所有制差异、信贷传导机制与政策工具的结构效应

奥鹏网院作业

所有制差异、信贷传导机制与政策工具的结构效应——基于双轨制经济结构的研究视角所有制差异、信贷传导机制与政策工具的结构效应
——基于双轨制经济结构的研究视角

摘 要： 货币政策结构调控功能是引导信贷资金投放，优化金融资源配置的重要方式。本文从我国双轨制经济结构与金融资源错配的现实问题出发，通过构建异质性企业信贷传导机制的理论分析模型，考察各种政策工具在调控国有和民营企业贷款的结构性特征。研究发现：基准利率工具对国有企业贷款影响较为突出，而对民营企业调控能力较弱。准备金工具和公开市场操作则主要作用于高风险民营企业的贷款供给，其对国有企业贷款调控能力相对较弱。本文还采用上市公司数据对政策工具结构调控功能进行了实证检验，结果支持了理论分析结论。本文认为，央行在创新货币政策工具，推进结构型工具使用中，应充分发挥传统政策工具的结构调控功能，协调搭配各类工具实现金融资源的优化配置。

关键词： 双轨制经济； 信贷传导机制； 货币政策工具； 结构调控功能

一、引言

2018年初以来，我国央行连续四次降准，但“宽货币”向“宽信用”的传导并不顺畅，社会融资增速从2017年的13%逐月缓慢下降，至2018年9月达到10%的水平，可谓增长乏力。在信用增长延续放缓态势下，小微企业、民营企业融资渠道变窄，融资难问题较为突出，根据银保监会最新统计，2018年9月末，民企贷款占贷款总额近25%，占对公贷款的40%，可以说货币政策信贷传导仍然面临着一定约束。同样是“宽信用”的稳健性货币政策，国有企业和民营企业的信贷传递效果却不一致，究竟是所有制性质差异导致的货币政策信贷传导机制的不同，还是所有制性质差异的企业对货币政策工具调节效应的反应模式不同？货币政策作为调节货币供应量的总量型工具，兼具调整金融资源配置的结构性功能，货币政策通过改变经济主体获取资金的成本，自发的淘汰不满足需求、技术水平落后、经营效率低下的企业，进而实现对产业结构甚至经济结构的影响。然而国有企业因为行政化特征以及存在的非市场化经营行为，对政策调控反应不同于私人企业，同时与行政化特征相配合的预算软约束也极大影响着国有企业的

信贷可获性和政策敏感性。所有制因素扭曲了市场化条件下货币政策“优胜劣汰”的结构调控功能，造成金融资源配置效率下降[1]。尽管2015年我国央行已经从政策层面完成了利率市场化改革，但基准利率工具仍然是指导资金市场定价的重要依据。张晓慧(2015)[2]提出现阶段我国政策操作中仍存在着数量或价格的限制，并且数量型工具居多，且透明性较差。这一政策操作特征与双轨制经济结构相辅相成[3]，并且削弱了机制在资源配置中的决定性作用。我国由于特有的双轨制经济结构以及衍生其上的金融安排，货币政策内含的结构调控功能更趋复杂。因此，基于双轨制经济结构的研究视角，探寻所有制差异、信贷传导机制与政策工具的结构效应有助于搞清国有企业和民营企业在货币政策调控下的不同信贷传导路径，以及对不同货币政策工具调控的反应模式，能够理清当前货币政策工具的结构调控特性，发挥政策工具的结构调控功能，做好“宽货币”向“宽信用”的传递，配合财政政策精准发力，也为解决民营中小企业融资难、融资贵问题提供参考依据和借鉴经验。

二、 文献综述

货币经济学领域的信贷学派观点侧重于新凯恩斯主义的货币政策传导机制，主要从银行资产负债表特征出发来分析银行贷款对经济产生的影响，其中货币政策影响金融资源的配置表现为政策传导的结构效应，在信贷传导渠道中，结构效应源于微观个体差异，因此多数学者通过分析资产负债特征与政策敏感性的联系来考察货币政策结构效应：Gertler和Gilchrist(1993a，1993b)[4-5]分析了大型企业和小型企业的政策敏感性差异，认为由于小型企业缺乏替代性融资支持，且资产净值较低，紧缩性货币政策下银行对小型企业贷款供给往往会转向大型企业，造成小型企业融资困难。Berger和Udell(1992)[6]分析了1977年至1988年超过一百万美元商业银行贷款的详细合同信息，发现优质的承诺借款人其贷款数量和成本受政策紧缩影响不显著，而非承诺中小企业则受政策影响较大。Fisher(1999)[7]通过构建具有不完善信贷市场的一般均衡模型，分析了异质性企业在紧缩性政策下可贷资金的变化。发现小企业受到严重的信贷约束，而大企业具有信息优势使其不会受到影响。Hubbard等(2002)[8]实证得到那些对银行贷款具有较高依赖性企业和多数小企业面临着较高的融资转换成本，其受到信贷收缩的影响最为显著。Matsuyama(2007)[9]分析了货币政策、借款人净值以及投资项目分布结构间相互影响关系，发现政策紧缩下净值低且项目风险大的公司的贷款受到影响最大。上述文献主要从银行资产负债表特征入手研究信贷传导渠道中银行对货币政策的敏感性，从而验证了信贷传导路径中政策工具结构效应的存在。

