利率市場(chǎng)化、融資結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新投資
——以制造業(yè)上市公司為例

謝戎蓉，李維穎

(1. 南京財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，江蘇 南京 210023；2. 中國(guó)人民銀行滁州市中心支行，安徽 滁州 239000)

一、 引言

黨的十九大強(qiáng)調(diào)“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力”，而中國(guó)作為制造業(yè)大國(guó)，激勵(lì)制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，提高制造業(yè)的發(fā)展質(zhì)量和效率，對(duì)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)、提質(zhì)增效發(fā)揮關(guān)鍵作用。 但創(chuàng)新并非輕而易舉，創(chuàng)新項(xiàng)目周期長(zhǎng)的特征決定它需要大量資金的持續(xù)支持，僅依靠企業(yè)的內(nèi)源融資是不夠的，還需要外部融資的加持，這就要求金融市場(chǎng)發(fā)揮好資源配置的作用。 利率作為金融市場(chǎng)的價(jià)格信號(hào)，其核心功能是引導(dǎo)資金流向，提高資源配置效率，對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的重要性不言而喻。

多年來，我國(guó)一直推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革，多位學(xué)者對(duì)其效果進(jìn)行研究，認(rèn)為其顯著緩解了企業(yè)融資約束[1-2]，優(yōu)化了企業(yè)融資結(jié)構(gòu)[3-4]。 而探討利率市場(chǎng)化改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的影響僅有少量文獻(xiàn)，例如，盧垚和項(xiàng)后軍認(rèn)為利率市場(chǎng)化雖然在總體上對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)有促進(jìn)作用，但也是通過銀行信貸影響企業(yè)創(chuàng)新的一把“雙刃劍”，一方面降低了貸款規(guī)模擴(kuò)張和長(zhǎng)期貸款增加對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的抑制效應(yīng)，另一方面也減弱了銀行凈息差收窄和短期貸款增加對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)效應(yīng)[5]。 然而，這僅是立足于銀行信貸視角，并未全面考慮企業(yè)的其他融資來源。 對(duì)此，本文基于企業(yè)融資結(jié)構(gòu)，以我國(guó)2016～2020 年制造業(yè)上市公司為樣本，構(gòu)建利率市場(chǎng)化指數(shù)，分析利率市場(chǎng)化改革對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的影響，這對(duì)深化利率市場(chǎng)化改革、加大金融對(duì)制造業(yè)的支持作用、推動(dòng)國(guó)家創(chuàng)新發(fā)展具有重要意義。

二、 理論分析與研究假說

(一)利率市場(chǎng)化與企業(yè)創(chuàng)新投資

企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)需要長(zhǎng)期資金的支持，具有長(zhǎng)期性、不確定性、高信息不對(duì)稱性以及高道德風(fēng)險(xiǎn)性等特征，這些特征使其難以獲得外部融資[6]，而且創(chuàng)新活動(dòng)的調(diào)整成本很高，當(dāng)中斷之后的活動(dòng)再延續(xù)時(shí)，企業(yè)面臨的融資環(huán)境更為惡劣，融資更加困難。利率市場(chǎng)化改革之后，市場(chǎng)決定利率水平，資金供給者能夠自主調(diào)控貸款利率，用較高的利率水平補(bǔ)償隱藏的風(fēng)險(xiǎn)，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的開展[7]。 鑒于此，給出假說1。

H1:利率市場(chǎng)化促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資水平的提高。

(二)利率市場(chǎng)化與企業(yè)融資結(jié)構(gòu)

