導語：貨幣政策與企業(yè)債務融資分析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

內生性供給理論認為，貨幣供給是由社會經(jīng)濟活動本身決定的，取決于貨幣需求。在早期內生性供給理論中，繆爾達爾認為物價水平?jīng)Q定著支付手段的數(shù)量;馬克思認為金屬貨幣時代商品和黃金的內在價值決定了商品的價格，進而決定了社會的“必要的貨幣量”;托賓認為各經(jīng)濟主體根據(jù)收入、利息率、風險等選擇資產(chǎn)結構的結果是貨幣需求增加，同時利率增加，銀行便會供給更多的貨幣;格利與肖認為經(jīng)濟主體發(fā)行“初級證券”，引起金融中介機構提供類似通貨的“間接證券”，同時貨幣當局會通過購買初級證券增加貨幣投放，最終的貨幣供給將取決于商業(yè)銀行、其他金融機構和社會公眾的共同行為;后凱恩斯主義的內生性理論家從名義工資的增長、中央銀行“最后貸款人”的角色出發(fā)論述了信用貨幣供給的非獨立性，例如溫特勞布、卡爾多、莫爾等認為中央銀行不得不遷就市場的需要而使貨幣有所增加。顯然，內生性供給理論認為通過供給型貨幣政策模式來調節(jié)宏觀經(jīng)濟將是無效的，此時，貨幣政策的中介目標只能是利率，通過利率來影響貨幣需求，進而影響貨幣供給。外生性供給理論認為貨幣供應量為中介目標的貨幣政策模式是有效的。凱恩斯是典型的貨幣外生論者，他認為中央銀行通過公開市場操作影響貨幣供給，進而影響利率水平，同時可以影響人們對政策的預期;費里德曼則通過假定“存款準備金率”和“存款通貨比率”的穩(wěn)定變化，強調了基礎貨幣變化對貨幣供應量的影響。顯然，外生性供給理論認為一國的中央銀行可以通過調整貨幣供應量以使之適應貨幣需求，從而調控經(jīng)濟活動［4］。之后的爭議則體現(xiàn)于對貨幣中性和政策傳導機制的不同認識。然而學者們一致的看法是:在貨幣政策變化時，各種市場摩擦使市場無法出清，導致政策具有非中性效用，對實體經(jīng)濟產(chǎn)生影響。貨幣學派、新古典增長模型的推崇者及新凱恩斯主義者均認為短期內貨幣是非中性的。財富、資產(chǎn)收益及人口等因素對貨幣的需求將引起貨幣供給對產(chǎn)出的影響;再如，貨幣供應量的增加會提高人們的財產(chǎn)水平，相應儲蓄水平的提升會引起投資的增加;此外，由于價格和工資黏性的存在，貨幣供給變化并不能夠使價格迅速調整，無法實現(xiàn)市場出清，最終影響到經(jīng)濟主體的決策。與費雪方程和劍橋方程所解釋的貨幣中性不同，這些觀點表明貨幣并非中性，一定量的貨幣供應變動并非只引起相同水平的一般物價水平變動，相對價格和實際利率水平會發(fā)生改變，實際經(jīng)濟變量將發(fā)生調整。對于政策傳導機制的不同認識則集中體現(xiàn)在貨幣渠道與信貸渠道的差異［5］。凱恩斯、?？怂?、弗里德曼、莫迪格里尼、托賓等人認為，貨幣供應量的改變會引起利率、收入、個人財富、企業(yè)價值的變化，進一步導致投資、消費的變化;然而Roosa、Stiglitz和Weiss、Bernanke和Gertler等人從市場摩擦角度考察了銀行資產(chǎn)業(yè)務對實體經(jīng)濟的影響，例如銀行貸款渠道對信用供給量的強調，資產(chǎn)負債表渠道對信用風險的分析，均體現(xiàn)了貨幣供給量對銀行和企業(yè)的資產(chǎn)與流動性的影響所導致的企業(yè)信貸的可得性變化［6-8］。Romer等人提供了有關貨幣渠道的證據(jù)。他們通過閱讀聯(lián)邦公開市場委員會的紀要識別了政策的緊縮期，并考察了M1、銀行信貸、GNP之間的變動次序，發(fā)現(xiàn)貨幣政策緊縮時M1的下降速度快于銀行信貸，其中，銀行信貸增長率最快至6個月后才下降，同期GNP增長下降，他們認為銀行信貸的變化是由需求引起，并非是貨幣政策變化的后果［9］。