閆永佳，宋曉玲

（1.中國(guó)人民大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院，北京 100872；2.北京語(yǔ)言大學(xué)商學(xué)院，北京 100083）

0 引言

目前中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了相對(duì)低速增長(zhǎng)的新常態(tài)。為了實(shí)現(xiàn)當(dāng)前“防風(fēng)險(xiǎn)、穩(wěn)增長(zhǎng)”的政策目標(biāo)，需要貨幣當(dāng)局調(diào)整貨幣政策進(jìn)而緩解中國(guó)企業(yè)尤其是中小企業(yè)的融資約束。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)環(huán)境下中國(guó)貨幣政策是否應(yīng)該轉(zhuǎn)向，轉(zhuǎn)向?qū)捤傻呢泿耪呤欠衲軌蛴行У鼐徑馄髽I(yè)的融資約束進(jìn)而刺激企業(yè)的投資，以及中國(guó)貨幣政策的階段性轉(zhuǎn)換會(huì)對(duì)不同的企業(yè)產(chǎn)生何種差異性的影響，都是值得進(jìn)一步深究的議題。

目前的研究主要集中在融資約束對(duì)公司投資支出的影響、貨幣政策對(duì)企業(yè)“投資-現(xiàn)金流”敏感性的影響和貨幣政策對(duì)異質(zhì)性融資約束企業(yè)的差異性影響這三個(gè)方面。首先，在有關(guān)融資約束對(duì)公司投資支出的影響方面，國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究較多，但一直以來(lái)都存在著爭(zhēng)議。Modigliani 和Miller（1959）[1]提出著名的MM 理論，指出在完美的資本市場(chǎng)條件下公司的投資決策與資本結(jié)構(gòu)無(wú)關(guān)。隨后的研究對(duì)這一理論進(jìn)行了諸多發(fā)展。其中，F(xiàn)azzari 等（1988）[2]認(rèn)為外部融資存在溢價(jià)，因而公司投資更多地依賴內(nèi)部資金，使得公司的“投資-現(xiàn)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(zhēng)議的情況下，Boyle 和Guthrie（2003）[5]對(duì)投資資金的可獲得性以及投資時(shí)機(jī)的靈活性進(jìn)行研究，認(rèn)為投資與公司現(xiàn)金流之間呈現(xiàn)非單調(diào)性。國(guó)內(nèi)學(xué)者以中國(guó)上市公司為對(duì)象展開了研究，也得到相似結(jié)論[6,7]。其次，在貨幣政策對(duì)企業(yè)“投資-現(xiàn)金流”敏感性的影響方面，Bernanke 等（1999）[8]建立的“金融加速器”機(jī)制對(duì)這一渠道進(jìn)行了詳細(xì)的闡述，認(rèn)為貨幣政策的變化會(huì)改變企業(yè)的資產(chǎn)凈值，從而改變其資產(chǎn)負(fù)債表情況，進(jìn)而影響其外部融資的溢價(jià)，最終影響企業(yè)的投資。隨后的許多研究都在這一框架內(nèi)展開了分析，研究結(jié)論基本上認(rèn)為寬松的貨幣政策會(huì)緩解企業(yè)的融資約束，從而刺激其投資支出[9,10]。最后，在貨幣政策對(duì)異質(zhì)性融資約束企業(yè)的差異性影響方面，Korajczyk 和Levy（2003）[11]發(fā)現(xiàn)受融資約束小的公司能夠根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)狀況及時(shí)選擇融資方式，從而對(duì)貨幣政策的敏感性較小；Huang 等（2012）[12]研究發(fā)現(xiàn)，規(guī)模越大的企業(yè)受到的融資約束越??；張西征等（2012）[13]研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對(duì)公司投資的影響既包含需求效應(yīng)又包含供給效應(yīng)，就需求效應(yīng)而言，低融資約束公司更強(qiáng)，而就供給效應(yīng)而言，高融資約束公司更強(qiáng)。

