貨幣政策、上市公司籌資與投資者收益交互影響研究

摘 要：貨幣政策多久能傳遞到資本市場(chǎng)并影響投資者財(cái)富是宏微觀交叉研究中的重要問(wèn)題之一。本文選取2020年1月至2021年4月我國(guó)滬深兩市A股上市公司為研究對(duì)象，通過(guò)采用PVAR模型實(shí)證檢驗(yàn)新冠感染疫情下貨幣政策、上市公司籌資行為與投資者收益的交互影響。研究發(fā)現(xiàn)：疫情沖擊下，我國(guó)貨幣政策對(duì)上市公司籌資凈現(xiàn)金流影響的時(shí)滯時(shí)長(zhǎng)為2個(gè)月；資本市場(chǎng)投資者收益在貨幣政策和籌資決策影響下存在一定的動(dòng)量效應(yīng)（1個(gè)月）與反轉(zhuǎn)效應(yīng)（2個(gè)月）。本研究豐富了已有重大公共安全衛(wèi)生事件下貨幣政策對(duì)上市公司財(cái)務(wù)行為時(shí)滯影響的相關(guān)文獻(xiàn)，對(duì)政府與企業(yè)如何應(yīng)對(duì)突發(fā)事件具有一定啟示意義。

關(guān)鍵詞：新冠感染疫情；面板向量自回歸；貨幣政策；時(shí)滯效應(yīng)；投資者收益

中圖分類號(hào)：F275.1 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-4225（2022）09-0069-10

引" 言

2020年初，突如其來(lái)的新冠感染疫情在我國(guó)暴發(fā)，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)受到疫情的嚴(yán)重沖擊。為緩解下行經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的負(fù)面影響，央行開始施行較為寬松的貨幣政策，使得市場(chǎng)中貨幣供給量大幅度增加。貨幣政策調(diào)整是政府宏觀調(diào)控的重要手段，其可以通過(guò)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制影響微觀經(jīng)濟(jì)體[1-3]。在此背景下，新冠感染疫情的負(fù)面沖擊與貨幣政策寬松利好的疊加將會(huì)如何影響上市公司財(cái)務(wù)政策及投資者利益值得深入研究。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)關(guān)于重大公共衛(wèi)生事件對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的相關(guān)研究明顯增加。巴曙松認(rèn)為，受疫情影響，小微企業(yè)受到的負(fù)面影響較大，面臨嚴(yán)峻的融資困境，現(xiàn)金流斷裂和融資能力差是小微企業(yè)面臨的最主要困難之一[4]；肖土盛等從現(xiàn)金持有角度，認(rèn)為企業(yè)現(xiàn)金持有的預(yù)防價(jià)值在企業(yè)現(xiàn)金流壓力較大和融資困境下更為凸顯[5]；李仲澤等就疫情危機(jī)下企業(yè)融資約束與公司價(jià)值的關(guān)系做出研究，發(fā)現(xiàn)受疫情影響越嚴(yán)重的地區(qū)，其融資約束程度與公司價(jià)值之間的負(fù)向關(guān)系越強(qiáng)[6]。

以上文獻(xiàn)較多從截面數(shù)據(jù)角度，分析了疫情對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的靜態(tài)影響，但基于疫情背景下的宏觀貨幣政策、上市公司籌資行為及市場(chǎng)投資者收益的動(dòng)態(tài)交互影響的研究還較為少見?？紤]到貨幣政策具有時(shí)滯效應(yīng)，已有文獻(xiàn)更多關(guān)注宏觀貨幣政策對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值GDP、物價(jià)水平CPI的有效性[7-11]，而在探究貨幣供應(yīng)量影響上市公司財(cái)務(wù)行為的時(shí)滯問(wèn)題上尚存在較大不足。值得注意的是，由于貨幣供應(yīng)傳遞到資本市場(chǎng)上市公司需要一定時(shí)間，而該具體時(shí)滯時(shí)長(zhǎng)是具有重要的實(shí)踐指導(dǎo)價(jià)值的問(wèn)題。同時(shí)，由于市場(chǎng)投資者對(duì)上市公司的投融資行為較為敏感，通常也由此存在動(dòng)量效應(yīng)與反轉(zhuǎn)效應(yīng)，因此，本文聚焦于研究疫情背景下的貨幣政策如何與企業(yè)籌資決策和市場(chǎng)投資者投資收益交互影響，具有重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：一是將公共衛(wèi)生事件因素納入考察宏觀政策與微觀企業(yè)經(jīng)濟(jì)行為的動(dòng)態(tài)模型中，豐富了疫情對(duì)公司財(cái)務(wù)決策及其資本市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)后果的研究；二是實(shí)證評(píng)估了疫情期間貨幣政策的調(diào)控效果，發(fā)現(xiàn)貨幣松緊政策影響企業(yè)財(cái)務(wù)決策存在相隔2個(gè)月的時(shí)滯效應(yīng)，彌補(bǔ)了已有文獻(xiàn)在探究貨幣供應(yīng)量影響上市公司籌資現(xiàn)金流上關(guān)注不足的缺憾。同時(shí)，本文也發(fā)現(xiàn)投資者對(duì)公司財(cái)務(wù)決策在1個(gè)月時(shí)長(zhǎng)內(nèi)存在動(dòng)量效應(yīng)而在2個(gè)月的時(shí)長(zhǎng)內(nèi)存在反轉(zhuǎn)效應(yīng)。上述發(fā)現(xiàn)在豐富資本市場(chǎng)理論文獻(xiàn)的同時(shí)，也為政府進(jìn)一步制定合理的疫情防控政策提供了有益的借鑒。