近年来我国学者也有大量的研究考察企业个体在政策传导中的异质性特征，但除了对资产负债表渠道分析外(朱博文等，2013[10]；朱新蓉和李虹含，2013[11])，较多研究从我国经济结构出发，分析了所有制差异对政策传导的影响，验证了国内信贷资源配置的所有制偏好的存在，即国有企业比民营企业更容易从银行获取贷款，利率更低期限更长。叶康涛和祝继高(2009)[12]实证分析了紧缩性政策与信贷资金配置情况，发现政策紧缩时期信贷更多投放给了国有企业和劳动密集型企业，而高成长性行业获得资金不足。陆正飞等(2009)[13]实证分析了2000年-2006年上市公司数据，发现信贷歧视存在我国国有企业和民营企业间，政策紧缩时民营企业负债增长明显放缓，长期贷款增速下降尤为明显。而同时国有上市公司长期贷款却保持快速增长。朱磊和章杉杉(2012)[14]以上市公司为样本，分析不同产权性质的企业受政策影响差异。分析结果表明国有企业受政策影响较小，非国有企业受到影响较小。饶品贵和姜国华(2011，2013a，2013b)[15-17]分析上市企业财务数据，发现政策紧缩期间贷款在国有和非国有企业间存在着分配不平衡的问题，非国有企业业绩较好而往往不能得到充足的贷款。喻坤等(2014)[18]分析了我国双轨制经济结构下货币政策对企业投资效率的影响，发现在外部融资约束高的行业非国有企业投资效率显著低于国有企业，尤其在货币政策紧缩期，这种融资约束差异会加大。持续的货币政策会强化融资约束差异，造成对非国有企业信贷供给的挤出。李四海等(2015)[19]分析了上市公司贷款和商业信用数据，认为信贷配给使得多数信贷资源分配给了国有企业。尤其在政策紧缩期间，国有企业拥有大量的应收票据而私人企业大量应付票据，间接说明国有企业资金较为宽裕且在为私人企业融资。杜勇和胡海鸥(2016)[20]依据短期融资券发行数据分析了货币政策对不同所有制企业影响的差异性。研究发现信贷传导渠道主要作用于民营企业，而对国有企业影响不显著。其中，民营企业短融发行量不仅与货币政策立场显著正相关，同时发行溢价也与政策立场具有正向相关性，但国有企业无论在发行量或价格上都与政策立场不相关。由此可见，商业银行的信贷传导渠道会被某些因素取代，从而降低了货币政策有效性[21]。

上述文献证实了信贷传导路径中政策工具结构效应和国内信贷资源配置的所有制偏好差异，认为大型国有企业受到的政策影响较小，对政策调控不敏感。然而现有文献存在着两点不足：第一，针对所有制差异、信贷传导机制与政策工具的结构效应，鲜有理论模型将这三者纳入一个分析框架中进行研究，缺少理论模型的支持。第二，这些研究多数采用代理变量来表征货币政策立场，并没有对政策工具的结构调控功能进行深入分析，缺乏与实际政策操作的相关性。当前央行加强结构型政策工具的使用和创新，正是强调政策操作在结构调控中的主动性。本文将依据信贷传导渠道理论，对传导过程中政策工具的结构效应进行对比分析，以求补充当前研究的不足，本文边际创新点有：第一，构建了一个理论分析框架模型，从理论上推导了货币政策调控工具在国有企业和民营企业信贷传导机制中所起到的结构效应，延展了相关研究理论，从信贷传导渠道入手，结合市场和所有制两个层面来综合考察政策工具的结构调控功能。第二，本文从基准利率、准备金率、公开市场操作的代理变量入手，通过实证检验，对比分析了传导过程中三种不同政策工具的结构效应，检验了不同货币政策工具对所有制性质企业信贷规模影响的差异性，进一步丰富了央行货币政策操作思路，对实际政策操作具有借鉴价值。

三、理论模型分析

本文以Monti-Klein(1972)[22]模型为基础，构建一个异质性企业政策传导的理论模型。模型借鉴Stigliz和Weiss(1981)[23]对于信贷市场逆向选择行为的数学描述。在贷款需求主体描述上，采用预算约束差异来区分国有和私人企业，模型构建如下。

假定经济中存在很多连续分布的融资需求部门，可分为私人企业(表示为i)和国有企业(表示为j)。每一个企业有一个项目，私人企业和国有企业项目的期望收益为Ri,j。项目成功时的收益为失败时则相同为Rf，两个企业项目成功概率分别为pi，pj，且满足条件0≤Pi,j≤1。项目的期望收益为由于私人企业比国有企业效率高，因此项目期望收益存在δ=Ri-Rj>0。假设项目的成功概率分布函数G(p)为均匀分布，以及当前国有和私人企业项目期望收益Ri,j。项目需要资金为K。

