舒長(zhǎng)江,洪 攀

(1.南昌航空大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 南昌 330063；2.江西財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，江西 南昌 330013)

一、引言與文獻(xiàn)回顧

2008年美國(guó)次貸危機(jī)引發(fā)了全球金融危機(jī)，為擺脫困境，各國(guó)短時(shí)間內(nèi)頻繁出臺(tái)了一攬子強(qiáng)刺激政策。世界經(jīng)濟(jì)緩慢復(fù)蘇使得政策變動(dòng)頻繁，造成市場(chǎng)主體對(duì)政策實(shí)施前景的理性預(yù)期更加困難，于是政策不確定性逐漸產(chǎn)生[1]。復(fù)雜的外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境加深了各國(guó)金融系統(tǒng)內(nèi)部脆弱性，加劇了各國(guó)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性，而各國(guó)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性已經(jīng)交織成一個(gè)復(fù)雜的閉環(huán)傳遞網(wǎng)絡(luò)。 當(dāng)今世界正面臨百年未有之大變局，疊加世紀(jì)疫情考驗(yàn)，世界各國(guó)步入全球同頻共振時(shí)代，國(guó)際貿(mào)易格局、全球金融體系和格局都在發(fā)生深刻調(diào)整與變化。中美兩國(guó)作為世界上最大的兩個(gè)經(jīng)濟(jì)體，兩國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策變動(dòng)不僅會(huì)對(duì)兩國(guó)自身產(chǎn)生影響，也會(huì)對(duì)世界產(chǎn)生重要沖擊。當(dāng)前我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的關(guān)鍵時(shí)期，擁有一個(gè)穩(wěn)定的外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境至關(guān)重要。長(zhǎng)期以來(lái)，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策存在高度的“數(shù)據(jù)依賴”問(wèn)題，其后果就是美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性加大。那么，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)我國(guó)金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化尤其是我國(guó)企業(yè)杠桿率調(diào)整產(chǎn)生怎樣的影響？具體通過(guò)哪些渠道產(chǎn)生影響？我國(guó)是典型的“二元”企業(yè)結(jié)構(gòu)，企業(yè)存在典型的融資約束分化現(xiàn)象，那么美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)融資約束異質(zhì)性企業(yè)杠桿率的影響是否具有差異？厘清和回答上述疑問(wèn)，不僅有利于我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策積極應(yīng)對(duì)防范美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定的負(fù)向沖擊，維護(hù)金融安全穩(wěn)定，而且有利于警醒我國(guó)企業(yè)保持合理的資本結(jié)構(gòu)，提升應(yīng)對(duì)外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境不確定性的能力。

宏觀經(jīng)濟(jì)政策手段蘊(yùn)含豐富的內(nèi)容，其主要內(nèi)核包括財(cái)政政策和貨幣政策。各國(guó)政府為實(shí)現(xiàn)既定目標(biāo)會(huì)靈活采用各種政策措施，頻繁變動(dòng)的政策工具不但會(huì)影響政策執(zhí)行的預(yù)期效果，更重要的是會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)停滯[2]。自金融危機(jī)以來(lái)，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策調(diào)整幅度和頻率超過(guò)以往，探討美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策調(diào)整的外溢效應(yīng)十分必要。國(guó)內(nèi)外諸多學(xué)者從跨地區(qū)風(fēng)險(xiǎn)溢出視角對(duì)美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策調(diào)整所造成的潛在沖擊進(jìn)行了深入探討。楊子暉和田磊(2013)從國(guó)際經(jīng)濟(jì)周期構(gòu)建了三層靜態(tài)因子模型，證實(shí)了美國(guó)經(jīng)濟(jì)周期主導(dǎo)著世界經(jīng)濟(jì)周期，為金融風(fēng)險(xiǎn)跨市場(chǎng)傳染研究奠定了基礎(chǔ)[3]。美國(guó)資本市場(chǎng)是誘發(fā)全球市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的導(dǎo)火索，美國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性是造成全球金融市場(chǎng)不穩(wěn)定的重要因素[4]。Mehmet等(2018)測(cè)度了美國(guó)、日本和歐洲等國(guó)家地區(qū)經(jīng)濟(jì)政策不確定性是否影響了我國(guó)香港、馬來(lái)西亞、韓國(guó)等的股票價(jià)格，發(fā)現(xiàn)除我國(guó)香港之外，馬來(lái)西亞、韓國(guó)反映出明顯的時(shí)變性特征[5]。Nguyen(2019)在VAR模型的基礎(chǔ)上研究了2008年金融危機(jī)后，美國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)其他國(guó)家產(chǎn)生影響的路徑和機(jī)制，并對(duì)比了不同經(jīng)濟(jì)體的溢出效應(yīng)[6]。楊子暉和周穎剛(2018)采用DAG圖技術(shù)方法以及網(wǎng)絡(luò)拓?fù)浣Y(jié)構(gòu)方法，從網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)視角考察全球系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)演變路徑和機(jī)制，發(fā)現(xiàn)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)具有明顯的跨市場(chǎng)傳染性，中國(guó)內(nèi)地是金融風(fēng)險(xiǎn)溢出的主要接收者[7]。

