殷 歡，吳義東

(安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243002)

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貨幣政策、融資約束與投資行為
——來自房地產(chǎn)上市公司經(jīng)驗證據(jù)

殷 歡，吳義東

(安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243002)

基于2004～2014年我國房地產(chǎn)上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，測度宏觀貨幣政策對微觀房地產(chǎn)公司的投資產(chǎn)生影響，分析貨幣政策如何通過融資約束作用于企業(yè)投資。結(jié)果顯示：當貨幣政策寬松時，公司投資增加；貨幣政策對融資約束程度不同的公司投資影響不同，公司受到的融資約束越大，其投資受貨幣政策的影響就越大。貨幣政策對企業(yè)投資行為有影響作用，但效果不明顯。

貨幣政策；融資約束；投資行為

近些年來，房地產(chǎn)投資升溫之勢銳不可當。2004～2014年房地產(chǎn)投資額較上一年均增長25%以上，2012～2014年仍高達16%以上。2015年5月我國房地產(chǎn)投資總額高達32 291.84億元，一線城市房價漲幅屢刷新紀錄。這些都說明房地產(chǎn)投資總量居高不下，房地產(chǎn)商對房地產(chǎn)投資興趣盎然。相對發(fā)達國家來說，我國的房地產(chǎn)投資仍過于火熱，房價增速迅猛。研究貨幣政策與房地產(chǎn)投資的影響和作用機制是大勢所趨，對貨幣當局出臺合理的貨幣政策意義重大。

2004年以來，國家頻繁運用貨幣政策工具來抑制房價的一路高飛。但是，宏觀貨幣政策見效甚微甚至不起作用。為什么會產(chǎn)生“理想”與“現(xiàn)實”的差距呢？國內(nèi)外學(xué)者的討論之聲也是綿延不絕，這些主要是從宏觀視角來解釋的，很少討論微觀企業(yè)主體的投資產(chǎn)出受貨幣政策波動影響的狀況。因此，本文將從微觀角度闡述宏觀貨幣政策對微觀經(jīng)濟主體是否以及如何產(chǎn)生影響。另外，本文嘗試加入融資約束因素來探討，考察不同融資約束公司在貨幣政策影響下的投資行為。對于這一系列問題的研究有助于我們更好地解釋房地產(chǎn)行業(yè)中“不差錢”局面與不斷壓制房價增長的貨幣政策并存的現(xiàn)象。

一、文獻回顧和研究假設(shè)

關(guān)于宏觀調(diào)控政策能否有效影響及控制房價的問題，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界通過實證分析均否定了貨幣政策無效論。[1-3]筆者主要嘗試以融資約束作為“杠桿”來對貨幣政策與投資的關(guān)系進行深入討論。

(一)貨幣政策對房地產(chǎn)公司投資的影響

Bernanke and Gertler很早就注意到公司長期資產(chǎn)投資會受到貨幣政策的顯著影響,[4]張西征、錢燕的研究表明，緊縮貨幣政策會相應(yīng)抑制公司投資。[5-6]貨幣政策影響企業(yè)投資的傳導(dǎo)路徑分為直接路徑和間接路徑，后者則是主要渠道，即以利率和資產(chǎn)價格來影響實體經(jīng)濟，當利率下降、資產(chǎn)價格上升時，資金成本下降，投資和耐用品消費上升。貨幣政策至少會通過利率、銀行信貸和資產(chǎn)價格波動等渠道來影響融資成本，從而對投資產(chǎn)生影響。彭方平等以利率作為貨幣政策影響公司投資行為的中間橋梁，進行實證檢驗，并得出證實的結(jié)論。[7]Stephen D.Oliner等認為緊縮的貨幣政策會使貸款供給減少，使企業(yè)投資行為依賴內(nèi)部資金，資本成本增加，從而投資趨于減少。[8]由此，我們提出假設(shè)1：當貨幣政策寬松時，公司投資增加；貨幣政策緊縮時，公司投資減少。

(二)貨幣政策對融資約束不同的公司投資的影響

貨幣政策對公司行為產(chǎn)生作用的路徑主要有貨幣和信貸渠道，而兩者的原理皆是貨幣政策使公司融資成本和融資規(guī)模變化，再作用于投資行為。[9-10]Fazzari 等首先依據(jù)信息不對稱和代理問題提出融資約束理論，開創(chuàng)性地指出融資約束嚴重的企業(yè)投資更加依賴于內(nèi)部現(xiàn)金。[11]然而，Kaplan認為投資現(xiàn)金流敏感性較高的反而是融資管制最低的公司。[12]Campello等研究表明，融資約束大的企業(yè)的投資受到金融危機的沖擊更大。[13]