綜上所述，既有文獻(xiàn)已經(jīng)就企業(yè)融資約束的敏感性進(jìn)行了較為深入的研究，并分析了貨幣政策在其中產(chǎn)生的影響，但這些文獻(xiàn)存在著如下兩個(gè)不足：一是對(duì)于貨幣政策寬松和緊縮的階段性劃分主要依據(jù)傳統(tǒng)的劃分方法，這種階段的劃分不一定切合實(shí)際數(shù)據(jù)中貨幣政策對(duì)企業(yè)融資約束產(chǎn)生影響的方向性改變；二是關(guān)于貨幣政策對(duì)企業(yè)融資約束產(chǎn)生的異質(zhì)性影響的分析不夠。針對(duì)這些不足，本文采用面板門檻模型，從數(shù)據(jù)自身出發(fā)識(shí)別貨幣政策在不同階段產(chǎn)生的影響，與此同時(shí)，本文還重點(diǎn)觀察貨幣政策階段性變化產(chǎn)生的異質(zhì)性影響，并同時(shí)依據(jù)企業(yè)的規(guī)模和屬性進(jìn)行異質(zhì)性影響分析。

1 機(jī)理分析與研究假設(shè)

1.1 函數(shù)設(shè)定

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

（1）廠商

假設(shè)兩種廠商都生產(chǎn)某種中間產(chǎn)品i，且都為壟斷競(jìng)爭(zhēng)的廠商，遵從Dixit-Stiglitz生產(chǎn)函數(shù)，則其利潤(rùn)函數(shù)可以表示如下：

其中，j表示廠商，Di表示第i種產(chǎn)品的總需求，Aj、Kj和Lj分別表示廠商j的生產(chǎn)技術(shù)、資本投入和勞動(dòng)投入，rj和wj分別表示資本和勞動(dòng)的價(jià)格，參數(shù)μ、γ、α和β分別表示產(chǎn)量、技術(shù)、資本和勞動(dòng)的彈性系數(shù)。經(jīng)過(guò)推導(dǎo)可以得到廠商j的資本需求函數(shù)：

根據(jù)式（2）不難發(fā)現(xiàn)資本需求為rj的減函數(shù)，是Aj的增函數(shù)，因此，企業(yè)的融資與融資的成本成反比，與生產(chǎn)的技術(shù)成正比。

（2）銀行

假定銀行給上述兩類企業(yè)發(fā)放貸款，貸款的利率采用加成定價(jià)法，即rB(j)=rd+M(j)，其中rB(j)為銀行給企業(yè)j的貸款利率，rd為貸款的基準(zhǔn)利率，M(j)為風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。不失一般性，本文假設(shè)M(P)>M(S)。

1.2 貨幣政策影響融資約束的機(jī)理分析

為了分析貨幣政策變化對(duì)于異質(zhì)性企業(yè)的融資約束及投資的影響，本文借助圖1對(duì)其進(jìn)行說(shuō)明。

圖1 貨幣政策變化對(duì)異質(zhì)性融資約束的影響示意圖

假設(shè)在t0時(shí)刻，銀行給兩類企業(yè)的貸款分別為和，因此總的貸款滿足=+，則圖1中對(duì)應(yīng)長(zhǎng)度為-的資本量即代表著。結(jié)合中國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況，本文進(jìn)一步假設(shè)大企業(yè)不存在融資約束，而中小企業(yè)存在著普遍的融資約束，因此在t0時(shí)刻，假定中小企業(yè)合意的融資水平是，則>，合意的總的貸款量也會(huì)大于實(shí)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(duì)應(yīng)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(jù)式（2），此時(shí)總的資本需求會(huì)下降，因此使得投資水平下降。根據(jù)這個(gè)思路，若貨幣政策趨于緊縮，則融資約束程度會(huì)更高，企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性也會(huì)上升，而寬松的貨幣政策會(huì)降低融資約束，主要原因在于貨幣政策對(duì)于異質(zhì)性企業(yè)產(chǎn)生了異質(zhì)性的影響。

由此，本文提出如下兩個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)1：相較于緊縮的貨幣政策，寬松的貨幣政策能降低企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性。

假設(shè)2：貨幣政策變化對(duì)受融資約束程度較高的企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性的影響較大，而對(duì)融資約束程度較低的企業(yè)的敏感性的影響較小。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型設(shè)定與變量選取

