林朝穎??黃志剛??楊廣青

摘要：采用面板門限回歸模型研究數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，結(jié)果表明：數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對企業(yè)均存在風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，且價格型貨幣政策工具的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于數(shù)量型貨幣政策工具；數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對高財務(wù)杠桿企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)均強(qiáng)于低杠桿企業(yè)，且數(shù)量型貨幣政策工具風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的非對稱性強(qiáng)于價格型貨幣政策工具。因此央行在選擇貨幣政策工具時應(yīng)納入微觀企業(yè)風(fēng)險感知及響應(yīng)的考量，避免企業(yè)風(fēng)險共振而削弱貨幣政策的理論效力。

關(guān)鍵詞：數(shù)量型；價格型；貨幣政策工具；企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.06.13

中圖分類號：F822；F27235 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-8409（2015）06-0055-05

1 引言

當(dāng)經(jīng)濟(jì)態(tài)勢盛衰交替、價格走勢漲跌互現(xiàn)時，央行采用不同的貨幣政策工具調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長，抑制通貨膨脹。根據(jù)調(diào)控模式的不同，貨幣政策工具可分為數(shù)量型與價格型。隨著利率市場化改革的推進(jìn)，貨幣政策調(diào)控由數(shù)量型轉(zhuǎn)向價格型的呼聲日益高漲?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多集中在保證經(jīng)濟(jì)增長、應(yīng)對通脹方面比較論證數(shù)量型與價格型調(diào)控模式的政策效力，少有學(xué)者從風(fēng)險維度比較二者的孰優(yōu)孰劣。次貸危機(jī)喚起了理論界對貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的思考，以Taylor為首的學(xué)者劍指美聯(lián)儲過于寬松的貨幣政策是引發(fā)危機(jī)的重要原因[1]，而發(fā)達(dá)國家的央行行長則認(rèn)為不能把危機(jī)歸咎于貨幣政策[2～4]。政界與學(xué)術(shù)界對貨幣政策是否是危機(jī)爆發(fā)主要原因的爭論掀起了理論界對貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)渠道的討論，眾多學(xué)者從理論模型與實(shí)證檢驗(yàn)兩方面驗(yàn)證了貨幣政策對銀行的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，然而銀行只是風(fēng)險傳導(dǎo)的中介，貨幣政策對企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)更直接影響著貨幣政策的實(shí)施效果，但鮮有學(xué)者對此深入研究。

本文選取2003～2012年中國上市公司年度數(shù)據(jù)，比較研究數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)的差異性，從而將貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)渠道理論的證明由銀行層面拓展延伸至企業(yè)層面，在傳統(tǒng)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論只考慮實(shí)體經(jīng)濟(jì)“量”的增長基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步關(guān)注風(fēng)險承擔(dān)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)“質(zhì)”的影響，從而豐富和完善貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制理論，也為貨幣政策工具的選擇提供風(fēng)險維度的參考依據(jù)。

2 文獻(xiàn)回顧

國內(nèi)外學(xué)者對數(shù)量型與價格型貨幣政策工具的宏觀調(diào)控績效進(jìn)行了大量的研究，結(jié)論存在一定的差異。支持?jǐn)?shù)量調(diào)控為主的數(shù)量學(xué)派認(rèn)為：利率等價格型貨幣政策工具受外部沖擊的影響可能使經(jīng)濟(jì)陷入不確定性均衡，而在數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下經(jīng)濟(jì)有唯一均衡。不確定性均衡的存在證實(shí)了數(shù)量型貨幣政策工具在宏觀調(diào)控上更具優(yōu)勢[5]；方成、丁劍平認(rèn)為我國利率尚未完全市場化，使用數(shù)量規(guī)則進(jìn)行調(diào)控對我國經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行更有效[6]；而支持價格調(diào)控為主的價格學(xué)派則認(rèn)為，價格型貨幣政策工具能更好地向市場傳遞與政府行為相關(guān)的信息[7]，且能更好地控制通貨膨脹并使緊縮具有內(nèi)生性[8]；馬文濤分析表明：從宏觀調(diào)控績效看，價格型貨幣政策工具優(yōu)于數(shù)量型貨幣政策工具且穩(wěn)定性較強(qiáng)[9]；周浩也認(rèn)為價格型與數(shù)量型貨幣政策工具相比具有更透明與更好控制通脹的優(yōu)勢[10]。另外有中間學(xué)派認(rèn)為數(shù)量型與價格型貨幣政策工具在宏觀調(diào)控績效上無差異，貨幣當(dāng)局可從金融運(yùn)行的實(shí)際情況出發(fā)靈活選擇應(yīng)用兩種工具[11]。