另外，股利分派率、實際控制人類型、企業(yè)規(guī)模等因素被作為衡量融資約束的指標，研究發(fā)現(xiàn)，融資約束不同的公司投資行為可能大相徑庭。Kadapakkam 等以企業(yè)大小為切入點，研究出大公司的投資現(xiàn)金流敏感性比小公司更大。[14]錢震杰發(fā)現(xiàn)非國有新企業(yè)會遭受較嚴重的融資約束。[15]祝繼高、陸正飛在實證研究中發(fā)現(xiàn)在融資方式上，高成長和低成長企業(yè)大有不同。[16]基于此，我們提出假設(shè)2：貨幣政策調(diào)整對融資約束程度不同的公司的投資有不同影響。公司受到的融資約束越大，其投資受貨幣政策的影響就越大。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

以2004～2014年A股房地產(chǎn)上市公司為研究對象，搜集了122家上市公司的季度數(shù)據(jù)，得到5 241個觀測值。采用winsorize的方法對異常值進行處理，以避免其對模型分析的影響，即對所有小于1%的分位數(shù)或大于99%的分位數(shù)的變量，令其值等于1%的分位數(shù)或等于99%的分位數(shù)。所使用的上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫。

(二)模型設(shè)定與變量

1.被解釋變量

投資率：用季度固定資產(chǎn)原值、工程物資和在建工程增加值比季度初資產(chǎn)總額表示。

2.解釋變量或控制變量。

(1)貨幣政策變量(MP和lnMP)。將社會融資規(guī)模按大小(以當期社會融資規(guī)模的自然對數(shù)衡量)分年度排序，將樣本分成三組，低于33%分位數(shù)的取MP=0，高于66%分位數(shù)的取MP=1，從而將貨幣政策按松緊程度分為寬松型、穩(wěn)健型和緊縮型三種基本類型。貨幣政策對房地產(chǎn)市場的影響具有時滯效應(yīng)，具體表現(xiàn)為：當貨幣政策由緊變松時，企業(yè)可能由于之前的投資習(xí)慣而未來得及大幅增加投資；而當貨幣政策由松轉(zhuǎn)緊時，政策抑制房價手段可能只是調(diào)控銀行對房地產(chǎn)業(yè)的直接貸款，企業(yè)仍可以通過向相關(guān)企業(yè)借款、挪用已開工項目資金等方法來增加現(xiàn)金持有，從而增加投資。[3]所以，取滯后三期來作為貨幣政策變量。[17]

(2)融資約束。對公司融資約束的衡量主要有單變量和多元變量兩種融資約束指標。由于多元變量融資約束指數(shù)操作起來困難，存在不確定因素，所以我們采用單變量指標來衡量融資約束。

(3)交乘項。交乘項主要有三類，分別是貨幣政策變量與DX、SFGY、SFFP的交乘項，分別反映規(guī)模、實際控制人類型和成長性不同的公司受貨幣政策的影響程度。

主要變量的定義及計算方法均見于表1。

3.模型構(gòu)建

(1)貨幣政策變化對房地產(chǎn)公司投資影響的模型。由于我國資本市場的不完善性，加入銷售增長率指標等來解釋投資機會得到修正后的模型如下：

IKi,t=β0+β1MPt+β2TOBINQi,t+β3SGi,t+

β4CFKi,t+β5CASHKi,t+β6ROAi,t+

β7TANGi,t+εi,t

模型(1)

表1 相關(guān)變量度量方法

其中，βi代表回歸系數(shù)，εi,t為誤差項。t代表時間，i代表公司。IKi,t代表當期資本投資支出比；CASHKi,t-1表示季度初現(xiàn)金持有比率，代表內(nèi)部現(xiàn)金的存量(現(xiàn)金持有量)，等等。

(2)貨幣政策變化對不同融資約束公司投資的作用差異模型。

IKi,t=β0+β1MPt+β2DX+β3MP·DX+

β4TOBINQi，t+β5SGi，t+β6CFKi，t+

β7CASHKi，t-1+β8ROAi，t+β9TANGi，t+εi，t

模型(2)

IKi,t=β0+β1MPt+β2SFGY+β3MP·SFGY+

β4TOBINQi，t+β5SGi，t+β6CFKi，t+

β7CASHKi，t-1+β8ROAI，t+β9TANGi，t+εi，t

模型(3)

IKi,t=β0+β1MPt+β2SFFP+β3MP·SFFP+

β4TOBINQi，t+β5SGi，t+β6CFKi，t+

β7CASHKi，t-1+β8ROAi，t+β9TANGi，t+εi，t

模型(4)