(一)国有和私人企业需求行为分析

由于存在着利率双轨制，国有企业和私人企业承受不同的贷款利率，私人企业为r1，国有企业为r2，且r1≥r2。两部门项目期望收益如下述公式所示

私人企业：E(πi)=Ri-Rf-pi[r1B-Rf]

(1)

国有企业：E(πj)=Rj-Rf-pi[r2B-Rf]

(2)

当企业的项目期望收益大于0时，项目才会进行，即

E(πi,j)=Ri,j-Rf-pi,j[r1,2B-Rf]≥0，所以企业成功概率的临界值为：当项目成功概率pi,j小于临界概率时，企业才会申请贷款。

(二)银行供给行为分析

银行向两类企业提供贷款。国有企业往往以央行制定的基准贷款利率向银行贷款。私人企业贷款则存在溢价，即利率上浮，假设上浮水平为θ。

根据Monti-Klein(1971，1972)模型，银行贷款的期望收益为

E(πB)=r2L2+pir1L1+(1-pi)rfL1+[(1-α)D-L1-L2]rM-rDD

另一些自由贸易协定虽未专门设置针对自贸园区货物的特殊条款，但其通过原产地条款(rules of origin)同样实现了限制自贸园区货物免税进口至自由贸易协定成员国的效果。

(3)

其中国有企业由于预算软约束的存在，不存在违约风险，相比私人企业贷款则存在风险。rf为抵押物相对于贷款的收益率，Rf与对应。将E(πB)分别对L1和L2求偏导，得到资产端一阶条件。由于贷款基准利率r2大于无风险利率rM，因此∂E(πB)/∂L2>0，即银行对国有企业的贷款规模始终具有扩张的冲动。私人企业方面，银行向私人企业贷款的条件是贷款的期望收益要大于等于国有企业，因此资产端一阶条件可以写作∂E(πB)/∂L1>∂E(πB)/∂L2可得到对私人企业贷款供给的临界概率为

   

由于国有企业贷款不存在风险，且∂E(πB)/∂L2>0，因此国企的贷款规模由需求决定，即当国有企业贷款被完全满足时，银行会继续向成功概率低于的高风险私人企业进行贷款。根据私人企业资产端一阶条件∂E(πB)/∂L1=0，可以得到银行进一步对私人企业投放贷款的临界概率为

   

临界概率和反映了银行投放贷款的逻辑顺序。银行首先会将资金投放给高收益私人企业部门，这部分贷款规模如式(4)中的L1,1，其临界概率区间为当银行得到这部分高收益贷款时，会对收益相对较低且稳定的国有企业投放贷款，直到完全满足国有企业贷款需求，临界概率区间为而当国有企业贷款需求被完全满足后，银行才会对期望收益小于利率r2的私人企业贷款，并直到边际收益为0，即满足资产端一阶条件为止。此时临界概率区间为将以上描述的各部分贷款规模进行表述，可以写成下式

   
   
   

(4)

式(4)中，私人企业贷款规模L1(L1,1，L1,2)是项目期望收益率的增函数，是无风险利率rM，贷款基准利率r2，私人企业和国有企业贷款利差θ的减函数。利差θ是对私人企业贷款风险的补偿，也反映了银行信贷市场供需状况。当需求较供给强劲时，私人企业贷款利率会上升，表现为利率上浮程度的提高。公开市场利率表征了银行流动性，反映银行信贷供给能力。那么可以认为溢价θ变化是基准利率与公开市场利率利差r2-rM变动的减函数，可以写作Δθ=-λ(Δr2-ΔrM)。

(三)政策工具的调控效能

在对政策调控效应分析前，首先要理清变量之间大小关系：ri>r1>r2>rj>rM>rf，其中ri为私人工业企业资产利润率；r1为上浮贷款利率，即根据贷款利率上浮比重估算了上浮后的利率水平；r2为短期贷款基准利率；rj为国有控股工业企业资产收益率；rM为银行间7天质押式回购利率，即模型中无风险利率。贷款利率大于国有企业利润率，表明对于国有企业贷款是动态有效的。但对于私人企业其贷款利率偏低，就造成了过度贷款需求，即临界概率

1.基准利率工具

本节首先分析贷款规模以及贷款的供给需求对基准利率调控的敏感性。对于国有企业而言，基准利率调控只影响国有企业贷款需求。对于私人企业来说，由于ri>r1，使得需求临界概率大于1，即因此基准利率调控可能不会影响到私人企业的贷款规模(即r1上升后仍可能小于ri而使大于1)。那么国有和私人企业贷款规模的变动情况如下式所示

   
   
   
   

(5)

式中私人企业贷款规模变化大小与弹性λ相联系，而弹性λ与银行定价能力(垄断程度)和流动性水平负向相关。银行业垄断能力越强，贷款利率受政策调控的影响越小。而银行流动性越好，其对冲政策冲击的能力越强，λ也会越小。因此政策调控中利差变化幅度一般小于r2-rM的变化幅度，即0<λ<1。那么可以得到私人企业贷款规模政策敏感性

   

(6)