Bernanke和Blinder對類似證據(jù)給出了信用渠道的解釋。他們采用聯(lián)邦基金利率變動來定義外生的貨幣政策變化，取得了與Romer一樣的證據(jù)，他們認為銀行信貸相對貨幣供給的滯后變化反而表明了銀行信貸的特殊性，由于存貨、防范企業(yè)破產(chǎn)等融資需要，銀行不會立即減少信貸，且銀行會通過證券銷售以應對部分存款的下降;借款人從銀行債務轉向公共市場債務時存在著成本，會產(chǎn)生對銀行的依賴［10］。Gertler和Gilchrist認為區(qū)分前述兩種論點的困難在于貨幣和信貸變動的供求分析，如果信貸增長由信貸需求引起，且信貸變動滯后于產(chǎn)出，則表明信貸觀不成立，如果信貸變動并不滯后于產(chǎn)出，也不能否定貨幣觀［11］。顯然，他們認同Bernanke和Blinder對證據(jù)的解釋。Kashyap、Stein和Wilcox通過分析信貸的構成變化證明了貨幣政策對銀行信貸流的影響。他們認為如果是投資需求影響了信用活動，那么短期商業(yè)貸款中銀行信貸與商業(yè)票據(jù)的總變動應該同步，如果是貨幣供給影響了信用活動，那么兩者的比例將發(fā)生變化，于是銀行貸款占比的下降可能反映了銀行信貸供給的緊縮。同時，他們分析了企業(yè)投資隨融資結構變化而變化的情況。他們認為，在控制利率等因素時，如果貨幣政策影響下的企業(yè)投資受到融資結構影響，則表明企業(yè)所面對的信貸市場摩擦在發(fā)揮作用。最后，通過變量滯后回歸模型，他們考察了融資結構與票據(jù)利差對總量業(yè)務預測的有效性，發(fā)現(xiàn)隨著金融深化票據(jù)利差的預測能力下降而融資結構的預測能力增強［12］。Gertler和Gilchrist考察了政策變化與企業(yè)融資方式調整之間的關系，他們采用向量自回歸技術分析總量數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，大、小企業(yè)制造業(yè)針對政策緊縮會采用不同的信用調整方式，證據(jù)表明信貸市場摩擦會擴大貨幣政策的效應［11］。之后，Gertler和Gilchrist進一步分析了小制造企業(yè)相對大制造業(yè)存貨非對稱調整的原因，他們認為信貸市場的摩擦造成了緊縮貨幣政策下小企業(yè)在不同商業(yè)周期的不同表現(xiàn)，經(jīng)驗證據(jù)表明經(jīng)濟形勢較差時小企業(yè)的反應更加強烈，財務狀況會顯著影響小企業(yè)的存貨需求，而對大企業(yè)影響較?。?3］。依據(jù)上述經(jīng)驗研究文獻，我們可以將貨幣政策變化時企業(yè)信貸選擇變動的理論解釋概括為三個方面:一是關注央行政策工具變量、商業(yè)銀行業(yè)務變量與產(chǎn)出變量變動的次序和時滯，如Romer、Ber-nanker和Blinder提供的證據(jù);二是分析貨幣政策變化時銀行信貸的變化，如Kashyap、Stein和Wilcox提供的證據(jù);三是考察貨幣政策變化時市場摩擦對不同企業(yè)融資決策的影響，如Gertler和Gilchrist提供的證據(jù)。在考察貨幣政策影響企業(yè)融資決策的國內研究中①，陸正飛等采用銀行家緊縮指數(shù)作為緊縮政策的變量，重點考察了緊縮期(2004年度)信貸資金在國有企業(yè)與民營企業(yè)間的配置，經(jīng)驗證據(jù)表明民營企業(yè)受到信貸歧視，成長性較高但獲取的信貸資金較少［14-15］。曾海艦和蘇冬蔚采用雙重差分估計法考察1998年信貸擴張與2004年信貸緊縮對中國上市公司資本結構的影響，他們發(fā)現(xiàn)，1998年信貸擴張后，規(guī)模小、民營化程度高及擔保能力弱的公司獲得了較多的銀行資金，其負債水平顯著上升;而2004年信貸緊縮后，上述三類公司的有息負債率顯著下降，同時，為彌補信貸資金的減少，公司應付款項顯著增加［16］。