利率市場(chǎng)化改革后，外部經(jīng)濟(jì)、金融環(huán)境發(fā)生變化，企業(yè)融資結(jié)構(gòu)受到影響。 對(duì)內(nèi)源融資，利率水平由政府控制變?yōu)槭袌?chǎng)決定，加劇了利率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)被壓制的利率水平上升[8]，導(dǎo)致企業(yè)融資成本增加。 與其他融資方式相比，內(nèi)源融資的資金成本和風(fēng)險(xiǎn)較低。 利率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的加劇和資金成本的提高促使企業(yè)更加注重積累內(nèi)部資本，融資時(shí)優(yōu)先選擇內(nèi)部融資。 對(duì)外源融資，一方面，利率市場(chǎng)化改革將利率提升至均衡水平，提高了銀行資源配置效率[9]，增加了銀行對(duì)外貸款額度[10]，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)獲得貸款數(shù)額的上漲；另一方面，利率市場(chǎng)化加劇了銀行間的競(jìng)爭(zhēng)[11]。 為了保持市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，避免利益損失，銀行在放貸過程中會(huì)積極搜尋客戶信息，在一定程度上減輕銀企間的信息不對(duì)稱[2]，從而增加銀行對(duì)企業(yè)的貸款。 根據(jù)MM 理論，由于稅盾效應(yīng)的存在，企業(yè)債權(quán)融資的資本成本低于股權(quán)融資的資本成本，當(dāng)債權(quán)融資獲得較為容易時(shí)，企業(yè)傾向用更多的債權(quán)融資替代股權(quán)融資，從而避免股權(quán)被稀釋，增加股東回報(bào)率。 鑒于此，給出假說2。

H2:利率市場(chǎng)化能夠提高企業(yè)內(nèi)源融資和債權(quán)融資，減少股權(quán)融資。

(三)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)的中介作用

企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)需要充足的資金支持，不同的資金來源對(duì)應(yīng)的成本與風(fēng)險(xiǎn)不同，將其應(yīng)用到創(chuàng)新活動(dòng)中產(chǎn)生的效果也不同。 具體來看，對(duì)內(nèi)源融資，內(nèi)源融資具備的成本低、風(fēng)險(xiǎn)性低、支配不受限制等特點(diǎn)使其適用于企業(yè)的創(chuàng)新投資項(xiàng)目。 對(duì)債權(quán)融資，根據(jù)債務(wù)異質(zhì)理論，銀行是企業(yè)的關(guān)系型債權(quán)人，二者之間的多種經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)往來緩解了信息不對(duì)稱。 對(duì)企業(yè)的優(yōu)質(zhì)創(chuàng)新項(xiàng)目，銀行能夠靈活采取措施為其提供創(chuàng)新資金支持[12]，緩解企業(yè)創(chuàng)新的融資約束。同時(shí)，銀行作為債權(quán)人，要求穩(wěn)定的現(xiàn)金流還本付息，這有利于降低企業(yè)的代理成本，提高創(chuàng)新資金的使用效率[13]。 對(duì)股權(quán)融資，研發(fā)投資活動(dòng)具有高度信息不對(duì)稱性，導(dǎo)致在股權(quán)融資過程中，企業(yè)的融資成本高昂，甚至出現(xiàn)“檸檬市場(chǎng)”，優(yōu)質(zhì)創(chuàng)新項(xiàng)目被擠出市場(chǎng)[14]。 鑒于此，給出假說3。

H3:利率市場(chǎng)化通過優(yōu)化企業(yè)融資結(jié)構(gòu)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源

考慮數(shù)據(jù)可獲得性，本文選取2016 ～2020 年我國(guó)制造業(yè)上市公司作為研究樣本，刪除樣本期間內(nèi)研究指標(biāo)不全、相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的上市公司，最終得到2477 家企業(yè)，共計(jì)12385 個(gè)樣本觀測(cè)值，并對(duì)異常值進(jìn)行縮尾處理。 利率市場(chǎng)化測(cè)度用到的數(shù)據(jù)來源于中國(guó)人民銀行官網(wǎng)以及中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，企業(yè)數(shù)據(jù)均來自Wind 和CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)變量定義