由于本文主要關(guān)心貨幣政策影響下企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性，因此按照Hansen（1999）[15]的面板門檻模型，設(shè)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(xiàn)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(shù)，當(dāng)M2×CFi,t-1≤γ時(shí)，I(M2×CFi,t-1≤γ)=1且I(M2×CFi,t-1>γ)=0；而當(dāng)M2×CFi,t-1>γ時(shí)，I(M2×CFi,t-1≤γ)=0 且I(M2×CFi,t-1>γ)=1。為了減少內(nèi)生性產(chǎn)生的影響，本文對(duì)所有解釋變量進(jìn)行滯后一期處理。另外，式（3）中的μi用于反映公司的個(gè)體效應(yīng)，如管理能力、公司文化等不可觀測(cè)的因素；φt表示不可觀測(cè)的時(shí)間效應(yīng)，以降低宏觀政策和經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)的影響；εit~N(0,σ2)，為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（1）被解釋變量。投資支出（Ivntit），本文用購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金/總資產(chǎn)衡量。

（2）核心解釋變量。企業(yè)滯后一期的現(xiàn)金流量（CFi,t-1），本文用上一年度企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)衡量。

（3）門檻變量。按照上文所述，貨幣政策的實(shí)施有可能改變企業(yè)的融資約束，從而影響企業(yè)的投資，但是在每個(gè)時(shí)點(diǎn)上不同企業(yè)面臨的貨幣政策變量都是統(tǒng)一的。為了能夠分析宏觀貨幣政策對(duì)于微觀企業(yè)融資約束產(chǎn)生的影響機(jī)制，本文用廣義貨幣供應(yīng)量的同比增長(zhǎng)率衡量貨幣政策變量M2，然后在式（3）中設(shè)定貨幣政策變量與現(xiàn)金流量滯后項(xiàng)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(duì)企業(yè)融資約束的影響，這也是既有文獻(xiàn)中常用的方法。

（4）控制變量。按照一般文獻(xiàn)的總結(jié)[6,7]，本文選取的控制變量有：投資機(jī)會(huì)（TobinQ），用托賓Q 值衡量，即公司市場(chǎng)價(jià)值/公司重置成本；資本結(jié)構(gòu)（TL），用企業(yè)總負(fù)債/總資產(chǎn)衡量；現(xiàn)金持有量（Cash），用貨幣資金/總資產(chǎn)衡量；營(yíng)運(yùn)資本（WC），用（流動(dòng)資產(chǎn)-流動(dòng)負(fù)債）/總資產(chǎn)衡量。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源及變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文選取2004—2020年我國(guó)A股上市公司為研究樣本，通過(guò)剔除缺失值、相關(guān)異常值以及剔除ST、ST*和金融類企業(yè)，最終選取693 家上市公司的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。本文對(duì)所有企業(yè)的連續(xù)變量均縮尾到2%至98%的區(qū)間，以消除極端值的影響。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安和同花順金融數(shù)據(jù)庫(kù)。表1 給出了上述變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證分析

3.1 內(nèi)生性檢驗(yàn)

為確保面板門檻模型估計(jì)結(jié)果的無(wú)偏性，本文先進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，對(duì)所有變量進(jìn)行Davidson-Mackinnon 檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。該檢驗(yàn)的原假設(shè)為模型不存在內(nèi)生性，從結(jié)果可以看出可以接受原假設(shè)，因此認(rèn)為采用面板門檻回歸模型是合適的。

表2 變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 門檻模型形式估計(jì)

本文進(jìn)行面板門檻模型檢驗(yàn)，確定模型的門檻個(gè)數(shù)。按照上述介紹對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，通過(guò)300次的可放回自抽樣過(guò)程，本文得到了關(guān)于門檻值的估計(jì)結(jié)果，如表3和表4 所示。其中表3 報(bào)告的是面板門檻模型的檢驗(yàn)情況，表4報(bào)告的是具體門檻值的檢驗(yàn)情況。