危機(jī)爆發(fā)后學(xué)者們開始從風(fēng)險維度評價貨幣政策的調(diào)控績效，由此興起了貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)學(xué)說。Borio和Zhu首次提出貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)渠道理論，即貨幣政策會影響金融中介對風(fēng)險的認(rèn)識或風(fēng)險容忍度進(jìn)而向其傳導(dǎo)風(fēng)險[12]；隨后Valencia，Dell、Ariccia等通過理論建模驗(yàn)證了貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)渠道理論對銀行的適用性[13，14]；Jiménez等，Delis和Kouretas，牛曉健和裘翔從實(shí)證角度證明貨幣政策對銀行存在風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)[15～17]。然而不同的貨幣政策工具對企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)是否相同，相同的貨幣政策工具對不同企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)是否存在差異尚無學(xué)者深入研究。

綜上所述，不論是數(shù)量學(xué)派、價格學(xué)派還是中間學(xué)派主要是從促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出與抑制通脹兩方面比較數(shù)量型和價格型貨幣政策工具的宏觀調(diào)控績效，然而從風(fēng)險維度特別是微觀企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)方面比較兩種工具的文獻(xiàn)卻極罕見。本文從貨幣政策的最終作用對象即企業(yè)入手比較數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的大小以及非對稱性，為宏觀調(diào)控進(jìn)一步科學(xué)化服務(wù)。

3 理論分析與研究假設(shè)

價格型貨幣政策工具主要有存貸款基準(zhǔn)利率、再貸款利率以及再貼現(xiàn)利率。一方面，利率越低，銀行信貸供給越多[18]；企業(yè)風(fēng)險管理效率越低[19]；貸款違約率越高，信貸風(fēng)險越大[20]。因此低利率將導(dǎo)致銀行與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平同時上升，反之高利率將導(dǎo)致銀行與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平同時下降；另一方面利率會直接影響企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債狀況[21]進(jìn)而影響企業(yè)管理者的風(fēng)險規(guī)避程度及企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。數(shù)量型貨幣政策工具主要包括公開市場操作與存款準(zhǔn)備金率，央行通過數(shù)量型工具影響銀行的流動性，進(jìn)而影響銀行的貸款供給與企業(yè)的融資約束，最終影響管理者的風(fēng)險規(guī)避程度及企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。因此從風(fēng)險傳導(dǎo)機(jī)理來看，數(shù)量型工具主要通過影響金融中介的流動性間接影響企業(yè)的融資約束，進(jìn)而向企業(yè)傳導(dǎo)風(fēng)險。而價格型工具既能直接影響企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)，又能通過銀行等中介機(jī)構(gòu)間接向企業(yè)傳導(dǎo)風(fēng)險，由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：數(shù)量型貨幣政策工具對企業(yè)具有風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)。

假設(shè)2：價格型貨幣政策工具對企業(yè)具有風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)。

假設(shè)3：價格型貨幣政策工具的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于數(shù)量型貨幣政策工具。

在貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)渠道理論中，銀行的資本充足率對貨幣政策的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)發(fā)揮著重要作用。張雪蘭和何德旭認(rèn)為銀行投資中自有資金占比越多，道德風(fēng)險發(fā)生的概率越低，銀行投資就越審慎[22]；方意等，江曙霞和陳玉嬋均認(rèn)為貨幣政策對銀行存在風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，且資本充足率在其中起重要作用[23， 24]。本文認(rèn)為銀行只是特殊的企業(yè)，在信息不對稱環(huán)境及有限責(zé)任制度背景下，降低存款準(zhǔn)備金率降低了企業(yè)的融資約束，降低利率減少了企業(yè)的融資成本，兩種貨幣政策工具都會使企業(yè)自由現(xiàn)金流量增加，管理者發(fā)生道德風(fēng)險的可能增大，杠桿較高企業(yè)由于風(fēng)險承擔(dān)導(dǎo)致股東損失的比例較小，過度承擔(dān)風(fēng)險的可能性更大，對貨幣政策的風(fēng)險敏感性更強(qiáng)。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：不論是數(shù)量型還是價格型貨幣政策工具對不同財務(wù)杠桿企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)存在非對稱效應(yīng)，對資產(chǎn)負(fù)債率較高企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于資產(chǎn)負(fù)債率較低的企業(yè)。