一、理論分析與研究假說(shuō)

1. 時(shí)滯效應(yīng)與逆周期調(diào)控。貨幣政策調(diào)整是國(guó)家實(shí)施宏觀審慎政策的重要抓手和手段，中央政府通常會(huì)通過(guò)對(duì)貨幣政策的逆周期調(diào)控來(lái)對(duì)沖宏觀經(jīng)濟(jì)的周期性波動(dòng)，從而影響企業(yè)的投資及其融資約束[12]，促使經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展[13]。然而，由于傳導(dǎo)需要時(shí)間，貨幣政策通常具有時(shí)滯性。在實(shí)踐中，時(shí)滯性是指從經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中產(chǎn)生影響貨幣政策目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的事件或趨勢(shì)起，到新的貨幣政策表現(xiàn)出明顯效果的時(shí)間距離[13]。貨幣時(shí)滯包含了內(nèi)部時(shí)滯與外部時(shí)滯。前者通常是指從經(jīng)濟(jì)形勢(shì)發(fā)生變化，需要中央銀行調(diào)整貨幣政策開始，到貨幣政策的調(diào)整對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生效力為止的時(shí)間過(guò)程；后者則是貨幣政策時(shí)滯的主要部分，是指從中央銀行采取行動(dòng)到貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)過(guò)程產(chǎn)生影響所耗費(fèi)的時(shí)間[14]。

已有的文獻(xiàn)表明，在宏觀層面，美國(guó)貨幣增長(zhǎng)率變化到名義收入變化需要6～9個(gè)月，而在我國(guó)，狹義貨幣M1對(duì)GDP的作用時(shí)滯為7個(gè)月，信貸規(guī)模對(duì)GDP的作用時(shí)滯為4個(gè)月，利率對(duì)GDP的作用時(shí)滯為8個(gè)月[8]。也有學(xué)者以1990—1997年月度數(shù)據(jù)的研究認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量對(duì)GDP的作用時(shí)滯為4個(gè)月，對(duì)物價(jià)的作用時(shí)滯為8個(gè)月[7]；以1998—2003年月度數(shù)據(jù)的研究認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量對(duì)GDP作用的時(shí)滯為5個(gè)月[9]。閆力等的研究也表明，GDP和CPI對(duì)貨幣供給波動(dòng)的脈沖響應(yīng)基本在4～7個(gè)月時(shí)達(dá)到最大，也即貨幣政策存在半年左右的時(shí)滯[10]。在微觀層面，王任考察貨幣政策中的利差縮小對(duì)企業(yè)成本行為的影響，通過(guò)理論研究和模擬分析表明，貨幣政策沖擊不僅會(huì)從需求面，也會(huì)通過(guò)成本傳導(dǎo)機(jī)制從供給面對(duì)企業(yè)的產(chǎn)出和進(jìn)入市場(chǎng)行為產(chǎn)生影響，其通過(guò)時(shí)滯為1個(gè)季度的數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)貨幣供給影響微觀企業(yè)實(shí)際工資、勞動(dòng)力水平和融資成本[15]?？梢?，宏觀貨幣政策影響微觀企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的時(shí)滯約為1個(gè)季度。近期的文獻(xiàn)也表明，當(dāng)?shù)刎泿诺闹Ц稌r(shí)滯會(huì)加劇通脹風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，降低貨幣政策效果并增加貨幣政策調(diào)控難度[11]，并且，貨幣供應(yīng)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)水平依然有效，其中狹義貨幣M1的穩(wěn)定增長(zhǎng)對(duì)GDP增速的提高具有顯著長(zhǎng)期影響，M0和央行的資金投放對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)有著直接影響，廣義貨幣M₂對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響并沒(méi)有能夠反映到通貨膨脹度量體系中[16-17]。

