货币政策影响企业的成本结构吗？

韦 琳 姚泳西

1 引 言

为避免市场失灵，维护国民经济的平稳运行，适度的宏观调控措施是必不可少的。在当前新冠疫情和中美贸易摩擦双重不确定性的背景下，宏观政策的“逆周期”调节显得更为重要。货币政策是重要的宏观调控手段，然而在我国，货币政策的传导始终存在“阻滞”，使得其对宏观经济的调控效果“大打折扣”。企业的经营（管理）行为对货币政策的反应是探索货币政策传导机制的重要微观“窗口”，为此学术界进行了大量有益的探索，但鲜有文献关注货币政策对企业成本管理行为的影响。理论上，货币政策的宽松程度与企业信贷空间高度相关，而经营资金的充裕水平又会直接影响企业的经营安排。企业的成本结构是管理层“事前”成本管理决策的重要体现，货币政策通过对微观企业成本结构的冲击，最终将在宏观层面深刻影响行业的产能配置状况，决定了资源配置效率。从这个意义上讲，探究货币政策与企业成本管理的关系是理解货币政策传导机制的一个重要途径，将为评估货币政策的实施效果提供有益的视角。在经济不确定性不断增强的背景下，上述问题的探索对于提升货币政策传导效率、发挥市场在资源配置中的决定性作用、有效化解产能过剩、科学实施“供给侧结构性改革”（国家行政学院经济学教研部，2016［1］；李健旋，2019［2］）大有助益。

Holzhacker等（2015a）［3］指出，企业的成本管理决策将直接影响企业的利润实现和风险抵抗能力。企业的固定成本所占比例越小，成本弹性越大，成本调整空间越广，企业的风险和获利能力越小。企业的固定成本所占比例越大，成本弹性越小，成本调整空间越窄，企业的风险和获利能力越大。在完全竞争市场环境下，单一企业不能决定市场的供求和均衡价格，只能根据预估的市场需求调节成本以追求利润最大化，这就意味着企业的产能水平以及生产所需的固定成本投入在生产周期之初就已经决定，加之承诺资源在生产进程中是无法改变的，因此不当的成本管理决策可能会给企业带来不可逆转的产能过剩、资源浪费等问题，挤压企业的利润空间，提高企业的经营风险。

货币政策的目标在于维持物价稳定、实现充分就业、降低经济波动，但这主要是宏观层面的总效果。就微观企业而言，货币政策的宽松程度直接决定了企业的信贷空间，从而会对企业的经营安排产生冲击。例如，在货币政策宽松时期，企业更容易以较低的利率获得更多的贷款，流动性水平往往更为充裕。同时，社会总需求也会受到一般均衡层面的政策刺激，企业会呈现出更加良好的经营前景。此时，企业容易出现产能的“过度”扩张，配置更多的生产线（固定资产），导致成本弹性降低，经营风险提升。而在货币政策紧缩时期，企业的流动性水平明显下降，无力进行快速的产能扩张。此时，企业固定成本投入意愿明显降低，成本弹性有所提升，这虽然在一定程度上降低了经营风险，但也使企业的生产安排对潜在需求扩张反应不足。毫无疑问，货币政策是影响企业成本结构的重要外部因素。

事实上，目前学术界围绕着企业结构的外部影响因素展开了大量的研究，重点聚焦于需求不确定性（Banker等，2014［4］；韦琳等，2021［5］）、经营风险（Holzhacker等，2015a［3］）、政策冲击（Holzhacker等，2015b［6］）以及供应链客户集中度（江伟等，2018［7］；赵自强等，2019［8］）等因素，而对于能够广泛影响企业融资行为、流动性管理、成本管理、投资行为的宏观变量——货币政策，却有所忽视。探索货币政策对企业成本弹性的影响将有利于揭示管理者进行生产决策和成本管理背后的经济学动因，从企业层面反馈货币政策的宏观调控效果，并且帮助企业在宏观调控政策下进行科学合理的成本管理取得利益最大化，对企业的生存发展具有重要的现实意义。

据此，本文基于2010—2018年我国A股上市企业的季度成本数据，实证分析了货币政策变化对企业成本弹性的影响。研究发现，在货币政策趋于宽松初期我国企业成本弹性普遍升高，而在货币政策趋于宽松中后期，资源禀赋不同的企业成本弹性对货币政策的反应不一（王剑和刘玄，2005［9］）。本文进一步区分出资本密集度大的企业样本，发现这一类企业在货币政策趋于宽松中后期呈现出成本弹性降低的政策效果，而这一政策效果对国有企业比对非国有企业更为显著。进一步地，趋松的货币政策使融资依赖度高的企业成本弹性下降更为显著，这一检验结果证实了货币政策信贷传导机制对企业成本管理行为的影响。本文的研究结论提供了宏观货币政策影响微观企业成本管理决策的经验证据，丰富了宏观货币政策与管理会计领域的交叉研究，这是本文的第一个边际贡献。此外，本文探索了在同样的货币政策环境下，不同资源禀赋、所有制形式企业成本管理行为的异质性，为货币政策的定向实施提供了重要的经验依据，这是本文的第二个边际贡献。

