貨幣政策傳導機制影響企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的實現(xiàn)路徑

丁含　陳少蘭

【摘要】從宏觀政策層面出發(fā)， 研究貨幣政策傳導機制中不同信貸渠道對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資的影響， 結果發(fā)現(xiàn)： 資產(chǎn)負債表渠道下寬松貨幣政策可以顯著促進企業(yè)的研發(fā)投資， 但銀行貸款渠道下寬松貨幣政策對企業(yè)的研發(fā)投資卻產(chǎn)生了抑制效應;綜合考慮兩種渠道對企業(yè)研發(fā)投資的影響， 發(fā)現(xiàn)銀行貸款渠道的抑制效應抵消了資產(chǎn)負債表渠道帶來的促進效應。 進一步研究證明， 當前我國銀行貸款渠道對研發(fā)投資產(chǎn)生抑制效應的原因在于企業(yè)投資金融化。 除此之外， 不同股權性質(zhì)的企業(yè)其信貸渠道對企業(yè)研發(fā)投資的影響也有顯著差異。

【關鍵詞】研發(fā)投資;貨幣政策;資產(chǎn)負債表渠道;銀行貸款渠道

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）07-0043-8

一、引言

企業(yè)研發(fā)投資行為是促進企業(yè)實現(xiàn)技術創(chuàng)新的重要保障， 是我國實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級戰(zhàn)略的必要途徑。 在當前經(jīng)濟新常態(tài)的背景下以及國內(nèi)外復雜多變的局勢下， 提高我國企業(yè)的核心競爭力及創(chuàng)新能力是保證我國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量增長的關鍵。 因此， 研究企業(yè)研發(fā)投資行為的影響因素具有重要的現(xiàn)實意義。

當前已有學者從多方面對企業(yè)研發(fā)投資行為進行了研究。 如文芳[1] 、羅正英等[2] 、周瑜勝和宋光輝[3] 的研究發(fā)現(xiàn)， 股權性質(zhì)、股權制衡度等股權結構特征會顯著影響企業(yè)的研發(fā)投資行為。 Dechow和Sloan[4] 、張兆國等[5] 從管理層特征的視角進行分析， 發(fā)現(xiàn)管理層任期對企業(yè)研發(fā)投資具有顯著影響。 張璇等[6] 考察了信貸尋租和融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的影響， 發(fā)現(xiàn)二者均會顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新。 除此之外， 現(xiàn)有研究還從企業(yè)經(jīng)營模式[5，7-9] 、公司治理結構特征[10] 等多方面針對微觀層面企業(yè)特征對研發(fā)投資行為的影響進行了分析。

除此以外， 宏觀層面的外部因素也會對企業(yè)的研發(fā)投資產(chǎn)生影響。 Arrow[11] 、陳鈺芬和李金昌[12] 、王遂昆和郝繼偉[13] 的研究均表明政府補貼可以顯著促進企業(yè)的創(chuàng)新活動。 孫曉華等[14] 發(fā)現(xiàn)， 金融深化程度可以顯著改善企業(yè)研發(fā)支出對內(nèi)部資金的依賴程度。 張杰等[15] 的研究發(fā)現(xiàn)， 地區(qū)的房地產(chǎn)投資增長對企業(yè)創(chuàng)新活動有抑制效應。 李湛等[16] 從財政政策、外部規(guī)范性政策、金融政策等六類科技創(chuàng)新政策出發(fā)研究了其對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響， 結果發(fā)現(xiàn)六類創(chuàng)新政策對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)化實現(xiàn)的路徑影響存在異質(zhì)性。

關于貨幣政策對企業(yè)研發(fā)投資的影響也已受到學者們的關注。 鐘凱等[17] 選取2007 ～ 2014年的A股上市公司研究發(fā)現(xiàn)， 緊縮貨幣政策加劇了企業(yè)的融資約束， 使得企業(yè)研發(fā)支出更加依賴于內(nèi)部資金。 趙靜和陳曉[18] 以2005 ～ 2012年A股上市公司為樣本， 發(fā)現(xiàn)緊縮貨幣政策會顯著抑制企業(yè)的固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投資。 概括而言， 當前研究已從政府補貼、貨幣政策、稅收政策、信貸政策、市場化程度等多個方面證實了外部宏觀環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投資的影響。