本文研究的重點(diǎn)之一是要考察貨幣政策影響上市公司籌資行為的時(shí)滯時(shí)長(zhǎng)問(wèn)題。我們認(rèn)為，在新冠感染疫情暴發(fā)的情境下，受疫情影響，公司業(yè)務(wù)萎縮，內(nèi)源現(xiàn)金流不足，融資約束會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)。與此同時(shí)，受到宏觀寬松貨幣政策的影響，外源融資環(huán)境變寬，上市公司籌資凈現(xiàn)金流會(huì)適度增加，但其應(yīng)該在一定時(shí)滯發(fā)生后才會(huì)與廣義貨幣增長(zhǎng)率M₂（為簡(jiǎn)化表述，本文廣義貨幣和廣義貨幣增長(zhǎng)率均以符號(hào)M₂表示）呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，而當(dāng)期及滯后一期則更可能與M₂呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（此時(shí)疫情帶來(lái)的融資約束可能占據(jù)主導(dǎo)地位）。上述理論預(yù)期基于以下兩個(gè)原因：首先，盡管受到現(xiàn)實(shí)各種因素的影響，貨幣供應(yīng)量從原則上仍是由市場(chǎng)自身需求所決定。但是，當(dāng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)較大或市場(chǎng)機(jī)制失靈時(shí)，中央政府更多地將采用逆周期調(diào)控來(lái)決定貨幣供應(yīng)量[3，13]。在經(jīng)濟(jì)趨冷時(shí)期，政府通常采取寬松的貨幣政策將經(jīng)濟(jì)拉回上升通道，在經(jīng)濟(jì)過(guò)熱時(shí)期，政府通常采取緊縮性貨幣政策以維持宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行[18-19]。面對(duì)疫情危機(jī)給我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的嚴(yán)重負(fù)面沖擊，政府傾向并在實(shí)際上也采取了寬松貨幣政策即增加其供應(yīng)量。寬松的貨幣政策能減輕企業(yè)負(fù)債融資難度，促使企業(yè)籌資活動(dòng)現(xiàn)金流量的增加[20]。然而，由于新冠感染疫情的突發(fā)性及不確定性，疫情期間的融資問(wèn)題具有特殊性，使得企業(yè)仍存在一定的融資困境[21]。因此，我們預(yù)期，上市公司籌資凈現(xiàn)金流的消減在當(dāng)期及滯后一期內(nèi)仍可能高于M₂的增加，從而導(dǎo)致疫情初期存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。其次，由于貨幣政策的傳導(dǎo)需要一定的時(shí)間，在內(nèi)部時(shí)滯與外部時(shí)滯的共同作用下，貨幣供應(yīng)量M₂的增加在初期不會(huì)對(duì)上市公司籌資立刻產(chǎn)生正向影響，而只有貨幣政策傳導(dǎo)一定的時(shí)長(zhǎng)后，該影響才可能呈現(xiàn)，從而使上市公司籌資增長(zhǎng)。

2. 融資約束與投資者收益。在不完美的資本市場(chǎng)里，融資約束主要是由于信息不對(duì)稱以及代理問(wèn)題而產(chǎn)生[22]。在相同的環(huán)境下，有貸款續(xù)新的企業(yè)其投資效率增量更明顯[23]。由于上市公司的籌資主要包括債權(quán)籌資（銀行借款為主）和股權(quán)籌資，其籌資的能力越強(qiáng)，則融資約束越弱。當(dāng)公司外部環(huán)境面對(duì)的是寬松的貨幣政策時(shí)，公司代理成本更可能得以下降，從而緩解了融資約束，進(jìn)而能夠更好地獲得貸款續(xù)新，提高投資效率。在此預(yù)期下，市場(chǎng)投資者會(huì)更看好公司未來(lái)發(fā)展，增加交易頻次，推動(dòng)股價(jià)上升，從而整體上提升投資者收益。在此情形下，宏觀層面的廣義貨幣增長(zhǎng)率M₂能夠通過(guò)緩解公司融資約束而為公司帶來(lái)更多投資資金，從而和市場(chǎng)投資者的投資收益率之間存在正相關(guān)關(guān)系。由此，我們預(yù)期，廣義貨幣增長(zhǎng)率M₂對(duì)投資收益率存在正向影響且其具有一定的滯后性。