表3 面板門檻模型檢驗(yàn)結(jié)果

表4 門檻值估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表3 顯示的F 統(tǒng)計(jì)值、P 值和相應(yīng)的臨界值可以發(fā)現(xiàn)，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(lái)看，在95%的置信區(qū)間里雙重門檻的置信區(qū)間包含了三重門檻的置信區(qū)間。因此，本文可以選擇雙重門檻模型作為最終的估計(jì)結(jié)果，兩個(gè)門檻值分別為0.104和1.220。根據(jù)表3、表4的估計(jì)結(jié)果，本文將門檻變量的值分成三個(gè)區(qū)間，分別為-2.972 ≤M2×CFit≤0.104、0.104

3.3 實(shí)證結(jié)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(jié)果，可以看出，營(yíng)運(yùn)資本W(wǎng)C和資本結(jié)構(gòu)TL對(duì)公司投資支出有較為顯著的負(fù)向影響。其原因在于，當(dāng)公司的營(yíng)運(yùn)資本需求量上升的時(shí)候，能夠用于投資的支出就會(huì)減少，因此營(yíng)運(yùn)資本對(duì)投資支出有負(fù)向影響；而大量研究表明，資本結(jié)構(gòu)中債務(wù)融資比例的上升會(huì)抑制企業(yè)的過(guò)度投資問(wèn)題，因此資本結(jié)構(gòu)指標(biāo)對(duì)企業(yè)的投資支出會(huì)產(chǎn)生負(fù)向影響。

從不同貨幣政策下融資約束對(duì)企業(yè)投資支出的影響來(lái)看，按照上文關(guān)于門檻值的估計(jì)，表5 中CF_1、CF_2、CF_3 分別代表著貨幣政策處于緊縮、穩(wěn)健以及寬松階段時(shí)企業(yè)的現(xiàn)金流量，其系數(shù)值則對(duì)應(yīng)著不同貨幣政策狀態(tài)下融資約束對(duì)投資支出的影響，即“投資-現(xiàn)金流”敏感性系數(shù)。從表5中的系數(shù)值來(lái)看，在貨幣政策處于緊縮和寬松階段時(shí)敏感性系數(shù)值都大于0，而在穩(wěn)健階段時(shí)系數(shù)值小于0，使得最終的系數(shù)值大小關(guān)系呈現(xiàn)為CF_1>CF_3>CF_2，并且三個(gè)系數(shù)值都至少通過(guò)了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)。由此，本文可以得出一個(gè)基本的結(jié)論，即隨著貨幣政策從緊縮到寬松的階段性變化，中國(guó)貨幣政策對(duì)企業(yè)“投資-現(xiàn)金流”敏感性的影響呈現(xiàn)“U型”的非對(duì)稱性：當(dāng)貨幣政策處于緊縮階段時(shí)，企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性較高，隨著貨幣政策趨于穩(wěn)健，該敏感性也出現(xiàn)下降，而當(dāng)貨幣政策過(guò)渡到寬松時(shí)期時(shí)，企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性又出現(xiàn)上升，因此呈現(xiàn)“U”型走勢(shì)。

上述結(jié)論表明本文提出的假設(shè)1并不成立。假設(shè)1是根據(jù)既有文獻(xiàn)的研究結(jié)論，認(rèn)為寬松的貨幣政策能夠緩解企業(yè)的融資約束，并進(jìn)而刺激其投資支出，從而企業(yè)“投資-現(xiàn)金流”敏感性程度較低。而本文上述的研究結(jié)論表明，雖然中國(guó)貨幣政策從緊縮階段轉(zhuǎn)向穩(wěn)健階段能夠降低企業(yè)“投資-現(xiàn)金流”敏感性程度，但是當(dāng)貨幣政策進(jìn)一步向?qū)捤呻A段轉(zhuǎn)換時(shí)，企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性程度又會(huì)上升，即總量寬松的貨幣政策并不能有效地緩解中國(guó)企業(yè)整體的融資約束并刺激企業(yè)投資。這個(gè)研究結(jié)論與之前大多數(shù)研究得到的結(jié)論并不一致，但對(duì)當(dāng)前中國(guó)的貨幣政策實(shí)施具有很強(qiáng)的指導(dǎo)意義。根據(jù)這個(gè)結(jié)論，在當(dāng)前中國(guó)總體投資水平不斷下滑的局面下，為了刺激企業(yè)的投資支出，不能只依靠貨幣政策的轉(zhuǎn)向，即由穩(wěn)健的貨幣政策轉(zhuǎn)向?qū)捤傻呢泿耪?，這種轉(zhuǎn)向達(dá)不到緩解企業(yè)融資約束和刺激企業(yè)投資的效果，反而有可能加劇中國(guó)企業(yè)的融資約束程度，抑制企業(yè)的投資支出。而由于貨幣政策處于穩(wěn)健階段時(shí)企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性系數(shù)最小，因此，當(dāng)前中國(guó)繼續(xù)維持穩(wěn)健型的貨幣政策仍是最優(yōu)的選擇。