不同于以往關于貨幣政策對企業(yè)研發(fā)投資影響的研究， 本文關注的是貨幣政策傳導機制對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生影響的實現(xiàn)路徑。 現(xiàn)有研究雖已開始關注貨幣政策變化對企業(yè)創(chuàng)新活動和研發(fā)投資的影響， 但并沒有對這一影響過程的實現(xiàn)路徑進行深入分析。 然而， 作為宏觀層面的影響因素， 貨幣政策需要通過一定的傳導機制才能影響微觀層面的企業(yè)行為（如企業(yè)投資行為、研發(fā)行為等）。 Bernanke和Gertler[19] 基于信息不對稱的視角提出信貸渠道是貨幣政策傳導的主要渠道。 當前國內(nèi)外學者均已證實了信貸渠道的有效性[20-23] 以及信貸渠道對企業(yè)投資行為的影響[24，25] 。 在具體的分析過程中， 信貸渠道又可以進一步分為銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道。 在銀行貸款渠道中， 貨幣政策通過影響銀行存款最終影響企業(yè)投資和宏觀經(jīng)濟產(chǎn)出; 在資產(chǎn)負債表渠道中， 貨幣政策通過影響企業(yè)資產(chǎn)負債表狀況實現(xiàn)對企業(yè)投資行為和宏觀經(jīng)濟產(chǎn)出的影響。 可以看出， 兩者的傳導路徑完全不同， 一個是影響資金供給方， 一個是影響資金需求方。 研究中需要對其加以區(qū)分， 才能準確判斷貨幣政策傳導機制的具體實現(xiàn)路徑， 才能為如何提高我國貨幣政策實施效果提供具有針對性的建議。 回顧已有文獻可以發(fā)現(xiàn)， 對于信貸渠道如何影響企業(yè)的研發(fā)投資還鮮有研究; 且現(xiàn)有研究基本僅關注了信貸渠道中的銀行貸款渠道， 對資產(chǎn)負債表渠道這一傳導機制進行研究的文獻并不多見。

為此， 本文首先根據(jù)Bernanke和Gertler[26] 的研究， 將信貸渠道分為銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道， 在此基礎上分別研究這兩個渠道對企業(yè)研發(fā)投資行為的影響。 本文的研究結果表明： 資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)的研發(fā)投資活動有顯著的促進作用， 在貨幣政策寬松期， 企業(yè)的資產(chǎn)負債表質(zhì)量提高， 從而促進了企業(yè)的研發(fā)投資; 銀行貸款渠道對企業(yè)的研發(fā)投資活動有抑制效應， 即在貨幣政策寬松期， 銀行貸款規(guī)模雖然擴大， 但企業(yè)的研發(fā)投資活動卻顯著減少， 且銀行貸款渠道對企業(yè)研發(fā)投資的抑制效應強于資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)研發(fā)投資的促進效應。 進一步研究證實， 銀行貸款渠道的抑制效應源于企業(yè)投資的金融化。 企業(yè)研發(fā)投資不足將會有礙于企業(yè)的長期發(fā)展和整體經(jīng)濟的高質(zhì)量增長， 進而表現(xiàn)為貨幣政策傳導不暢。 此外， 本文的研究還發(fā)現(xiàn)， 無論是銀行貸款渠道還是資產(chǎn)負債表渠道， 其影響效果均在非國有企業(yè)中更為顯著。