以上證據(jù)表明，貨幣政策影響著融資決策，而且呈現(xiàn)為不同方式。然而，比較國內外研究我們發(fā)現(xiàn)，國外早期經(jīng)驗研究的目的在于對貨幣政策傳導效應的檢驗，關注融資環(huán)節(jié)對實體經(jīng)濟產(chǎn)出的影響，而國內研究似乎存在先入為主的假定，認為不同產(chǎn)權屬性的企業(yè)應該存在不同的授信待遇，且缺乏對不同樣本財務特征的系統(tǒng)分析。此外，國內針對上市公司的研究對于貨幣政策變量及其滯后期的選擇值得商榷，例如，與國外采用總量數(shù)據(jù)進行時間序列分析不同，國內大多數(shù)相關研究靜態(tài)地選取政策變量，研究方法上的差異可能會導致經(jīng)驗結論偏誤。這些正是本文重點關注的問題，我們將借鑒國外研究以總量數(shù)據(jù)為基礎采用結構方程模型進行基本面分析。

企業(yè)在不同商業(yè)周期下存在不同的資金需求，然而相關的需求并未得以滿足，根本的原因在于資金供給不足。葉康濤和祝繼高提供的經(jīng)驗證據(jù)顯示，高成長性企業(yè)在信貸緊縮時獲得的資金反而較少［15］;陸正飛等的研究表明，較有活力的民營企業(yè)同樣面臨信貸的歧視［14］。這些證據(jù)表明，企業(yè)的融資決策不僅基于自身的資金需求，還依賴于外部的資金供給。按照國外理論分析，貨幣政策變化與企業(yè)債務水平或結構變化的關聯(lián)緣于貨幣政策傳導渠道的存在。依據(jù)早期凱恩斯等的分析，當存在價格剛性時貨幣供給變化會引起短期利率的變動，而短期真實利率變化將進一步影響總需求。然而，Bernanke和Blinder的研究提供了許多異常的事實觀察。例如，市場利率變動較小時，存貨調整反應滯后，而對長期真實利率反應敏感的住宅投資卻較早變化［10］?；谖覈默F(xiàn)實情況，學者們對利率管制背景下貨幣政策傳導機制的研究表明，貨幣渠道運轉并不順暢［17-23］。以上事實表明，傳統(tǒng)的貨幣渠道理論難以完整地解釋與投資相伴的融資現(xiàn)象。依據(jù)Bernanke等人的分析，市場摩擦的存在會導致外部融資成本與內部資金的機會成本出現(xiàn)差異。這一差額源于貸款者與借款者委托問題引起的兩類成本:一是貸款者評估借款者信用度、監(jiān)督合約執(zhí)行、清收貸款等預期要支付的成本;二是由于存在借款者的道德風險，貸款者為了保護自身利益就需要設計各種限制性合約條款，例如，違反合約后如何訴訟、要求抵押或擔保，這些都需要付出成本。于是，理論上便存在由市場摩擦引起的外部融資額外成本。國外經(jīng)驗研究提供了在貨幣政策變化時市場摩擦存在的證據(jù)，而且存在兩種解釋市場摩擦的貨幣政策傳導機制理論，即銀行貸款渠道理論和資產(chǎn)負債表渠道理論。在銀行貸款渠道理論中銀行處于中心地位，銀行不能完全彈性地管理資產(chǎn)與債務［12］;而資產(chǎn)負債表渠道理論強調企業(yè)抵押價值的作用［11，13］。在我國，近期的經(jīng)驗研究表明，貨幣政策變化時企業(yè)確實會因對銀行的依賴程度不同而發(fā)生不同的債務或資本調整行為［16］①。銀行貸款渠道理論指出，貨幣政策對企業(yè)的債務融資具有普遍性的直接影響。在央行動用調整存款準備金率、公開市場操作等貨幣政策工具之后，金融體系內的貨幣量變化不僅如傳統(tǒng)理論所言會引起短期利率的變動，而且會對銀行業(yè)的資產(chǎn)、負債業(yè)務產(chǎn)生沖擊。因為銀行體系中存在摩擦，即銀行不能完全彈性地管理資產(chǎn)與債務———不能及時地通過發(fā)行新的債務或回收已有的投資去滿足現(xiàn)有合約中的企業(yè)信貸資金需求，在貨幣政策發(fā)生變化進而銀行體系內資金出現(xiàn)余缺時，銀行只能調整其資產(chǎn)業(yè)務———企業(yè)貸款，即調整貸款利率或貸款數(shù)量。