于中位數(shù)，則KZ1、KZ2、KZ3為1，否則為0；若Tobinq與Lev高于中位數(shù)，則KZ4與KZ5為1，否則為0。第二，計(jì)算KZ指數(shù)，KZ=KZ1+KZ2+KZ3+KZ4+KZ5。第三，采用排序邏輯進(jìn)行回歸，以KZ指數(shù)作為被解釋變量，對Cash、Div、CF、Tobinq與Lev按照年份進(jìn)行回歸分析，估計(jì)得到各變量具體回歸系數(shù)。第四，借助回歸得出的系數(shù)估計(jì)結(jié)果，計(jì)算得到每年企業(yè)融資約束KZ指數(shù)。該指數(shù)越大，代表企業(yè)面臨的融資約束程度越高。

4.控制變量

考慮到貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、經(jīng)營規(guī)模間可能存在差異性，依據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫企業(yè)實(shí)際控制人編碼進(jìn)行樣本劃分，將編碼為1100、2000、2100、2120 列為國有企業(yè)，其余則為民營企業(yè)[21]。與此同時(shí)，就企業(yè)規(guī)模分類而言，將年末總資產(chǎn)對數(shù)較行業(yè)年度均值高的企業(yè)列為大規(guī)模企業(yè)，年末總資產(chǎn)對數(shù)較行業(yè)年度均值低的企業(yè)列為中小規(guī)模企業(yè)。另外，為控制其余因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響，參照常麗和武小楠[22]、David 等[23]、劉莉和楊宏睿[24]研究，進(jìn)一步從宏觀區(qū)域與企業(yè)兩個(gè)角度進(jìn)行變量控制。就區(qū)域角度而言，控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP）、科研教育投入（Isre）與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Is）。就企業(yè)角度而言，控制企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Ea）、資本支出（Exp）、現(xiàn)金持有量（Cash）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）。另外，為規(guī)避年度（Year）和行業(yè)（Industry）對企業(yè)創(chuàng)新的影響，特在實(shí)證分析中控制年度與行業(yè)固定效應(yīng)。各變量具體定義如表1 所示。

表1 變量定義

（三）實(shí)證模型

為驗(yàn)證假設(shè)H1，構(gòu)建以下線性回歸模型：

式（1）中，α0為常數(shù)項(xiàng)；α1、α2分別表示貨幣政策一次項(xiàng)系數(shù)與二次項(xiàng)系數(shù)；α3～α10均為控制變量的系數(shù)；εi,t為誤差項(xiàng)。

為檢驗(yàn)假設(shè)H2，首先，構(gòu)建貨幣政策對融資約束的影響模型：

式（2）中，F(xiàn)c為融資約束，其他變量同式（1）。依據(jù)假設(shè)H2，若Fc系數(shù)顯著為正，則證明貨幣政策與融資約束之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

其次，在式（1）中，加入融資約束（Fc），驗(yàn)證貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響是否是通過融資約束進(jìn)行傳導(dǎo)，公式如下：

借助溫忠麟等[25]中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，開展如下回歸系數(shù)檢驗(yàn)：其一，驗(yàn)證系數(shù)α1、α2，若兩個(gè)系數(shù)不顯著，則停止檢驗(yàn)；若兩個(gè)系數(shù)顯著，則進(jìn)行第二步檢驗(yàn)。其二，檢驗(yàn)β2與γ3，若兩大系數(shù)均顯著，需判別γ2的顯著性，若該系數(shù)顯著則說明存在部分中介效應(yīng)，若系數(shù)不顯著表明不存在完全中介作用。若β2與γ3任一系數(shù)不顯著，則需開展Sobel檢驗(yàn)。若Sobel檢驗(yàn)結(jié)果存在顯著性，則說明存在中介效應(yīng)，否則不具有中介作用。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性分析