以上模型中DX、SFGY與SFFP分別表示公司規(guī)模、實際控制人類型和成長性的虛擬變量。

三、實證結(jié)果與分析

(一)主要變量描述性統(tǒng)計

主要變量描述性統(tǒng)計見表2。為使變量的極大值和極小值都在合理范圍內(nèi)，表2中的結(jié)果是將各變量的上下1%的觀測值處理后所得。可知：樣本公司的投資支出平均比例為17.3%，說明了房地產(chǎn)公司實際投資數(shù)額很大。另外，不同公司的投資比例是不同的，標準差最小值是0，最大值是3.092，說明不同公司的投資率具有一定程度的差別。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)模型檢驗

首先對模型進行Vif膨脹因子檢驗，發(fā)現(xiàn)其均值為1.03，大于1，但其最大值小于10。再進行pwcorr(相關(guān)性)檢驗，得出各解釋變量之間最大的相關(guān)系數(shù)是0.499 6，并沒有高度相關(guān)的現(xiàn)象，進一步證明不存在多重共線性。

由于數(shù)據(jù)的采集存在一定局限，可能存在異方差問題，故要進行異方差檢驗。用White檢驗得到p值均為0.00，說明異方差是存在的。為減少數(shù)據(jù)前后波動，我們采用1/e2(e指的是模型的殘差)作為模型的權(quán)重。處理后的結(jié)果明顯具有良好的擬合優(yōu)度，基本都在1%的水平上顯著。

(三)主要回歸結(jié)果及解釋

1.貨幣政策與投資關(guān)系模型回歸結(jié)果

對模型(1)進行回歸并逐步加入變量后得到表3。F統(tǒng)計量及其相應(yīng)概率表明模型是顯著并有效的，故在整體上模型的擬合度合理?？梢钥闯?，隨著變量逐步加入，MP系數(shù)始終為正，并在1%水平上十分顯著。分析表明，在控制公司投資機會和內(nèi)部現(xiàn)金流等因素對投資的影響后，寬松的貨幣政策會使公司加大投資力度；反之亦然。這都是與前面的假設(shè)相符的，對應(yīng)于假設(shè)1。同時，MP的系數(shù)較小，說明貨幣政策有效，但是效果不明顯。

另外，由于在房地產(chǎn)市場貨幣政策影響的時滯性，我們采用MP滯后三期作為衡量貨幣政策的變量，所得MP系數(shù)比文獻[3]得出的大很多。

表3 逐步加入變量后的回歸結(jié)果

注：*表示在 10%的顯著水平下顯著，**表示在 5%的顯著水平下顯著，***表示在 1%的顯著水平下顯著；括號內(nèi)為 t 統(tǒng)計量；下同。

2.貨幣政策對不同融資約束公司投資影響的模型回歸結(jié)果

將衡量公司融資約束程度的指標的回歸檢驗結(jié)果置于表4中，所得結(jié)果的整體擬合程度都比較好，R平方均在0.4以上。按規(guī)模大小、實際控制人類型、公司成長性分組后的數(shù)據(jù)分別應(yīng)用于模型(2)、(3)、(4)中進行回歸，回歸結(jié)果分別見表4的模型(1)、(2)、(3)。

(1)規(guī)模大小不同。由表4的模型(1)可看出，MP系數(shù)為正，說明貨幣政策寬松期投資支出增加。MP與DX的交乘項系數(shù)為負，在1%的水平上很顯著，表明當公司規(guī)模較大時，其投資水平受貨幣政策的影響變小了，而大規(guī)模公司相對于小規(guī)模公司融資約束較小，說明融資約束程度越小的公司受到貨幣政策變動的影響越小。

由于小規(guī)模公司具有信譽記錄和貸款抵押品價值低的劣勢，銀行對其房貸存在明顯歧視；[18]而大規(guī)模公司資金實力雄厚，銀行會將信貸優(yōu)先配置給大企業(yè)。因此大規(guī)模企業(yè)受緊縮貨幣政策的影響相對較小，其所受貨幣政策變動的影響越小，與前文假設(shè)2相符。

表4 貨幣政策對不同融資約束公司投資影響的檢驗結(jié)果

(2)實際控制人類型不同。由表4的模型(2)可知，SFGY的系數(shù)為負，即國有企業(yè)投資水平越低，這與很多預(yù)期結(jié)果相悖，其原因很可能是我國房地產(chǎn)行業(yè)特殊性決定的，由于自由現(xiàn)金流水平越高，公司投資的低效導(dǎo)致更加嚴重的過度投資 ，[19-20]而當期投資過度勢必造成滯后期投資水平有所下降。另一個原因可能是經(jīng)濟意義中的相關(guān)性。