2 文献综述

2.1 成本结构及其影响因素

成本结构是指企业生产成本中变动成本与固定成本之间所形成的比例关系（Holzhacker等，2015a［3］），反映了企业管理层的成本决策。根据变动成本所占比例大小，学术界普遍使用“成本弹性”来度量企业的成本结构。不同于在已有文献中更加广泛使用的“成本黏性”，“成本弹性”更侧重于反映管理者在“事前”做出的生产安排。相反，“成本黏性”则侧重于反映管理者在“事后”（尤指收入下降之后）做出的调整（Banker等，2014［4］）。因此，成本结构作为企业管理层在综合内外部因素后“事前”做出的生产安排，在生产进程中不会轻易改变。

近年来，有关成本结构的研究日益受到学者们的关注和重视。例如，Eldenburg和Kallapur（1997）［10］较早地对美国州立医院的成本结构状况进行研究，并发现这些医院为了应对美国医疗系统对医院定价规则改革会选择更具有弹性的成本结构。Banker等（2014）［4］发现，当美国制造业企业面临更大的需求不确定性时，成本弹性会有所降低。Holzhacker等（2015b）［6］的研究表明，德国医院为了应对医疗系统对医院定价规则改革所导致的经营风险，会增大医院的成本弹性。Holzhacker等（2015a）［3］进一步研究发现，较高的需求不确定性和财务风险会使美国加州医院通过融资租赁、外包、雇佣临时工等措施改变资源的配置方式以使其成本弹性更大。Chang等（2015）［11］进一步考察了客户集中度对美国上市公司成本结构的影响，研究发现当客户集中度较高时，企业的成本弹性更小，主要原因在于企业会为了客户投入更多的专有性资源。Aboody等（2018）［12］研究发现，当美国公司高管的股票期权激励下降时，高管会减少激进行为，从而引导公司选择弹性更大的成本结构。江伟等（2018）［7］从营商环境角度对我国的客户集中度和企业成本结构关系进行分析，发现客户集中度越高，企业的成本弹性越小，且这一现象显著存在于营商环境较差的地区。赵自强等（2019）［8］则进一步发现，我国企业成本弹性受供应链上下游、客户集中度和议价能力等多方面因素的影响。

2.2 货币政策的传导机制

货币政策是指中央银行通过调节货币供应量等中介变量对微观主体的行为进行调控，以实现资源优化配置的最终目标（饶品贵和姜国华，2013a［13］），其传导途径可分为货币传导（monetary channel）和信贷传导（credit channel）两种途径（Bernanke和Blinder，1992［14］）。货币传导途径主要依靠利率调节发挥作用，而信贷传导机制主要通过银行贷款创造影响实体经济（Nilsen，2002［15］）。

对于货币政策的传导机制，既有文献主要从宏观和微观两个层面展开。在宏观层面，李斌（2001）［16］的经验证据证明了货币政策在我国经济中存在货币传导途径。周英章和蒋振声（2002）［17］实证分析了1993—2001年的货币政策传导机制，认为同时存在货币和信贷传导途径，但是信贷传导途径占据主导。索彦峰和范从来（2007）［18］基于我国银行部门1994—2006年的资产负债表数据进行了实证研究，其经验针具同样支持信贷传导机制的存在性。上述现象存在的重要原因在于，我国长期存在利率管制（靳庆鲁等，2012［19］）。这一状况在近年来有所改变，中国人民银行已于2019年8月宣布改革完善了贷款市场报价利率机制，标志着我国货币政策调控从“数量型”向“价格型”的转变。

与本文研究最为相关的是微观层面的研究。叶康涛和祝继高（2009）［20］基于2004—2007年中国上市公司的季度数据，实证考察了货币政策和企业信贷资源的关系，研究发现在货币宽松阶段，高成长行业更有可能得到信贷融资。祝继高和陆正飞（2009）［21］探讨了货币政策与企业现金持有的关系，研究发现当货币政策趋于宽松时，企业会降低现金持有水平。饶品贵和姜国华从信贷传导渠道切入，先后探讨了货币政策对企业商业信用（饶品贵和姜国华，2013b［22］）、会计稳健性（饶品贵和姜国华，2011［23］）和经营业绩（饶品贵和姜国华，2013a［12］）的影响，进一步证实了货币政策信贷传导机制的存在性。喻坤等（2014）［24］研究发现，货币政策对企业投资效率的影响因其外部融资依赖度不同而有所差别。刘海明和李明明（2020）［25］则从贷款期限结构异质性的角度分析了货币政策对微观企业的经济效应。