變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示。其中，企業(yè)創(chuàng)新績效（Eip）均值為0.6251，最大值為2.6325，最小值為0.0840，說明我國非金融上市企業(yè)創(chuàng)新績效存在明顯差異。貨幣政策（M）標(biāo)準(zhǔn)差為0.5281，最大值為1.9652，最小值為0.0813，說明不同時(shí)間段下我國貨幣政策存在較大差異，這可能受經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融市場不穩(wěn)定性波及。中介變量融資約束（Fc）的均值為0.0582，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0494，表明整體樣本產(chǎn)生融資約束的可能性相對較小，但不同企業(yè)間融資約束存在較大差異，可能由于各企業(yè)持有現(xiàn)金流、償債能力不同所致。其余變量描述性結(jié)果基本與現(xiàn)有研究結(jié)果保持一致。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

表3 相關(guān)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，解釋變量、控制變量均與被解釋變量具有顯著相關(guān)性。具體而言，貨幣政策（M）與企業(yè)創(chuàng)新績效（Eip）間的相關(guān)性系數(shù)為-0.128，且在1%水平下顯著，說明貨幣政策持續(xù)擴(kuò)張可能對企業(yè)創(chuàng)新帶來不利影響。融資約束（Fc）與企業(yè)創(chuàng)新績效（Eip）間具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，證明融資約束不利于企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)開展。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP）、科研教育投入（Isre）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Is）、企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Ea）、資本支出（Exp）、現(xiàn)金持有量（Cash）均與企業(yè)創(chuàng)新績效（Eip）正相關(guān)，說明這些因素對于提升企業(yè)創(chuàng)新能力發(fā)揮積極作用。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）與企業(yè)創(chuàng)新績效（Eip）間的相關(guān)性系數(shù)為-0.041，在5%水平下顯著，即說明貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響在非國有企業(yè)中較為凸顯。上述相關(guān)性分析結(jié)果表明，本研究考慮相關(guān)變量較為合理。另外，變量間相關(guān)性系數(shù)最大值為0.524，表明各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（三）回歸分析

貨幣政策影響企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果見表4。（1）列與（2）列貨幣政策（M）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新績效并未表現(xiàn)出促進(jìn)作用。進(jìn)一步引入控制變量檢驗(yàn)得出，（3）列貨幣政策（M）一次項(xiàng)回歸系數(shù)為0.461，二次項(xiàng)次數(shù)為-1.305，均在1%水平下顯著。（4）列是在（3）列基礎(chǔ)上，控制年度與行業(yè)固定效應(yīng)后的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，貨幣政策（M）一次項(xiàng)系數(shù)為0.296，二次項(xiàng)系數(shù)為-0.841，均在1%水平下顯著，即說明貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)倒“U”型特征。同時(shí)，（4）列調(diào)整后的R2值大于（1）列與（2）列調(diào)整后的R2，表明列入控制變量可進(jìn)一步增強(qiáng)模型擬合度，能夠更合理測度貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。適度的貨幣政策能夠引導(dǎo)企業(yè)擴(kuò)大資本配置規(guī)模，為創(chuàng)新實(shí)踐提供必要資金支持，有利于提升企業(yè)創(chuàng)新能力。而擴(kuò)張型貨幣政策會降低金融市場穩(wěn)定性，制約企業(yè)創(chuàng)新投融資，進(jìn)而負(fù)向影響創(chuàng)新績效。至此，驗(yàn)證假設(shè)H1 成立。