高杠桿企業(yè)自有資本少，財務(wù)風(fēng)險高，極易受到銀行信貸配給的約束，因此與低杠桿企業(yè)相比，高杠桿企業(yè)面臨的最大融資難題不是融資成本而是融資約束。價格型貨幣政策工具主要影響企業(yè)的融資成本，而數(shù)量型貨幣政策工具主要影響銀行流動性進(jìn)而影響企業(yè)的融資約束，因此在數(shù)量型貨幣政策下不同財務(wù)杠桿企業(yè)的風(fēng)險敏感性差異強(qiáng)于價格型貨幣政策。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：數(shù)量型貨幣政策工具對不同杠桿企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的非對稱性強(qiáng)于價格型貨幣政策工具。

4 研究設(shè)計

4.1 樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2003～2012年非金融企業(yè)上市公司年度數(shù)據(jù)研究數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對不同企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的差異。剔除金融企業(yè)、ST企業(yè)及數(shù)據(jù)不完整公司后，樣本為1011家上市公司平衡面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)源于中國人民銀行網(wǎng)站、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站以及國泰安數(shù)據(jù)庫。

4.2 模型設(shè)定與變量定義

根據(jù)前文理論分析，數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對企業(yè)存在風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，且風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的大小取決于企業(yè)的財務(wù)杠桿水平即資產(chǎn)負(fù)債率，因此本文采用Hansen的門限面板模型描述貨幣政策與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平之間的非線性關(guān)系[25]。具體模型表示為：

Riskit=αXit+β1MtI（Debtratioit≤γ）+β2MtI（Debtratioit>γ）+ui+eit（1）

其中Risk表示企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，M表示貨幣政策，Debtratio為企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，γ是模型的門限變量，β1表示企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率小等于門限值γ時的貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)系數(shù)，β2表示企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率大于門限值γ時的貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)系數(shù)。Xit是控制變量的向量，i代表企業(yè)，t代表年份。

根據(jù)以往文獻(xiàn)，本文采用John等，F(xiàn)accio等的方法計量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，即取5年（第t，t+1，t+2，t+3，t+4年，其中t表示觀測當(dāng)年）作為一個觀測時段，以滾動的方法計算ROAROA為企業(yè)息稅折舊攤銷前利潤除以期末資產(chǎn)總額的比率。息稅折舊攤銷前利潤=營業(yè)利潤+財務(wù)費(fèi)用+固定資產(chǎn)折舊+油氣資產(chǎn)折耗+生產(chǎn)性生物資產(chǎn)折舊+無形資產(chǎn)攤銷+長期待攤費(fèi)用攤銷。5年的波動率來反映第t年企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平[26，27]。計算波動率時先對企業(yè)每年的ROA按照行業(yè)均值調(diào)整，然后計算企業(yè)在觀測時段（5年內(nèi)）經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA標(biāo)準(zhǔn)差。即：

ADJROAin=ROAin-1Xi∑Xik=1ROAkn（2）

Riskit=1N-1∑Nn=1（ADJROAin-1N

∑Nn=1ADJROAin）2|N=5

（3）

其中Xi表示企業(yè)i所處行業(yè)的企業(yè)總數(shù)， n表示滾動年份。

式（1）中，M為貨幣政策的代理變量。2003～2012十年期間中國人民銀行先后調(diào)整法定存款準(zhǔn)備金率41次，可見法定存款準(zhǔn)備金率在我國貨幣政策實(shí)踐中占據(jù)重要地位，因此，參照徐明東和陳學(xué)彬，方意等的方法選取央行法定存款準(zhǔn)備金率（Rate）作為數(shù)量型貨幣政策工具的代理變量[28，23]。價格型貨幣政策工具中一年期存貸款利率被認(rèn)為是最有效的，而相對存款利率而言貸款利率對企業(yè)投融資活動的影響更大，因此本文選用一年期貸款基準(zhǔn)利率（Interest）作為價格型貨幣政策工具的代理變量。其余控制變量定義見表1。估計模型時對企業(yè)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize處理。

