貨幣政策、融資約束與企業(yè)研發(fā)投入

高麗++胡木生

【摘 要】 持續(xù)穩(wěn)定的資金投入是企業(yè)研發(fā)活動的關鍵，而貨幣政策的變化直接影響著企業(yè)的外部可融資水平，進而間接影響企業(yè)研發(fā)投資所需的資金供給。文章以2007—2012年滬深A股上市公司的研發(fā)數(shù)據(jù)為樣本，實證研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)研發(fā)投入受國家貨幣政策正向影響，即當貨幣政策趨緊時，企業(yè)研發(fā)投入水平相對減弱，且國有企業(yè)的影響更為顯著；（2）企業(yè)的融資約束狀況會加劇貨幣政策的影響，融資約束程度越大，研發(fā)投入與貨幣政策之間越正相關。

【關鍵詞】 貨幣政策； 融資約束； 研發(fā)投入

中圖分類號：F275.5 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）27-0035-05

一、引言

隨著世界經濟日趨一體化，企業(yè)面臨的市場競爭越來越激烈。技術創(chuàng)新能力已經成為企業(yè)獲取持續(xù)性競爭優(yōu)勢的源泉，而作為技術創(chuàng)新的核心，企業(yè)研發(fā)（R&D）也越來越受到企業(yè)的重視。根據(jù)《全國科技經費投入統(tǒng)計公報》等統(tǒng)計數(shù)據(jù)，近年來我國企業(yè)研發(fā)經費投入大幅提高，“十一五”期間更是以年均25.4%的速度增長，2012年達到了7 842.2億元，占全國研發(fā)總額的76%。與國際相比，我國企業(yè)研發(fā)經費總額在世界上僅低于美國和日本，居第三位。然而，從研發(fā)投入強度（一般表示為研發(fā)支出與銷售收入之比）來看，當前我國大中型工業(yè)企業(yè)研發(fā)經費投入強度僅為0.93%，而美國、日本、德國等發(fā)達國家則普遍在2%以上，其中日本達到了3.57%。為此，中國提出了“到2015年，我國大中型工業(yè)企業(yè)研發(fā)經費占主營業(yè)務收入的比例要提高到1.5%”的目標。提高企業(yè)研發(fā)投入成為當前社會的重要課題，研究研發(fā)投入背后的影響因素具有重要的現(xiàn)實意義。

貨幣政策是一國為實現(xiàn)既定的經濟目標（如穩(wěn)定物價、促進經濟增長、實現(xiàn)充分就業(yè)和平衡國際收支等）而采取的政策性工具，其信貸傳導機制對微觀企業(yè)主體行為產生影響（饒品貴和姜國華，2010），主要體現(xiàn)在改變企業(yè)的融資成本和限制融資規(guī)模，進而影響企業(yè)的外部融資水平，并最終影響企業(yè)的投資行為（龔光明和孟澌，2012）。研發(fā)作為企業(yè)的重要投資活動，其投入是否會受到貨幣政策變化的影響呢？這是本文的出發(fā)點。本文的研究為企業(yè)研發(fā)投入與貨幣政策之間的關系提供了經驗證據(jù)，豐富了宏觀政策與微觀企業(yè)行為方面的相關文獻，并為更好地理解企業(yè)研發(fā)投入的影響因素提供了新的視角。

二、理論分析和研究假設

（一）貨幣政策與企業(yè)研發(fā)投入

企業(yè)研發(fā)是一個復雜的系統(tǒng)工程，需要大量資金長期持續(xù)的投入，資金不足會導致研發(fā)終止或失敗，資金是否充足是企業(yè)開展研發(fā)活動的關鍵。企業(yè)資金主要來源于兩方面：內源融資和外部融資。相比于外部融資，內源融資具有免抵押、無財務風險的優(yōu)勢，但是對于大量持續(xù)投資且高風險的研發(fā)活動而言，僅依靠內源融資可能面臨資金供應不足的難題（解維敏和方紅星，2011）。因此，外部融資水平將直接或間接影響企業(yè)的研發(fā)投入。無疑，銀行貸款是企業(yè)外部融資的重要渠道，根據(jù)貨幣政策對微觀企業(yè)影響的信貸傳導機制，貨幣政策通過利率途徑、資產負債表途徑和銀行信貸途徑等直接影響著企業(yè)的外部融資水平（饒品貴和姜國華，2010；祝繼高和陸正飛，2009）?；诖?，本文提出第一個假設：