表4 貨幣政策影響企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

另外，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PGDP）、科研教育投入（Isre）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Is）、企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Ea）、現(xiàn)金持有量（Cash）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）均與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，資本支出（Exp）則與企業(yè)創(chuàng)新顯著負(fù)相關(guān)，結(jié)果基本與預(yù)期相符。在上述相關(guān)性分析中，貨幣政策一次項(xiàng)系數(shù)與企業(yè)創(chuàng)新績效呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，如回歸結(jié)果（1）、（2）列所示。在（4）列中，貨幣政策一次項(xiàng)系數(shù)、二次項(xiàng)系數(shù)分別與企業(yè)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)、顯著負(fù)相關(guān)，表現(xiàn)倒“U”型特征。可能原因在于，相關(guān)性分析僅從單一變量角度進(jìn)行檢驗(yàn)，而（4）列回歸是綜合了所有可能影響企業(yè)創(chuàng)新績效的其他因素，且控制了年度與行業(yè)效應(yīng)的結(jié)果。在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，適度寬松的貨幣政策可經(jīng)由金融機(jī)構(gòu)為企業(yè)提供更多資本支持，緩解企業(yè)經(jīng)營過程面臨的資金需求，提高資金配置效率，利于提升創(chuàng)新績效。故而，相比于相關(guān)性分析，（4）列結(jié)果更符合預(yù)期。

融資約束影響貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的中介檢驗(yàn)結(jié)果見表5。在（2）列中，貨幣政策（M）的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)均顯著為正，即證明貨幣政策實(shí)施與企業(yè)融資約束正相關(guān)。由此說明，貨幣政策持續(xù)擴(kuò)張可能引發(fā)高分化、高通脹負(fù)面效應(yīng)，降低金融市場穩(wěn)定性，加劇投融資波動(dòng)性，進(jìn)而增加企業(yè)融資約束。在（3）列中，融資約束（Fc）的影響系數(shù)為-0.422，在1%水平下顯著，即證明企業(yè)創(chuàng)新績效與融資約束負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)面臨融資約束越大，創(chuàng)新能力越低。同時(shí)，貨幣政策（M）一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)顯著為負(fù)，且二次項(xiàng)系數(shù)相較于（1）列明顯下降，即證明融資約束在貨幣政策抑制企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑中存在部分中介作用。究其原因，擴(kuò)張型貨幣政策會降低金融市場穩(wěn)定性，加大企業(yè)財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致企業(yè)投融資面臨的約束條件增多，最終影響創(chuàng)新活動(dòng)開展。綜上，驗(yàn)證了假設(shè)H2。

表5 金融約束的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

（四）進(jìn)一步分析

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組檢驗(yàn)

在現(xiàn)有金融體系之下，得益于政企天然關(guān)系，國有企業(yè)獲得政策支持的機(jī)會更大[26]。區(qū)域政府為刺激經(jīng)濟(jì)、達(dá)成社會穩(wěn)定的目標(biāo)，也會鼓勵(lì)國有企業(yè)擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模。特別在外部環(huán)境不確定條件下，部分地區(qū)官員出于政績考量，會通過干預(yù)銀行借貸政策方式扶持國有企業(yè)。受這些因素影響，國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間存在明顯發(fā)展不均衡性。該過程中，非國有企業(yè)會借助宏觀貨幣政策適度引入資金，希冀擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模。但由于銀行與非國有企業(yè)之間存在信息不對稱問題，非國有企業(yè)獲取貨幣政策信息可能存在滯后性，進(jìn)一步降低非國有企業(yè)借助貨幣政策調(diào)節(jié)經(jīng)營實(shí)踐的可能性，弱化內(nèi)部資本配置活性，不利于為企業(yè)創(chuàng)新注入資金支持。由此可見，在非國有企業(yè)創(chuàng)新中，貨幣政策的非線性影響更加明顯。