這便導致貨幣政策變化之后，企業(yè)獲得的銀行債務資金將出現(xiàn)變動。但是，由于銀企合約的剛性，這一變動將存在一定的時滯。同時，貨幣政策將通過資產(chǎn)負債表渠道擴大不同類型企業(yè)外部融資額外成本的差異，引起貨幣政策變化后企業(yè)融資決策的新一輪變化。一方面，利率上升，現(xiàn)有債務的成本上升，企業(yè)現(xiàn)金流下降，同時，貨幣緊縮引起的購買支出減少將導致企業(yè)的收入下降，而固定成本短期無法調整，于是企業(yè)將出現(xiàn)“財務缺口”;另一方面，利率上升，資產(chǎn)價格下降，企業(yè)抵押價值下降。因此，當貨幣政策變化時，企業(yè)的財務狀況和被授信可能性將隨之變化。在此，若將財務狀況和被授信可能性視作決定融資約束水平的關鍵變量，對于融資約束水平不同的企業(yè)，當它需要尋找新的貸款者并建立信用關系時，支付的額外成本將存在差異。最終，這些額外成本的差異將導致在貨幣政策變化時不同的企業(yè)具有不同的債務融資結構?；谝陨献C據(jù)和分析，我們進一步做出貨幣政策與融資決策相關聯(lián)的如下假設。假設1:貨幣政策發(fā)生變化時，銀行貸款將同向變動，而且隨著政策影響的持續(xù)，銀行貸款將替代銀行組合投資。假設2:貨幣政策發(fā)生變化時，企業(yè)的財務狀況將較早出現(xiàn)變動，隨后銀行短期債務融資將同向變動。假設3:貨幣政策發(fā)生變化時，融資約束水平不同企業(yè)的債務結構將存在差異。

模型設定與樣本選擇

考察貨幣突然變化之后宏觀經(jīng)濟總量的動態(tài)變化過程，采用的計算方法是向量自回歸技術(VAR)。向量自回歸包括一組回歸計算的聯(lián)立方程組，其中每個變量的回歸計算，皆同時以該變量和其他所有變量的滯后值(滯后期的數(shù)值)作為自變量。初始的兩變量VAR模型如下:Xt=a1xt－1+a2xt－2+b1zt－1+b2zt－2+ε1tZt=c1xt－1+c2xt－2+d1zt－1+d2zt－2+ε2t其中，ai、bi、ci、di是參數(shù)，擾動項為vt=(ε1t，ε2t)。參照戈特勒和吉爾克力斯特的模型設定，本文擴展后的模型將包含四個變量:經(jīng)濟的增長(GDP對數(shù)值)、通貨膨脹水平(CPI同比增幅)、與企業(yè)債務融資決策相關的財務變量、貨幣政策變量?；诠浪愠龅穆?lián)立回歸方程組，我們模擬其中變量隨時間動態(tài)變化的過程。在估算聯(lián)立回歸方程組時，考察各個變量的平穩(wěn)性采用單位根(ADF)檢驗，并針對非平穩(wěn)的水平值進行協(xié)整(Johansen)檢驗。由于發(fā)現(xiàn)變量間存在長期均衡關系，我們將直接使用變量的水平值進行VAR模型估計①。參照前期研究，本文將VAR模型的滯后階數(shù)確定為2［21］。參照Bernanke等人的研究，我們擬將M1或利率變化視為貨幣政策變化的變量，當聯(lián)立方程組中M1或利率方程出現(xiàn)擾動時，我們就認為貨幣政策發(fā)生改變，那么方程組中其他變量跟隨M1或利率出現(xiàn)的變化，就是各個被觀察變量在貨幣政策緊縮之后隨之而來的結構性動態(tài)變化。本文最終確定將M1作為貨幣政策變化的變量。這是因為基于已經(jīng)建立的VAR模型，使用Granger因果檢驗和脈沖響應函數(shù)來分析貨幣供應量與經(jīng)濟增長的動態(tài)關系，結果顯示，GDP是M1的格蘭杰原因(p=0．04)，且M1在較高的棄真可能性下是GDP的格蘭杰原因(p=0．11)②。這表明了我國貨幣具有內生性特點，同時我國貨幣一定程度上是非中性的，貨幣供給量這一中介變量有助于解釋GDP的變動③。我們考察了一年期存款利率和一年期貸款利率與GDP之間的關系，結果顯示利率與GDP并不存在格蘭杰因果關系，表明利率無法解釋GDP的變動，這也與我國利率管制現(xiàn)狀相一致。