2.3 银行信贷影响企业经营的异质性

与西方发达经济体不同，中国的货币政策脱胎于计划经济，很难完全照搬西方经验。在相当长的时间内，直接的信贷控制是货币政策执行的关键。当前，利率市场化建设步伐加快。货币政策逐渐向价格型调控转型，但数量型调控依然将发挥重要的作用。鉴于中国货币政策的特殊性，大量文献聚焦于信贷传导渠道的讨论，银行信贷对企业经营行为的异质性影响成为一个重要的研究方向。已有文献指出，货币政策对企业的影响强度因企业的资源禀赋、所有制形式不同而有所差别。例如，Hayo（1999）［26］研究发现，货币供应量的增加对各行业经济的影响速度有所差别，其中上游行业最先受其影响，在货币供应量增加的时候中上游行业最先扩张投资。王剑和刘玄（2005）［8］也得出了与其相似的结果，即石油、化工、机械、冶金等资本密集型的工业部门对货币政策反应较快，主要原因是这些行业的资金需求量大，对货币政策反应敏感。方军雄（2007）［27］的研究同样表明，在我国货币政策宽松期，拥有大量资金的商业银行放款压力大，加剧了对优质客户的争夺，资源禀赋特征较好的企业更容易获得银行贷款。喻坤等（2014）［24］研究发现，在紧缩货币政策下，融资依赖度增加加剧了国有企业与非国有企业的投资效率差距。Brandt和Li（2002）［28］通过调查进一步指出，在中国乡镇一级的企业中，相比较私营企业，国有企业能获得更多的银行信贷。这是因为，国有企业容易获得政府担保，带来预算软约束，从而使企业面临较低的财务风险。在面对财务困境时，国有企业更有可能获得政府援助。Allen等（2005）［29］对中国民营企业进行的调查发现，民营企业在发展过程中较难获得银行提供的信贷。

综合以上文献综述发现，目前学术界关于企业成本结构的研究相对较少，而成本结构又是直接影响企业经营业绩和应对风险能力的关键因素（Holzhacker等，2015a［3］），因此关于成本结构的研究亟待进一步丰富。同样，在货币政策传导机制的研究方面，大量文献关注到微观企业经营层面的反应，但缺少从成本管理角度展开的分析。鉴于现有文献的缺失，本文的研究将上述两个领域有机结合，全面探讨了货币政策对企业成本管理的影响，同时丰富了企业成本管理和货币政策传导机制的研究范畴。

3 理论分析与研究假设

3.1 货币政策对企业成本弹性的短期影响

成本结构是管理层基于外部环境和自身条件对企业“事先”做出的关于产能水平、成本构成的成本管理结果（Holzhacker等，2015b［6］）。作为外部环境中的重要宏观经济政策之一，货币政策对微观企业的经营行为势必会产生显著的影响（Nilsen，2002［15］）。当货币政策趋于宽松时，市场利率下降，企业的外部融资成本降低，企业倾向于降低现金持有水平，以减少持有现金的成本（祝继高和陆正飞，2009［21］）；同时，货币供应量增加刺激市场的需求，企业管理者为了满足更高的市场需求倾向于扩大生产，上述行为都对企业的成本结构产生实质性的冲击（卢锐和陈胜蓝，2015［30］）。Romer等（1990）［31］使用美国1945—1992年的数据研究发现，信贷调控政策影响传导至企业实际产出大概需要9个月时间。因此，滞后1～3个季度周期，货币政策或将对企业成本管理产生持续冲击。基于此，本文从短期（1个季度内）和中长期（2～3个季度）分别展开分析①此处的“短期”和“中长期”与宏观经济分析中的概念有所区别，主要用以区分9个月内货币政策传导机制的时间差异性。。

短期内（1个季度内），由于银行贷款是合同承诺，其对企业的影响传导相对较慢（Bernanke和Blinder，1992［14］），因此信贷传导机制还不能较快地占据主导。根据货币主义学派的思想，货币供应量的上升会刺激总需求，对价格形成上行的压力（王任，2014［32］）。例如，Friedman和Schwartz（1963）［33］指出，货币供应量的增加会导致物价的上升，物价上升会较快地反映到企业的生产成本当中，随销售量变动的生产资料和劳动力价格的上升会直接体现为增加变动成本所占的比例。此外，货币供应量的增加通过影响民间融资或商业信用利率下降，刺激市场需求上升使得企业管理者都将倾向于扩大生产，提高产能。然而，购置固定资产、聘用技术人员都需要时间和资金，加之管理者对变化初期的市场可能存在的观望态度和信心不足，在企业成本配置上会更多地选择临时措施，例如把增加的业务量外包，或是融资租赁生产设备提高产量、雇佣临时工等方法。这些成本管理行为使得企业的生产成本中变动成本比例上升，相对的固定成本比例下降，呈现出成本弹性上升的趋势。基于此，本文提出如下研究假设。