H1：企業(yè)研發(fā)投入與貨幣政策寬松度呈現(xiàn)正相關關系，即當貨幣政策趨緊時，企業(yè)的研發(fā)投入相對減弱。

由于政府“隱形擔保人”的存在，國有企業(yè)相比于非國有企業(yè)所受到的債務約束較低（朱茶芬、李志文，2008），在獲取銀行貸款時能享受更多的銀行優(yōu)待。因此，由于國有企業(yè)與非國有企業(yè)在獲取銀行貸款上的不對等，當貨幣政策發(fā)生變化時，二者的影響將存在差異。為此，提出第二個假設：

H2：在貨幣政策趨緊時，國有企業(yè)對貨幣政策的變化更敏感，即當貨幣政策趨緊時，國有企業(yè)的研發(fā)投入下降得更明顯。

（二）貨幣政策、融資約束與企業(yè)研發(fā)投入

根據(jù)Myers（1984）的優(yōu)序融資理論，由于企業(yè)與資金供給者之間存在信息不對稱和代理成本，使得外部融資成本高于內部資本成本，企業(yè)投資更多地依賴內部資金，從而導致企業(yè)投資決策受到融資因素的制約，由此產生了融資約束問題。企業(yè)融資約束是度量企業(yè)內部資金不能滿足投資決策的重要指標，融資約束程度越高，企業(yè)投資不足的可能性越大，包括研發(fā)投資。有學者研究發(fā)現(xiàn)融資約束對企業(yè)研發(fā)活動具有抑制效應（Brown et al.，2009；張杰等，2012；康志勇，2013），那么，在貨幣政策趨緊時，對外部融資依賴較高的企業(yè)（即融資約束程度高的企業(yè)）而言，貨幣政策對其研發(fā)投入的影響可能會更加明顯?；诖耍疚奶岢龅谌齻€假設：

H3：貨幣政策對研發(fā)投入的影響隨企業(yè)融資約束程度不同而存在差異，即當貨幣政策趨緊時，公司融資約束程度高的企業(yè)所受到的影響更大。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇2007—2012年間滬深A股企業(yè)為樣本數(shù)據(jù)①，并根據(jù)以下原則對樣本進行了處理：（1）剔除未單獨披露研發(fā)數(shù)據(jù)的樣本；（2）剔除了金融類的樣本；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失以及數(shù)據(jù)極端異常的樣本。為了研究結果的穩(wěn)健性，筆者在1%水平下對所有連續(xù)變量進行縮尾（Winsorize）處理，并最終得到了1 218個樣本。本文所使用的財務數(shù)據(jù)和市場數(shù)據(jù)全部來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，每個年度的企業(yè)產權性質數(shù)據(jù)來源于SINOFIN數(shù)據(jù)庫，貨幣政策數(shù)據(jù)根據(jù)中國人民銀行網(wǎng)站公布的數(shù)據(jù)手工整理獲得。

（二）模型設定和變量定義

為了檢驗本文的假設，將待檢驗的回歸方程設定如下：

模型（1）中因變量R&D是指研發(fā)投入，根據(jù)研究目的并借鑒國內外文獻，選擇企業(yè)當年研發(fā)支出與主營業(yè)務收入之比進行度量。自變量MP是度量貨幣政策松緊度的變量，本文借鑒饒品貴和姜國華（2013）的思路，選擇銀行家信心指數(shù)作為度量指標，MP值越大，說明國家宏觀貨幣政策越寬松。同時也采用貨幣政策松緊度的年度虛擬變量進行了穩(wěn)健性檢驗，結果不發(fā)生實質性變化。考慮到企業(yè)R&D投入具有連續(xù)性，在（1）式中加入了企業(yè)R&D投入的期初數(shù)R&D0，并采用期初資產總額進行了規(guī)?；{整。

方程中Control是由多個控制變量構成的向量，根據(jù)以往文獻（Benfratello，2008；解維敏和方紅星，2011；張杰等，2012），控制了一系列影響企業(yè)研發(fā)投入的相關因素，包括企業(yè)績效（CP）、財務杠桿（Lev）、托賓Q（TobinQ）、現(xiàn)金持有比率（CashK）、現(xiàn)金流比率（CFK）、現(xiàn)金股利支付率（Div）、企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年限（Age）以及公司治理結構的一些變量。此外，本文根據(jù)上市公司注冊地按照東部、中部和西部設置了區(qū)域虛擬變量（Region），以控制區(qū)域經濟發(fā)展對研發(fā)投入產生的影響，并對企業(yè)所在的行業(yè)（Industry）進行了控制。