1 引言

當(dāng)經(jīng)濟(jì)態(tài)勢盛衰交替、價格走勢漲跌互現(xiàn)時，央行采用不同的貨幣政策工具調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長，抑制通貨膨脹。根據(jù)調(diào)控模式的不同，貨幣政策工具可分為數(shù)量型與價格型。隨著利率市場化改革的推進(jìn)，貨幣政策調(diào)控由數(shù)量型轉(zhuǎn)向價格型的呼聲日益高漲?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多集中在保證經(jīng)濟(jì)增長、應(yīng)對通脹方面比較論證數(shù)量型與價格型調(diào)控模式的政策效力，少有學(xué)者從風(fēng)險維度比較二者的孰優(yōu)孰劣。次貸危機(jī)喚起了理論界對貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的思考，以Taylor為首的學(xué)者劍指美聯(lián)儲過于寬松的貨幣政策是引發(fā)危機(jī)的重要原因[1]，而發(fā)達(dá)國家的央行行長則認(rèn)為不能把危機(jī)歸咎于貨幣政策[2～4]。政界與學(xué)術(shù)界對貨幣政策是否是危機(jī)爆發(fā)主要原因的爭論掀起了理論界對貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)渠道的討論，眾多學(xué)者從理論模型與實(shí)證檢驗(yàn)兩方面驗(yàn)證了貨幣政策對銀行的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，然而銀行只是風(fēng)險傳導(dǎo)的中介，貨幣政策對企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)更直接影響著貨幣政策的實(shí)施效果，但鮮有學(xué)者對此深入研究。

本文選取2003～2012年中國上市公司年度數(shù)據(jù)，比較研究數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)的差異性，從而將貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)渠道理論的證明由銀行層面拓展延伸至企業(yè)層面，在傳統(tǒng)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論只考慮實(shí)體經(jīng)濟(jì)“量”的增長基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步關(guān)注風(fēng)險承擔(dān)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)“質(zhì)”的影響，從而豐富和完善貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制理論，也為貨幣政策工具的選擇提供風(fēng)險維度的參考依據(jù)。

2 文獻(xiàn)回顧

國內(nèi)外學(xué)者對數(shù)量型與價格型貨幣政策工具的宏觀調(diào)控績效進(jìn)行了大量的研究，結(jié)論存在一定的差異。支持?jǐn)?shù)量調(diào)控為主的數(shù)量學(xué)派認(rèn)為：利率等價格型貨幣政策工具受外部沖擊的影響可能使經(jīng)濟(jì)陷入不確定性均衡，而在數(shù)量型貨幣政策工具調(diào)控下經(jīng)濟(jì)有唯一均衡。不確定性均衡的存在證實(shí)了數(shù)量型貨幣政策工具在宏觀調(diào)控上更具優(yōu)勢[5]；方成、丁劍平認(rèn)為我國利率尚未完全市場化，使用數(shù)量規(guī)則進(jìn)行調(diào)控對我國經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行更有效[6]；而支持價格調(diào)控為主的價格學(xué)派則認(rèn)為，價格型貨幣政策工具能更好地向市場傳遞與政府行為相關(guān)的信息[7]，且能更好地控制通貨膨脹并使緊縮具有內(nèi)生性[8]；馬文濤分析表明：從宏觀調(diào)控績效看，價格型貨幣政策工具優(yōu)于數(shù)量型貨幣政策工具且穩(wěn)定性較強(qiáng)[9]；周浩也認(rèn)為價格型與數(shù)量型貨幣政策工具相比具有更透明與更好控制通脹的優(yōu)勢[10]。另外有中間學(xué)派認(rèn)為數(shù)量型與價格型貨幣政策工具在宏觀調(diào)控績效上無差異，貨幣當(dāng)局可從金融運(yùn)行的實(shí)際情況出發(fā)靈活選擇應(yīng)用兩種工具[11]。