本文的研究貢獻在于： 首先， 在實證分析過程中對信貸渠道進行了細分， 分別研究了資產(chǎn)負債表渠道和銀行貸款渠道對企業(yè)投資活動產(chǎn)生影響的實現(xiàn)路徑， 豐富了微觀層面企業(yè)研發(fā)投資活動和宏觀層面政策制度之間交互關系的研究; 其次， 發(fā)現(xiàn)了銀行貸款渠道對我國企業(yè)研發(fā)投資行為的抑制效應， 為我國寬松貨幣政策時期“實體經(jīng)濟投資下降之謎”提供了新的解釋; 最后， 豐富了原有的貨幣政策傳導機制有效性領域的研究， 從企業(yè)研發(fā)投資層面證實了貨幣政策信貸渠道傳導機制的有效性。

二、研究設計

現(xiàn)有文獻已證實與利率渠道相比， 信貸渠道在我國貨幣政策傳導機制中占主導地位[20，27] 。 然而， 信貸渠道并不是單一的傳導途徑。 Bernanke和Gertler[26] 指出， 信貸渠道又可分為銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道。 兩者發(fā)揮作用雖然都依賴于信息不對稱理論， 但是對經(jīng)濟產(chǎn)出產(chǎn)生影響的路徑卻存在差異。

（一）銀行貸款渠道與研發(fā)投資

首先， 銀行借貸渠道是基于這樣一種觀點： 在信息不對稱情況下， 銀行在金融體系中扮演著特殊的角色[26] 。 銀行作為放貸者在對貸款人進行放貸時可以利用自身的專業(yè)技術與知識降低信息不對稱程度， 尤其是對那些在公開市場上難以獲得資金的、信息不對稱問題特別突出的中小企業(yè)[28] 。 因此， 在貨幣政策緊縮的情況下， 減少銀行準備金和銀行存款將通過如下路徑影響經(jīng)濟產(chǎn)出： 貨幣政策緊縮→銀行借款↓→銀行貸款↓→投資支出↓→經(jīng)濟產(chǎn)出↓。

以上影響路徑表明， 在銀行貸款渠道下， 貨幣政策會通過影響銀行貸款規(guī)模影來響企業(yè)的投資支出。 貨幣政策緊縮通過減少銀行準備金導致銀行借款和貸款規(guī)模下降， 這進一步導致企業(yè)投資支出下降， 最終導致總體經(jīng)濟產(chǎn)出下降。 廣義的企業(yè)投資活動包括對內(nèi)投資和對外投資， 前者包括購置固定資產(chǎn)、研發(fā)形成無形資產(chǎn)等， 后者包括購買其他公司股票等。 企業(yè)的研發(fā)投資作為企業(yè)對內(nèi)投資活動的一種， 同樣會受到銀行貸款規(guī)模的影響。 當貨幣政策處于寬松時期， 銀行貸款規(guī)模上升， 企業(yè)受到的融資約束降低， 因此研發(fā)投資也會增加。 基于此， 本文提出假設：