3. 動(dòng)量效應(yīng)與反轉(zhuǎn)效應(yīng)。本文研究的另一個(gè)重點(diǎn)是要考察疫情下寬松貨幣政策帶來(lái)的投資者收益增加是否具有持續(xù)性的問(wèn)題。為此，我們將考察投資者收益是否存在動(dòng)量效應(yīng)和（或）反轉(zhuǎn)效應(yīng)問(wèn)題。動(dòng)量效應(yīng)是指在一段時(shí)間內(nèi)，市場(chǎng)投資者的投資收益率延續(xù)其原來(lái)的運(yùn)動(dòng)方向，從而對(duì)其自身產(chǎn)生正向影響[24]。在動(dòng)量效應(yīng)下，投資者通常出于追漲心理而進(jìn)行投資，因此投資收益率對(duì)其自身有正向影響。反轉(zhuǎn)效應(yīng)則是指在給定的一段時(shí)間內(nèi)，表現(xiàn)優(yōu)秀股票傾向于在其后面的時(shí)間內(nèi)出現(xiàn)糟糕的表現(xiàn)[25]，即投資收益率因?yàn)閼T性上漲而偏離其基本面，從而在后期當(dāng)投資收益率向其基本面的價(jià)值回歸時(shí)，投資收益率下降。在此情形下，投資收益率對(duì)其自身會(huì)存在滯后負(fù)向影響。我們預(yù)期，由于貨幣寬松政策帶來(lái)企業(yè)籌資增長(zhǎng)，可能短期提振了市場(chǎng)投資者信心而增加其收益，具有一定動(dòng)量效應(yīng)，然而，該短期刺激容易因其持續(xù)性難以為繼，從而可能帶來(lái)后續(xù)的收益反轉(zhuǎn)。

二、研究設(shè)計(jì)

1. 模型設(shè)定及研究方法。本研究使用面板向量自回歸（PVAR）模型來(lái)實(shí)證檢驗(yàn)廣義貨幣增長(zhǎng)率M₂、上市公司籌資凈現(xiàn)金流和市場(chǎng)投資者投資收益率三者之間的動(dòng)態(tài)交互作用。PVAR模型由Holtz-Eakin等最先提出，它能夠?qū)⒚姘鍞?shù)據(jù)（Panel）與傳統(tǒng)時(shí)間序列向量自回歸方法（VAR）相結(jié)合，從而達(dá)到解決變量系統(tǒng)內(nèi)生性問(wèn)題[26]、提高估計(jì)效率的效果[27-28]。PVAR模型基于廣義矩估計(jì)（GMM）方法構(gòu)建模型并測(cè)算結(jié)果，可以放松對(duì)樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分布特征的要求，具有較強(qiáng)的模型穩(wěn)健性。值得注意的是，由于PVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)在采用Choleski分解過(guò)程中會(huì)對(duì)變量沖擊進(jìn)行正交化分解，從而需要對(duì)變量間的相對(duì)內(nèi)生性做出假設(shè)?？紤]到M₂主要受經(jīng)濟(jì)狀況影響，其總量取決于銀行系統(tǒng)的存貸款規(guī)模，故其相對(duì)外生性最強(qiáng)?；I資凈現(xiàn)金流則需要依據(jù)公司經(jīng)營(yíng)狀況而定，更容易受到外部貨幣松緊政策因素影響。資本市場(chǎng)投資者作為信息的接收方，通常其投資收益率會(huì)受到公司經(jīng)營(yíng)狀況和籌資約束的共同作用，因而在因果鏈的位置中相對(duì)靠后。所以，我們確定的PVAR模型中變量的排序依次為廣義貨幣增長(zhǎng)率M₂、上市公司籌資凈現(xiàn)金流、投資收益率。本文設(shè)置的二階PVAR模型如下：

Z_it＝Γ₀＋Γ₁Z_it－1＋Γ₂Z_it－2＋f_i+ξ_it

式中，Γ₀為PVAR模型的常數(shù)項(xiàng)向量；Γ₁為PVAR模型中變量的滯后一期系數(shù)向量；Γ₂為PVAR模型中變量的滯后二期系數(shù)向量；f_i為公司的個(gè)體效應(yīng)；ξ_it為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)向量；Z_it為廣義貨幣增長(zhǎng)率（M₂）、籌資凈現(xiàn)金流（RFNCF）和投資收益率（RETURN）三個(gè)變量的向量。