H1：短期内（1个季度之内），宽松的货币政策将导致企业的成本弹性上升。

3.2 货币政策对企业成本弹性的中长期影响

随着时间的推移，信贷传导机制开始发挥作用。企业由于信贷资源的获取，其成本结构将发生实质性改变，短期内成本弹性上升的趋势将得以抵消。因此，货币政策对全样本企业成本弹性的冲击或在一定时期内不再具有统计显著性。

特别地，以资本密集型企业为代表的信贷优势企业的成本弹性将可能发生“逆转”。根据Banker等（2014）［4］的研究，企业管理者对产能的选择，即对固定成本的配置，直接影响企业的成本结构，当企业管理者决定提高产能水平时，就需要加大固定成本的投入，导致成本弹性下降。随着货币政策的实施，信贷传导机制的影响在中长期开始显现，具有信贷优势（Brandt和Li，2002［28］）的企业将会获得大量资金，成为宽松货币政策的最终受益者。此时，信贷扩张将更容易满足这类企业对生产设备、雇佣技术人员等扩大生产的要求。那么，这类企业在宽松货币政策逐渐发挥信贷刺激作用的中长期，将表现为固定成本比例增加，成本弹性下降。造成这一现象的原因甚至可以追溯至代理理论，Myers 和Rajan（1998）［34］指出，与固定资产相比，现金等流动资产更容易被控股股东所侵占，由此引发的代理问题使具有更多固定资产的资本密集型企业具有信贷渠道的优势，更易获得银行贷款。资本密集型企业既然具有便利融资的资源禀赋，其提高产能的动机当然更大。信贷资源的获取使这类企业的资金相对充足，因此在成本管理上更倾向于购置自有设备、聘用正式员工；并不需要受成本约束而租赁设备或是外包服务。根据以上分析，本文提出如下研究假设。

H2：在中长期（2～3个季度），宽松的货币政策使得资本密集型企业的成本弹性下降。

3.3 产权性质的异质性调节

在我国，国有企业和民营企业在商业银行贷款获取过程中存在明显的“信贷歧视”现象。由于政治关联、地方政府“父爱主义”关怀等，国有企业更容易获取银行贷款。相反，民营企业则面临“融资难”和“融资贵”等问题。同时，商业银行迫于放款的竞争压力会追逐禀赋特征较好的国有企业优先放贷（方军雄，2007［27］）。上述原因使得产权性质可能会对货币政策的成本结构冲击产生异质性调节。当货币政策宽松时，国有企业获得贷款的时间和量级可能都会优先于民营企业，其在配置固定资产、提高产能的速度和力度也都会快于和强于民营企业。就本文所关注的成本结构而言，资本密集型国有企业的成本弹性下降比资本密集型民营企业更早且更明显。基于此，本文提出如下研究假设。

H3：在中长期，全部资本密集型企业中，宽松的货币政策将使国有企业成本弹性的下降早于非国有企业。

图1显示了货币政策影响企业成本弹性的传导逻辑。

4 研究设计

4.1 样本的选取

为研究货币政策对企业成本结构的影响，本文将使用双重固定效应面板模型对我国A股上市公司2010—2018年的季度财务数据进行回归分析。样本公司的财务数据及货币供应量数据全部来自CSMAR数据库。在样本选取过程中，本文做了如下数据处理：删除金融、保险行业上市公司的观测值; 删除资产负债率大于1的公司；删除ST公司；删除其他数据缺失的观测值;对所有数据通过GDP平减指数调整消除通货膨胀因素。经过上述筛选过程，最后本文共得到了82419个公司季度样本观测值。与此同时，考虑到异常值的影响，本文对连续变量进行了上下1%分位数的缩尾调整（winsorize）处理，在回归过程中控制了个体（企业）和时间（季度）效应，并对所有分组回归进行了组间系数差异的检验（chow检验）。