為驗證假設1和假設2，筆者分別采用全樣本、國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本按照模型（1）進行回歸分析。為檢驗假設3，首先將總樣本按照企業(yè)是否面臨融資約束進行分組。至于融資約束分組，國外學者多采用分紅率、利息保障倍數(shù)、公司規(guī)模等指標進行分組（Fazzari et al.，1988；Kaplan and Zingales，1997；Cleary，1999；Almeida et al.，2004）?；谖覈F(xiàn)狀，本文借鑒王彥超（2009）的思路，根據(jù)資產規(guī)模對樣本按照從小到大的順序將樣本分為三組：融資約束低組、融資約束中組和融資約束高組；然后按照方程（1）分組回歸。

本文研究中各變量的具體定義見表1。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

筆者對主要變量進行了描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計結果見表2。根據(jù)表2，企業(yè)研發(fā)支出與主營業(yè)務收入的均值為3%，研發(fā)投資在我國總體還是偏低、企業(yè)研發(fā)投入的力度還有待提高，而且R&D的最小值與最大值相差較大，說明企業(yè)間研發(fā)投入存在不均衡的現(xiàn)象。貨幣政策MP的均值為55%，標準差為0.08，總體上看，銀行家對國家貨幣政策的信心程度較適中。

（二）多元回歸分析

基于前述分析，本文按照總樣本、國有企業(yè)、非國有企業(yè)分別進行回歸，其結果見表3。在總體回歸時，企業(yè)研發(fā)投入與貨幣政策的回歸系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)研發(fā)投入與國家貨幣政策存在正相關關系，且企業(yè)性質虛擬變量（PriDum）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負，可以初步得出企業(yè)性質不同時研發(fā)投入對貨幣政策的敏感度不同，進一步證據(jù)來自分樣本回歸。在分樣本中，國有企業(yè)的研發(fā)投入對貨幣政策在1%的水平上顯著為正，且系數(shù)大于全樣本時；非國有企業(yè)則不顯著。這驗證了假設1和假設2。

為檢驗假設3，筆者首先按照資產規(guī)模對樣本由小到大分組，并按照分組樣本進行單變量分析。表4列出了R&D投入在各組中的相關統(tǒng)計信息，可以明顯看到，隨著融資約束的增強，企業(yè)研發(fā)投入的均值逐漸減少，說明研發(fā)投入受到融資約束的抑制作用。

進一步，在分組樣本中進行回歸，回歸結果如表5所示。根據(jù)表5，在融資約束最高組時，企業(yè)研發(fā)投入對貨幣政策的影響顯著為正，這說明當企業(yè)面臨的融資約束較大時，對影響企業(yè)外部融資來源的貨幣政策工具更加敏感，與假設3相符。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了考察上述結果的可靠性，筆者還對結果進行了穩(wěn)健性檢驗。在貨幣政策變量的選擇上，參考饒品貴和姜國華（2013）的思路，將年度貨幣政策的松緊度作為貨幣政策的虛擬變量，結果不發(fā)生實質性改變。在檢驗融資約束對貨幣政策和研發(fā)投入之間關系的影響時，根據(jù)李濤和徐昕（2005）的研究，采用籌資困難程度作為融資約束分組的標準，即根據(jù)企業(yè)可抵押資產（存貨與固定資產之和）進行分組，檢驗結果一致。

五、研究結論

加大企業(yè)研發(fā)投入、提高科技創(chuàng)新能力是增強我國核心競爭力的重要途徑，然而由于研發(fā)活動的特殊屬性，企業(yè)研發(fā)投入水平較低的現(xiàn)象長期存在，要解決該問題的關鍵是企業(yè)有穩(wěn)定的資金以保障長期持久的研發(fā)投入。本文從貨幣政策的角度入手，實證檢驗了企業(yè)的研發(fā)投入與國家貨幣政策之間的關系，結果表明企業(yè)的研發(fā)投入與貨幣政策呈現(xiàn)正相關關系，當貨幣政策趨緊時，企業(yè)的研發(fā)投入相對減弱，尤其是在國有企業(yè)和存在較高融資約束的企業(yè)中，這種正相關關系更加顯著。