2. 變量定義及數(shù)據(jù)來(lái)源。本研究涉及的主要變量如表1所示。其中：M₂是廣義貨幣增長(zhǎng)率，表示貨幣政策松緊程度，使用月度貨幣與準(zhǔn)貨幣發(fā)行的增長(zhǎng)率度量[13]；RFNCF表示籌資凈現(xiàn)金流，使用上市公司季度籌資活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~除以3（月度化）并以公司最近一期總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化；RETURN表示投資收益率，使用考慮現(xiàn)金紅利再投資的月個(gè)股投資收益率度量。

3. 樣本選擇。本文以我國(guó)滬深兩市A股的非金融類上市公司為研究對(duì)象，樣本數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為保持樣本數(shù)據(jù)的連續(xù)性和有效性，本文選擇的研究時(shí)間段為新冠感染疫情前期的2020年1月—2021年4月，最終得到研究公司樣本2165個(gè)。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

1. 廣義貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)分析。圖1報(bào)告了2018年起至2021年4月期間廣義貨幣M₂的月度供給量和增長(zhǎng)率走勢(shì)。由圖1可看出，廣義貨幣M₂同比增幅在2018年和2019年都在8.5%左右上下波動(dòng)。受疫情沖擊，我國(guó)于2020年開啟了貨幣政策寬松周期。2020年1月，廣義貨幣供應(yīng)量M₂余額首次突破了200萬(wàn)億，同比增速8.4%。同年3月，M₂余額208.09萬(wàn)億，廣義貨幣M₂同比增速重返雙位數(shù)，達(dá)到10.1%，增速分別比上月末和上年同期高1.3個(gè)和1.5個(gè)百分點(diǎn)。而2020年4—6月，M₂同比增速達(dá)到11.1%，成為本輪貨幣寬松的高點(diǎn)，之后其則呈逐漸回落態(tài)勢(shì)，2021年4月M₂同比增速回落至8.1%。由此可見，貨幣供給政策與疫情初期的疫情防控發(fā)展具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性。

表2是對(duì)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，在2020年3月—2021年3月份期間，M₂總體呈大幅度增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，而在2021年4月M₂迅速回落到疫情前水平。同時(shí)，2020年4—8月，投資者的投資收益率有所提高，其中7月份投資收益率為13.3%，為這一期間的高點(diǎn)。而在10月到次年的4月投資收益率隨著M₂的增減而相應(yīng)變動(dòng)。2020年4—5月，籌資凈現(xiàn)金流明顯下降，而從當(dāng)年6月起籌資凈現(xiàn)金流則開始小幅度增加，并于次年4月增加至高點(diǎn)。

2. 以面板向量自回歸（PVAR）模型來(lái)考察廣義貨幣增長(zhǎng)率M₂、籌資凈現(xiàn)金流和投資收益率之間的交互影響關(guān)系。表3報(bào)告了基于全樣本非金融類上市公司根據(jù)PVAR模型的System GMM估計(jì)結(jié)果。

由表3可以看出，在因變量為M₂的模型中，M₂受到自身t-1期（滯后一期，下同）的顯著正向影響和t-2期的顯著負(fù)向影響，系數(shù)在1%的水平上顯著。M₂也受到投資收益率t-1期的顯著負(fù)向影響和t-2期（滯后二期）的顯著正向的影響，系數(shù)均在1%的水平上顯著。這表明，宏觀貨幣政策的松緊程度既延續(xù)其自身滯后一期的影響，又受到滯后二期的負(fù)向影響，具有自身逆周期調(diào)節(jié)的特征；此外，市場(chǎng)投資者收益也影響了宏觀貨幣政策松緊程度，即投資者滯后一期的虧損會(huì)增加宏觀貨幣政策寬松的行為，表明宏觀貨幣政策調(diào)整吸收了資本市場(chǎng)微觀投資者的利益得失因素。

在因變量為籌資凈現(xiàn)金流模型中，籌資凈現(xiàn)金流受到自身t-1期的顯著正向影響。籌資凈現(xiàn)金流也受到t-1期的M₂顯著負(fù)向影響，受到t-2期的M₂顯著正向影響，且系數(shù)均在1%的水平上顯著。后者的證據(jù)表明，M₂在t-1期并未能正向影響企業(yè)籌資，在t-2期則符合政策預(yù)期方向，即寬松的貨幣政策流入企業(yè)并發(fā)揮正向作用。該作用時(shí)滯為2個(gè)月度時(shí)長(zhǎng)，其有利于緩解企業(yè)融資約束，提高籌資水平。