改革開放之前，我國利率幾乎不具有資源配置的調節(jié)功能，基本是一種成本核算工具，加上為了鼓勵生產(chǎn)、促進投資，我國一直人為壓低利率。如果綜合考慮顯性和隱性的通貨膨脹，當時長期實際負利率是一個常態(tài)。1993年中共中央和國務院提出利率市場化的基本設想，2003年利率市場化改革的總體思路形成，即先放開貨幣市場利率和債券市場利率，再逐步推進存貸款利率的市場化。中央銀行的宏觀調控機制是利率市場化的配套機制，1998年之后央行停止信貸規(guī)?？刂疲捎脺蕚浣鹇?、再貼現(xiàn)和公開市場操作作為調控手段，2000年之后公開市場操作的重要性也日益凸顯。但是，貨幣當局目前仍然關注貨幣供給和信貸總量，除人民幣協(xié)議存款、外幣大額存款與貸款利率、貨幣市場利率、企業(yè)債之外的債券利率，或多或少地存在利率管制［24］73-74。因此，下文考察貨幣政策與信貸決策時將重點關注M1變化帶來的影響。根據(jù)理論分析部分和模型的討論，結合我國貨幣政策變量的效應，本文主要變量界定如表1所示。需要特別指出，我們將規(guī)模作為融資約束水平變量的基本理由在于兩點:第一，規(guī)模雖然不是影響企業(yè)融資的直接因素，但是它與那些發(fā)揮作用的初始因素相關。與信息摩擦相關的外部融資成本、企業(yè)特定的財務風險水平、企業(yè)的抵押價值，這些影響融資程度的變量均與企業(yè)的規(guī)模相關。第二，規(guī)模大小也與外部融資的方式相關。證據(jù)表明小企業(yè)主要依賴間接融資，而大企業(yè)則傾向于股權、公司債、商業(yè)票據(jù)等直接融資［13］。此外，選擇規(guī)模作為融資約束水平變量可以將我們的研究與前期的研究結論進行有效比較。其他非財務因素同樣可以解釋兩類企業(yè)的融資差異。以銷售為例，大企業(yè)可以在經(jīng)濟繁榮時通過向小企業(yè)外包以滿足增長的需求，在緊縮時通過內部生產(chǎn)來滿足需要，而小企業(yè)則無法通過此類方式實現(xiàn)資金余缺的調劑，于是，在下文分類考察時將對銷售規(guī)模的影響進行控制。此外，行業(yè)因素也可能會導致規(guī)模不同的企業(yè)融資存在差異，然而，經(jīng)驗證據(jù)表明行業(yè)差異并不能有效解釋大小企業(yè)的周期性融資差異［13］。1997年以后，中國人民銀行進一步擴大了貨幣供給量的統(tǒng)計范圍，各商業(yè)銀行所屬的房地產(chǎn)信貸部、國際業(yè)務部和信用卡部等部門與機構數(shù)據(jù)也計算在貨幣供應量中，由此導致1997年前后的貨幣供應量涵蓋范圍不同。在此之后，1999年至2009年為我國第一個市場化的商業(yè)周期，經(jīng)濟制度已由計劃體制轉向市場體制［25］，同時，貨幣政策執(zhí)行已經(jīng)從利用“綜合信貸計劃”、“貸款規(guī)模限額”、“現(xiàn)金發(fā)行計劃”等直接調控手段轉向“票據(jù)再貼現(xiàn)”、“公開市場操作”、“再貸款”、“調整儲備比率”等間接手段。對這一期間進行的研究中，有分析表明:在1998年至2002年間，中央銀行的貨幣政策操作似乎更多是擴展貨幣供應量，而在2003年以來的投資高增長和潛在物價水平上升的壓力下，貨幣當局似乎更依賴于控制金融體系的信貸供給量［26］?？紤]到銀行資產(chǎn)、負債數(shù)據(jù)獲取的可行性，下文實證第一部分的樣本區(qū)間為2000年第一季度至2010年第四季度。鑒于季度財務數(shù)據(jù)的可獲得性，涉及公司債務融資決策的樣本觀測起止時間確定為2002年第一季度至2010年第四季度。本文研究所使用的數(shù)據(jù)，GDP來自中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，M1、利率、銀行存款、銀行證券組合投資、銀行貸款來自中國人民銀行(調查統(tǒng)計司)網(wǎng)站。