本文的研究貢獻可能體現(xiàn)在以下方面：（1）本文立足于貨幣政策來研究企業(yè)研發(fā)投資決策，拓展了宏觀政策對微觀企業(yè)研發(fā)投入影響的觀察視角，豐富了相應的研究文獻；（2）考察了不同融資約束性企業(yè)對貨幣政策的敏感程度，有利于更好地理解融資約束性企業(yè)在貨幣政策緊縮期的研發(fā)投資行為；（3）為貨幣政策對企業(yè)研發(fā)投入的影響提供了經驗證據(jù)。

本文的啟示是：研發(fā)投入需要持續(xù)穩(wěn)定的資金供給，且受國家宏觀貨幣政策波動影響較大，企業(yè)在制定研發(fā)投資決策時不僅要考慮企業(yè)自身的資金狀況，更應考慮貨幣政策調整帶來的約束。本文的研究也證明了貨幣政策緊縮時企業(yè)的研發(fā)投入強度會相應減弱，意味著政策制定者在實施緊縮性貨幣政策時，要配合實施刺激企業(yè)研發(fā)投資的政策性工具（如財政補貼和稅收支出等），加大政府的科技投入，以緩解貨幣政策導致的企業(yè)融資困境與研發(fā)投資不足。

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方程中Control是由多個控制變量構成的向量，根據(jù)以往文獻（Benfratello，2008；解維敏和方紅星，2011；張杰等，2012），控制了一系列影響企業(yè)研發(fā)投入的相關因素，包括企業(yè)績效（CP）、財務杠桿（Lev）、托賓Q（TobinQ）、現(xiàn)金持有比率（CashK）、現(xiàn)金流比率（CFK）、現(xiàn)金股利支付率（Div）、企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年限（Age）以及公司治理結構的一些變量。此外，本文根據(jù)上市公司注冊地按照東部、中部和西部設置了區(qū)域虛擬變量（Region），以控制區(qū)域經濟發(fā)展對研發(fā)投入產生的影響，并對企業(yè)所在的行業(yè)（Industry）進行了控制。

為驗證假設1和假設2，筆者分別采用全樣本、國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本按照模型（1）進行回歸分析。為檢驗假設3，首先將總樣本按照企業(yè)是否面臨融資約束進行分組。至于融資約束分組，國外學者多采用分紅率、利息保障倍數(shù)、公司規(guī)模等指標進行分組（Fazzari et al.，1988；Kaplan and Zingales，1997；Cleary，1999；Almeida et al.，2004）?；谖覈F(xiàn)狀，本文借鑒王彥超（2009）的思路，根據(jù)資產規(guī)模對樣本按照從小到大的順序將樣本分為三組：融資約束低組、融資約束中組和融資約束高組；然后按照方程（1）分組回歸。

本文研究中各變量的具體定義見表1。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

筆者對主要變量進行了描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計結果見表2。根據(jù)表2，企業(yè)研發(fā)支出與主營業(yè)務收入的均值為3%，研發(fā)投資在我國總體還是偏低、企業(yè)研發(fā)投入的力度還有待提高，而且R&D的最小值與最大值相差較大，說明企業(yè)間研發(fā)投入存在不均衡的現(xiàn)象。貨幣政策MP的均值為55%，標準差為0.08，總體上看，銀行家對國家貨幣政策的信心程度較適中。

（二）多元回歸分析

基于前述分析，本文按照總樣本、國有企業(yè)、非國有企業(yè)分別進行回歸，其結果見表3。在總體回歸時，企業(yè)研發(fā)投入與貨幣政策的回歸系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)研發(fā)投入與國家貨幣政策存在正相關關系，且企業(yè)性質虛擬變量（PriDum）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負，可以初步得出企業(yè)性質不同時研發(fā)投入對貨幣政策的敏感度不同，進一步證據(jù)來自分樣本回歸。在分樣本中，國有企業(yè)的研發(fā)投入對貨幣政策在1%的水平上顯著為正，且系數(shù)大于全樣本時；非國有企業(yè)則不顯著。這驗證了假設1和假設2。

為檢驗假設3，筆者首先按照資產規(guī)模對樣本由小到大分組，并按照分組樣本進行單變量分析。表4列出了R&D投入在各組中的相關統(tǒng)計信息，可以明顯看到，隨著融資約束的增強，企業(yè)研發(fā)投入的均值逐漸減少，說明研發(fā)投入受到融資約束的抑制作用。