H1a： 在銀行貸款渠道下， 寬松貨幣政策會通過擴大銀行貸款規(guī)模來提高企業(yè)的研發(fā)投資水平。

然而， 關于我國市場上銀行貸款與企業(yè)投資方面的研究， 卻還有著另一種截然相反的結論[29] 。 首先， 寬松貨幣政策所釋放的資金可能導致企業(yè)更多地投資于金融資產(chǎn)， 從而對研發(fā)投資產(chǎn)生擠出效應。 張成思和張步曇[29] 研究發(fā)現(xiàn)， 伴隨著寬松貨幣政策， 銀行貸款規(guī)模的擴大并沒有顯著增加企業(yè)的實體投資行為。 相反， 此時企業(yè)對金融資產(chǎn)的投資比例提高， 資金流向“脫實向虛”， 導致央行釋放的資金未能流入實業(yè)， 使得金融資產(chǎn)投資對實業(yè)投資產(chǎn)生了擠出效應[30] 。 除此之外， 杜勇[31] 、胡奕明等[32] 的研究也發(fā)現(xiàn)， 寬松貨幣政策會導致非金融企業(yè)的金融化投資程度提高， 并對企業(yè)的長期價值產(chǎn)生負面效應。 以上研究表明， 在貨幣政策寬松時期， 企業(yè)更樂意投資于收益短、見效快的金融資產(chǎn)， 從而對企業(yè)實業(yè)投資產(chǎn)生擠出效應。 其次， 企業(yè)對固定資產(chǎn)的投資傾向也可能會對研發(fā)投資產(chǎn)生擠出效應。 張杰等[15] 研究發(fā)現(xiàn)， 房地產(chǎn)投資增長過快的地區(qū)， 創(chuàng)新研發(fā)投入和發(fā)明專利授權量的增長率更低。 與固定資產(chǎn)投資不同， 研發(fā)投資短期見效慢、不確定性程度高， 因此往往不能實現(xiàn)短期利潤和經(jīng)濟增長的提高。 所以， 寬松貨幣政策中貸款釋放的資金可能會更多地流向固定資產(chǎn)， 從而抑制企業(yè)的研發(fā)投資。 最終在以上兩個方面的影響下， 寬松貨幣政策促進了企業(yè)的金融化投資和固定資產(chǎn)投資， 降低了企業(yè)研發(fā)投資占比， 使得銀行貸款渠道下貨幣政策傳導機制對企業(yè)的研發(fā)投資產(chǎn)生抑制效應。 基于以上分析， 本文提出如下假設：

H1b： 在銀行貸款渠道下， 寬松貨幣政策會通過擴大銀行貸款規(guī)模導致企業(yè)的研發(fā)投資減少。

（二）資產(chǎn)負債表渠道與研發(fā)投資

第二個傳導路徑是資產(chǎn)負債表渠道。 由于過去幾十年的金融創(chuàng)新， 銀行在信貸市場中的作用逐漸受到質(zhì)疑[33，34] ， 資產(chǎn)負債表渠道由此產(chǎn)生。 Bernanke和Gertler[26] 提出了資產(chǎn)負債表渠道， 認為這一渠道主要通過企業(yè)凈資產(chǎn)發(fā)揮作用。 具體而言， 緊縮的貨幣政策會引起公司股票價格下降， 從而導致公司資產(chǎn)凈值下降。 降低的資產(chǎn)凈值意味著放貸人實際擁有的抵押品價值減少， 加劇逆向選擇和道德風險問題， 從而提高企業(yè)的外部融資成本， 導致投資支出和最終經(jīng)濟總產(chǎn)出下降。 其作用機理為：貨幣政策緊縮→公司凈資產(chǎn)↓→逆向選擇&道德風險↑→外部融資成本↑→投資支出↓→經(jīng)濟產(chǎn)出↓。

資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生影響主要依賴于其對企業(yè)凈資產(chǎn)的影響[26] 。 根據(jù)Bernanke和Gertler[26] 的理論， 資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生影響的原因可以從以下三個方面進行概括。 首先， 在資產(chǎn)負債表渠道中， 貨幣政策緊縮導致企業(yè)凈資產(chǎn)減少， 這會直接影響企業(yè)在資本市場上的籌資能力， 從而加大企業(yè)的融資約束， 減少企業(yè)進行研發(fā)投資的資金來源。 其次， 企業(yè)凈資產(chǎn)下降會加劇資金供需雙方的信息不對稱， 從而提高企業(yè)的外部融資成本， 降低企業(yè)的籌資能力[35] 。 企業(yè)凈資產(chǎn)下降意味著放貸人實際擁有的企業(yè)抵押品價值降低， 加劇了企業(yè)發(fā)生逆向選擇和道德風險的可能性， 因此， 放貸人需要企業(yè)支付更高的融資成本。 最后， 在資產(chǎn)負債表渠道中， 貨幣政策緊縮還會減少企業(yè)的凈現(xiàn)金流。 相比其他企業(yè)的其他投資支出， 研發(fā)投資風險更高， 具有高資產(chǎn)專有性等異質(zhì)性特征， 會加劇資金供給方與需求方之間的信息不對稱， 這種情況下企業(yè)的研發(fā)投資會更依賴于內(nèi)部資金[17] 。 而高利率會增加企業(yè)的利息支出， 降低企業(yè)收入和凈利潤， 從而導致企業(yè)現(xiàn)金流減少。 而內(nèi)部現(xiàn)金流的減少將會直接影響企業(yè)對研發(fā)活動的資金投入。 綜合以上分析， 本文提出如下假設：