國(guó)內(nèi)外諸多研究為后續(xù)工作打下了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。當(dāng)前，直接探討美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性與我國(guó)企業(yè)杠桿率之間關(guān)系的研究還比較少，但是從國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策不確定性視角出發(fā)，研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)杠桿率之間的文獻(xiàn)較多，并且形成了相對(duì)一致的結(jié)論。Zhang 等(2015)以2003—2013年我國(guó)非金融企業(yè)部門(mén)上市企業(yè)季度數(shù)據(jù)為研究樣本，討論在所有權(quán)異質(zhì)性和不同市場(chǎng)化程度條件下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)杠桿率的影響[8]。紀(jì)洋等(2018)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)異質(zhì)性和政府隱性擔(dān)保是影響經(jīng)濟(jì)政策不確定性作用于企業(yè)杠桿率的兩個(gè)重要因素[9]。Beckmann 和 Czudaj(2017)在傳統(tǒng)匯率決定模型的基礎(chǔ)上研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性與匯率之間的內(nèi)在關(guān)系發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響匯率，擾亂了市場(chǎng)參與者對(duì)未來(lái)的預(yù)期[10]。何運(yùn)信等(2021)利用我國(guó)73家商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)削弱貨幣政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響[11]。宮汝凱等(2019)研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)于企業(yè)投資的抑制作用在民營(yíng)企業(yè)和中小企業(yè)中體現(xiàn)得最為明顯[12]。王朝陽(yáng)等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境下，銀行借貸意愿會(huì)降低，從而變相抑制企業(yè)杠桿率[13]。李鳳羽和楊墨竹(2015)對(duì)比了2008年前后經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)投資的抑制作用，發(fā)現(xiàn)2008年之后抑制作用更為明顯[14]。郭田勇和孫光宇(2021)研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性提升會(huì)增加企業(yè)融資約束，對(duì)企業(yè)加杠桿會(huì)形成阻滯作用[15]。曾令濤和汪超(2015)研究貨幣政策與異質(zhì)性企業(yè)杠桿率之間關(guān)系發(fā)現(xiàn)，緊縮性貨幣政策會(huì)顯著降低企業(yè)杠桿率，并且這種作用對(duì)于高融資約束企業(yè)更為明顯[16]。司登奎等(2020)研究得出匯率政策不確定性對(duì)企業(yè)杠桿率提升存在顯著的正向作用，并且對(duì)低融資約束企業(yè)的作用效果更顯著[17]。王婷和李成(2017)以2005—2017年上市企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本實(shí)證分析指出，貨幣政策對(duì)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)的影響在產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性企業(yè)間存在差異[18]。趙恢林和黃建忠(2019)研究了貨幣政策對(duì)企業(yè)資本利用率的影響，發(fā)現(xiàn)民營(yíng)企業(yè)資本利用率顯著高于國(guó)有企業(yè)[19]。