產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果如表6 所示。（3）列中，貨幣政策（M）一系項(xiàng)系數(shù)和二次項(xiàng)系數(shù)分別為0.221、-0.826；（6）列中，貨幣政策（M）一次項(xiàng)系項(xiàng)系數(shù)和二次項(xiàng)系數(shù)分別為0.529、-1.625，表明不論何種產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新間均存在倒“U”型關(guān)系。值得注意的是，在國有企業(yè)創(chuàng)新中，貨幣政策一次項(xiàng)系數(shù)并未表現(xiàn)出顯著性。可能原因是，國有企業(yè)存在天然產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢，本身享有良好的政策優(yōu)惠，促使貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用并未表現(xiàn)出顯著性。而貨幣政策二次項(xiàng)系數(shù)對國有企業(yè)創(chuàng)新在1%水平下顯著為負(fù)，說明貨幣政策持續(xù)擴(kuò)張會導(dǎo)致投融資市場穩(wěn)定性下降，對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新均帶來一定負(fù)向影響。對比來看，貨幣政策在非國有企業(yè)中的負(fù)向作用更為顯著。另外，（3）列調(diào)整后的2R明顯高于（1）、（2）列；（6）列調(diào)整后的2R顯著高于（4）、（5）列，說明單純檢驗(yàn)貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響并不具備穩(wěn)健性。因?yàn)橛绊懫髽I(yè)創(chuàng)新因素較多，引入控制變量，并控制年度與行業(yè)固定效應(yīng)，然后分樣本檢驗(yàn)可增加模型擬合優(yōu)度。綜上研究證明，分樣本檢驗(yàn)?zāi)軌蚋侠?、全面體現(xiàn)貨幣對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新的影響差異性。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸

2.企業(yè)規(guī)模分組檢驗(yàn)

在影響力與市場地位雙重效應(yīng)下，金融機(jī)構(gòu)更偏向于為大型企業(yè)創(chuàng)新注入資本支持。且中央政府通常將經(jīng)濟(jì)增長作為地方政府考核指標(biāo)，而大型企業(yè)可創(chuàng)造諸多投資機(jī)會與就業(yè)崗位，對于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長起到關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)作用。地方政府為帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，會適當(dāng)增加對大型企業(yè)財(cái)政補(bǔ)貼，促使該類企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模不斷壯大。相對來說，中小型企業(yè)市場競爭力較低，所帶來的投資與就業(yè)崗位受到較大限制，獲得的政府補(bǔ)貼與政策優(yōu)惠較少，導(dǎo)致其創(chuàng)新意愿逐步降低。而統(tǒng)一且適度寬松的貨幣政策實(shí)施，能夠均衡金融市場資金配置，為中小企業(yè)創(chuàng)新資金引入提供公平機(jī)會，利于其借助利好金融市場加大技術(shù)研發(fā)、優(yōu)化生產(chǎn)設(shè)備，進(jìn)而提升創(chuàng)新能力。但非均衡、擴(kuò)張型貨幣政策實(shí)施，會降低金融市場穩(wěn)定性，對抗風(fēng)險(xiǎn)能力本身較差的中小企業(yè)形成較大沖擊，不利于合理引入創(chuàng)新資金，降低創(chuàng)新績效。由此可見，在中小企業(yè)創(chuàng)新中，貨幣政策的影響更為凸顯。

文章通過期末總資產(chǎn)的對數(shù)值區(qū)分企業(yè)規(guī)模，并將年度、行業(yè)均值列為分組標(biāo)準(zhǔn)，將高于均值的企業(yè)劃分為大型企業(yè)，低于均值的劃為中小型企業(yè)，然后展開回歸（表7）。（3）列中，貨幣政策（M）一次項(xiàng)系數(shù)為正但不顯著；二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，僅在10%水平下顯著。（6）列中，貨幣政策（M）一系項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明適度寬松貨幣政策對中小企業(yè)創(chuàng)新具有顯著正向作用，但對于大型企業(yè)創(chuàng)新的影響并不顯著。但擴(kuò)張型貨幣政策對大型與中小型企業(yè)創(chuàng)新均具有負(fù)向作用。相較而言，中小企業(yè)創(chuàng)新受到過度寬松貨幣政策的負(fù)向作用更大，可能原因在于該類企業(yè)本身抗風(fēng)險(xiǎn)能力較差、且償債能力有限，極易受到金融市場不穩(wěn)定影響。另外，（2）列結(jié)果顯示，在沒有控制關(guān)聯(lián)變量情況下，僅檢驗(yàn)貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響，貨幣政策（M）一系項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，二次項(xiàng)系數(shù)為正但不顯著。這表明寬松的貨幣政策會為大型企業(yè)創(chuàng)新帶來負(fù)向影響。但貨幣政策持續(xù)擴(kuò)張對大型企業(yè)創(chuàng)新具有一定促進(jìn)作用?？赡茉蛟谟冢环矫嬖诜治鲐泿耪吲c企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系時(shí)，需全面考量其他影響變量，并在回歸中進(jìn)行控制，這可降低因忽略其他變量對結(jié)果造成的偏差。另一方面由于過度寬松的貨幣政策對大型企業(yè)釋放金融市場利好信號，為大型企業(yè)借助投融資引入創(chuàng)新技術(shù)與設(shè)備提供便利條件，提升其內(nèi)部創(chuàng)新水平。