其中这表明当基准利率进行调控时(假设市场利率rM没有变化)，低风险私人企业贷款L1,1随着基准利率上升而减小，而高风险私人企业贷款L1,2会上升。由于私人贷款仍处于过度需求状态此时基准利率对整个私人企业贷款规模产生正向影响。观察国有企业，贷款需求的变化为负值。综合来看，上调基准利率会导致国有企业贷款规模下降，此时商业银行会更多的通过引入高风险信贷需求(增加L1,2)来增强自身的盈利能力。当然，上调基准利率仍然会挤出低风险私人企业贷款，提升私人企业贷款的整体风险，表现为逆向选择效应的增强。可以说，基准利率工具具有影响国有和私人企业贷款比重的结构调控功能。

进一步观察式(4)，可以看到盈利能力的下滑会导致国有企业贷款对基准利率政策敏感性下降对比大于国有和私人企业政策敏感性，可以得知国有企业对利率工具的敏感性要强于私人企业(式(5))，即利率调控会使得整体贷款规模下降

   

(7)

随着国有企业盈利能力的持续下滑，利率工具对贷款规模的调控效能会逐渐下降，当时，贷款整体规模L=L1+L2就会随基准利率同向变动，造成反向的调控结果。

因此提出命题1。

命题1 政策工具使用中普遍存在结构效应，基准利率调控对国有和民营企业分别造成反向和同向的影响，对国有企业贷款影响较为突出，而对民营企业调控能力较弱。

2.准备金工具和公开市场操作

近年来随着银行表外业务以及金融创新的快速发展，调控银行可贷资金规模的银行贷款渠道逐渐衰弱。在信贷市场中，准备金工具更多的作为调控银行资金成本的政策工具。因此本文用公开市场利率rM来作为两种工具的代理变量。理论模型中国有企业贷款对rM不敏感，相比私人企业对公开市场操作较为敏感，其贷款规模变化可以表示为下式

   

<0

(8)

由于基准利率存在，公开市场利率变动向贷款利率传导存在着一定的阻滞，结合图3中利率相对变化幅度可以判断前文Δθ=-λ(Δr2-ΔrM)表达式中的λ较小。因此可以得到调控，准备金工具和公开市场操作对低风险贷款影响远小于基准利率工具，即

   

(9)

而准备金调控和公开市场操作主要对高风险私人企业贷款产生影响，

   

(10)

相比于国有企业，私人企业更易受到准备金工具和公开市场操作的影响。对银行资金成本的调控会引起高风险私人企业贷款规模的变化。

因此提出命题2。

命题2 准备金调控和公开市场操作调控工具对国有企业信贷规模并不产生影响，但对民营企业贷款的调节作用比较强烈。

四、模型构建、变量设定及数据说明(一)模型构建

本文将就上述政策工具的理论分析结果进行实证检验，以求支撑本文的研究成果。由于非上市中小企业数据的可得性问题，本文使用上市公司数据，通过静态面板模型对上节理论推论进行检验。一般来说，上市公司信息比较透明，贷款过程中由于信息不对称所产生逆向选择问题并不明显。这样对于分析所有制与政策传导的关系具有优势。但同时对上市公司的分析结果并不能全面的反映中小企业的融资情况，其实证结果可能存在对两类企业政策敏感性差异的“低估”。本文实证模型的解释变量使用贷款规模和贷款成本。贷款规模指标方面，使用年末贷款余额比当年末总资产来求得。贷款余额计算中，由于短期贷款期限较短，直接使用年度资产负债表时点数据会存在对当年短期贷款量低估。为了反映年内企业贷款规模，本文将上年末、本年一季度、中期、三季度和本年末的贷款余额进行均值计算得到年度贷款余额数据。在解释变量的选取上，本文部分参考叶康涛和祝继高(2009)[12]的做法。控制变量选择企业盈利能力、成长能力、偿债能力、资产规模、贷款期限结构，所有制属性，外部影响指标选择GDP增长率。在货币政策变量的选取上，本文分别使用一年期贷款基准利率年内变动值，准备金率年内变动值以及银行间质押式回购加权平均利率变动值作为货币政策变量。具体指标定义见表1。

表1 指标定义

     

指标类型指标中文名称指标定义被解释变量Loan_Asset贷款规模年度平均贷款余额/年末总资产解释变量NetAssetGrowth净资产增长率反映企业成长能力Profit_Asset资产报酬率反映企业盈利能力Quick_Ratio速动比率反映企业偿债能力LNAsset资产规模反映企业资产结构Asset_Liab资产负债率反映企业资产负债能力ShortLoanRatio短期贷款短期贷款占总贷款比重Ownership所有制属性国有企业为0,非国有企业为1GDPgrowthGDP增长率反映外部影响指标DBenchmarkrate基准利率一年期贷款基准利率年内变动值DReserve准备金率法定准备金率年内变动值DRepo公开市场操作银行间质押式回购加权平均利率变化值