危機(jī)爆發(fā)后學(xué)者們開始從風(fēng)險維度評價貨幣政策的調(diào)控績效，由此興起了貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)學(xué)說。Borio和Zhu首次提出貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)渠道理論，即貨幣政策會影響金融中介對風(fēng)險的認(rèn)識或風(fēng)險容忍度進(jìn)而向其傳導(dǎo)風(fēng)險[12]；隨后Valencia，Dell、Ariccia等通過理論建模驗(yàn)證了貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)渠道理論對銀行的適用性[13，14]；Jiménez等，Delis和Kouretas，牛曉健和裘翔從實(shí)證角度證明貨幣政策對銀行存在風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)[15～17]。然而不同的貨幣政策工具對企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)是否相同，相同的貨幣政策工具對不同企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)是否存在差異尚無學(xué)者深入研究。

綜上所述，不論是數(shù)量學(xué)派、價格學(xué)派還是中間學(xué)派主要是從促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出與抑制通脹兩方面比較數(shù)量型和價格型貨幣政策工具的宏觀調(diào)控績效，然而從風(fēng)險維度特別是微觀企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)方面比較兩種工具的文獻(xiàn)卻極罕見。本文從貨幣政策的最終作用對象即企業(yè)入手比較數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的大小以及非對稱性，為宏觀調(diào)控進(jìn)一步科學(xué)化服務(wù)。

3 理論分析與研究假設(shè)

價格型貨幣政策工具主要有存貸款基準(zhǔn)利率、再貸款利率以及再貼現(xiàn)利率。一方面，利率越低，銀行信貸供給越多[18]；企業(yè)風(fēng)險管理效率越低[19]；貸款違約率越高，信貸風(fēng)險越大[20]。因此低利率將導(dǎo)致銀行與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平同時上升，反之高利率將導(dǎo)致銀行與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平同時下降；另一方面利率會直接影響企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債狀況[21]進(jìn)而影響企業(yè)管理者的風(fēng)險規(guī)避程度及企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。數(shù)量型貨幣政策工具主要包括公開市場操作與存款準(zhǔn)備金率，央行通過數(shù)量型工具影響銀行的流動性，進(jìn)而影響銀行的貸款供給與企業(yè)的融資約束，最終影響管理者的風(fēng)險規(guī)避程度及企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。因此從風(fēng)險傳導(dǎo)機(jī)理來看，數(shù)量型工具主要通過影響金融中介的流動性間接影響企業(yè)的融資約束，進(jìn)而向企業(yè)傳導(dǎo)風(fēng)險。而價格型工具既能直接影響企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)，又能通過銀行等中介機(jī)構(gòu)間接向企業(yè)傳導(dǎo)風(fēng)險，由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：數(shù)量型貨幣政策工具對企業(yè)具有風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)。

假設(shè)2：價格型貨幣政策工具對企業(yè)具有風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)。

假設(shè)3：價格型貨幣政策工具的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于數(shù)量型貨幣政策工具。

在貨幣政策風(fēng)險承擔(dān)渠道理論中，銀行的資本充足率對貨幣政策的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)發(fā)揮著重要作用。張雪蘭和何德旭認(rèn)為銀行投資中自有資金占比越多，道德風(fēng)險發(fā)生的概率越低，銀行投資就越審慎[22]；方意等，江曙霞和陳玉嬋均認(rèn)為貨幣政策對銀行存在風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，且資本充足率在其中起重要作用[23， 24]。本文認(rèn)為銀行只是特殊的企業(yè)，在信息不對稱環(huán)境及有限責(zé)任制度背景下，降低存款準(zhǔn)備金率降低了企業(yè)的融資約束，降低利率減少了企業(yè)的融資成本，兩種貨幣政策工具都會使企業(yè)自由現(xiàn)金流量增加，管理者發(fā)生道德風(fēng)險的可能增大，杠桿較高企業(yè)由于風(fēng)險承擔(dān)導(dǎo)致股東損失的比例較小，過度承擔(dān)風(fēng)險的可能性更大，對貨幣政策的風(fēng)險敏感性更強(qiáng)。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：不論是數(shù)量型還是價格型貨幣政策工具對不同財務(wù)杠桿企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)存在非對稱效應(yīng)，對資產(chǎn)負(fù)債率較高企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于資產(chǎn)負(fù)債率較低的企業(yè)。