本文借鑒陶雄華和陳明玨的測(cè)度方法，根據(jù)實(shí)際利率水平、利率決定方式以及利率浮動(dòng)范圍和幅度來構(gòu)建利率市場(chǎng)化指數(shù)[15]。 其中，以一年期存款基準(zhǔn)利率和CPI(居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù))之差作為實(shí)際利率水平。 將利率體系劃分為5 類14 種，以官方?jīng)Q定或控制利率的類別數(shù)量作為對(duì)利率決定方式這一指標(biāo)賦值區(qū)間的依據(jù)，區(qū)間點(diǎn)為 0.2、0.4、0.6、0.8、1.0，實(shí)際賦值根據(jù)官方允許利率浮動(dòng)情況進(jìn)行區(qū)間內(nèi)數(shù)值微調(diào)。 將利率浮動(dòng)范圍以5 種利率為一個(gè)區(qū)間劃分為完全禁止、小范圍、中等范圍、大范圍以及完全放開5 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，將利率浮動(dòng)幅度劃分為小于30%，30% ～60%，60% ～80%，80% ～100% 以及大于等于100%的5 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)應(yīng)分別賦值為0.2、0.4、0.6、0.8、1.0。 最后將這三個(gè)指標(biāo)簡(jiǎn)單加權(quán)平均，計(jì)算得出利率市場(chǎng)化指數(shù)。 參考劉詩(shī)源等使用的研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比重衡量企業(yè)創(chuàng)新投資[16]。 此外，還控制可能會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新造成影響的其他變量。 具體變量定義見表1。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)定

本文借鑒溫忠麟和葉寶娟的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法來設(shè)計(jì)實(shí)證分析模型[17]，如下所示:

其中，R＆D 表示企業(yè)創(chuàng)新投資，IRM 表示利率市場(chǎng)化程度。 Fin 表示融資結(jié)構(gòu)，包括內(nèi)源融資(Internal)，使用經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額與總資產(chǎn)之比度量；股權(quán)融資(Equity)，使用實(shí)收資本與資本公積之和除以總資產(chǎn)衡量；債權(quán)融資(Loan)，使用長(zhǎng)期借款、短期借款與一年內(nèi)到期的非流動(dòng)負(fù)債之和除以總資產(chǎn)度量。 Controls 表示一系列控制變量，Year 表示控制年份，ζ為擾動(dòng)項(xiàng)。 待估參數(shù)α1反映了利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的總影響，β1表示利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)的影響，γ2用以識(shí)別利率市場(chǎng)化通過企業(yè)融資結(jié)構(gòu)影響企業(yè)創(chuàng)新投資的中介效應(yīng)。

四、 實(shí)證分析結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

前文模型涉及的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下表2所示。 我國(guó)制造業(yè)上市公司研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比重平均水平為 0.030，標(biāo)準(zhǔn)差為0.029，最大值為0.805，表明我國(guó)制造業(yè)上市公司中有較大比例的企業(yè)研發(fā)投入較少。 內(nèi)源融資平均值為0.065，處于-0.733～0.664 之間，說明企業(yè)采取內(nèi)源融資的頻率較高。 債權(quán)融資平均值為0.120，標(biāo)準(zhǔn)差為0.137，表明不同企業(yè)獲取銀行貸款的能力存在較大差別。 股權(quán)融資的標(biāo)準(zhǔn)差為0.237，說明不同企業(yè)在資本市場(chǎng)上的融資能力差異較大。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)回歸結(jié)果

考慮到個(gè)體差異以及其他不隨時(shí)間變化的因素可能對(duì)回歸結(jié)果造成偏誤，采用固定效應(yīng)模型，同時(shí)控制時(shí)間效應(yīng)。 表3 顯示出利率市場(chǎng)化指數(shù)IRM對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的回歸結(jié)果為0.366，在1%的水平上顯著為正，表明利率市場(chǎng)化程度加深促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資。 假說1 得到驗(yàn)證。

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，通過逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)來識(shí)別融資結(jié)構(gòu)的中介作用。 模型2 回歸結(jié)果如表3 中第(2)(4)(6)列所示。 利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)內(nèi)源融資、債權(quán)融資以及股權(quán)融資的回歸系數(shù)為1.304，0.705 以及-2.109，均在 1%的水平上顯著，表明利率市場(chǎng)化改革的深化使得企業(yè)更加重視內(nèi)源融資，對(duì)企業(yè)融資約束有緩解作用，增加其債權(quán)融資，降低股權(quán)融資。 假說2 得到驗(yàn)證。

