貨幣政策、信貸資源配置與企業融資約束問題的實證研究

肖 健

(武漢大學 董輔礽經濟社會發展研究院,北京 100010)

1 引言

中國目前正處于經濟社會轉型以及深度調整的“新常態”時期，如何制定科學、合理以及有效的貨幣政策，推動實體經濟發展是一個直面而又現實的問題。貨幣政策是國家宏觀調控經濟的重要舉措之一，其政策變動對微觀經濟主體會產生何種影響，歷來是學者們所關注的熱點問題。隨著經濟“新常態”的進一步加深以及國際經濟發展趨緩環境的影響，近年來，中國經濟增長速度逐步放緩，為此政府采取貨幣政策對經濟進行干預，以激發微觀經濟的活力，提升其對貨幣政策的敏感性[1]。企業作為微觀經濟體的重要組成部分，伴隨著市場化程度的進一步加深，其已經成為促進經濟增長的源動力。然而，在當前中國資本市場不完善的情況下，企業由于自身的特點面臨著融資約束問題。由此，我們提出一個問題，貨幣政策變動時，會對企業融資約束產生何種影響？信貸傳導機制理論認為，貨幣政策會通過對信貸資源配置的影響達到調控微觀企業行為的目的[2]。當貨幣政策由寬松轉向緊縮時，信貸配給變得緊張，企業資金變得稀缺，融資約束問題顯現。此外，這種宏觀性政策對微觀性企業行為的影響在微觀主體特征上可能存在一定的差異，尤其是在中國目前政治經濟體制下產權性質差異明顯，不同產權性質的企業對貨幣政策的反應程度可能存在差異。

現有研究中關于貨幣政策影響效應的分析多集中在貨幣與信貸兩個方面[3～6]，本文則進一步引入信貸傳導理論，采用上市公司的銀行信貸以及融資相關數據，考察了貨幣政策對企業融資約束問題的影響，以及信貸資源配置的傳導作用，同時分析了不同產權性質的企業受貨幣政策影響的差異。本文的主要貢獻表現為：第一，證實了不同貨幣政策對企業融資約束問題的影響效應，豐富了貨幣政策影響微觀經濟主體的相關研究。第二，借鑒“中介效應”檢驗方法，從信貸傳導理論視角揭開了“政府貨幣政策-銀行信貸資源配置-企業融資約束”這一鏈條關系中的“黑箱”，加深了對貨幣政策制定和實施效果的理解。第三，從貨幣政策的調整變化中，證實了產權性質的調節效應，即國有企業擁有“金融特權”，尤其是在貨幣政策趨緊的情況下，相比民營企業，國有企業會獲得更多貨幣政策支持；而在貨幣政策寬松條件下，民營企業影響更為顯著。本文研究結果為我國經濟“新常態”下制定更為合理有效的貨幣政策，推動實體經濟轉型升級提供了實證闡釋與理論解釋。

2 理論基礎和研究假設

2.1 貨幣政策與信貸資源配置

貨幣政策是政府干預宏觀經濟的重要工具之一，主要通過利率、信貸等對宏觀經濟和微觀的企業行為產生作用[7]。信貸傳導機制認為貨幣政策可以通過影響銀行部門的貸款供應量來實現對微觀企業貸款的把控，最終達到對實體經濟調控的目的。Bernanke和Blinder[8]的研究結果表明，貨幣政策緊縮時期，商業銀行在短時間內會通過削減其持有的證券等方式來刺激貸款增長，但在長時間內，由于銀行信貸資源的減少，銀行必然會降低貸款的供應量。Kashyap等[9]的研究也認為在貨幣緊縮時期，商業銀行最終會降低貸款供給，同時得出銀行規模越大，貸款下降幅度越高。因此，從銀行的角度看，緊縮的貨幣政策將導致貸款供應量的降低。從企業的角度看，緊縮的貨幣政策將導致企業信貸需求的降低。Oliner和Rudebusch[10]的研究結果表明，緊縮的貨幣政策會使得企業產出持續降低，最終會影響企業的信貸需求。我國學者黃志忠和謝軍[11]的研究認為，寬松的貨幣政策會通過增加貨幣的發行量促進銀行信貸，此時借款利率也較低，企業更容易獲取更多的信貸資本。而緊縮的貨幣政策將會導致信貸資源總量的減少，此時銀行選擇信貸企業的空間將會變小，信貸額度的限制以及較高的利率都會影響企業信貸?；谝陨戏治?，本研究提出如下假設：