綜觀國(guó)內(nèi)外研究發(fā)現(xiàn)，針對(duì)美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策溢出效應(yīng)的研究雖已涉獵，但是尚未涉及國(guó)內(nèi)企業(yè)杠桿率相關(guān)內(nèi)容，而國(guó)內(nèi)有關(guān)政策不確定性的研究重點(diǎn)主要集中在企業(yè)投資、風(fēng)險(xiǎn)傳染、資產(chǎn)價(jià)格以及產(chǎn)出增長(zhǎng)等方面，鮮有文獻(xiàn)將研究重點(diǎn)聚焦于國(guó)外貨幣政策不確定性對(duì)我國(guó)企業(yè)杠桿率的影響，尤其是缺乏對(duì)融資約束異質(zhì)性企業(yè)杠桿率影響的相關(guān)研究。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：(1)結(jié)合我國(guó)典型的“二元”企業(yè)結(jié)構(gòu)，從企業(yè)融資約束異質(zhì)性視角，考察了開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下國(guó)外貨幣政策不確定性對(duì)我國(guó)金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化尤其是我國(guó)企業(yè)杠桿率調(diào)整的影響，進(jìn)一步深化了現(xiàn)有研究關(guān)于經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)杠桿率影響的研究范疇；(2)從資產(chǎn)價(jià)格渠道、匯率渠道和利率渠道分別考察了國(guó)外貨幣政策對(duì)國(guó)內(nèi)微觀企業(yè)的溢出效應(yīng)，刻畫(huà)了貨幣政策對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的跨國(guó)傳導(dǎo)機(jī)制，既豐富了貨幣政策理論，也是對(duì)現(xiàn)代公司金融理論的補(bǔ)充。

二、理論分析

本文借鑒Dornbusch(1976)[20]、Kiyotaki和Moore(1997)[21]、Guerrieri和Iacoviello(2015)[22]、Almeida和Wolfenzon(2004)[23]、 Han和Qiu(2007)[24]等文獻(xiàn)，考慮我國(guó)典型的“二元”企業(yè)結(jié)構(gòu)，構(gòu)建了開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下包含融資約束異質(zhì)性特征的貨幣政策溢出效應(yīng)的兩國(guó)簡(jiǎn)化經(jīng)濟(jì)模型，重點(diǎn)刻畫(huà)美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)我國(guó)企業(yè)杠桿率的溢出傳導(dǎo)機(jī)制。

(一)國(guó)際傳導(dǎo)階段

假設(shè)t時(shí)期國(guó)外四部門(mén)滿足國(guó)外市場(chǎng)均衡條件為：

(1)

(2)

(3)

現(xiàn)假設(shè)國(guó)外財(cái)政政策保持不變，考察貨幣政策變動(dòng)的影響。對(duì)式(1)—(3)進(jìn)行全微分，整理可得：

(4)

(二)國(guó)內(nèi)傳導(dǎo)階段

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)通常做法，定義企業(yè)杠桿率lev為企業(yè)負(fù)債與企業(yè)資產(chǎn)的比值。企業(yè)向金融機(jī)構(gòu)借貸通常需要資產(chǎn)抵押(質(zhì)押)，金融機(jī)構(gòu)按照資產(chǎn)評(píng)估價(jià)的一定折扣向企業(yè)放貸，因此企業(yè)面臨融資約束：

Bt≤θt(1-δ)Expt(Pt+1Ktπt+1/it)

(5)

其中，Bt表示國(guó)內(nèi)企業(yè)債務(wù)額；θt表示貸款價(jià)值比，且θt∈(0,1)；δ表示資產(chǎn)折舊率； Expt(Pt+1Ktπt+1/it)表示抵押物的市場(chǎng)估值；πt+1表示國(guó)內(nèi)通貨膨脹。