考虑到贷款的获取主要受到前期企业财务信息的影响，避免解释变量存在内生性，所以除所有制属性、GDP增速、基准利率外，其他指标均以滞后一期值代入回归分析，并在后续实证中加入交互项来判断政策敏感性差异。为了检验三种政策工具对国有和民营企业信贷规模影响的结构性差异，构建模型1来验证，以模型1为例，解释变量DBenchmarkratet(基准利率)的系数β9代表基准利率变化这一货币政策工具对企业信贷规模的影响程度，交互项DBenchmarkratet*Ownershipi(基准利率与所有制属性的乘积)的系数β10代表了货币政策工具(基准利率的变化)在不同所有制企业的信贷传导机制中所起到的结构效应，这也是本文研究的核心主题。交互项DBenchmarkratet*LNAsseti,t-1(基准利率与企业资产规模的乘积)的系数β11代表了货币政策工具(基准利率的变化)在企业信贷传导机制中的资产负债表效应，这也是传统研究文献中所关注的方面。εi,t代表残差项。在模型1的基础上将核心变量基准利率(DBenchmarkratet)替换成准备金率(DReservet)和公开市场操作(DRepoi)，可以用来验证其他两种货币政策工具调控下的不同所有制企业所表现出的结构效应。

Loan_Asseti,t=β0+β1*NetAssetGrowthi,t-1+β2*Profit_Asseti,t-1+β3*LNAsseti,t-1+β4*Asset_Liabi,t-1+β5*Quick_Ratioi,t-1+β6*ShortLoanRatioi,t-1+β7*DGPgrowtht+β8*Wonsrshipi+β9*DBenc hmarkratet+β10*DBenchmarkratet*Ownershipt+β11*DBenchmarkratet*LNAsseti,t-1+εi,t

(二)样本选取与变量的描述性统计分析

本文以2009年-2015年A股上市公司为研究对象。选取上市公司作为实证研究对象主要由于其公布详实的财务数据，虽然上市公司的融资约束较弱(战明华等，2013)[24]，但是不同所有制企业间的融资差异也可以从一定程度反映出上文理论模型所描述的特征。样本筛选的过程如下：(1)剔除金融类上市公司；(2)剔除ST的上市公司；(3)剔除研究期间内相关数据缺失的公司；(4)采用winsorization方法对异常值进行处理，对于所有大于99%和小于1%分位数的变量，令其值分别为99%和1%分位数。数据来源为Wind数据库。最终选取979家上市公司，其中控股股东为国有的企业522家，非国有企业457家。对企业财务指标进行描述性统计，结果如表2。

假设三：imc*/qk

表2中指标Loan_Asset的描述统计结果中，国有企业贷款占资产比重高于非国有企业，由于在非贷款融资上并没有存在显著差异(均为上市企业)，因此这种贷款分配结构体现了国有企业在贷款可获性上的优势。国有企业标准差也要大于非国有企业，反映出其经营的波动性相对较大。这主要由于国有企业经营中存在着行政化特征，导致了投资活动的“大收大放”。从企业成长和盈利角度来看，无论是净资产增长率NetAssetGrowth或资产报酬率NetProfit_Asset，国有企业均小于非国有企业。而结合资产规模的描述统计结果，国有企业相对于非国有企业表现为规模大而盈利能力偏低的特点。指标速动比率Quick_Ratio反映企业的偿债能力，这一项中无论从均值或是中位数，非国有企业自身偿债能力远高于国有企业。这主要由于非国有企业信贷可获性较差，从而被动性的增加了其流动性资产持有比重。贷款期限结构指标ShortLoanRatio中，国有企业短期贷款比重要低于非国有企业，说明其贷款的期限较长。尽管数据样本为上市公司，但两类所有制企业的贷款期限差异仍十分明显。

1.基础量设置偏大，额外量不足甚至没有，销售板块的成本压力仍大，而炼厂因没有额外量体会不到市场的滋味。

表2 各变量的描述性统计

     

指标/全体均值最大值最小值标准差中位数Loan_Asset0.382 84.465 43.52E-050.514 50.237 8NetAssetGrowth0.130 11.877 7-0.642 20.273 80.062 0Profit_Asset0.054 60.235 5-0.163 20.050 50.049 2LNAsset3.582 17.359 71.162 51.153 63.443 5Asset_Liab0.548 01.122 60.164 90.168 60.551 7Quick_Ratio0.879 14.220 60.131 00.544 10.759 2ShortLoanRatio0.746 01.000 00.005 20.260 00.825 8指标/国有均值最大值最小值标准差中位数Loan_Asset0.429 24.465 43.52E-050.581 00.245 6NetAssetGrowth0.121 71.877 7-0.642 20.273 30.059 6Profit_Asset0.051 10.232 2-0.163 20.047 90.046 5LNAsset3.852 47.359 71.204 81.173 03.666 7Asset_Liab0.569 21.112 20.164 90.170 20.581 7Quick_Ratio0.822 04.197 70.131 00.512 90.709 1ShortLoanRatio0.711 11.000 00.013 60.264 90.779 1指标/非国有均值最大值最小值标准差中位数Loan_Asset0.329 93.709 60.000 10.419 90.230 0NetAssetGrowth0.140 11.858 9-0.595 00.274 10.064 0Profit_Asset0.058 90.235 5-0.163 10.053 00.053 0LNAsset3.258 56.797 21.162 51.041 53.185 1Asset_Liab0.522 61.122 60.165 30.163 00.516 4Quick_Ratio0.947 44.220 60.133 00.571 70.827 9ShortLoanRatio0.785 01.000 00.005 20.247 10.876 4