H1緊縮的貨幣政策下，企業獲取銀行信貸資源顯著降低；寬松的貨幣政策下，企業獲取銀行信貸資源顯著上升。

2.2 貨幣政策與企業融資約束問題

現實經濟中存在著很多信息不對稱現象，這使得企業外部融資成本高于內部融資，企業無法按照合理的資本成本籌集所需資金，而這種對資金需求的滿足程度被定義為“融資約束”[12]。貨幣政策對企業融資約束的影響始于信貸配給理論和融資優序理論，后期又進一步引入了貨幣政策傳導理論，從新的視角分析兩者之間的關系，本文也主要從這個視角分析。由貨幣政策傳導理論可知，貨幣政策從制定、實施進而對經濟產生作用主要通過貨幣和信貸兩個渠道實現。當貨幣政策寬松時，企業更容易獲得銀行信貸資源，進而達到緩解自身融資約束的問題；當貨幣政策緊縮時，則會加重對企業的融資約束。Bernanke和Gertler[13]的研究發現，貨幣政策會通過貨幣渠道和信貸渠道影響企業的融資成本以及規模等相關經濟活動。Kashyap等[14]的研究結果表明，緊縮的貨幣政策使得企業獲取銀行貸款的成本上升，融資約束問題嚴重。我國學者祝繼高和陸正飛[15]的研究表明，貨幣政策緊縮時期企業融資成本較高,融資約束嚴重；而在寬松時期企業融資成本較低,融資約束問題趨緩。張夢云等[16]從不同角度檢驗了貨幣政策與企業融資約束的內在關系，總體上認為緊縮的貨幣政策會影響企業融資約束問題?；谝陨戏治?，本研究提出如下假設：

H2緊縮的貨幣政策下，企業融資約束問題顯著上升；寬松的貨幣政策下，企業融資約束問題顯著降低。

2.3 信貸資源配置的傳導作用

企業融資約束問題是制約中國實體經濟發展的一大壁壘，不僅削弱了經濟市場的活力，抑制了投資，更增加了財務風險，阻礙了企業資本結構的優化。而企業融資約束問題與其所獲取信貸資源緊密相關。當企業從銀行獲取的信貸資源較多，信貸成本較低時，企業融資成本較低，面臨的融資約束也較少。而當企業從銀行獲取的信貸資源較少，信貸成本較高時，企業融資成本增高，融資會變得越發困難，面臨的融資約束也較強。由此，企業獲取銀行信貸資源越少，企業融資問題越嚴重。根據貨幣政策傳導理論，寬松的貨幣政策下，企業能夠獲取更多的銀行信貸資金支持，而且通常在利率以及期限等方面也更優惠，從而解決企業資金困難，緩解融資約束問題。緊縮的貨幣政策下，企業從銀行獲取信貸資源較少，融資渠道困難，且容易遭受“融資歧視”，企業融資約束問題加重[17]。通過前文所述，信貸資源配置可以作為貨幣政策與企業融資約束關系間的“橋梁”，將會起到傳導的作用?；谝陨戏治?，本研究提出如下假設：

H3信貸資源配置傳導了貨幣政策對企業融資約束的影響作用。

2.4 產權性質的調節效應

當前中國特殊制度背景下，產權性質對企業獲取銀行信貸資源以及受貨幣政策的影響具有較大差異，不同產權性質的企業表現明顯不同。Brandt和Li[18]，Ge和Qiu[19]的研究均認為，與國有企業相比，民營企業會在信貸資源上遭受銀行的歧視，究其原因來講，國有企業由政府部門兜底，銀行更為信賴，而民營企業則是自負盈虧，在貸款償還上往往難以保證。我國學者程海波等[20]的研究發現，民營企業的信貸資源約束較為嚴重，往往會呈現出關系性信貸的特征，那些關系資源較差的企業很難獲取所需信貸資源。而且相對于國有企業，民營企業受貨幣政策的影響也更為顯著。靳慶魯等[21]的研究發現，緊縮的貨幣政策下，由于銀行信貸資源配給的縮減，此時銀行將無力提供給民營企業足夠的信貸資源，民營企業獲取信貸難度也隨之增加。而在寬松的貨幣政策下，銀行信貸資源配給較為充足，滿足國有企業信貸需求后仍然有大量的剩余，此時民營企業獲取信貸資源的難度降低。曾海艦和蘇冬蔚[22]的研究也證實了這一點，并進一步指出，在緊縮的貨幣政策下，民營企業擔保能力弱，應付款項顯著上升，而國有企業受貨幣政策影響則不顯著?；谝陨戏治觯狙芯刻岢鋈缦录僭O：