MP與SFGY的交乘項系數(shù)為負，在1%的水平上非常顯著，即當實際控制人類型為國有企業(yè)時，公司投資水平受貨幣政策的影響變小了，而相對于非國有企業(yè)來說，國有企業(yè)的融資約束較小，也說明了融資約束較小的公司受貨幣政策變動的影響越小，即與假設(shè)2一致。從理論上說，國有企業(yè)在財務(wù)和政治上受到政府的保護相對較多，[3]即使在貨幣緊縮期，其固定資產(chǎn)和總資產(chǎn)等指標也不會有很大變動，分子變小的幅度比非國有企業(yè)小，所以得出：國有企業(yè)受緊縮貨幣政策的影響相對較小，其所受貨幣政策變動的影響越小。

(3)企業(yè)成長性不同。由表4的模型(3)可見，SFFP的系數(shù)為負，高成長性企業(yè)投資水平越低?？赡苁且驗椋叱砷L企業(yè)會保持較高的現(xiàn)金持有水平，以維持和保證企業(yè)的快速發(fā)展，[16]那么用于投資的貨幣量相應(yīng)變少。

MP與SFGY的交乘項系數(shù)為負，在1%的水平上十分顯著，即高成長性企業(yè)投資支出在貨幣政策的影響下有所變少，而高成長性比低成長性企業(yè)的融資約束更小，也驗證了假設(shè)2。由于高成長企業(yè)具有較高的現(xiàn)金存量，貨幣政策緊縮時期也依然有以前年度現(xiàn)金存量作為投資支撐，融資約束比較小，高成長性企業(yè)受緊縮貨幣政策的影響相對較小，其所受貨幣政策變動的影響越小。

四、穩(wěn)健性分析

在進行穩(wěn)健性分析時，我們改變主要變量的計量方法，使用構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付現(xiàn)金與上季度初總資產(chǎn)的比值這一公式來研究投資率，結(jié)論仍不變。為進一步檢驗上述結(jié)果，本文選取加入2003年四個季度與2015年第一季度的數(shù)據(jù)運用在模型中，證實結(jié)論基本不變。

五、研究結(jié)論

本文從微觀企業(yè)的層面，以我國房地產(chǎn)上市公司為樣本，采用簡單的回歸方法闡明了貨幣政策、融資約束與投資行為之間的影響關(guān)系，得出以下結(jié)論：當貨幣政策寬松時，公司投資增加；貨幣政策對融資約束程度不同的公司投資影響不同，公司受到的融資約束越大，其投資受貨幣政策的影響就越大。具體地說，相對于規(guī)模大、國有、成長性低的企業(yè)，規(guī)模小、非國有、成長性高的企業(yè)所面臨的融資約束較大，那么貨幣政策對這些企業(yè)投資支出的影響也就越大。

貨幣政策對企業(yè)投資行為有作用效果，但效果不明顯，這是由于宏觀貨幣政策對所有類型企業(yè)起作用，不具有針對性，而大規(guī)模、國有、高成長性企業(yè)的融資約束較小，而其總資產(chǎn)在市場上流動資金中所占份額大，故從宏觀上看貨幣政策“似乎”無效。

正因為如此，應(yīng)著眼于思考如何將貨幣政策與其他宏觀調(diào)控措施緊密結(jié)合，多管齊下。貨幣政策作用力度的差異性，在客觀上要求制定和實施貨幣政策時，要與信貸政策相配套，根據(jù)公司的異質(zhì)性進行區(qū)別對待，切勿“一刀切”，以在經(jīng)濟新常態(tài)下達到推動宏觀經(jīng)濟體系和微觀經(jīng)濟個體平穩(wěn)和諧運轉(zhuǎn)的局面。

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(責任編輯 汪繼友)

Monetary Policy, Financial Constraints and Investment Behavior——Empirical Evidence from Listed Real Estate Companies

YIN Huan, WU Yi-dong

(School of Business, Anhui University of Technology, Ma’anshan 243002, Anhui, China)

Based on the empirical data of listed real estate companies during 2004～2014, measuring macro monetary policy has exerted influences on the micro investment of real estatecompanies. We analyze how monetary policy affects the investment of enterprises through financial constraints. Results show that when the policy is loose, the investments increase; the degree of policy effects varies from company to company and the bigger the restraints are to the company, the bigger influences it has on the investment. Monetary policy does have influences on the investment behavior of companies, but they are minimal.

monetary policy；financial restraints；investment behavior

2015-06-25

安徽工業(yè)大學(xué)研究生創(chuàng)新研究基金(2014124)；大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計劃項目(201510360335)

殷 歡(1990—)，女，安徽全椒人，安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院碩士研究生。 吳義東(1992-)，男，安徽樅陽人，安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院碩士研究生。

F820

A

1671-9247(2015)06-0007-05