(三)实证结果分析

1.全样本分析

回归分析使用stata12.0软件。在面板固定效应模型和随机效应模型之间选择，做豪斯曼检验，检验统计量的值为chi2(16)=25.11，P值为0.073，接受原假设，选取随机效应模型。本文首先就三种政策工具与贷款规模的影响关系进行实证分析，表3中m1、m2、m3表示在基准利率货币政策工具调控下的企业信贷规模影响效应，m1表示在模型1中只加入基准利率DBnchmarkratet解释变量，m2表示在模型1中加入交互项DBenchmarkratet*Ownershipi来表征货币政策工具(基准利率的变化)在不同所有制企业的信贷传导机制中所起到的结构效应，m3表示在模型1中加入交互项DBenchmarkratet*LNAsseti,t-1来表征货币政策工具(基准利率的变化)在企业信贷传导机制中的资产负债表效应。依次类推，m4、m5、m6表示在货币政策工具—准备金率变化调控下的企业信贷规模影响效应，在模型1中依次替换加入DReservet、DReservet*Ownershipi、DReservet*LNAsseti,t-1。m7、m8、m9表示在货币政策工具——公开市场操作调控下的企业信贷规模影响效应，在模型1中依次替换加入DRepot、DRepot*Ownershipi、DRepot*LNAsseti,t-1。

首先，分析了m1、m2、m3，研究货币政策工具——基准利率调控下的企业信贷规模影响效应。从回归结果看，微观指标中净资产增长率进而资产利润率对贷款规模影响均为负但不显著。祝继高和陆正飞(2009)[25]研究认为信贷紧缩下信贷配置倾向于国有企业和稳定就业的目标。这种带有政策性的贷款分配机制使得企业成长和经营能力并不是贷款投放的主要条件；所有制属性Ownership的回归结果并不显著，尽管表2的描述统计中国有企业贷款水平较非国有企业高，但实证结果表明所有制差异并不是形成两类企业贷款水平差异的主要因素；资产规模LNAsset对贷款规模占比具有正向影响，反映出大型企业融资结构中贷款比重较高；资产负债率Asset_Liab与贷款规模占比也保持正向关系，资产负债率越高的企业往往贷款融资规模较高；速动比率Quick_Ratio反映了企业的偿债能力，实证结果显示具有较高偿债能力的企业其贷款规模占比往往较低。这是因为速动比率高(流动性资产/流动性负债)的企业往往是由于其较低的资产负债比率，企业的偿债能力和贷款规模水平互为因果关系；短期贷款比重ShortLoanRatio反映了贷款期限与贷款规模的关系，即贷款规模水平越高的企业其贷款期限往往越长。说明以经营性目的的短期贷款往往对企业贷款规模影响较小，而以投资为目标的中长期贷款融资则是企业贷款规模波动的主要因素。除了微观指标外，宏观变量和政策变量的影响也十分显著。宏观经济状况对企业贷款规模具有显著地正向影响。而贷款基准利率调控则会抑制贷款规模变动，其具有反向关系。观察基准利率工具与所有制属性Ownership、资产规模LNAsset交互项回归系数，与所有制属性交互项DBenchmark*Ownership的回归系数显著为正，却与DBenchmark_rate系数符号相反，说明非国有企业贷款规模对基准利率调控的敏感性要低于国有企业，这可以根据式(7)中政策敏感性分析结果得到(|∂L1,1/∂r2|<|∂L2/∂r2|)，这也说明货币政策工具(基准利率的变化)在不同所有制企业的信贷传导机制中所起到的结构效应是显著的。相比于所有制交互项，交互项DBenchmark_rate*LNAsset的回归系数不显著。战明华等(2013)[23]研究认为，由于存在严格的上市制度，并不存在企业信息不对称而产生的外部融资约束。所以，信贷传导渠道中的资产负债表效应对上市公司的信贷融资的影响并不明显，验证了命题1。

其次，分析了m4、m5、m6，研究货币政策工具——准备金率变化调控下的企业信贷规模影响效应。基本解释变量的显著性与基准利率调控下的模型表现相同。但与基准利率工具不同的是，2种交互项回归系数均不显著，说明准备金率调控对异质性企业影响并不存在明显的差异，即准备金率调控在企业信贷传导机制中的所有制差异的结构效应和资产负债表效应都不显著。对此的解释是，如上文所述分析，在政策调控中准备金工具更多的是影响风险较高的非国有企业贷款L1，2，低风险非国有企业贷款L1，1和国有企业贷款L2差异较小。方军雄(2010)[26]研究认为上市企业多是当地优质企业，容易成为地方金融机构的宠儿。由于上市公司并不属于风险较高的企业范畴，可知上市民营企业和国有企业贷款规模对准备金工具的敏感性差异较小。

表3 全样本实证检验结果

     