H2： 在資產(chǎn)負債表渠道下， 貨幣政策通過影響企業(yè)凈資產(chǎn)價值來影響企業(yè)的研發(fā)投資。 當貨幣政策寬松時， 凈資產(chǎn)價值上升導致企業(yè)研發(fā)投資增加; 當貨幣政策緊縮時， 凈資產(chǎn)價值下降導致企業(yè)研發(fā)投資減少。

三、數(shù)據(jù)來源與模型構建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2008 ～ 2020年我國A股上市公司為研究樣本， 并剔除了所有金融行業(yè)的上市公司。 我國會計準則在2006年發(fā)生了重大變更， 其中研發(fā)支出的確認與計量也發(fā)生了重大調(diào)整， 因此為保證研發(fā)支出數(shù)據(jù)前后的一致性， 本文的研發(fā)投資數(shù)據(jù)始于2007年。 由于模型中加入了上一年研發(fā)投資作為控制變量， 因此樣本實際年份區(qū)間為2008 ～ 2020年。 文中的上市公司財務數(shù)據(jù)、公司治理結構數(shù)據(jù)、股權結構數(shù)據(jù)全部來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。 銀行貸款規(guī)模、貨幣政策相關的數(shù)據(jù)信息來源于wind數(shù)據(jù)庫以及中國人民銀行每個季度發(fā)布的《中國貨幣政策執(zhí)行報告》。 此外， 為了減小異常值的影響， 本文對所有連續(xù)變量都進行了上下1%水平上的縮尾處理。 剔除數(shù)據(jù)缺失值后共獲得樣本15733個。

（二）模型構建

本文的研究首先需要區(qū)分貨幣政策緊縮期和貨幣政策寬松期。 在定義貨幣政策時， 借鑒Romer和Romer[36] 、饒品貴和姜國華[37] 、張正勇和鄧博夫[38] 的研究設置虛擬變量。 本文以存款準備金率的調(diào)整定義貨幣政策緊縮或貨幣政策寬松。 為了保證結果的穩(wěn)健性， 本文在穩(wěn)健性檢驗中分別用銀行家貨幣政策感受指數(shù)和上海銀行間同業(yè)拆放利率重新衡量貨幣政策。 查閱人民銀行公布的《中國貨幣政策執(zhí)行報告》可知， 2008 ～ 2020年， 我國存款準備金率上調(diào)的年份為2010年和2011年（分別上調(diào)6次和6次）; 存款準備金率下調(diào)的年份為2008年、2011年、2012年、2015年、2016年、2017年、2018年、2019年和2020年（分別下調(diào)4次、1次、2次、5次、1次、1次、4次、3次和1次）。 當發(fā)生存款準備金率上調(diào)時將其定義為貨幣政策緊縮期， 當發(fā)生存款準備金率下調(diào)時定義為貨幣政策寬松期， 未發(fā)生存款準備金率調(diào)整的年份延續(xù)上一年的貨幣政策。 為了分別驗證銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)研發(fā)投資的影響， 構建模型（1）和模型（2）。

其中， RD為被解釋變量。 參考以往研究文獻[6，14] ， 本文以企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入的比重衡量企業(yè)研發(fā)投資情況。 由于企業(yè)的研發(fā)投資一般情況下需要連續(xù)多年投入， 會受上期研發(fā)支出的影響， 因此在模型中加入上一年研發(fā)投資作為滯后項。