4.2 变量定义与模型设计

（1）变量定义

本文要考察的核心变量是企业成本结构，对于成本结构的度量：本文参照Holzhacker等（2015a）［3］、Banker等（2014）［4］、Chang 等（2015）［11］、江伟等（2018）［7］、赵自强等（2019）［8］学者的方法，将使用企业营业成本（COSTS）的季度对数变化与营业收入（SALES）同期的对数变化的回归斜率刻画企业的短期内的成本结构，如式（1）。当斜率越大时表示短期内企业营业成本中固定成本比例越小，变动成本比例越大，即成本弹性越大，刚性越小。斜率越小时表示短期内企业营业成本中固定成本比例越大，变动成本比例越小，即成本弹性越小，刚性越大。使用对数线性模型的好处就是其系数具有明确的经济解释，回归中的斜率系数直接反映了营业收入变化1%时的营业成本变化的百分比。

根据成本弹性的定义，当企业配置的变动成本（比如临时工或租赁设备）比例较高时，成本弹性上升；当企业配置的固定成本（比如购置固定资产或聘用技术人员）比例较高时，成本弹性下降。在实证检验中，营业成本的季度对数变化为被解释变量，营业收入同期的季度对数变化为解释变量，因此，二者回归的系数就是成本弹性的值。对于解释变量货币政策的度量：本文参照靳庆鲁等（2012）［19］、卢锐和陈胜蓝（2015）［30］的方法，使用广义货币供应量（M2）的季度增长率反应货币政策的宽松程度（MP），该数值越大表示货币政策越趋于宽松。

除此以外，本文涉及的控制变量包括：季度经济增长率（GDP）使用国内生产总值（GDP）同比季度增长率表示；资产密集度（AI）使用公司总资产与公司营业收入的比率；员工密集度（EI）使用公司员工总人数与营业收入（单位为: 百万元）的比率；公司规模（Size）使用公司当季总资产的自然对数表示。

（2）模型设计

为检验货币政策与成本结构的关系，本文构建如下主回归模型式（2）：

式（2）中的被解释变量为营业成本的季度对数变化，解释变量为营业收入同期的季度对数变化，以及其与滞后多期的货币政策宽松度（MP）的交乘项，考虑到货币政策的滞后效应和持续影响效应（Romer等，1990［31］），在本文研究中将分别考察滞后1～3期的货币政策对成本结构的影响并控制上一期的货币政策。参考Holzhacker等（2015a）［3］、Banker等（2014）［4］以及Anderson等（2003）［35］的相关文献，本文加入以下控制变量: 季度经济增长率（GDP）；资产密集度（AI）；员工密集度（EI）；公司规模（Size）；以及这些控制变量与营业收入对数变化的交乘，并在面板回归中固定个体和时间效应。

在实证检验中将重点关注系数β1和β2，其中系数β1代表企业的成本弹性，系数β2代表在货币政策影响下企业成本弹性的变化。当β2为正时表示成本弹性在货币政策影响下增大，当β2为负时表示成本弹性在货币政策影响下减小。

为检验H1，本文构建回归模型（3）。其中，当假设H1成立时，β2应为正，即货币政策趋松时企业成本弹性增大。为检验H2，本文构建回归模型（4）。当H2成立时，系数β2应显著为负，即资本密集型企业在货币政策趋松时成本弹性减小。为检验H3，本文将对不同所有制企业分别进行模型（3）和模型（4）的分组检验。所有研究变量的定义见表1所示。

表1 研究变量的定义

4.3 描述性统计分析

由表2描述性统计结果可以看出，资产密集度（AI）的标准差为8.86，最大值66.87，中位数为3.45，说明我国上市公司资本密集度差异较大，有必要进行分组分析。广义货币供应量M2的季度增长率（MP）最大值为0.082，最小值为-0.006，均值为0.029，说明在研究期间内，货币供应量变动幅度较大，选用广义货币供应量季度增长率作为货币政策宽松或紧缩的代理变量具有一定的代表性。此外，在总样本中，约有44%的企业为国有企业，与非国有企业比例相差不大，在回归结果的对比时不会受到样本量差异的影响。

表2 主要变量的描述性统计结果

5 实证结果分析

5.1 货币政策对企业成本弹性的影响

表3的（1）～（3）列分别报告了滞后1～3期的货币政策对企业成本结构的影响。第（1）列的结果显示，的参数估计值为0.789，且在1%的水平上显著。这一结果表明，我国上市公司营业成本的变动与销售收入的变动之间存在高度关联。β2的参数估计值为0.496，且在1%的水平上显著，这一结果说明，滞后1期的货币政策对企业成本弹性具有显著的正向效应，即货币供应量每上升1%，将在下1期推动企业的平均成本弹性上升将近0.5个百分点。第（2）列的结果显示，β1的参数估计值为0.793，且在1%的水平上显著，β2的参数估计值为-0.272，但并不显著。第（3）列的结果显示，β1的参数估计值为 0.789，且在1%的水平上显著，β2的参数估计值为0.047，同样并不显著。可以看出，在3列结果中，β1的参数估计值数值变化不大，说明企业的营业成本同营业收入的变动比例关系在统计学意义上较为稳定。β2而的参数估计值只有在滞后1期时候是显著为正的，上述实证结果初步验证了H1。在短期，货币供应量上升会引起企业成本弹性的暂时性上升，即企业管理者现金持有的边际效益下降，纷纷投入生产推高了变动成本比例的可能，但这一影响在中长期消失了。鉴于表3的研究结果考虑的是全样本，可能会掩盖货币政策对特定资源禀赋类型的企业的影响，因此本文将在后续研究中进一步筛选出资本密集型的企业样本进行考察。