考慮我國(guó)典型的“二元”企業(yè)結(jié)構(gòu)特征，將企業(yè)劃分為強(qiáng)融資約束和弱融資約束兩類(2)弱融資約束企業(yè)指凡是能夠提升企業(yè)凈現(xiàn)值的投資項(xiàng)目均能以微小成本獲得外部融資的企業(yè)；強(qiáng)融資約束企業(yè)指受到資金約束限制，最優(yōu)資金不能有效投向正凈現(xiàn)值投資項(xiàng)目，從而導(dǎo)致沒(méi)有足夠信用獲得更多外部融資的企業(yè)[23][24]。。對(duì)于強(qiáng)融資約束企業(yè)S，其債務(wù)額就是最大的融資限額，即BSt=θt(1-δ)Expt(Pt+1KStπt+1/it)。對(duì)于弱融資約束企業(yè)W，其債務(wù)額為部分最大融資限額，即BWt=θt(1-δ)Expt(Pt+1KWtπt+1/it)-ζt，ζt表示企業(yè)最大融資額與實(shí)際融資額的差值。通過(guò)這個(gè)表達(dá)式可知，假設(shè)其他條件不變，未來(lái)一期資產(chǎn)價(jià)格Pt+1下降或名義匯率Et降低，引發(fā)當(dāng)期本國(guó)企業(yè)貸款需求上升，導(dǎo)致企業(yè)最大融資額與實(shí)際融資額的差值減小。與此同時(shí)，由于ζt受當(dāng)期本國(guó)實(shí)際利率it的影響，it的上升使得債權(quán)人對(duì)企業(yè)抵押品估價(jià)降低，低融資約束企業(yè)必須增加融資額以滿足基本借貸需求，故有ζt=ζt(Pt+1,Et,it)，ζPt + 1′>0，ζEt′ > 0，ζit′ < 0，0≤ζt≤θt(1-δ)Expt(Pt+1KWtπt+1/it)。

參照Cook和Tang(2010)[25]的做法，假設(shè)企業(yè)在短期內(nèi)保持產(chǎn)量K不變，則企業(yè)價(jià)值主要依賴本國(guó)資產(chǎn)價(jià)格P，因此企業(yè)的杠桿率進(jìn)一步表達(dá)為：

(6)

(7)

將式(6)、(7)分別對(duì)Pt、Et、it求導(dǎo)，推導(dǎo)出如下待驗(yàn)證推論(3)限于篇幅，具體公式推導(dǎo)省略，作者備索。：

推論1：美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性通過(guò)資產(chǎn)價(jià)格渠道對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)的杠桿率具有負(fù)向溢出效應(yīng)，對(duì)弱融資約束企業(yè)的杠桿率溢出效應(yīng)不確定。

推論2：美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性通過(guò)匯率渠道對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)的杠桿率溢出效應(yīng)不確定，對(duì)弱融資約束企業(yè)的杠桿率具有負(fù)向溢出效應(yīng)。

推論3：美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性通過(guò)利率渠道對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)的杠桿率具有負(fù)向溢出效應(yīng)，對(duì)弱融資約束企業(yè)的杠桿率溢出效應(yīng)不確定。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取

本文選取2008—2019年A股上市企業(yè)季度數(shù)據(jù)作為研究樣本，并進(jìn)行如下處理：(1)剔除包含金融類業(yè)務(wù)的企業(yè)以及ST、PT類風(fēng)險(xiǎn)警示型企業(yè)；(2)剔除B股、H股以及當(dāng)季發(fā)行上市企業(yè)；(3)剔除沒(méi)有國(guó)際貿(mào)易業(yè)務(wù)的企業(yè)；(4)剔除樣本異常值、缺失值、數(shù)據(jù)不連續(xù)的企業(yè)。最后得到89家上市非金融企業(yè)數(shù)據(jù)樣本。為了防止樣本異常值，對(duì)所有樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了雙邊1%的縮尾處理。樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。實(shí)證檢驗(yàn)采用計(jì)量軟件Stata15.0。

(二)變量選取

參照劉海明和李明明(2020)[26]、李雙建和田國(guó)強(qiáng)(2020)[27]、胡久凱和王藝明(2020)[28]的研究，并考慮國(guó)外貨幣政策對(duì)國(guó)內(nèi)的影響可能會(huì)通過(guò)國(guó)內(nèi)貨幣政策起作用，選取如下變量：資產(chǎn)負(fù)債率(lev)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、企業(yè)總資產(chǎn)(Size)、前十大股東持股比例合計(jì)(Largest)、企業(yè)成立年限(Age)、貨幣供應(yīng)量(m2)、美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性(EPUA)(4)美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性數(shù)據(jù)來(lái)自http:∥www.policyuncertainty.com。、企業(yè)資產(chǎn)價(jià)格(TBQ)、匯率(HL)、利率(LL)。為使樣本數(shù)據(jù)更加真實(shí)客觀地反映內(nèi)在關(guān)系，對(duì)所有變量采用X11方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。各變量具體說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 變量說(shuō)明