模型（1）用以檢驗H1a、H1b， 其中： MP為衡量貨幣政策的變量， 當本期為貨幣政策寬松時期時MP取值為1， 否則為0; LOAN為經(jīng)對數(shù)處理的年度金融機構各項貸款余額; MP×LOAN用以衡量不同貨幣政策下銀行貸款渠道對企業(yè)研發(fā)投資的影響。 模型（2）中以MP×Q衡量不同貨幣政策下資產(chǎn)負債表渠道對研發(fā)投資的影響。 Q為托賓Q值， 等于公司市值與總資產(chǎn)的重置成本之比。

模型中， control為其他控制變量。 結合以往的研究[2，5] ， 本文從公司財務特征、公司治理特征與股權結構特征方面進行了控制。 具體的變量定義見表1。 此外， 本文還控制了行業(yè)與年度效應。

另外， 在貨幣政策傳導機制中銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道并不是互斥的。 相反， 以上兩個渠道往往會同時影響企業(yè)行為[22] 。 為此， 構建模型（3）驗證銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)研發(fā)投資的共同作用。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。 其中， RD的均值為4.81%， 標準差為0.0569， 最小值為0， 最大值為1.5241。 可以看出， 當前我國A股上市公司研發(fā)投資占比整體不高， 且各個公司間差異較大。 MP為貨幣政策變量， 均值為0.9354， 標準差為0.2821， 最小值為0， 最大值為1。 這說明在樣本期間我國以寬松貨幣政策為主。 其余變量的描述性統(tǒng)計情況見表2。

（二）模型回歸結果分析

表3為模型（1） ～ 模型（3）的回歸結果。 模型（1）檢驗了不同貨幣政策時期銀行貸款渠道對企業(yè)研發(fā)投資的影響。 可以看出， MP×LOAN與RD在1%的水平上存在顯著負相關關系。 這表明在寬松貨幣政策下銀行貸款規(guī)模逐步擴大， 企業(yè)的研發(fā)投資占比反而顯著下降。 這一結果支持了H1b， 即銀行貸款規(guī)模的擴大對企業(yè)的研發(fā)投資產(chǎn)生了抑制效應。 寬松貨幣政策釋放出的資金可能更多地投向了其他投資領域。 模型（2）檢驗了資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)研發(fā)投資的影響。 表3中MP×Q與RD在5%的水平上顯著正相關。 這一結果表明， 在寬松貨幣政策下企業(yè)凈資產(chǎn)價值的提升顯著促進了企業(yè)的研發(fā)投資， 支持H2。 為了進一步檢驗銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)研發(fā)投資的綜合影響， 模型（3）同時納入MP×LOAN和MP×Q兩個交乘項。 表3的模型（3）中MP×LOAN與RD仍然在1%的水平上顯著負相關， 而MP×Q與RD之間不再存在顯著相關關系。 這一回歸結果表明， 當同時考慮兩個渠道的影響時， 銀行貸款渠道的作用占據(jù)了主導地位， 即銀行貸款渠道對企業(yè)研發(fā)投資的抑制效應抵消了資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)研發(fā)投資的促進效應。

除此之外， 在控制變量中企業(yè)貨幣現(xiàn)金cash與研發(fā)投資RD在1%的水平上正相關。 這一結果與鐘凱等[17] 的研究結論一致。 這表明企業(yè)的研發(fā)投資主要是以企業(yè)內(nèi)部資金作為資金來源， 充足的內(nèi)部資金可以有效提高企業(yè)的研發(fā)投資水平。 因此， 企業(yè)資產(chǎn)負債表質(zhì)量的提高將會對企業(yè)的研發(fā)投資起到促進作用， 進一步驗證了H2。