4 基于企業(yè)異質(zhì)性融資約束的分組檢驗(yàn)

4.1 樣本分組與門檻效果檢驗(yàn)

4.1.1 樣本分組

本文先對(duì)總體樣本企業(yè)按照企業(yè)規(guī)模的大小進(jìn)行分組，將樣本時(shí)段內(nèi)企業(yè)的總資產(chǎn)規(guī)模取平均值，然后依據(jù)資產(chǎn)規(guī)模的中值將總體樣本分為兩組，分別作為規(guī)模較小的公司以及規(guī)模較大的公司，數(shù)目均為346 家。另外，將總體樣本分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)。CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)將企業(yè)按實(shí)際控制人性質(zhì)分為國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)、非企業(yè)單位和自然人四大類，本文依照喻坤等（2014）[16]的做法，將實(shí)際控制人為國(guó)有企業(yè)和非企業(yè)單位（除了自治組織之外）的均定義為國(guó)有企業(yè)，其他定義為非國(guó)有企業(yè)。匯總得到國(guó)有企業(yè)217家，非國(guó)有企業(yè)476家。

4.1.2 門檻估計(jì)效果分組檢驗(yàn)

本文將對(duì)不同分組樣本進(jìn)行的門檻效果檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)結(jié)果，表7所展示的是不同分組樣本的門檻值的估計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果。

表6 面板門檻模型分組檢驗(yàn)結(jié)果

表7 門檻值估計(jì)結(jié)果分組檢驗(yàn)

由表6 可知，按照企業(yè)規(guī)模劃分，大規(guī)模企業(yè)組在單一面板門檻模型下最為顯著，小規(guī)模企業(yè)組在雙重面板門檻模型下最為顯著；而按照企業(yè)性質(zhì)劃分，國(guó)有企業(yè)組在單一面板門檻模型下最為顯著，非國(guó)有企業(yè)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(yīng)量M2 和不同企業(yè)現(xiàn)金流量的乘積?？梢园l(fā)現(xiàn)，大規(guī)模企業(yè)和國(guó)有企業(yè)的門檻效應(yīng)變成了單一門檻，而小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的門檻效應(yīng)還是雙重門檻。根據(jù)表6 和表7 的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，中國(guó)貨幣政策對(duì)異質(zhì)性融資約束企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性仍然存在著非對(duì)稱性的影響，但是與總樣本企業(yè)相比，這些非對(duì)稱性影響出現(xiàn)了一些差異，最大的區(qū)別就是當(dāng)貨幣政策處于寬松階段時(shí)，融資約束程度較低的大規(guī)模企業(yè)和國(guó)有企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性系數(shù)比較小，而融資約束程度較高的小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的敏感性系數(shù)較大，這也說(shuō)明總體樣本顯示雙重門檻效應(yīng)主要是小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的存在引起的。

4.2 貨幣政策對(duì)異質(zhì)性融資約束企業(yè)的影響分析

本文在表8 中給出了異質(zhì)性融資約束企業(yè)受貨幣政策影響的分組參數(shù)估計(jì)結(jié)果，本文將表8與表5中的總樣本企業(yè)的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行對(duì)比，以觀察貨幣政策對(duì)分樣本組企業(yè)產(chǎn)生的差異。