關(guān)于企業(yè)融資約束的度量，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要采用KZ指數(shù)法、WW指數(shù)法以及SA指數(shù)法。根據(jù)鞠曉生等(2013)[29]的研究，較之WW指數(shù)和KZ指數(shù)，采用SA指數(shù)能有效避免指數(shù)帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，故本文采取SA指數(shù)法，其具體計(jì)算方法為：-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。參照Whited和 Wu(2006)[30]的做法，按照融資約束指數(shù)的絕對(duì)值大小，將前 50%與后50%的樣本劃分為強(qiáng)融資約束企業(yè)與弱融資約束企業(yè)。

(三)模型設(shè)計(jì)

為了避免解釋變量與被解釋變量之間存在雙向因果關(guān)系，加之貨幣政策變動(dòng)對(duì)企業(yè)杠桿率的影響會(huì)有時(shí)滯性，參照趙萌等(2020)[31]的方法，構(gòu)建下列動(dòng)態(tài)面板模型分別驗(yàn)證上述推論：

levi,t=α0+α1levi,t-1+α2EPUAi,t-1+α3TBQi,t-1+α4EPUAi,t-1*TBQi,t-1+α5Xi,t+ηi+μt+εi,t

(8)

levi,t=β0+β1levi,t-1+β2EPUAi,t-1+β3HLi,t-1+β4EPUAi,t-1*HLi,t-1+β5Xi,t+ηi+μt+εi,t

(9)

levi,t=λ0+λ1levi,t-1+λ2EPUAi,t-1+λ3LLi,t-1+λ4EPUAi,t-1*LLi,t-1+λ5Xi,t+ηi+μt+εi,t

(10)

其中，i表示企業(yè)，t表示時(shí)期，X表示控制變量的向量，η、μ分別表示地區(qū)非觀測(cè)效應(yīng)、時(shí)間非觀測(cè)效應(yīng)。本文重點(diǎn)關(guān)注α4、β4、λ4。為克服模型內(nèi)生性與多重共線性問(wèn)題，參照張成思和劉貫春(2018)[32]、王義中和宋敏(2014)[33]、王壘等(2019)[34]的研究，采用廣義矩估計(jì)法(GMM)進(jìn)行回歸(5)廣義矩估計(jì)法允許隨機(jī)誤差項(xiàng)存在序列相關(guān)和異方差，不需要事先明確隨機(jī)誤差項(xiàng)的分布，通過(guò)工具變量對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，可以有效解決計(jì)量模型的一般內(nèi)生性和一致有偏性問(wèn)題。本文參照現(xiàn)有文獻(xiàn)通常做法，在所有計(jì)量模型回歸估計(jì)之后皆進(jìn)行了Sargan 檢驗(yàn)，以判斷估計(jì)過(guò)程中工具變量的選取是否有效，進(jìn)而檢驗(yàn)系統(tǒng)GMM模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)定性與可靠性，限于篇幅，未在文中進(jìn)行詳細(xì)說(shuō)明。。由于差分GMM易受到弱工具變量的影響，而系統(tǒng)GMM 是將水平回歸方程和差分回歸方程進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)，其結(jié)論更具有穩(wěn)健性，因而本文采用系統(tǒng) GMM 進(jìn)行實(shí)證估計(jì)。

四、回歸結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率均值為0.585，落在合理區(qū)間，表明我國(guó)企業(yè)負(fù)債率整體可控。美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性均值為4.883，最大值為5.459，最小值為4.333，表明美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性上下波動(dòng)較大。企業(yè)資產(chǎn)價(jià)格均值為2.566，中位數(shù)為2.432，最大值為6.993，最小值為-0.614，表明企業(yè)資產(chǎn)價(jià)格極差較大。匯率均值為111.862，最大值為131.556，最小值為93.276，利率均值為3.084，最大值為4.756，最小值為1.003，表明在樣本期內(nèi)，人民幣價(jià)格變動(dòng)受市場(chǎng)影響較大。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)單位根檢驗(yàn)