指标基准利率调控准备金率调控公开市场调控m1m2m3m4m5m6m7m8m9截距项-0.303 9∗∗∗(0.071 8)-0.303 8∗∗∗(0.071 8)-0.306 9∗∗∗(0.071 9)-0.483 9∗∗∗(0.077 6)-0.483 1∗∗∗(0.077 7)-0.481 8∗∗∗(0.077 7)-0.379 8∗∗∗(0.063 5)-0.379 5∗∗∗(0.063 5)-0.310 5∗∗∗(0.063 5)NetAssetGrowth-0.001 4(0.001 0)-0.001 4(0.001 0)-0.001 4(0.001 0)-0.001 4(0.001 0)-0.001 4(0.001 0)-0.001 4(0.001 0)-0.001 5(0.001 0)-0.001 5(0.001 0)-0.001 5(0.001 0)Profit_Asset-0.012 9(0.047 6)-0.013 0(0.047 6)-0.012 3(0.047 6)-0.016 2(0.047 4)-0.016 4(0.047 4)-0.016 9(0.047 4)-0.006 5(0.047 5)-0.004 8(0.047 5)-0.006 7(0.047 5)LNAsset0.106 5∗∗∗(0.007 7)0.106 5∗∗∗(0.007 7)0.106 8∗∗∗(0.007 7)0.117 3∗∗∗(0.008 0)0.117 3∗∗∗(0.008 0)0.116 7∗∗∗(0.008 1)0.113 6∗∗∗(0.007 9)0.113 6∗∗∗(0.007 9)0.113 6∗∗∗(0.0079)Asset_Liab0.294 3∗∗∗(0.023 5)0.294 2∗∗∗(0.023 5)0.295 0∗∗∗(0.023 5)0.299 8∗∗∗(0.023 4)0.299 6∗∗∗(0.023 5)0.300 2∗∗∗(0.023 5)0.301 0∗∗∗(0.023 5)0.301 3∗∗∗(0.023 5)0.300 9∗∗∗(0.023 5)Quick_Ratio-0.023 3∗∗∗(0.006 1)-0.023 3∗∗∗(0.006 1)-0.023 4∗∗∗(0.006 1)-0.021 8∗∗∗(0.006 1)-0.021 8∗∗∗(0.006 1)-0.022 0∗∗∗(0.006 1)-0.022 3∗∗∗(0.006 1)-0.022 1∗∗∗(0.006 1)-0.022 2∗∗∗(0.006 1)ShortLoanRatio-0.115 9∗∗∗(0.023 0)-0.115 9∗∗∗(0.023 0)-0.114 9∗∗∗(0.023 0)-0.111 5∗∗∗(0.022 9)-0.111 5∗∗∗(0.022 9)-0.110 4∗∗∗(0.023 0)-0.112 3∗∗∗(0.023 0)-0.112 8∗∗∗(0.023 0)-0.112 5∗∗∗(0.023 0)GDPgrowth3.079 0∗∗∗(0.496 0)3.078 0∗∗∗(0.496 0)3.092 0∗∗∗(0.497 9)4.787 0∗∗∗(0.567 4)4.788 0∗∗∗(0.567 4)4.779 0∗∗∗(0.567 5)2.748 0∗∗∗(0.329 7)2.747 0∗∗∗(0.329 6)2.756 0∗∗∗(0.329 7)Ownership-0.014 2(0.027 3)-0.020 5(0.027 3)-0.014 2(0.027 3)-0.015 4(0.027 3)-0.013 6(0.027 5)-0.015 7(0.027 4)-0.013 1(0.027 3)-0.012 4(0.027 3)-0.013 1(0.027 3)DBenchmark_rate-0.030 5∗∗∗(0.011 9)-0.032 3∗∗(0.0134)-0.044 8∗(0.023 3)——————DBenchmark∗Ownership—0.013 8∗(0.007 2)———————DBenchmark∗NAsset——0.004 0(0.005 6)——————DReserve———-0.023 7∗∗∗(0.004 2)-0.024 8∗∗∗(0.004 6)-0.028 1∗∗∗(0.007 2)———DReserve∗Ownership————-0.003 4(0.004 2)————DReserve∗LNAsset—————0.002 3(0.001 8)———DRepo——————-0.015 7∗∗∗(0.003 3)-0.011 9∗∗∗(0.004 8)-0.011 8∗∗(0.004 9)DRepo∗Ownership———————-0.004 1(0.005 3)—DRepo∗LNAsset————————-0.001 2(0.002 5)Wald chi2476.47∗∗∗485.50∗∗∗478.30∗∗∗503.25∗∗∗503.52∗∗∗503.66∗∗∗492.89∗∗∗493.25∗∗∗493.21∗∗∗样本量N685 3685 3685 3685 3685 3685 3685 3685 3685 3

说明：*，**，***分别表示在10%，5%，1%的显著水平下显著，括号中为标准误。

再次，分析了m7、m8、m9，研究货币政策工具——公开市场操作调控下的企业信贷规模影响效应。实证结果中，基本解释变量的显著性与基准利率、准备金率调控下的模型表现相同。交互项DRepot*Ownershipi的系数为负表明民营企业对公开市场操作的敏感性要高于国有企业，但该系数并不显著，公开市场操作对两类企业影响的差异并不明显，这与准备金工具实证结果相同，对此的解释是，从上节理论模型分析结果可知，公开市场调控更多影响对高风险私人企业的贷款供给，而对低风险私人企业贷款和国有企业贷款供给影响较小。同时交互项DRepot*LNAssett,t-1的显著性也不强，这说明公开市场操作政策工具对企业信贷规模的资产负债表效应表现得并不明显。