表7 企業(yè)規(guī)模分組回歸

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.改變變量衡量方式

從廣義角度來看，企業(yè)創(chuàng)新績效是生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)的結(jié)果，從狹義上來看則是企業(yè)無形資產(chǎn)（專利權(quán)與非專利權(quán)）的象征。無形資產(chǎn)增強(qiáng)越多，代表企業(yè)創(chuàng)新績效越高。為保證研究結(jié)果準(zhǔn)確性，考量到數(shù)據(jù)可獲得性，以企業(yè)無形資產(chǎn)增量與期末總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)創(chuàng)新績效的替換變量，進(jìn)行再次回歸，結(jié)果如表8 所示（1）與（2）列所示。（1）列中，貨幣政策（M）一系項(xiàng)系數(shù)為0.995，在1% 水平下顯著；二系項(xiàng)系數(shù)為-1.826，在1% 水平下顯著，表明貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新績效之間存在顯著倒“U”型關(guān)系。（2）列是加入控制變量的回歸結(jié)果，二者仍存在顯著倒“U”型關(guān)系。從模型擬合度來看，（2）列調(diào)整后的2R明顯高于（1）列，說明引入控制變量之后模型擬合度顯著增加，進(jìn)一步證明上述研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

從融資約束角度考慮，企業(yè)面臨的融資約束無法直接從觀察數(shù)據(jù)中獲取。上述構(gòu)建的KZ指數(shù)是從綜合角度考量企業(yè)融資約束，在宏觀上具備典型性與代表性。但KZ指數(shù)構(gòu)建時(shí)采用了部分內(nèi)生變量，可能會造成結(jié)果偏誤。故而，本文參照萬佳彧等[27]研究，將企業(yè)利息費(fèi)用占比（DFC）作為融資約束的代替指標(biāo)，具體采用企業(yè)利息費(fèi)用與總負(fù)債的比例衡量。將DFC代入公式（1），再次進(jìn)行回歸，結(jié)果如表8（3）、（4）列所示。（3）列中，DFC系數(shù)為0.076，在1% 水平下顯著；二次項(xiàng)系數(shù)為-0.128，在1%水平下顯著，同樣證明貨幣政策適度寬松可對企業(yè)創(chuàng)新帶來正向影響，而貨幣政策持續(xù)擴(kuò)張則存在顯著負(fù)向作用。上述結(jié)果與回歸結(jié)論保持一致。

2.剔除本期虧損樣本

上述實(shí)證采用全樣本數(shù)據(jù)，從全角度檢驗(yàn)貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。考量到結(jié)果穩(wěn)健性，剔除本期虧損樣本（Cash低于0），重新回歸，檢驗(yàn)結(jié)果見9（5）列?？芍?，結(jié)果與上文仍保持一致。

3.內(nèi)生性檢驗(yàn)

企業(yè)創(chuàng)新受當(dāng)期貨幣政策影響，可能會因反向因果關(guān)系存在內(nèi)生性問題。針對于此，將貨幣政策（M、M2）滯后一期作為解釋變量，再次進(jìn)行回歸（表9）。在（4）列中，貨幣政策的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，仍與企業(yè)創(chuàng)新存在倒“U”型關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果與上述研究保持一致。