高杠桿企業(yè)自有資本少，財務(wù)風(fēng)險高，極易受到銀行信貸配給的約束，因此與低杠桿企業(yè)相比，高杠桿企業(yè)面臨的最大融資難題不是融資成本而是融資約束。價格型貨幣政策工具主要影響企業(yè)的融資成本，而數(shù)量型貨幣政策工具主要影響銀行流動性進(jìn)而影響企業(yè)的融資約束，因此在數(shù)量型貨幣政策下不同財務(wù)杠桿企業(yè)的風(fēng)險敏感性差異強(qiáng)于價格型貨幣政策。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：數(shù)量型貨幣政策工具對不同杠桿企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的非對稱性強(qiáng)于價格型貨幣政策工具。

4 研究設(shè)計

4.1 樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2003～2012年非金融企業(yè)上市公司年度數(shù)據(jù)研究數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對不同企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的差異。剔除金融企業(yè)、ST企業(yè)及數(shù)據(jù)不完整公司后，樣本為1011家上市公司平衡面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)源于中國人民銀行網(wǎng)站、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站以及國泰安數(shù)據(jù)庫。

4.2 模型設(shè)定與變量定義

根據(jù)前文理論分析，數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對企業(yè)存在風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，且風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的大小取決于企業(yè)的財務(wù)杠桿水平即資產(chǎn)負(fù)債率，因此本文采用Hansen的門限面板模型描述貨幣政策與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平之間的非線性關(guān)系[25]。具體模型表示為：

Riskit=αXit+β1MtI（Debtratioit≤γ）+β2MtI（Debtratioit>γ）+ui+eit（1）

其中Risk表示企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，M表示貨幣政策，Debtratio為企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，γ是模型的門限變量，β1表示企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率小等于門限值γ時的貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)系數(shù)，β2表示企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率大于門限值γ時的貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)系數(shù)。Xit是控制變量的向量，i代表企業(yè)，t代表年份。

根據(jù)以往文獻(xiàn)，本文采用John等，F(xiàn)accio等的方法計量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，即取5年（第t，t+1，t+2，t+3，t+4年，其中t表示觀測當(dāng)年）作為一個觀測時段，以滾動的方法計算ROAROA為企業(yè)息稅折舊攤銷前利潤除以期末資產(chǎn)總額的比率。息稅折舊攤銷前利潤=營業(yè)利潤+財務(wù)費(fèi)用+固定資產(chǎn)折舊+油氣資產(chǎn)折耗+生產(chǎn)性生物資產(chǎn)折舊+無形資產(chǎn)攤銷+長期待攤費(fèi)用攤銷。5年的波動率來反映第t年企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平[26，27]。計算波動率時先對企業(yè)每年的ROA按照行業(yè)均值調(diào)整，然后計算企業(yè)在觀測時段（5年內(nèi)）經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA標(biāo)準(zhǔn)差。即：

ADJROAin=ROAin-1Xi∑Xik=1ROAkn（2）

Riskit=1N-1∑Nn=1（ADJROAin-1N

∑Nn=1ADJROAin）2|N=5

（3）

其中Xi表示企業(yè)i所處行業(yè)的企業(yè)總數(shù)， n表示滾動年份。

式（1）中，M為貨幣政策的代理變量。2003～2012十年期間中國人民銀行先后調(diào)整法定存款準(zhǔn)備金率41次，可見法定存款準(zhǔn)備金率在我國貨幣政策實(shí)踐中占據(jù)重要地位，因此，參照徐明東和陳學(xué)彬，方意等的方法選取央行法定存款準(zhǔn)備金率（Rate）作為數(shù)量型貨幣政策工具的代理變量[28，23]。價格型貨幣政策工具中一年期存貸款利率被認(rèn)為是最有效的，而相對存款利率而言貸款利率對企業(yè)投融資活動的影響更大，因此本文選用一年期貸款基準(zhǔn)利率（Interest）作為價格型貨幣政策工具的代理變量。其余控制變量定義見表1。估計模型時對企業(yè)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize處理。

4.3 描述性統(tǒng)計特征

從表2的描述性統(tǒng)計結(jié)果發(fā)現(xiàn)：企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平均值為02269，美國、加拿大在1994～2004年企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平均值分別為0088、0094[30]，歐洲主要國家在1999～2007年企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平均值為0048[27]，均低于本文樣本企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，可見我國企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)還處于較高水平。

5 實(shí)證結(jié)果與分析

51 門限效應(yīng)檢驗(yàn)