H4貨幣政策對企業獲取銀行信貸資源的影響在民營企業中更為顯著，而在國有企業中并不明顯。

3 數據來源、變量選取與模型

3.1 數據來源與選擇

本研究以滬深A股上市公司為研究對象，研究區間為2013～2017年。貨幣供應量數據來源于各年度《中國金融統計年鑒》以及中國人民銀行網站經手工整理。其他數據來源于Wind數據庫、CSMAR數據庫和巨潮資訊網。為了保證數據有效性，本研究對樣本選擇上做了如下的處理：剔除各類ST以及PT狀態的公司；剔除數據缺失或者異常的公司；剔除退市或重大變更(重組、兼并)的公司。最終得到522家上市公司4071個樣本觀測數據。

3.2 變量選取

(1)貨幣政策松緊度的衡量(Mp)

在目前中國特殊金融管制體系下，利率并未完全市場化，企業對利率變化并不是很敏感，同時，貨幣政策感受指數以及政策執行報告分析較為主觀，無法真實客觀反映貨幣市場的流動性，因此，采用貸款利率變動[23]、貨幣政策感受指數[24]衡量中國貨幣政策并不科學。本研究采用靳慶魯等[21]的方法，以M2增長率(即廣義貨幣供應量)作為貨幣政策松緊度的衡量指標，這是因為作為中國貨幣政策的重要中介目標，貨幣供應量能夠更加客觀地衡量貨幣政策的松緊程度。

(2)信貸資源配置的衡量(Cloan)

信貸資源配置最為核心的就是企業從銀行所獲取貸款的豐富程度，這種貸款既包括長期借貸，也包括短期借貸。為了更客觀地展現信貸資源配置情況，本研究借鑒李四海等[2]，采用企業本年度短期借款與長期借款總和與上期額的差距，即銀行信貸資金的變化額來衡量信貸資源配置。

(3)企業融資約束的衡量(Fc)

學術界對融資約束主要從三個類別衡量：其一，利用公司代理特征變量構造指數；其二，現金—現金流敏感性度量法；其三，投資—現金流敏感性衡量法。Fazzari等[25]認為，信息不對稱產生的交易成本將導致外部融資成本提高，促使融資約束較強的企業使用更多的內部資金投資。本研究觀點與Fazzari等一致，利用投資—現金流模型(FHP模型)，計算出現金流的系數來表示企業融資約束的程度。

(4)產權性質(Nstate)以及控制變量的衡量

本研究對調節變量產權性質采用0-1取值法，如果是民營企業Nstate=1，國有企業則Nstate=0。同時，借鑒已有文獻，對企業期末總資產(Size)、資產負債率(Lev)、總資產凈利潤率(Roa)、股權集中度(Gj)、兩職分離(Lz)、企業上市年限(Age)等企業層面因素進行了控制。具體變量說明如表1。

表1 變量說明

3.3 模型構建

本研究采用如下模型檢驗所提出的假設

Cloan=β0+β1Mp+β2～β7Controls+ε

(1)

Fc=β0+β1Mp+β2～β7Controls+ε

(2)

Fc=β0+β1Mp+β2Cloan+β3～β8Controls+ε

(3)

其中Control表示控制變量的集合，ε為殘差項。(1)、(2)、(3)式分別驗證假設H1、假設H2和假設H3，對于假設H4，根據(1)式，根據產權性質分為國有企業和民營企業兩組，分別進行回歸。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計及相關性分析