（三）進一步研究

1. 對銀行貸款渠道抑制效應的分析。 表3中的主回歸結果表明， 無論是銀行貸款渠道還是資產(chǎn)負債表渠道均對我國企業(yè)研發(fā)投資行為產(chǎn)生顯著影響。 然而， 不同于傳統(tǒng)銀行貸款渠道的理論邏輯， 在我國， 銀行貸款渠道對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生了顯著的抑制效應。 張成思和張步曇[29] 、Orhangazi[30] 、王紅建等[39] 的研究均從不同程度上證實實體企業(yè)的金融化會對企業(yè)的投資、創(chuàng)新等產(chǎn)生抑制作用。 此外， 企業(yè)對固定資產(chǎn)的投資也可能會抑制其研發(fā)投資[15] 。 因此， 本文從企業(yè)金融化投資和固定資產(chǎn)投資兩方面， 驗證其對研發(fā)投資是否存在擠出效應。 為了驗證這一推論， 本文借鑒王建紅等[39] 、宋軍等[40] 的研究以企業(yè)是否進行了金融資產(chǎn)投資設置虛擬變量。 根據(jù)《企業(yè)會計準則第22號——金融資產(chǎn)的確認和計量》可知， 金融資產(chǎn)包括以攤余成本計量的金融資產(chǎn)、以公允價值計量且其變動計入其他綜合收益的金融資產(chǎn)和以公允價值計量且其變動計入當期損益的金融資產(chǎn)。 在企業(yè)年報中， 廣義的金融資產(chǎn)包括以公允價值計量且其變動計入當期損益的金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長期股權投資和應收款項。 其中， 長期股權投資往往反映了企業(yè)的長期發(fā)展戰(zhàn)略， 而應收款項往往與企業(yè)的主營業(yè)務相關， 因此該兩項金額并不能反映企業(yè)資金脫實向虛， 所以本文將這兩項金融資產(chǎn)排除在外。 設定financial為衡量企業(yè)金融化的虛擬變量， 當企業(yè)本年度有以上金融資產(chǎn)投資時financial取值為1， 否則為0， 對模型（1）進行分組檢驗。 以當年固定資產(chǎn)（以總資產(chǎn)進行標準化）是否增加衡量企業(yè)固定資產(chǎn)投資， 當本年度固定資產(chǎn)投資增加時asset取值為1， 否則為0， 對模型（1）進行分組檢驗。 結果見表4。

表4中， 在financial為0的子樣本中， MP×LOAN對RD的負向影響在10%的水平上顯著， 而在financial為1的子樣本中， MP×LOAN對RD的負向影響在5%的水平上顯著。 t檢驗結果表明， 兩個子樣本的MP×LOAN在1%的水平上存在顯著差異。 這一結果表明， 當企業(yè)金融化程度較低時， 銀行貸款渠道對企業(yè)研發(fā)投資的抑制效應有所減弱。 相反， 當企業(yè)金融化程度較高時， 銀行貸款渠道對企業(yè)研發(fā)投資的抑制效應增強。 再來看固定資產(chǎn)投資， 當asset為1時， 銀行貸款渠道與企業(yè)研發(fā)投資在5%的水平上顯著負相關， 當asset為0時， 這一負相關關系不再顯著， 但t檢驗未通過， 因此固定資產(chǎn)投資并未對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生顯著的擠出效應。 綜合以上分析， 當寬松貨幣政策下銀行貸款規(guī)模擴大時， 企業(yè)出于對短期利益的考慮會將獲得的貸款更多地投向金融資產(chǎn)， 從而導致企業(yè)研發(fā)投資占比降低， 即企業(yè)投資金融化使得銀行貸款渠道對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生抑制效應。

2. 股權性質(zhì)的影響。 已有研究表明， 企業(yè)的股權性質(zhì)會對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生顯著影響[1] 。 因此， 進一步按照股權性質(zhì)將企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)分別進行檢驗， 結果見表5。 結果表明， 無論是銀行貸款渠道還是資產(chǎn)負債表渠道均對非國有企業(yè)的研發(fā)投資影響更顯著。 這一結果表明， 相對于非國有企業(yè)， 貨幣政策信貸渠道傳導機制對國有企業(yè)的影響更小。 在國有企業(yè)中， 企業(yè)的研發(fā)投資等經(jīng)營投資決策可能更多地受到其他非經(jīng)濟因素的影響[5] 。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 重新衡量RD。 為了保證結果的穩(wěn)健性， 本文采用總資產(chǎn)標準化的企業(yè)本期研發(fā)支出和企業(yè)本期研發(fā)支出資本化金額與企業(yè)期末總資產(chǎn)之比重新衡量企業(yè)的研發(fā)投資情況。 回歸結果與原結論一致。