選取資產(chǎn)負(fù)債率作為模型估計的門限變量，分別檢驗(yàn)兩種貨幣政策工具對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響是否存在門限效應(yīng)，結(jié)果顯示不論利率還是存款準(zhǔn)備金率對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響大小均取決于企業(yè)的杠桿水平，即存在門限效應(yīng)。

52 模型估計結(jié)果及分析

采用面板門限回歸模型檢驗(yàn)價格型與數(shù)量型貨幣政策工具對企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，估計結(jié)果見表3。不論資產(chǎn)負(fù)債率大于還是小于08768，存款準(zhǔn)備金率與利率對企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)均顯著小于0，因此數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對企業(yè)均具有風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，假設(shè)1與假設(shè)2得證。

從風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)的絕對值來看，價格型貨幣政策工具對企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)均大于數(shù)量型貨幣政策工具，即價格型貨幣政策工具對企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于數(shù)量型貨幣政策工具，假設(shè)3得證。

從風(fēng)險傳導(dǎo)非對稱效應(yīng)來看，α2/α1=8153/5347=1525>1，說明數(shù)量型貨幣政策工具對高財務(wù)杠桿企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于低杠桿企業(yè)。β2/β1=30721/26395=1.164>1，說明價格型貨幣政策工具對高財務(wù)杠桿企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)也強(qiáng)于低杠桿企業(yè)，假設(shè)4得證。1525大于1.164，說明數(shù)量型貨幣政策工具對企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)的非對稱性強(qiáng)于價格型貨幣政策工具，假設(shè)5得證。

53 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文的核心變量為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平變量，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文根據(jù)Faccio[27]的方法采用企業(yè)在觀測時段即5年內(nèi)（第t，t+1，t+2，t+3，t+4年）ROA的最大值與最小值之間的差額ΔROA作為第t年企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的代理變量，檢驗(yàn)結(jié)論與前文一致（限于篇幅不列示）。

6 結(jié)論與啟示

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要是從宏觀經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出與通貨膨脹兩方面比較數(shù)量型和價格型貨幣政策工具的宏觀調(diào)控績效，較少從微觀企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的角度比較兩種貨幣政策工具的調(diào)控效果。宏觀貨幣政策的選擇須建立在對微觀主體行為的正確理解之上，本文選取我國非金融業(yè)上市公司為研究對象，采用面板門限回歸模型研究數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對不同杠桿企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，得出如下結(jié)論：①不論是數(shù)量型還是價格型貨幣政策工具對企業(yè)均存在風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)；②價格型貨幣政策工具的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于數(shù)量型貨幣政策工具；③數(shù)量型貨幣政策工具對不同杠桿企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)的非對稱性強(qiáng)于價格型貨幣政策工具。

基于上述研究結(jié)論，得出如下啟示：首先，貨幣政策制定者在決策過程中應(yīng)納入微觀企業(yè)風(fēng)險感知及響應(yīng)的考量，將宏觀審慎政策框架由銀行拓展至實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，避免貨幣政策引發(fā)企業(yè)風(fēng)險取向的趨同而導(dǎo)致風(fēng)險共振，削弱貨幣政策的理論效力；其次，鑒于微觀經(jīng)濟(jì)主體對價格型貨幣政策工具的風(fēng)險敏感性強(qiáng)于數(shù)量型貨幣政策工具的研究結(jié)論，本文贊同Goodhart等的觀點(diǎn)，即當(dāng)危機(jī)來臨時，央行采取固定名義利率的價格型調(diào)控策略比控制基礎(chǔ)貨幣的數(shù)量型調(diào)控策略更有助于維護(hù)金融穩(wěn)定[31]，因?yàn)榕c降低存款準(zhǔn)備金率相比，降低利率會更大幅度地刺激企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平；再次，為避免實(shí)施數(shù)量調(diào)控導(dǎo)致風(fēng)險過于集中在高杠桿企業(yè)，信貸部門應(yīng)嚴(yán)格控制信貸資金在高杠桿企業(yè)中的投放比例，貸前對高杠桿企業(yè)設(shè)置較高的信貸門檻，貸后應(yīng)密切關(guān)注高杠桿企業(yè)的流動性狀況，避免貨幣政策引發(fā)高杠桿企業(yè)的連鎖倒閉。

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（責(zé)任編輯：冉春紅）