已有的研究發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量影響宏觀層面GDP、CPI的時(shí)滯為4～8個(gè)月，即時(shí)滯為半年左右[7-10]，且其作用具有長(zhǎng)期性[16-17]。王任的研究則發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量影響微觀公司行為的時(shí)滯則大致為1個(gè)季度（理論研究和數(shù)值模擬）[15]?？紤]到上市公司接觸銀行系統(tǒng)等金融機(jī)構(gòu)的速度相較于一般企業(yè)更快，且貨幣供應(yīng)量對(duì)上市公司籌資活動(dòng)相對(duì)于運(yùn)營(yíng)、投資活動(dòng)的流入速度更快，因此，本文發(fā)現(xiàn)的貨幣政策影響上市公司籌資凈現(xiàn)金流時(shí)滯為2個(gè)月具有較強(qiáng)的合理性。

在因變量為投資收益率模型中，投資收益率主要受到t-1期的M₂顯著正向影響，系數(shù)在1%的水平上顯著；且其受到籌資凈現(xiàn)金流的t-1期的顯著正向影響，而系數(shù)僅在10%的水平上顯著，t-2期籌資凈現(xiàn)金流對(duì)投資收益率影響則不顯著，顯示其影響持續(xù)性較差。這表明短期內(nèi)M₂和企業(yè)籌資凈現(xiàn)金流量對(duì)投資收益率具有正面效應(yīng)，符合融資約束的緩解有助于提高投資者收益的理論預(yù)期。然而，放寬時(shí)長(zhǎng)考察，投資收益率則不受到M₂和企業(yè)籌資凈現(xiàn)金流量的顯著影響。此外，投資收益率受到自身t-1期的顯著正向影響和t-2期的顯著負(fù)向影響，系數(shù)均在1%的水平上顯著。這表明，投資者收益在1個(gè)月的時(shí)長(zhǎng)上存在動(dòng)量效應(yīng)，而在2個(gè)月的時(shí)長(zhǎng)上則出現(xiàn)反轉(zhuǎn)效應(yīng)，與本文的理論預(yù)期一致。

3. 脈沖影響分析。圖2報(bào)告了貨幣政策、籌資水平與投資者收益之間相應(yīng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)，以及該脈沖響應(yīng)在進(jìn)行蒙特卡羅1000次模擬得到的（5%水平誤差范圍內(nèi)）反映保持其他變量沖擊不變條件下，一個(gè)變量在另一個(gè)變量的正交化沖擊下的響應(yīng)變化情況。圖2中橫軸表示沖擊作用的響應(yīng)期數(shù)，縱軸代表不考慮其他變量對(duì)自身變量沖擊反應(yīng)下，單個(gè)變量對(duì)自身變量沖擊的響應(yīng)程度。

在廣義貨幣增長(zhǎng)率M₂的脈沖響應(yīng)圖中（第一行），當(dāng)期的M₂對(duì)來(lái)自自身的沖擊為正向反應(yīng)，且隨著滯后期數(shù)的增加，正向反應(yīng)量級(jí)有所增加，響應(yīng)持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)且并未收斂。M₂對(duì)當(dāng)期籌資凈現(xiàn)金流的沖擊沒(méi)有反應(yīng)，而隨著滯后期數(shù)的增加，則呈負(fù)向反應(yīng)且其反應(yīng)量級(jí)隨之增加且并未消失。M₂對(duì)當(dāng)期投資收益率的沖擊同樣沒(méi)有反應(yīng)，但隨著滯后期數(shù)的增加，其呈負(fù)向反應(yīng)，而區(qū)間量級(jí)變化不大。從上述反應(yīng)可以看到，M₂受自身及外界沖擊的反應(yīng)且長(zhǎng)期處于動(dòng)態(tài)變動(dòng)中而未見收斂，表明宏觀層面的廣義貨幣增長(zhǎng)調(diào)整一直在因應(yīng)企業(yè)財(cái)務(wù)政策和投資者市場(chǎng)行為的變化，就此而言，宏觀貨幣操作的逆周期效應(yīng)得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