描述性統計和相關分析結果顯示，貨幣政策松緊度(Mp)的均值為0.1356，最大值為0.2011，最小值為0.1204，說明在樣本區間內我國貨幣政策基本處于偏松且較為穩定的狀態，反應出了我國在2013～2017年這一時期貨幣政策的現實狀況。信貸資源配置(Cloan)的均值為0.009，且總體呈上升趨勢，說明這一時期以來上市公司取得的銀行貸款總體上呈現上升的趨勢。融資約束(Fc)的均值為0.760，標準差為0.421，說明我國上市公司融資約束差異較大。產權性質(Nstate)均值為0.248，說明本文的研究樣本中民營企業占比24.8%。其他變量的描述性統計結果也基本上滿足統計學意義，也符合這一時期我國上市公司的整體市場表現。變量間的相關系數均在檢驗閾值的范圍之內，說明不存在嚴重的多重共線性問題。且各主要變量間均存在顯著的相關關系，這為進一步進行多元回歸分析奠定了基礎。

4.2 回歸檢驗結果與分析

4.2.1 中介效應回歸結果

表2報告了模型(1)至模型(4)回歸后的檢驗結果。模型(1)中，貨幣政策的回歸系數為-0.2611，且在1%水平上顯著，說明貨幣政策對企業融資約束問題具有顯著的負向影響，與假設H2的預期相一致。即在緊縮的貨幣政策下，企業融資約束問題顯著上升；而在寬松的貨幣政策下，企業融資約束問題顯著降低。模型(2)中，貨幣政策的回歸系數為0.1952，且在1%水平上顯著，說明貨幣政策對信貸資源配置具有顯著的正向影響，與假設H1預期相一致。即在緊縮的貨幣政策下，企業獲取銀行信貸資源顯著降低；而在寬松的貨幣政策下，企業獲取銀行信貸資源顯著上升。同時，模型(3)的回歸結果顯示，信貸資源配置對企業融資約束的影響系數為-0.0498，且在1%的水平上顯著。為進一步驗證信貸資源配置的影響，在模型(1)的基礎上加入了信貸資源配置構建模型(4)，運算結果顯示，貨幣政策和信貸資源配置分別在1%和5%水平上顯著，且呈顯著負相關關系，這說明了二者都是解決企業融資約束問題的重要因素。為了驗證本文假設H3，即檢驗信貸資源配置是否在貨幣政策影響企業融資約束中起到中介作用，假若存在中介效應，是完全中介作用還是部分中介作用。根據溫忠麟和葉寶娟[26]研究中的中介作用檢驗程序，從整體上分析了模型(1)、模型(2)和模型(4)的回歸結果，由于貨幣政策的回歸系數和信貸資源配置的回歸系數均顯著，說明貨幣政策負向影響企業融資約束的過程中至少有一部分是通過“信貸資源配置”這一傳導渠道實現的。整體觀察，調整R2由模型(1)的0.3905上升到模型(4)的0.3945，模型整體解釋力得到一定的提升，這呼應了假設H3。因此，本研究認為在貨幣政策影響企業融資約束的過程中，信貸資源配置起著部分“中介傳導”的作用，研究結果證明，在貨幣政策影響企業融資約束的過程中，不只有傳統貨幣政策的“利率渠道”和“信貸渠道”等，還存在另外的新渠道，即“信貸資源配置渠道”這一渠道。

表2 中介效應的多元回歸結果

注：括號內為回歸系數的t值;***，**，*分別表示在1%，5%和10%的水平顯著。下同。

4.2.2 產權性質分組回歸結果

表3報告了產權性質分組的多元回歸檢驗結果?？梢钥闯觯谌珮颖灸Ｐ椭校泿耪吲c產權性質的交互效應對信貸資源配置的系數為0.8932，在1%水平上顯著為正，說明產權性質在貨幣政策影響信貸資源配置的路徑中起到了一定的調節作用。進一步，分組回歸檢驗結果顯示，在國有企業樣本中，貨幣政策對信貸資源配置的影響系數為0.0152，但不顯著，說明在國有企業中，貨幣政策的傳導作用發揮并不明顯。而在民營企業樣本中，貨幣政策對信貸資源配置的影響系數為0.2139，在1%水平上顯著為正。實證檢驗結果與假設H4相一致。即貨幣政策對企業獲取銀行信貸資源的影響在民營企業中更為顯著，而在國有企業中并不明顯。