為了防止偽回歸，需先對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。LLC檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)?zāi)軌蛉娣从诚嗤筒煌鶚颖厩樾?，各主要變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果P值均小于0.05(6)受篇幅限制，具體結(jié)果未報(bào)告，作者備索。，不存在單位根，可以進(jìn)行計(jì)量回歸分析。

(三)回歸結(jié)果分析

表3報(bào)告了計(jì)量模型的GMM回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，從資產(chǎn)價(jià)格渠道來(lái)看，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)弱融資約束企業(yè)杠桿率的影響系數(shù)為0.0035，表明美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)弱融資約束企業(yè)杠桿率具有正向溢出效應(yīng)，但是在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著；對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)杠桿率的影響系數(shù)在5%顯著性水平上為-0.0059，表明美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)杠桿率具有顯著負(fù)向溢出效應(yīng)。原因在于：隨著美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性加大，市場(chǎng)預(yù)期難以確立，市場(chǎng)恐慌情緒加大，全球資產(chǎn)價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)上升，導(dǎo)致全球資產(chǎn)價(jià)格下降，企業(yè)杠桿率上升(企業(yè)杠桿率的分母減少)。對(duì)于強(qiáng)融資約束企業(yè)，資產(chǎn)價(jià)格降低會(huì)導(dǎo)致其抵押物價(jià)值折損率加大，銀行信貸會(huì)大幅減少，加上其融資渠道有限、替代融資渠道較少，使得企業(yè)負(fù)債大幅降低，由于負(fù)債的下降幅度大于資產(chǎn)價(jià)格的下降幅度，抵消了因資產(chǎn)價(jià)格下降而引致的企業(yè)杠桿率上升，最終使企業(yè)杠桿率降低；對(duì)于弱融資約束企業(yè)，由于其融資渠道廣、可替代融資方案多，企業(yè)負(fù)債減少幅度小于資產(chǎn)價(jià)格下降幅度，因此其整體杠桿率不會(huì)下降甚至還會(huì)上升。因此，推論1基本得到驗(yàn)證。

從匯率渠道來(lái)看，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)弱融資約束企業(yè)杠桿率的影響系數(shù)在5%顯著性水平上為-0.0033，表明美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)弱融資約束企業(yè)杠桿率具有顯著負(fù)向溢出效應(yīng)，但是對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)杠桿率的影響系數(shù)不顯著，僅為0.0001。主要原因在于：美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性越大，表明美聯(lián)儲(chǔ)對(duì)后期經(jīng)濟(jì)發(fā)展的分歧越嚴(yán)重，引發(fā)市場(chǎng)對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的擔(dān)憂，美元存在貶值壓力。美元貶值使得人民幣匯率上升，不利于我國(guó)商品出口，企業(yè)投資降低。對(duì)于強(qiáng)融資約束企業(yè)，盡管企業(yè)投資減少，但是受制于融資渠道單一和再融資困難的現(xiàn)實(shí)困境，短期內(nèi)不會(huì)減少其債務(wù)額；但是對(duì)于弱融資約束企業(yè)來(lái)說(shuō)，在投資減少的情況下，企業(yè)可以靈活采取降低債務(wù)額的方式來(lái)降低經(jīng)營(yíng)成本，而不必?fù)?dān)心一旦投資增加而融資不暢的困境。因此，推論2得到驗(yàn)證。

從利率渠道來(lái)看，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)杠桿率的影響系數(shù)在1%顯著性水平上為-0.0049，表明美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)杠桿率具有顯著負(fù)向溢出效應(yīng)；對(duì)弱融資約束企業(yè)杠桿率的影響系數(shù)為0.0006，表明美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)弱融資約束企業(yè)杠桿率具有正向溢出效應(yīng)，但是不顯著。主要原因在于：如上文所述，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性加大會(huì)導(dǎo)致美元貶值、人民幣升值，資本出于套利需求，會(huì)加大對(duì)人民幣的需求，導(dǎo)致人民幣利率上升，企業(yè)融資成本增加。由于強(qiáng)融資約束企業(yè)多數(shù)是中小民營(yíng)企業(yè)，融資成本的增加會(huì)加大企業(yè)財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)，在盈利能力與抗風(fēng)險(xiǎn)能力有限的前提下，企業(yè)會(huì)理性選擇減少債務(wù)，讓企業(yè)杠桿率維持在低位水平；而弱融資約束企業(yè)多是大型國(guó)有企業(yè)，良好的銀企關(guān)系、政府的隱性擔(dān)保、多元的經(jīng)營(yíng)策略使得企業(yè)的利率敏感度較小。因此，推論3得到驗(yàn)證。