鑒于國家統(tǒng)計局、財政部企業(yè)司等部門的企業(yè)總量數(shù)據(jù)，要么僅為國有大中型企業(yè)，要么缺少本文所關注的指標，我們采用深圳和上海證券交易所A股非金融類上市公司數(shù)據(jù)進行公司層面指標的總量分析，數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫。具體數(shù)據(jù)處理中，為了避免公司樣本極值對統(tǒng)計分析的影響，本文采用Winsorization方法對離群值進行處理，對所有小于1%分位數(shù)(大于99%分位數(shù))的變量，令其值分別等于1%分位數(shù)(99%分位數(shù))。為了消除季節(jié)變動的影響，我們使用“X－11”法對總量數(shù)據(jù)進行季節(jié)調整，所謂季節(jié)調整，就是一個從時間序列中估計和剔除季節(jié)影響的過程，目的是更好地揭示季度的特征或基本趨勢。部分調整后的數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，以消除時間序列存在的異方差。筆者對A股非金融類上市公司的債務結構數(shù)據(jù)進行分類比較，結果如表2所示。我們發(fā)現(xiàn)，近8年來樣本公司的貿易應付款占比并未明顯變化，而應付債券占比大幅上升，由1%增加至19%，同時長期借款和短期債務占比大幅下降，其中短期債務下降近13個百分點，這表明我國債券市場的發(fā)展取得了一定的成果，企業(yè)融資方式的多樣化程度加大。按規(guī)模分組進行債務結構比較，我們發(fā)現(xiàn)小企業(yè)的短期債務和長期借款占比均下降，特別是長期借款下降近12個百分點，同時貿易應付款占比大幅上升，接近19個百分點;大企業(yè)的短期債務和長期借款占比同樣下降，但是短期債務大幅下降的同時應付債券占比大幅上升。這一狀況表明，隨著債券市場的發(fā)展，大企業(yè)更多地采用了替代性債務融資方式，而小企業(yè)只能通過商業(yè)信用方式替代銀行債務資金(特別是針對長期借款)，即大企業(yè)享受到了更多的金融創(chuàng)新的好處，受到的流動性約束較小。這與本文假設3的預測基本一致。

實證結果與分析

在我國，銀行是金融中介機構的主體，貨幣政策變化引起銀行信用(貨幣)總量變化時，銀行的資產(chǎn)結構是否會發(fā)生相應的調整?依據(jù)模型設定，本部分重點關注的變量分別為銀行資產(chǎn)中的貸款及組合投資、銀行負債中的存款。圖1銀行資產(chǎn)、負債指標對M1一個信息沖擊的反應圖1是銀行資產(chǎn)、負債指標對貨幣政策變量M1一個標準差偏離的脈沖響應函數(shù)，它描述了貨幣政策對銀行資產(chǎn)與負債的動態(tài)影響。圖中的實線表示相應的脈沖響應函數(shù)，虛線則表示正負兩倍標準差的偏離帶，下文同此。圖1表明，Loans、Deposits和Investments三者共同決定了M1的供給。第二列的三幅圖顯示了我國貨幣派生的基本路徑:貸款對貨幣的影響滯后于存款2個季度，存款與貸款的同向變化對M1產(chǎn)生正向影響，且滯后至第4季度時達到最大，同時銀行的投資組合對M1的影響呈負相關，且滯后至第5個季度時才發(fā)揮作用。此系列的變化說明，我國貨幣供給的短期變化，如2個季度或1年，更多地與銀行的存貸業(yè)務相關聯(lián)。至于Loans、Deposits和Investments受到的影響，第一列的三幅圖顯示:在M1變動后銀行投資組合變動在第1個季度內并不顯著，貸款與存款的變動在1年內同步達到最大，且在第2季度至第5個季度內投資組合的金額下降到最小。這表明貨幣政策變化時，銀行的資產(chǎn)負債呈現(xiàn)出一致性的正向變化，一年內所受到的影響達到最大，且在后半期貸款會對組合投資產(chǎn)生替代效應，這一結果與假設1相一致。