4.3 穩健性檢驗

為保證前文實證分析結果的穩健性，我們進行了如下檢驗：第一，重新選取樣本。以2013～2017年制造業上市公司為研究樣本，重新對模型(1)至模型(4)進行回歸，回歸結果發現，各假設中變量的回歸系數和顯著性與前文實證結果基本一致。第二，重新選取替代指標。對貨幣政策的衡量指標進行替換，借鑒劉星等[27]的研究，以M2增長率-GDP增長率指標衡量，再次進行回歸分析，檢驗結果顯示，回歸系數方向和顯著性與前文基本一致，未發生顯著變化，說明前文實證分析結果具有較高的穩健性。

表3 產權性質分組的多元回歸結果

5 結論與政策建議

5.1 研究結論

貨幣政策是政府調控宏觀經濟的主要手段，是微觀企業面臨的重要宏觀經濟事件之一。本文從貨幣政策有效性的角度出發檢驗了貨幣政策變化通過信貸資源配置對企業融資約束問題的影響，同時分析了產權性質的調節效應。以2013～2017年上市公司為樣本的檢驗結果表明：(1)緊縮的貨幣政策下，企業獲取銀行信貸資源顯著降低，融資約束問題顯著上升；寬松的貨幣政策下，企業獲取銀行信貸資源顯著上升，融資約束問題顯著降低。(2)信貸資源配置傳導了貨幣政策對企業融資約束的影響作用。(3)貨幣政策對企業獲取銀行信貸資源的影響在民營企業中更為顯著，而在國有企業中并不明顯。本文以貨幣政策為切入點研究宏觀經濟政策與微觀企業行為的互動關系，拓展了這一研究領域，本文的研究證據也有助于更好地理解我國經濟體制改革中貨幣政策的執行效率。

5.2 政策建議

(1)要注重對貨幣政策調控目標的分析。貨幣政策對信貸資源配置以及企業融資約束具有非常顯著的作用，所以要堅持宏觀審慎的原則，及時出臺指向性的政策，如財政補貼、稅收優惠以及相關產業發展等政策，以此保證貨幣政策調控的穩健、適度，提升貨幣政策的調控功能。同時，要進一步深化金融體制改革，健全利率市場化機制，探索宏觀貨幣政策傳導微觀實體企業的內部機理，使貨幣政策的調控能力得到提升。

(2)要注重對信貸資源配置傳導機制的分析。信貸資源配置在宏觀貨幣政策與微觀企業融資約束關系間具有重要的傳導作用，可以說信貸資源配置是兩者間聯系的“紐帶”，所以在制定和實施貨幣政策的過程中應考慮信貸資源配置因素，密切關注銀行貸款量、利率等對貨幣政策實施的反應，以盡力規避信貸資源可能產生的錯配對企業融資的負面沖擊，同時，增強貨幣政策利用信貸資源配置這一中介機制對微觀企業的實施效果。

(3)要注重對不同產權性質企業的特征分析。在當前我國經濟步入“新常態”背景下，貨幣政策的調控，不應繼續采用“大水漫灌”的方式進行，要在原有調控框架下實施差異化策略，根據不同產權性質的微觀經濟主體特征，多采用“定向調控”的貨幣政策。因為不同性質的微觀經濟體對貨幣政策的反應不同，特別是對民營企業，貨幣政策對企業獲取銀行信貸資源的影響更為顯著。因此，在制定和實施針對這一類型企業的貨幣政策中應具有更強針對性，進而激活不同類型微觀經濟體的活力，促進我國經濟的快速健康發展。

此外，本研究還存在一定的局限性：首先，當前我國金融體系正處于轉軌時期，尚未完全實現自由化，資本市場仍處于初步發展的階段，同時因為我國經濟本身發展速度也較快，貨幣供應量不可預測難度大，這決定了我國貨幣政策制定與實施可能難度更大，也更為復雜，本文對貨幣政策的測量可能不能夠完全代表我國貨幣政策的變化。其次，我國資本市場形成發展時間較短，因此研究時間序列也較短，數據的限制也可能造成本文研究結論的可靠性仍需進一步探討。