表3 货币政策与企业成本结构

续表

5.2 货币政策对资本密集型企业成本弹性的中长期影响

表4的（1）～（3）列分别报告了对于资本密集型企业样本，滞后1～3期的货币政策对其成本结构的影响。对于资本密集型的分组，本文将资产密集度（AI）由大到小排序，取1/3分位数的值为界，将大于1/3分位数资产密集度的企业定义为资本密集型企业。结果显示，β1的参数估计值在3列中分别为 0.566、0.582和0.568，且全都在1%的水平上显著。这一结果表明，对于资本密集型企业，其营业成本的变动与销售收入的变动正相关，但其相关度与全样本平均水平（表3）相比有所降低，说明其成本同收入变动的速度较慢，弹性较小，这一实证结果与资产密集度高的企业其固定成本比例较大的实践经验相契合。

表4 货币政策与资本密集型企业成本结构

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进一步地，β2的参数估计值在第（1）列中为1.421，且在1%的水平上显著为正。这一结果说明，货币供应量每上升1%，将在下1期推动企业的平均成本弹性升高将近1.5个百分点。而β2的参数估计值在第（2）列中转变为-0.937，且在1%的水平上显著为负。这一结果说明，货币供应量每上升1%，将在之后的第2期推动企业的平均成本弹性降低将近1个百分点。在第（3）列结果中，β2的参数估计值继续为负，-0.784，且在5%的水平上显著，表明货币供应量每上升1%，将在之后的第3期推动企业的平均成本弹性降低近似0.8个百分点。回归结果初步验证了H3，表明货币供应量的上升使企业的成本弹性在未来2～3期有所降低。通过观察到的这一实证结果可以推测货币政策的信贷传导渠道可能是其形成的主要原因。从货币供给方面分析，根据王剑和刘玄（2005）［9］的研究，货币供应量的上升首先为资本密集型的企业注入了其用于提高产能的资金。从货币需求方面分析，Banker等（2014）［4］的研究也表明企业管理者在面对未来可能扩张的市场需求环境下，为节省未来可能出现的“拥挤成本”会做出尽快提高生产产能的决策，即对固定成本增加投入，从而降低了企业成本弹性。而由于贷款是合同承诺，表现较慢，因此企业成本弹性在货币供应量上升之后的两期至三期才开始下降。这一实证检验结果证明了前文假设。

5.3 产权调节效果的回归结果

表5给出了产权异质性的回归结果。其中，（1）～（3）列是资本密集型的国有企业组检验结果，（4）～（6）列是资本密集型的非国有企业组检验结果。结果显示，β1的参数估计值在前3列分别为 0.560、0.570和0.562，且全都在1%的水平上显著，在后3列分别为0.483、0.501和0.486，且全都在1%的水平上显著。可以看出，对于资本密集型的国有企业和非国有企业，其营业成本的变动与销售收入的变动都是正相关，但非国有企业的平均成本弹性更小一些，即非国有企业成本相对于收入的变动速度平均更慢，成本结构中变动成本比例较小。这可能是由于非国有企业面对市场竞争压力压缩变动成本，导致固定成本所占比例相对较大的结果，在统计中呈现出成本刚性比国有企业大。

表5 货币政策与企业成本结构关系的国有企业和非国有企业分组回归

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进一步分析β2的估计值，可以看出对于货币政策变动的第2期，在第（2）列中，国有企业的β2的参数估计值为-1.331，且在1%的水平上显著，说明货币供应量每上升1%，将在未来第二期推动企业的平均成本弹性下降1.3个百分点。而同期的非国有企业的β2的参数估计值为-0.621，并不具有统计学意义。对于货币政策变动的第3期，在第（3）列中，国有企业的β2的参数估计值为-0.661，并不具有统计学意义；而同期的非国有企业的β2的参数估计值为-0.834，且在5%的水平上显著，说明货币供应量每上升1%，将在未来第三期推动企业的平均成本弹性下降0.8个百分点。以上实证结果表明，不管对于国有企业还是非国有企业，货币供应量的上升都可以导致企业的未来成本弹性下降。但是货币供应量对于国有企业的影响速度快于非国有企业，且影响程度大于非国有企业（1.3＞0.8）。这一实证结果从企业成本结