Kashyap，Stein和Wilcox對商業(yè)票據(jù)與基準利率之差和商業(yè)票據(jù)在債務中的占比進行了分析，認為銀行貸款下降和銀行票據(jù)發(fā)行的增加是政策緊縮時銀行貸款渠道存在的證據(jù)，發(fā)現(xiàn)銀行貸款增速在緊縮期之后兩年明顯下降，同時信貸占比在之后第一個年度內顯著下降［12］，顯然，我們的證據(jù)與國外學者的這一結論相一致。該結論也與索彥峰等人早期的研究結果一致。本文的觀察一定程度上證實了銀行貸款渠道發(fā)揮作用的條件之一，即銀行的資產(chǎn)、負債會受到貨幣政策變化的影響。在貨幣政策發(fā)生變化時銀行的放貸會受銀行自身狀況變化的影響，這預示著，銀行貸款渠道可能會對企業(yè)的銀行債務融資產(chǎn)生影響。在我國，銀行是金融中介的主體①，當貨幣政策變化時，與銀行信貸相關的企業(yè)的財務狀況及債務結構是否隨之發(fā)生變化?參照Gertler和Gilchrist以及Bernanke和Gertler的研究［8，13］，本文進一步考察企業(yè)利潤、短期借款及利息的變動。關于貨幣政策與企業(yè)財務狀況、短期借款之間的關系，實證結果如圖2所示。圖2中，Coverrate與M1之間的關系意味著:在貨幣政策寬松時，企業(yè)的財務狀況迅速好轉。結合Return、Sdebt和Fee的變化，筆者發(fā)現(xiàn)，利潤1個季度后的大幅上升，短期借款和財務費用2個季度之后的同向變動，共同導致了貨幣政策寬松時2個季度內企業(yè)財務狀況達到最佳，2個季度之后隨圖2企業(yè)財務狀況及現(xiàn)金流指標對M1一個信息沖擊的反應著債務和財務費用的增大企業(yè)的財務狀況出現(xiàn)反轉。這一狀況表明，貨幣政策變化導致的最終需求上升，可能引起利潤上升;同時，為了增加存貨，短期借款上升，利息增加，但存在滯后性;加之，利率下降，利息支出一定程度減少，這些共同導致了覆蓋比率的下降。反之，貨幣政策緊縮將會在短期內惡化財務狀況。圖2的證據(jù)與假設2(當貨幣政策發(fā)生變化時，企業(yè)的財務狀況將較早出現(xiàn)變動，隨后銀行短期債務融資將同向變動)相符。該證據(jù)也與Bernanke和Gertler的結論一致，他們研究表明:利率上升，利息支付增加、利潤下降，引起現(xiàn)金流下降;利率上升，毛收入下降快于員工收入的下降，利潤自然下降，影響到現(xiàn)金流，這些因素共同導致財務狀況惡化。為進一步關注信貸市場摩擦對貨幣政策傳導的影響，我們以下主要考察不同類別借款人債務融資結構上的差異。按照企業(yè)規(guī)模分類，我們具體分析大、小企業(yè)的銀行債(定義為長短期借款)與非銀行債(定義為發(fā)行債券收到的現(xiàn)金與貿易應付款)變化。圖3大企業(yè)、小企業(yè)長(短)期債務、債券融資現(xiàn)金流和貿易應付款對M1一個信息沖擊的反應如圖3①，筆者對大企業(yè)、小企業(yè)的Ldebt、Sdebt和Tc進行分類比較。結果是大企業(yè)的長、短期債在政策變化后相對小企業(yè)均有較快的同向變化。對融資結構中的貿易應付款項進行考察，證據(jù)顯示，與大企業(yè)不同，小企業(yè)的TC隨M1在前兩個季度反向而動，這表明小企業(yè)在政策緊縮時可以通過貿易應付款彌補短期的資金缺口。該結論與Kashyap等的研究結果不一致，他們認為貨幣政策緊縮時期是商業(yè)票據(jù)而不是貿易應付款替代了銀行貸款［12］，顯然，由于企業(yè)商業(yè)票據(jù)業(yè)務的有限，在我國真正產(chǎn)生替代的是貿易應付款。對于Cash_bond的變動，圖3中的證據(jù)顯示，在貨幣政策變化之后，小企業(yè)會在短期內(之后兩個季度)出現(xiàn)對債券發(fā)行的正向依賴，但大企業(yè)受到的影響則相對平穩(wěn)。這表明，在緊縮時期小企業(yè)將不能通過債券發(fā)行持續(xù)性地替代銀行債務融資②。這一結論與Kashyap等的研究結果相一致。對以上證據(jù)的判斷是在貨幣政策發(fā)生變化時，因為抵押價值和財務風險的不同，不同企業(yè)來自銀行的債務融資存在差異，而且貿易應付款占用和債券融資水平對銀行債務融資的替代存在差異，這與假設3(貨幣政策發(fā)生變化時，融資約束水平不同的企業(yè)其債務結構將存在差異)一致。