在籌資凈現(xiàn)金流的脈沖響應(yīng)圖中（第二行），籌資凈現(xiàn)金流對(duì)當(dāng)期M₂的沖擊顯現(xiàn)出正向反應(yīng)，且隨著滯后期數(shù)的增加，正向反應(yīng)的量級(jí)有所下降，在滯后三期后的反應(yīng)量級(jí)保持穩(wěn)定?；I資凈現(xiàn)金流對(duì)來(lái)自自身當(dāng)期的沖擊呈現(xiàn)出正向反應(yīng)，但隨著滯后期數(shù)的增加，正向反應(yīng)逐步減弱，至滯后三期時(shí)反應(yīng)趨近于0并轉(zhuǎn)為量級(jí)不大的負(fù)向反應(yīng)而保持穩(wěn)定?；I資凈現(xiàn)金流對(duì)當(dāng)期投資收益率的沖擊沒(méi)有反應(yīng)，而隨著滯后期數(shù)的增加，其則呈現(xiàn)出一定程度的負(fù)向反應(yīng)，且該效應(yīng)在滯后三期時(shí)相對(duì)較大，之后略有收窄。從上述反應(yīng)可以看到，籌資凈現(xiàn)金流主要受到宏觀貨幣政策及上市公司籌資活動(dòng)自身的正向影響，但該影響在滯后三期后逐步消失或保持較低水平的穩(wěn)定關(guān)系，這與基于商業(yè)實(shí)踐的認(rèn)知直覺(jué)保持一致。

在投資收益率的脈沖響應(yīng)圖中（第三行），投資收益率對(duì)當(dāng)期M₂的沖擊沒(méi)有反應(yīng)，而隨著滯后期數(shù)的增加，其則呈現(xiàn)出快速增長(zhǎng)的正向反應(yīng)，且該效應(yīng)在滯后三期后有所下降而保持穩(wěn)定（并未消失）。投資收益率對(duì)當(dāng)期籌資凈現(xiàn)金流的沖擊開始表現(xiàn)為負(fù)向反應(yīng)（盡管量級(jí)不大），隨之在滯后二期和滯后三期反轉(zhuǎn)為一定程度的正向反應(yīng)，但在滯后四期往后又轉(zhuǎn)為負(fù)向反應(yīng)，整體而言受籌資現(xiàn)金流沖擊影響的量級(jí)不大。當(dāng)期的投資收益率對(duì)來(lái)自自身的沖擊呈現(xiàn)出正向反應(yīng)，對(duì)其自身滯后二期的沖擊則快速反轉(zhuǎn)為負(fù)向反應(yīng)，且該負(fù)向效應(yīng)在滯后五期時(shí)逐步消失，整體而言上述反應(yīng)呈現(xiàn)出慣性動(dòng)量效應(yīng)和反轉(zhuǎn)效應(yīng)，與理論預(yù)期一致。

4. 方差分解分析。表4報(bào)告了PVAR模型主要變量的方差分解結(jié)果，展示了M₂、籌資凈現(xiàn)金流與投資收益率這三者間的相互影響程度。從表4各行的信息可以看出，廣義貨幣增長(zhǎng)率M₂、籌資凈現(xiàn)金流與投資收益率這三個(gè)變量的波動(dòng)性主要受其自身的波動(dòng)性影響。在表4中，我們可以看到：M₂的波動(dòng)的95.86%來(lái)自于自身波動(dòng)，受籌資凈現(xiàn)金流波動(dòng)影響（0.2%）、投資收益率波動(dòng)影響（3.9%）的程度均較小?；I資凈現(xiàn)金流波動(dòng)的75.70%來(lái)自于其自身波動(dòng)，而受M₂的波動(dòng)影響占據(jù)22.7%的解釋力度，受投資收益率波動(dòng)影響則僅占據(jù)1.6%的解釋力度。投資收益率波動(dòng)的61.70%來(lái)自于其自身波動(dòng)，而受M₂的波動(dòng)影響占據(jù)34.2%的解釋力度，受籌資凈現(xiàn)金流波動(dòng)影響則僅占據(jù)4.1%的解釋力度。

上述結(jié)果既顯示各主要變量的波動(dòng)主要受到其自身影響，又顯示了M₂在影響籌資凈現(xiàn)金流波動(dòng)、投資收益率波動(dòng)時(shí)擁有約1/4和1/3解釋力度情形，體現(xiàn)出宏觀貨幣政策對(duì)公司財(cái)務(wù)政策及投資者財(cái)富收益的重要影響。

5. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文分別逐步以廣義貨幣供應(yīng)量M1增長(zhǎng)率替代M₂增長(zhǎng)率反映貨幣供應(yīng)松緊程度（M₂由M₁加上準(zhǔn)貨幣構(gòu)成，M₁是由流通于銀行體系以外的現(xiàn)鈔和商業(yè)活期存款構(gòu)成，準(zhǔn)貨幣由銀行的定期存款、儲(chǔ)蓄存款、外幣存款以及各種短期信用工具如銀行承兌匯票、短期國(guó)庫(kù)券等。貨幣當(dāng)局可以操作貨幣政策工具主要包括貨幣發(fā)行量、法定存款準(zhǔn)備金率、再貸款利率和再貼現(xiàn)率、公開市場(chǎng)業(yè)務(wù)等），以營(yíng)業(yè)收入替代總資產(chǎn)作為籌資凈現(xiàn)金流的標(biāo)準(zhǔn)化基準(zhǔn)，以不考慮現(xiàn)金紅利再投資的月收益率替代已有的收益率，對(duì)上述PVAR模型重新進(jìn)行運(yùn)算，研究結(jié)果沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，支持了已有結(jié)論的穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與政策建議

我國(guó)政府為促進(jìn)資本市場(chǎng)健康有序發(fā)展，會(huì)在遵循市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)律的基礎(chǔ)上采用一定的宏觀政策對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)控。在疫情期間，政府通過(guò)實(shí)施積極的貨幣政策對(duì)資本市場(chǎng)進(jìn)行了有形的調(diào)控，力求達(dá)到穩(wěn)定市場(chǎng)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康平穩(wěn)發(fā)展的目的。從資本市場(chǎng)情況看，疫情初期的股市市值運(yùn)行區(qū)間保持相對(duì)穩(wěn)定，支持了貨幣政策維穩(wěn)著資本市場(chǎng)的基本初衷。在上述情境下，本文運(yùn)用PVAR模型，通過(guò)分析廣義貨幣增長(zhǎng)率M₂、籌資凈現(xiàn)金流與投資收益率三者之間的交互作用，探討貨幣政策的傳遞時(shí)長(zhǎng)及資本市場(chǎng)動(dòng)量效應(yīng)、反轉(zhuǎn)效應(yīng)等問(wèn)題，研究發(fā)現(xiàn)：我國(guó)貨幣松緊政策對(duì)上市公司籌資凈現(xiàn)金流影響的時(shí)滯為2個(gè)月；資本市場(chǎng)投資者收益在貨幣政策和籌資決策影響下存在一定的動(dòng)量效應(yīng)（1個(gè)月）與反轉(zhuǎn)效應(yīng)（2個(gè)月）；除受到自身波動(dòng)影響外，廣義貨幣增長(zhǎng)率對(duì)籌資凈現(xiàn)金流、投資收益率波動(dòng)影響的解釋力度分別約達(dá)到1/4和1/3，顯示出宏觀政策對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有重要影響。

根據(jù)研究結(jié)果，我們提出如下政策建議：一是政府應(yīng)繼續(xù)發(fā)揮貨幣政策逆周期調(diào)節(jié)作用，維持資本市場(chǎng)股價(jià)在合理區(qū)間內(nèi)運(yùn)行。資本市場(chǎng)是吸收宏觀貨幣供給的重要平臺(tái)，政府要繼續(xù)發(fā)揮金融服務(wù)和中介的基礎(chǔ)功能，促使資金在合理時(shí)長(zhǎng)內(nèi)切實(shí)流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，支撐宏觀調(diào)控效果。二是要繼續(xù)完善金融市場(chǎng)機(jī)制建設(shè)。針對(duì)內(nèi)部時(shí)滯性，一行兩會(huì)（中國(guó)人民銀行、中國(guó)銀保監(jiān)會(huì)、中國(guó)證監(jiān)會(huì)）應(yīng)加強(qiáng)政策協(xié)調(diào)，提高對(duì)疫情下經(jīng)濟(jì)形勢(shì)發(fā)展的預(yù)判能力，提升內(nèi)部對(duì)策制定的效率，縮短決策到實(shí)施時(shí)間。三是要更好運(yùn)用前饋控制。針對(duì)外部時(shí)滯性，宏觀決策者需要進(jìn)一步提高對(duì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的敏感度及其反應(yīng)能力，完善貨幣政策工具箱，重點(diǎn)疏通貨幣政策傳導(dǎo)通道，更好促使貨幣政策作用于資本市場(chǎng)穩(wěn)健發(fā)展，保護(hù)投資者利益。

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