构变动方面进一步印证了Brandt和Li（2002）［28］关于“信贷歧视”的研究结果，由于企业管理者面对可能扩张的市场需求时具有提高产能，增加固定成本投入的动力，因此可以通过成本结构的变动推测出哪类企业真正受益于货币供应量的上升。由以上实证结果可以得出，资本密集型的国有企业对货币政策的反应速度和程度相对于非国有企业都是更快更大的，印证了H3。

5.4 稳健性检验

由于货币政策并不完全是外生的，货币政策与成本结构之间可能存在着双向因果关系，因此，针对于货币政策可能存在的内生性，本文进行了如下稳健性检验，（1）参照祝继高和陆正飞（2009）［21］、饶品贵和姜国华（2013）［22］的做法，使用行业中值调整的成本结构数据进行回归。（2）参照刘海明（2020）［25］的做法，将货币政策变量对 GDP 增速做回归，取残差。回归方程的残差部分表征了外生于宏观经济形势的货币政策部分，然后将这一指标代入基本方程中进行检验。稳健性检验的回归结果见表6，不难发现，主要的检验结果并未发生改变。

表6 货币政策与企业成本结构关系稳健性检验

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此外，本文还进行了以下稳健性测试：（1）重新对货币政策的宽松度进行分组，将M2增长率从大到小排序，取最大的1/4样本为宽松，最小的1/4样本为紧缩，其余样本为货币政策适中。构建虚拟变量进行回归，检验结果与正文的回归结果基本一致。（2）对资产密集度重新分组，取1/4位的资产密集度大的企业为资本密集型企业进行回归检验。（3）增加资产负债率，净资产收益率等控制变量进行回归，检验结果与正文回归结果基本一致。

6 进一步分析

上文的实证检验证实了H1～H3的推导逻辑，研究发现货币政策趋松在中长期使资本密集型企业成本弹性下降，且国有企业弹性下降显著快于非国有企业，这一结果虽然证明了宏观货币政策对微观企业成本管理的影响，但企业的成本结构是如何变动的、货币政策通过何种途径影响企业成本管理尚待进一步研究。

货币政策的信贷传导机制对企业经济活动的影响将主要体现在影响企业的融资成本和融资规模，进而影响企业的投资行为（祝继高和陆正飞，2009［21］）。Kashyap 等（1993）［36］指出，紧缩的货币政策会减少贷款供给，进而降低企业投资；而宽松货币政策会通过降低债务融资成本降低投资成本，进而刺激企业投资（李连发和辛晓岱，2009［37］）。货币政策对企业投资行为的影响最终会体现为成本结构变动的不同。如前文所述货币政策信贷传导机制成立，则当货币政策趋松时，融资依赖型的企业应更受益于融资成本的降低，更有动机加大固定成本的投入，使成本弹性下降，鉴于此，本文将引入融资依赖度作为分组变量进行检验。既有研究（喻坤等，2014［24］）较多通过测量企业融资约束程度的不同考察货币政策对企业融资影响的差别，然而本文将考察的不仅是企业的融资，而是企业以生产为目的投资所形成的成本结构变动。鉴于此，本文借鉴Rajan和Zingales（1998）［38］构建的外部融资依赖度来度量行业内企业的外部资金需求状况。这一指标比融资约束度更能体现企业当期的投融资实际需求和成本管理动机。

本文参照Rajan和Zingales（1998）［38］、喻坤等（2014）［24］的方法，以资本支出减去调整后的现金流，再以企业的固定资产净额标准化（饶品贵和姜国华，2011［23］）度量。其中，资本支出采用企业购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金度量，调整后的现金流=经营性现金流+存货的减少+应收账款的减少+应付账款的增加，采用固定资产净额标准化是参照了饶品贵和姜国华（2011）［23］的方法，以避免原方程过于复杂，标准差过大的缺陷。即融资依赖度（DEF）=资本支出-调整后现金流/固定资产净额。之后以每一期每一行业所有企业的中位数水平度量该行业的外部融资依赖度，并以该中位数为界将行业内所有企业分为高融资依赖组和低融资依赖组，设置虚拟变量，融资依赖度较高的企业组即DEF_h=1，分组回归。根据前文分析，当货币政策趋松时，高融资依赖组企业比低融资依赖组企业更受益于融资成本的降低，更有动机加大固定成本的投入，使成本弹性下降。