隨后，模型3 估計(jì)結(jié)果如表3 的第(3)(5)(7)列所示。 具體來看，內(nèi)源融資和債權(quán)融資為中介變量時(shí)，其對(duì)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)分別為0.015 和0.005，且均在1%的水平上顯著，表明內(nèi)源融資和債權(quán)融資的增加顯著促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新投資。 同時(shí)在控制內(nèi)源融資和債權(quán)融資之后，IRM 對(duì)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)在 1% 的顯著性水平上分別為 0.347 和0.363，均低于第(1)列的回歸系數(shù)0.366，再結(jié)合模型2 回歸結(jié)果的顯著性，可以表明利率市場(chǎng)化通過內(nèi)源融資和債權(quán)融資來影響企業(yè)研發(fā)投入的間接傳導(dǎo)路徑存在。 當(dāng)股權(quán)融資為中介變量時(shí)，其對(duì)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為-0.017，表明股權(quán)融資的增加對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資有抑制作用。 在控制股權(quán)融資之后，IRM 對(duì)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為0.330，低于0.366，結(jié)合模型2回歸結(jié)果的顯著性，可以表明利率市場(chǎng)化通過降低股權(quán)融資的中介作用來促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。 假說3得到驗(yàn)證。

表3 模型回歸結(jié)果

五、 研究結(jié)論與建議

隨著我國(guó)利率市場(chǎng)化改革的逐步推進(jìn)，利率體系越發(fā)完善，利率自由化對(duì)資金配置效率的促進(jìn)作用得以展現(xiàn)。 而創(chuàng)新不僅提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，更是一國(guó)長(zhǎng)足發(fā)展的動(dòng)力源泉。 對(duì)此，本文從微觀企業(yè)出發(fā)，對(duì)利率市場(chǎng)化進(jìn)行測(cè)度，探討利率市場(chǎng)化企業(yè)創(chuàng)新投資的影響以及影響渠道。 主要研究結(jié)論有:第一，利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資有促進(jìn)作用。 利率市場(chǎng)化賦予銀行自主定價(jià)權(quán)，使其能夠用較高的利率水平補(bǔ)償潛在風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)銀行對(duì)企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目的支持。 第二，利率市場(chǎng)化促進(jìn)企業(yè)增加債權(quán)融資和內(nèi)源融資，降低股權(quán)融資推動(dòng)企業(yè)加大研發(fā)投入。利率市場(chǎng)化改革增加企業(yè)融資成本，使企業(yè)更加重視內(nèi)源融資。 同時(shí)，利率市場(chǎng)化提高了資源配置效率，加劇了銀行間競(jìng)爭(zhēng)，促使銀行加大對(duì)企業(yè)的貸款。 債權(quán)融資節(jié)稅效應(yīng)的存在導(dǎo)致當(dāng)企業(yè)能夠較容易地獲得貸款時(shí)，會(huì)相應(yīng)地減少股權(quán)融資。

根據(jù)上述分析結(jié)果，分別從政府、企業(yè)和銀行三個(gè)角度提出如下建議:政府應(yīng)進(jìn)一步深化利率市場(chǎng)化改革，完善監(jiān)督管理體系，把控金融風(fēng)險(xiǎn)；企業(yè)應(yīng)抓住政策機(jī)遇，積極尋求創(chuàng)新融資支持，同時(shí)結(jié)合自身特點(diǎn)，優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)；銀行應(yīng)當(dāng)順應(yīng)利率市場(chǎng)化改革政策的變化，主動(dòng)調(diào)整經(jīng)營(yíng)模式和盈利模式，加強(qiáng)業(yè)務(wù)能力，保持自身競(jìng)爭(zhēng)力，更好地服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)。