表3 美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定的溢出效應(yīng)GMM回歸結(jié)果

續(xù)表

(四)時(shí)變效應(yīng)分析

經(jīng)濟(jì)政策不確定性具有較強(qiáng)的時(shí)變特征，通常情況下，企業(yè)對(duì)短期債務(wù)的調(diào)整意圖會(huì)比長(zhǎng)期債務(wù)更強(qiáng)[35]。由于逆周期調(diào)節(jié)的貨幣政策錨定產(chǎn)出和企業(yè)杠桿率(債務(wù)償還)，表明企業(yè)負(fù)債期限結(jié)構(gòu)與貨幣政策息息相關(guān)?；诖?，本文提出假設(shè)：

假設(shè)1：相較于長(zhǎng)期杠桿率，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)企業(yè)短期杠桿率的溢出效應(yīng)更強(qiáng)。

為驗(yàn)證假設(shè)1，從利率渠道構(gòu)建如下動(dòng)態(tài)面板模型(7)相比于匯率渠道、資產(chǎn)價(jià)格渠道，我國(guó)利率市場(chǎng)化改革更加徹底與充分，考慮文章篇幅，僅從利率渠道考察美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)企業(yè)杠桿率溢出效應(yīng)的時(shí)變特征，當(dāng)然這不失一般性。：

Dlevi,t=λ0+λ1Dlevi,t-1+λ2EPUAi,t-1+λ3LLi,t-1+λ4EPUAi,t-1*LLi,t-1+λ5Xi,t+ηi+μt+εi,t

(11)

Clevi,t=λ0+λ1Clevi,t-1+λ2EPUAi,t-1+λ3LLi,t-1+λ4EPUAi,t-1*LLi,t-1+λ5Xi,t+ηi+μt+εi,t

(12)

其中，Dlev表示企業(yè)短期杠桿率，Clev表示企業(yè)長(zhǎng)期杠桿率，其他符號(hào)與式(10)相同。

表4結(jié)果顯示，通過(guò)利率渠道，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)弱融資約束企業(yè)短期杠桿率的影響系數(shù)為0.0025，長(zhǎng)期杠桿率的影響系數(shù)為0.0004；美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)短期杠桿率的影響系數(shù)為-0.0056，長(zhǎng)期杠桿率的影響系數(shù)為-0.0037。這表明美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性通過(guò)利率渠道對(duì)企業(yè)短期杠桿率的溢出效應(yīng)強(qiáng)于長(zhǎng)期杠桿率，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)企業(yè)杠桿率的溢出效應(yīng)具有典型的時(shí)變特征。因此，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表4 美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性溢出效應(yīng)的時(shí)變效應(yīng)GMM回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

現(xiàn)代貨幣理論認(rèn)為，貨幣政策調(diào)控主要通過(guò)供給機(jī)制與需求機(jī)制影響微觀企業(yè)的投資。通過(guò)信貸供給機(jī)制，貨幣政策可以改變企業(yè)的融資規(guī)模和融資成本，引導(dǎo)企業(yè)在不同資產(chǎn)之間進(jìn)行配置，實(shí)現(xiàn)企業(yè)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)，進(jìn)而對(duì)企業(yè)盈利能力產(chǎn)生直接影響[36]。通過(guò)需求機(jī)制，貨幣政策通過(guò)改變市場(chǎng)融資價(jià)格，引導(dǎo)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)水平，影響市場(chǎng)融資總需求，改變企業(yè)原有投資機(jī)會(huì)，從而對(duì)企業(yè)盈利能力產(chǎn)生直接影響[37]。根據(jù)紀(jì)敏等(2017)[38]的研究，以資產(chǎn)負(fù)債率作為微觀杠桿率的代理變量，可得Δ微觀杠桿率=Δ宏觀杠桿率+Δ資產(chǎn)收益率，企業(yè)的盈利能力對(duì)企業(yè)杠桿率會(huì)產(chǎn)生重要影響?；谏鲜龇治觯瑢⑵髽I(yè)盈利能力指標(biāo)ROA(每股盈利)設(shè)為工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法(2SLS)對(duì)式(8)—(10)進(jìn)行再估計(jì)。表5結(jié)果顯示，加入工具變量后計(jì)量結(jié)果穩(wěn)健，系數(shù)的顯著性和方向與前文一致。因此本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性，是可靠的。