2. 重新衡量貨幣政策。 為了保證結果的穩(wěn)健性， 本文對貨幣政策松緊重新進行衡量。 借鑒以往研究[18，20] ， 本文分別以銀行家貨幣政策感受指數(shù)（以認為政策“偏緊”的銀行家人數(shù)比例衡量）和上海銀行間同業(yè)拆放利率（Shibor）衡量貨幣政策松緊。 所得結論與原回歸結論一致。

除此以外， 由于樣本期間個別年份出現(xiàn)了對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生顯著沖擊的重大事件（如2008年金融危機）， 會導致該年度貨幣政策導向發(fā)生改變， 所以以年度數(shù)據(jù)進行檢驗可能會影響結果的準確性。 因此， 本文重新以季度數(shù)據(jù)進行檢驗， 以當季銀行存款準備金率的調(diào)整衡量貨幣政策松緊。 回歸結果與原回歸結果一致。

五、研究結論

本文從貨幣政策傳導機制的視角研究了宏觀層面貨幣政策對微觀層面企業(yè)研發(fā)投資行為的影響路徑。 不同于以往的研究， 本文根據(jù)Bernanke和Gertler[26] 的觀點將信貸渠道分為銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道， 并分別檢驗了兩個渠道下貨幣政策對企業(yè)研發(fā)投資的影響。 實證結果表明： 銀行貸款渠道對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生了顯著的抑制效應; 資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)研發(fā)投資具有顯著促進效應; 綜合考慮兩種渠道的共同作用發(fā)現(xiàn)， 銀行貸款渠道的抑制效應抵消了資產(chǎn)負債表渠道的促進效應。 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 銀行貸款渠道下貨幣政策對企業(yè)研發(fā)投資的抑制效應源自于企業(yè)投資金融化， 即伴隨著寬松貨幣政策釋放的大量資金， 企業(yè)更多地將資金投向短期效益明顯的金融資產(chǎn)， 因此擠占了研發(fā)投資資金， 導致研發(fā)投資水平下降。 除此以外， 貨幣政策傳導機制對企業(yè)研發(fā)投資的影響還與企業(yè)的股權性質(zhì)有關。 無論是在銀行貸款渠道下還是在資產(chǎn)負債表渠道下， 貨幣政策對企業(yè)研發(fā)投資的影響均對非國有企業(yè)更顯著。 這表明國有企業(yè)的研發(fā)投資等經(jīng)營投資決策可能更多受到諸如管理層政治業(yè)績、地方經(jīng)濟發(fā)展需求等其他非經(jīng)濟因素的影響。

本文的研究結論表明， 當前階段我國貨幣政策的資產(chǎn)負債表渠道對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生了積極影響， 寬松的貨幣政策可以提高企業(yè)資產(chǎn)負債表質(zhì)量， 進而促進企業(yè)的研發(fā)投資， 這將有利于企業(yè)創(chuàng)新能力和核心競爭力的提高， 有助于我國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量增長， 但是， 我國貨幣政策的銀行貸款渠道對企業(yè)的研發(fā)投資并沒有發(fā)揮促進作用， 這將不利于企業(yè)長期價值的提升。 要改變這一現(xiàn)狀需要貨幣當局或相關監(jiān)管部門在實施寬松貨幣政策的同時關注銀行貸款資金流向， 引導資金回歸本源， 避免企業(yè)過多地將貸款資金投向僅為滿足短期利益目標的金融資產(chǎn)， 導致資金脫實向虛。

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（責任編輯·校對： 黃艷晶? 許春玲）