表8 異質(zhì)性融資約束企業(yè)的分組參數(shù)估計(jì)結(jié)果

綜合表6 至表8 中有關(guān)分組樣本中的回歸結(jié)果，說(shuō)明對(duì)于大規(guī)模企業(yè)和國(guó)有企業(yè)來(lái)說(shuō)，只有在貨幣政策處于高度緊縮的階段時(shí)，貨幣政策才會(huì)對(duì)企業(yè)融資約束產(chǎn)生較小的影響，進(jìn)而影響到企業(yè)融資水平，而在貨幣政策處于其他階段時(shí)，基本不會(huì)產(chǎn)生影響。對(duì)于小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)來(lái)說(shuō)，和總體樣本企業(yè)一樣存在著兩個(gè)門檻值和三個(gè)門檻區(qū)間，并且在三個(gè)區(qū)間內(nèi)現(xiàn)金流的系數(shù)值正負(fù)方向和總體樣本也一致，從統(tǒng)計(jì)上來(lái)看也非常顯著，但是相比之下，第二個(gè)門檻區(qū)間的區(qū)域大幅收窄。這說(shuō)明當(dāng)貨幣政策處于緊縮和寬松階段時(shí)，小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性都會(huì)比較高，即企業(yè)的融資約束都會(huì)受到貨幣政策的顯著影響，只有貨幣政策處于穩(wěn)健階段時(shí)受到的影響較小①本文對(duì)于貨幣政策所處的寬松、穩(wěn)健和緊縮階段的劃分沒(méi)有嚴(yán)格的界限，大體上對(duì)應(yīng)于M2 的增長(zhǎng)率從大到小的區(qū)間。因此，貨幣政策處于穩(wěn)健階段指的就是M2 增速處于比較溫和的區(qū)域，但是小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)對(duì)應(yīng)的穩(wěn)健型貨幣政策區(qū)域要比總樣本的區(qū)域更小，說(shuō)明這類企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性在大多數(shù)時(shí)間都會(huì)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(duì)資金的“需求效應(yīng)”，即當(dāng)貨幣政策處于寬松階段的時(shí)候，雖然整體流動(dòng)性充足，但小規(guī)模企業(yè)投資需求增長(zhǎng)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(yīng)”，即當(dāng)貨幣政策處于寬松階段的時(shí)候，也是資產(chǎn)泡沫相對(duì)加速的時(shí)期，資金更容易進(jìn)入金融行業(yè)進(jìn)行“空轉(zhuǎn)”，從而主要對(duì)小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的資金供給形成“擠出效應(yīng)”，這也比較符合中國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況。因此，小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性會(huì)顯著的受到貨幣政策變化的影響，從而證實(shí)假設(shè)2成立。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文改變了上述實(shí)證檢驗(yàn)中的部分經(jīng)濟(jì)變量。首先，對(duì)于門檻變量指標(biāo)，本文選取了狹義貨幣供應(yīng)量M1的同比增長(zhǎng)率與企業(yè)現(xiàn)金流量的乘積作為替代指標(biāo)。其次，在控制變量方面，本文參照靳慶魯?shù)龋?012）[17]的做法，使用了[(流通股市場(chǎng)價(jià)值+非流通股市場(chǎng)價(jià)值+負(fù)債)/總資產(chǎn)]×[(流通股市場(chǎng)價(jià)值+非流通股賬面價(jià)值)/股東權(quán)益賬面價(jià)值]和(流通股市場(chǎng)價(jià)值+非流通股市場(chǎng)價(jià)值)/股東權(quán)益賬面價(jià)值作為托賓Q值的替代指標(biāo)。再次，在異質(zhì)性融資企業(yè)的分組方面，為了檢驗(yàn)企業(yè)規(guī)模分組的穩(wěn)健性，本文依據(jù)平均總資產(chǎn)將所有公司平均劃分為5個(gè)區(qū)間，隨后選擇兩端區(qū)間的企業(yè)作為小規(guī)模和大規(guī)模企業(yè)；而為了檢驗(yàn)企業(yè)性質(zhì)分組的穩(wěn)健性，本文將總樣本中的國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)分別篩選出來(lái)作為對(duì)照組進(jìn)行分析。經(jīng)過(guò)這些穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，所得到的結(jié)論與前述研究結(jié)論基本一致。