表7的（1）和（2）列分别报告了融资依赖度高企业组和融资依赖度低企业组中，货币政策与成本结构的关系。结果显示，β1的参数估计值在前两列分别为 0.496和0.707，且都在1%的水平上显著，这一结果说明融资依赖度较高企业的成本弹性本身就小于融资依赖度较低企业的成本弹性，固定成本所占比例较大，在货币宽松政策下更有融资动机，且对固定成本的配置需求较多。进一步看β2的参数估计值在第（1）列中为-1.512，且在1%的水平上显著为负。这一结果说明，货币供应量每上升1%，将使融资依赖度高的企业的平均成本弹性下将1.5个百分点，宽松的货币政策降低了融资成本，从而使其能够融资投入生产转换为生产成本。而在第（2）列中的β2的参数估计值不显著，说明货币供应量的上升并没有使融资依赖度较低的企业有显著的成本结构变化。

表7 融资依赖度对货币政策与成本结构关系的分组回归结果

续表

为进一步考察货币政策的信贷传导机制，将融资依赖度虚拟变量和企业成本结构与货币政策的交乘项加入模型回归，得到表8实证检验结果。结果显示，融资依赖度虚拟变量和企业成本结构与货币政策的三项交乘项系数为-1.294且在1%水平上显著。说明融资依赖度调节了货币政策对企业成本弹性的影响，高融资依赖度企业的成本结构更敏感于货币政策的变动，货币政策趋松时更易使其成本弹性下降，支持了货币政策信贷传导机制在微观企业成本管理行为中的存在性。

表8 融资依赖度对货币政策与成本结构关系的调节效应回归结果

续表

7 研究结论与政策建议

本文通过双重固定效应面板模型对我国A股上市公司2010—2018年的36个季度的成本数据进行分析，研究了货币政策对我国企业成本结构的影响。研究发现在货币政策趋于宽松初期我国A股上市企业的成本弹性升高，而在货币政策趋松中后期只有资本密集型企业成本弹性下降，且国有企业成本弹性下降显著于非国有企业，在进一步研究中，发现融资依赖度是货币政策对企业成本结构影响的调节变量，即高融资依赖企业更易在货币政策趋松时下调成本弹性，进一步验证了货币政策信贷传导机制对企业成本管理行为的影响。

本文的研究结论有助于进一步揭示货币政策影响微观企业行为的具体机制，并为评价货币政策效果提供成本结构视角。研究发现对于同样的宏观货币政策背景，不同资源禀赋，不同所有制形式企业的成本管理行为有所区别，并提出宽松货币政策下的成本管理决策可能导致企业成本弹性下降，经营风险随之上升。研究结论从成本结构视角加深理解货币政策的调控作用，并为货币政策的制定者，执行者以及受用者提供一定的借鉴意义。基于本文的研究结论，相关的政策建议包括以下几个方面：

对于政策制定者，货币供应量变动反应在企业的成本结构中存在滞后性，虽然在货币政策趋松初期，货币供应量和全部企业成本弹性正相关，但资本密集型企业的成本结构直到货币供应量变动后的9个月仍在受之影响变动（Romer等，1990［31］）。因此，启示政策制定者在制定货币政策时，应避免大水漫灌，实施结构性的货币政策，并充分考虑既有政策效果的时滞。如果忽视这些影响时滞，可能就会导致政策超调。

对于政策执行者，实证结果提示并不是所有企业的成本结构都受到了货币政策的长期影响，虽然在货币趋松初期，全样本企业成本弹性出现了短暂的上升，但从中长期考虑只有资本密集型企业因货币趋松而出现成本弹性下降的政策效果，值得关注的是趋松的货币政策虽然惠及了资本密集型企业，但也促使这类企业成本弹性下降，削弱了这类企业应对风险的能力（Holzhacker等，2015a［3］）。因此，启示政策执行者，比如银行在执行货币政策发放贷款过程中应避免助长仅有资源禀赋优势的企业成本弹性进一步下降，同时在审核中应关注企业的成本结构及其变化趋势，避免加杠杆，降低系统性金融风险发生的概率。

对于政策受用者，企业的成本弹性高低虽没有绝对的优劣，但成本弹性低说明固定成本比例较高，企业面临的经营风险较大，在需求萎缩时更容易遭受亏损。因此，启示企业管理者在面对货币趋松时，应避免盲目乐观的提高产能水平，增加固定资产，而应时刻关注自身的成本结构变化，注重成本管理，为今后市场需求波动留有成本管控空间。

此外，本文在研究设计中仍存在很多不足和缺陷，受限于弹性模型分析的局限性，未来的研究可以通过改良成本结构的分析模型探索货币政策影响我国企业成本管理的其他中介路径，另外，还可以研究货币政策对企业成本结构的影响是否会进一步影响企业的风险和经营业绩。因此，关于企业成本管理的“黑箱”还有待学者们进一步研究探索。