進一步，在分組樣本中進行回歸，回歸結果如表5所示。根據(jù)表5，在融資約束最高組時，企業(yè)研發(fā)投入對貨幣政策的影響顯著為正，這說明當企業(yè)面臨的融資約束較大時，對影響企業(yè)外部融資來源的貨幣政策工具更加敏感，與假設3相符。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了考察上述結果的可靠性，筆者還對結果進行了穩(wěn)健性檢驗。在貨幣政策變量的選擇上，參考饒品貴和姜國華（2013）的思路，將年度貨幣政策的松緊度作為貨幣政策的虛擬變量，結果不發(fā)生實質性改變。在檢驗融資約束對貨幣政策和研發(fā)投入之間關系的影響時，根據(jù)李濤和徐昕（2005）的研究，采用籌資困難程度作為融資約束分組的標準，即根據(jù)企業(yè)可抵押資產（存貨與固定資產之和）進行分組，檢驗結果一致。

五、研究結論

加大企業(yè)研發(fā)投入、提高科技創(chuàng)新能力是增強我國核心競爭力的重要途徑，然而由于研發(fā)活動的特殊屬性，企業(yè)研發(fā)投入水平較低的現(xiàn)象長期存在，要解決該問題的關鍵是企業(yè)有穩(wěn)定的資金以保障長期持久的研發(fā)投入。本文從貨幣政策的角度入手，實證檢驗了企業(yè)的研發(fā)投入與國家貨幣政策之間的關系，結果表明企業(yè)的研發(fā)投入與貨幣政策呈現(xiàn)正相關關系，當貨幣政策趨緊時，企業(yè)的研發(fā)投入相對減弱，尤其是在國有企業(yè)和存在較高融資約束的企業(yè)中，這種正相關關系更加顯著。

本文的研究貢獻可能體現(xiàn)在以下方面：（1）本文立足于貨幣政策來研究企業(yè)研發(fā)投資決策，拓展了宏觀政策對微觀企業(yè)研發(fā)投入影響的觀察視角，豐富了相應的研究文獻；（2）考察了不同融資約束性企業(yè)對貨幣政策的敏感程度，有利于更好地理解融資約束性企業(yè)在貨幣政策緊縮期的研發(fā)投資行為；（3）為貨幣政策對企業(yè)研發(fā)投入的影響提供了經驗證據(jù)。

本文的啟示是：研發(fā)投入需要持續(xù)穩(wěn)定的資金供給，且受國家宏觀貨幣政策波動影響較大，企業(yè)在制定研發(fā)投資決策時不僅要考慮企業(yè)自身的資金狀況，更應考慮貨幣政策調整帶來的約束。本文的研究也證明了貨幣政策緊縮時企業(yè)的研發(fā)投入強度會相應減弱，意味著政策制定者在實施緊縮性貨幣政策時，要配合實施刺激企業(yè)研發(fā)投資的政策性工具（如財政補貼和稅收支出等），加大政府的科技投入，以緩解貨幣政策導致的企業(yè)融資困境與研發(fā)投資不足。

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方程中Control是由多個控制變量構成的向量，根據(jù)以往文獻（Benfratello，2008；解維敏和方紅星，2011；張杰等，2012），控制了一系列影響企業(yè)研發(fā)投入的相關因素，包括企業(yè)績效（CP）、財務杠桿（Lev）、托賓Q（TobinQ）、現(xiàn)金持有比率（CashK）、現(xiàn)金流比率（CFK）、現(xiàn)金股利支付率（Div）、企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年限（Age）以及公司治理結構的一些變量。此外，本文根據(jù)上市公司注冊地按照東部、中部和西部設置了區(qū)域虛擬變量（Region），以控制區(qū)域經濟發(fā)展對研發(fā)投入產生的影響，并對企業(yè)所在的行業(yè)（Industry）進行了控制。

為驗證假設1和假設2，筆者分別采用全樣本、國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本按照模型（1）進行回歸分析。為檢驗假設3，首先將總樣本按照企業(yè)是否面臨融資約束進行分組。至于融資約束分組，國外學者多采用分紅率、利息保障倍數(shù)、公司規(guī)模等指標進行分組（Fazzari et al.，1988；Kaplan and Zingales，1997；Cleary，1999；Almeida et al.，2004）?；谖覈F(xiàn)狀，本文借鑒王彥超（2009）的思路，根據(jù)資產規(guī)模對樣本按照從小到大的順序將樣本分為三組：融資約束低組、融資約束中組和融資約束高組；然后按照方程（1）分組回歸。