5 結(jié)論與啟示

為了分析中國(guó)貨幣政策對(duì)于企業(yè)融資約束和投資支出的影響，本文基于中國(guó)的上市公司數(shù)據(jù)，應(yīng)用面板門檻模型分析了貨幣政策的不同階段對(duì)于企業(yè)“投資-現(xiàn)金流”敏感性產(chǎn)生的影響，得到的結(jié)論如下：（1）貨幣政策的變化總體上會(huì)對(duì)中國(guó)上市公司的“投資-現(xiàn)金流”敏感性產(chǎn)生“U”型的非對(duì)稱性影響，體現(xiàn)在貨幣政策處于相對(duì)寬松和緊縮階段時(shí)，企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性較高，而處于穩(wěn)健性階段時(shí)敏感性較低。（2）對(duì)于大規(guī)模企業(yè)、國(guó)有企業(yè)這些受融資約束較小的企業(yè)來(lái)說(shuō)，貨幣政策產(chǎn)生的影響非常有限，只有處于嚴(yán)重緊縮階段時(shí)會(huì)對(duì)這些企業(yè)的“投資-現(xiàn)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(méi)有影響。（3）貨幣政策變化對(duì)小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)這些融資約束程度較高的企業(yè)會(huì)產(chǎn)生雙重門檻的非對(duì)稱性影響，體現(xiàn)為貨幣政策處于緊縮和寬松階段時(shí)，這些企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性較高，而處于穩(wěn)健階段時(shí)敏感性較低，并且與總體樣本相比，這類企業(yè)的中間門檻區(qū)域大幅收窄，說(shuō)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(jié)論對(duì)于處理當(dāng)前中國(guó)貨幣政策的實(shí)施與企業(yè)投資的關(guān)系指明了方向。第一，從總體上來(lái)看，貨幣政策的實(shí)施會(huì)對(duì)中國(guó)企業(yè)投資產(chǎn)生非對(duì)稱性的影響，特別是貨幣政策處于寬松階段時(shí)，企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性程度反而會(huì)上升，表明當(dāng)前中國(guó)為了應(yīng)對(duì)企業(yè)投資率不斷下降的態(tài)勢(shì)，不能只依靠貨幣政策的轉(zhuǎn)向，從穩(wěn)健型向?qū)捤尚偷霓D(zhuǎn)向并不能緩解企業(yè)的融資約束從而刺激整體的企業(yè)投資，因此需要謹(jǐn)慎對(duì)待當(dāng)前貨幣政策方向性的調(diào)整。從對(duì)企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性的影響來(lái)看，維持穩(wěn)健型的貨幣政策仍是最優(yōu)的選擇。第二，從本文關(guān)于異質(zhì)性融資企業(yè)的研究結(jié)論來(lái)看，貨幣政策對(duì)大規(guī)模企業(yè)和國(guó)有企業(yè)的影響較小，而主要會(huì)對(duì)小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的“投資-現(xiàn)金流”敏感性產(chǎn)生影響，特別是寬松的貨幣政策反而會(huì)提高對(duì)小規(guī)模企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)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(jìn)入盈利能力更高的金融行業(yè)，形成金融“空轉(zhuǎn)”，對(duì)中小企業(yè)的投資形成了“擠出效應(yīng)”。因此，當(dāng)前中國(guó)應(yīng)該維持穩(wěn)健型貨幣政策，防止總量寬松的貨幣政策繼續(xù)拉開金融部門的杠桿率，避免進(jìn)一步積累金融風(fēng)險(xiǎn)；與此同時(shí)，應(yīng)該加大實(shí)施定向降準(zhǔn)，加大對(duì)中小企業(yè)再貸款、TMLF、CBS 等結(jié)構(gòu)性貨幣政策的支持力度，以改善中小企業(yè)的融資環(huán)境，支持民營(yíng)企業(yè)的發(fā)展，從而增加總體企業(yè)的投資信心。