表9 內(nèi)生性問題檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文借助2010-2020 年滬深A(yù) 股非金融類上市企業(yè)樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證探討貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響以及融資約束的中介機(jī)制，主要得出以下結(jié)論：（1）貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新間呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。適度寬松的貨幣政策能夠?yàn)槠髽I(yè)投融資帶來利好，利于創(chuàng)新活動(dòng)開展。但擴(kuò)張型貨幣政策一定程度上會沖擊企業(yè)投融資決策，不利于內(nèi)部創(chuàng)新。（2）融資約束在貨幣政策抑制企業(yè)創(chuàng)新的作用中起到顯著中介效應(yīng)，即擴(kuò)張型貨幣政策會加劇企業(yè)融資約束，并通過融資約束傳導(dǎo)路徑降低企業(yè)創(chuàng)新績效。（3）較之于國有企業(yè)，貨幣政策與非國有企業(yè)創(chuàng)新的倒“U”型關(guān)系更為顯著；較之于大型企業(yè)，貨幣政策與中小企業(yè)創(chuàng)新的倒“U”型關(guān)系更為明顯。

基于上述研究，提出如下建議：其一，合理調(diào)整貨幣政策。上述研究表明，貨幣政策與企業(yè)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，即適度寬松貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著促進(jìn)作用，但擴(kuò)張型貨幣政策實(shí)施可抑制企業(yè)創(chuàng)新。為此，中央銀行在調(diào)控貨幣政策時(shí)，綜合考慮政策對企業(yè)創(chuàng)新行為造成的異質(zhì)性影響。一是可采取漸進(jìn)式調(diào)控策略，以便于企業(yè)適應(yīng)或者及時(shí)調(diào)整投融資策略，弱化因貨幣政策沖擊對企業(yè)創(chuàng)新的影響。二是避免采取“一刀切”政策執(zhí)行方式，適當(dāng)采用結(jié)構(gòu)性貨幣政策精準(zhǔn)調(diào)控，以全方位為企業(yè)創(chuàng)新性資金引入提供必要支持，提高創(chuàng)新效率。其二，提升融資約束緩解效能。一方面，企業(yè)應(yīng)建立投融資安全防護(hù)體系，采取有效預(yù)警及時(shí)發(fā)現(xiàn)潛在風(fēng)險(xiǎn)，降低因金融市場波動(dòng)造成的融資約束，為創(chuàng)新技術(shù)研發(fā)穩(wěn)態(tài)輸入資金支持。另一方面，企業(yè)應(yīng)形成創(chuàng)新資金投入機(jī)制，防止大規(guī)模無效創(chuàng)新引發(fā)的融資約束，提升創(chuàng)新效率。其三，差異化強(qiáng)化宏觀經(jīng)濟(jì)政策應(yīng)對能力。針對非國有企業(yè)與中小型企業(yè)創(chuàng)新受貨幣政策影響較為明顯的研究結(jié)論，政府應(yīng)出臺相關(guān)法律法規(guī)，完善非國有、中小企業(yè)信息披露制度，建立更為有序的信息共享機(jī)制，以緩解企業(yè)與市場之間的信息不對稱性，提升企業(yè)應(yīng)對宏觀經(jīng)濟(jì)政策變動(dòng)的能力。且非國有企業(yè)與中小型企業(yè)應(yīng)建立宏觀政策變動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)防范體系，采取動(dòng)態(tài)創(chuàng)新與發(fā)展戰(zhàn)略，不斷提升自身創(chuàng)新實(shí)力。另外，針對國有與大型企業(yè)應(yīng)持續(xù)保持對宏觀經(jīng)濟(jì)政策變動(dòng)的敏感性，加強(qiáng)內(nèi)部風(fēng)險(xiǎn)管理、強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)意識，以此弱化過度寬松貨幣政策對企業(yè)創(chuàng)新造成的負(fù)向沖擊。