我們主要考察了兩個方面的關系，即貨幣政策與銀行資產(chǎn)負債的調整、貨幣政策與企業(yè)財務狀況及債務資金來源的調整。研究的基本結論是:貨幣供應量變化、信貸總量變化通過信用渠道(銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道)影響企業(yè)的決策，進而導致各類債務融資的調整方式出現(xiàn)差異，而且這種調整對于融資約束不同(規(guī)模不同)的企業(yè)存在差異。與已有公司財務角度的研究不同，本文采用宏觀金融研究的基本方法(VAR)，關注貨幣政策中介變量變化之后金融中介(商業(yè)銀行)業(yè)務、企業(yè)財務狀況和融資決策的動態(tài)變化。除了得到支持信用渠道理論的基本證據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)貨幣總量指標相對利率指標更有助于揭示政策的變化，企業(yè)債務融資決策受貨幣政策的影響在2個季度至1年后達到最大，而且短期銀行債與長期銀行債的變動并不同步。本文研究的理論意義在于:對于基于公司樣本的微觀融資決策研究，考慮到貨幣政策效應的時滯，基于年度公司數(shù)據(jù)的分析一定程度上可能會遺漏政策信息，采用相同的季度滯后期去觀察短期銀行債與長期銀行債數(shù)據(jù)可能會存在觀測偏誤，于是在考察政策效應時研究人員權變地選擇觀測樣本顯得尤為重要;以往公司融資研究中的貨幣政策變量選擇也值得反思，雖然從信貸總額的確定與信貸緊縮期的甄別可以對信貸政策的松緊形成初步判斷，但是總體的流動性過?；蚓o缺會通過多個渠道影響到企業(yè)的融資決策，因此在信貸政策分析中關注貨幣總量指標將具有重要的補充作用。本文的現(xiàn)實價值在于:企業(yè)應該密切關注特定的貨幣政策工具操作，注重對銀行資產(chǎn)類業(yè)務調整的分析，積極應對企業(yè)資金流轉中的問題，通過及時調整債務結構，保證資本的持續(xù)而有效地供給;就國家逆周期調整的政策實踐而言，由于政策的時滯性和不同規(guī)模企業(yè)對政策反應的差異，在貨幣政策的制定與實施中，央行除了關注國有企業(yè)與非國有企業(yè)表現(xiàn)在債務融資上的異質性，還應該關注不同規(guī)模企業(yè)之間的異質性，正如2011年10月12日“新國九條”的出臺對“小微企業(yè)”財務扶持計劃所體現(xiàn)的原則，央行應基于企業(yè)自生能力和紓解市場摩擦能力的不同而區(qū)別對待。正如Bernanke所述，從實證研究角度區(qū)分資產(chǎn)負債表效應和銀行貸款渠道效應極其困難，而且隨著金融管制的不斷放松和金融創(chuàng)新的不斷深化，銀行貸款渠道的重要性將隨時間下降，關于其存在性的證明也將更加困難。本文只能通過觀察銀行資產(chǎn)負債結構的變化來證實銀行貸款渠道發(fā)揮作用的條件，而不能預測在貨幣政策變化時銀行債務資金成本的變化是否由信貸總量的變化所引起。因為，本文提供的證據(jù)———企業(yè)債務結構的變化，雖然是由資金成本的變化所致，但是這一變化更一般的意義上是由資產(chǎn)負債表渠道下企業(yè)抵押價值和財務風險變動所引起。于是，清晰界定相關證據(jù)的理論解釋還需做進一步的研究。

本文作者：馬文超工作單位：江蘇科技大學