表5 工具變量回歸結(jié)果(8)通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)ROA滯后一期是理想的工具變量，因此這里使用滯后一期ROA。

六、研究結(jié)論與建議

依據(jù)現(xiàn)代貨幣理論，借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，將企業(yè)融資約束異質(zhì)性納入開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下貨幣政策溢出效應(yīng)的兩國(guó)簡(jiǎn)化經(jīng)濟(jì)模型，考察了美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)我國(guó)企業(yè)杠桿率的溢出傳導(dǎo)機(jī)制，并利用2008—2019年A股上市非金融企業(yè)季度數(shù)據(jù)，從資產(chǎn)價(jià)格、匯率和利率渠道實(shí)證分析了美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)我國(guó)融資約束異質(zhì)性企業(yè)杠桿率的溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)我國(guó)融資約束異質(zhì)性企業(yè)杠桿率的溢出效應(yīng)在不同的傳導(dǎo)渠道下具有顯著差異。對(duì)于資產(chǎn)價(jià)格渠道，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)杠桿率具有顯著的負(fù)向溢出效應(yīng)，對(duì)弱融資約束企業(yè)杠桿率溢出效應(yīng)不確定；對(duì)于匯率渠道，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)弱融資約束企業(yè)杠桿率具有顯著負(fù)向溢出效應(yīng)，對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)杠桿率溢出效應(yīng)不確定；對(duì)于利率渠道，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)杠桿率具有顯著負(fù)向溢出效應(yīng)，對(duì)弱融資約束企業(yè)杠桿率溢出效應(yīng)不確定。進(jìn)一步從時(shí)變角度來(lái)看，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)企業(yè)短期杠桿率的溢出效應(yīng)強(qiáng)于長(zhǎng)期杠桿率，美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)我國(guó)企業(yè)杠桿率的溢出效應(yīng)具有典型的時(shí)變特征。

根據(jù)研究結(jié)論，提出如下建議：我國(guó)企業(yè)對(duì)貨幣政策跨國(guó)傳導(dǎo)渠道要有清醒認(rèn)識(shí)，強(qiáng)融資約束企業(yè)要防范資產(chǎn)價(jià)格渠道和利率渠道下美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)企業(yè)杠桿的沖擊，弱融資約束企業(yè)要防范匯率渠道下美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策不確定性對(duì)企業(yè)杠桿的沖擊。同時(shí)，優(yōu)化債務(wù)結(jié)構(gòu)，保持一定的債務(wù)安全邊界，積極拓展融資渠道，盡可能降低融資約束。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，企業(yè)應(yīng)建立健全風(fēng)險(xiǎn)防范和預(yù)警機(jī)制，政府需加強(qiáng)國(guó)際協(xié)調(diào)合作，不斷推進(jìn)人民幣跨境結(jié)算，提高人民幣的國(guó)際地位。由于美聯(lián)儲(chǔ)貨幣政策變動(dòng)對(duì)我國(guó)企業(yè)杠桿率的影響呈現(xiàn)出結(jié)構(gòu)化、差異化特征，貨幣管理當(dāng)局應(yīng)考慮到貨幣政策調(diào)整所帶來(lái)的潛在風(fēng)險(xiǎn)，并避免國(guó)內(nèi)國(guó)外不確定性共振對(duì)企業(yè)帶來(lái)更嚴(yán)重的影響。