本文研究中各變量的具體定義見表1。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

筆者對主要變量進行了描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計結果見表2。根據(jù)表2，企業(yè)研發(fā)支出與主營業(yè)務收入的均值為3%，研發(fā)投資在我國總體還是偏低、企業(yè)研發(fā)投入的力度還有待提高，而且R&D的最小值與最大值相差較大，說明企業(yè)間研發(fā)投入存在不均衡的現(xiàn)象。貨幣政策MP的均值為55%，標準差為0.08，總體上看，銀行家對國家貨幣政策的信心程度較適中。

（二）多元回歸分析

基于前述分析，本文按照總樣本、國有企業(yè)、非國有企業(yè)分別進行回歸，其結果見表3。在總體回歸時，企業(yè)研發(fā)投入與貨幣政策的回歸系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)研發(fā)投入與國家貨幣政策存在正相關關系，且企業(yè)性質虛擬變量（PriDum）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負，可以初步得出企業(yè)性質不同時研發(fā)投入對貨幣政策的敏感度不同，進一步證據(jù)來自分樣本回歸。在分樣本中，國有企業(yè)的研發(fā)投入對貨幣政策在1%的水平上顯著為正，且系數(shù)大于全樣本時；非國有企業(yè)則不顯著。這驗證了假設1和假設2。

為檢驗假設3，筆者首先按照資產規(guī)模對樣本由小到大分組，并按照分組樣本進行單變量分析。表4列出了R&D投入在各組中的相關統(tǒng)計信息，可以明顯看到，隨著融資約束的增強，企業(yè)研發(fā)投入的均值逐漸減少，說明研發(fā)投入受到融資約束的抑制作用。

進一步，在分組樣本中進行回歸，回歸結果如表5所示。根據(jù)表5，在融資約束最高組時，企業(yè)研發(fā)投入對貨幣政策的影響顯著為正，這說明當企業(yè)面臨的融資約束較大時，對影響企業(yè)外部融資來源的貨幣政策工具更加敏感，與假設3相符。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了考察上述結果的可靠性，筆者還對結果進行了穩(wěn)健性檢驗。在貨幣政策變量的選擇上，參考饒品貴和姜國華（2013）的思路，將年度貨幣政策的松緊度作為貨幣政策的虛擬變量，結果不發(fā)生實質性改變。在檢驗融資約束對貨幣政策和研發(fā)投入之間關系的影響時，根據(jù)李濤和徐昕（2005）的研究，采用籌資困難程度作為融資約束分組的標準，即根據(jù)企業(yè)可抵押資產（存貨與固定資產之和）進行分組，檢驗結果一致。

五、研究結論

加大企業(yè)研發(fā)投入、提高科技創(chuàng)新能力是增強我國核心競爭力的重要途徑，然而由于研發(fā)活動的特殊屬性，企業(yè)研發(fā)投入水平較低的現(xiàn)象長期存在，要解決該問題的關鍵是企業(yè)有穩(wěn)定的資金以保障長期持久的研發(fā)投入。本文從貨幣政策的角度入手，實證檢驗了企業(yè)的研發(fā)投入與國家貨幣政策之間的關系，結果表明企業(yè)的研發(fā)投入與貨幣政策呈現(xiàn)正相關關系，當貨幣政策趨緊時，企業(yè)的研發(fā)投入相對減弱，尤其是在國有企業(yè)和存在較高融資約束的企業(yè)中，這種正相關關系更加顯著。

本文的研究貢獻可能體現(xiàn)在以下方面：（1）本文立足于貨幣政策來研究企業(yè)研發(fā)投資決策，拓展了宏觀政策對微觀企業(yè)研發(fā)投入影響的觀察視角，豐富了相應的研究文獻；（2）考察了不同融資約束性企業(yè)對貨幣政策的敏感程度，有利于更好地理解融資約束性企業(yè)在貨幣政策緊縮期的研發(fā)投資行為；（3）為貨幣政策對企業(yè)研發(fā)投入的影響提供了經驗證據(jù)。

本文的啟示是：研發(fā)投入需要持續(xù)穩(wěn)定的資金供給，且受國家宏觀貨幣政策波動影響較大，企業(yè)在制定研發(fā)投資決策時不僅要考慮企業(yè)自身的資金狀況，更應考慮貨幣政策調整帶來的約束。本文的研究也證明了貨幣政策緊縮時企業(yè)的研發(fā)投入強度會相應減弱，意味著政策制定者在實施緊縮性貨幣政策時，要配合實施刺激企業(yè)研發(fā)投資的政策性工具（如財政補貼和稅收支出等），加大政府的科技投入，以緩解貨幣政策導致的企業(yè)融資困境與研發(fā)投資不足。

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