表4 分组检验实证结果

     

指标国有企业民营企业m10m11m12m13m14m15截距项-0.006 7(0.091 8)-0.108 8(0.102 0)-0.032 3(0.063 6)-0.249 2∗∗(0.124 7)-0.523 3∗∗(0.140 2)-0.290 1∗∗(0.114 5)NetAssetGrowth6.09E-06(0.000 9)-1.61E-05(0.000 9)-1.30E-05(0.000 9)-0.007 9∗∗∗(0.002 6)-0.007 8∗∗∗(0.002 6)-0.007 9∗∗∗(0.002 6)Profit_Asset-0.052 6(0.056 2)-0.054 5(0.056 1)-0.051 9(0.056 1)0.046 1(0.080 3)0.052 2(0.079 9)0.067 7(0.080 4)LNAsset0.071 0∗∗∗(0.012 1)0.078 5∗∗∗(0.012 8)0.075 1∗∗∗(0.012 6)0.087 8∗∗∗(0.015 3)0.110 1∗∗∗(0.016 3)0.102 7∗∗∗(0.016 0)Asset_Liab0.268 6∗∗∗(0.029 4)0.270 8∗∗∗(0.029 4)0.270 3∗∗∗(0.029 4)0.267 7∗∗∗(0.039 9)0.286 7∗∗∗(0.040 1)0.287 4∗∗∗(0.040 3)Quick_Ratio-0.018 4∗∗∗(0.007 0)-0.018 1∗∗∗(0.007 0)-0.018 2∗∗∗(0.007 0)-0.027 6∗∗(0.011 7)-0.024 8∗∗(0.011 7)-0.025 6∗∗(0.011 7)ShortLoanRatio-0.157 2∗∗∗(0.031 6)-0.155 3∗∗∗(0.031 6)-0.155 6∗∗∗(0.031 6)-0.087 4∗∗(0.036 5)-0.084 3∗∗(0.036 4)-0.085 8∗∗(0.036 5)GDPgrowth1.389 0∗∗∗(0.649 0)2.334 0∗∗∗(0.760 5)1.511 0∗∗∗(0.444 8)3.226 0∗∗∗(0.799 6)5.471 0∗∗∗(0.994 3)2.867 0∗∗∗(0.549 3)DBenchmarkrate-0.026 9∗(0.014 9)——-0.035 3∗(0.018 3)——DReserve—-0.008 6(0.005 4)——-0.029 9∗∗∗(0.006 7)—DRepo——-0.004 4(0.004 3)——-0.020 1∗∗∗(0.005 2)F-value25.08∗∗∗24.42∗∗∗24.22∗∗∗13.46∗∗∗15.44∗∗∗14.72∗∗∗样本量N3 5643 5643 5643 1993 1993 199

说明：*，**，***分别表示在10%，5%，1%的显著水平下显著，括号中为标准误。

2.进一步分组研究

通过上文的全样本实证分析，可以发现货币政策调控工具的不同带来的企业信贷规模影响效应的差异。但是交乘项DReserve*Ownership和DRepo*Ownership虽然为负并不显著，这说明民营企业对准备金率和公开市场操作两种工具调控的敏感性比国有企业更高，但是显著性却不明显，可能是因为模型中Ownership虚拟变量和交乘项DReserve*Ownership、DRepo*Ownership的内生性没有得到有效解决，使得核心解释变量变得不显著。因此有必要按所有制属性进行分组，控制住虚拟变量和交乘项之间的内生性，来考察每一种货币政策工具在不同所有制性质企业分组的前提下对信贷规模的调控是否显著，下面本文进一步分组来研究。表4是分组检验结果，m10、m11、m12是对国有企业分别进行三种货币政策工具的调控结果，m13、m14、m15是对民营企业分别进行三种货币政策工具的调控结果。从国有企业样本的回归结果来看，可以发现除基准利率外，准备金率和公开市场调控对贷款占比的影响均不显著。尽管公开市场操作可以影响上市企业直接融资成本和融资结构，但正如杜勇，胡海鸥(2016)[20]研究得到的，国有企业短期融资券的发行量和价格均与货币政策立场无关。从民营企业的回归结果来看，三种政策工具对贷款影响均显著，不同于国有企业的回归结果，公开市场操作对民营企业融资结构影响是显著的。对比政策工具变量显著性，可以看到准备金工具和公开市场操作的显著性要强于利率工具。实证结果与本文前述的研究推论相符，即基准利率工具对国有企业影响较大，而准备金工具和公开市场操作则主要影响非国有企业，验证了命题2。

3. 稳健性检验

以2g氧化镁和含2ng的铼标准溶液为试验对象，按实验方法分别加入0、20、30、40、60、80mg氢氧化钠进行试验，结果见图1。由图1可见，当氢氧化钠用量为40～80mg时，铼的回收率均在90%以上。为减小阳离子交换树脂分离负荷，需尽量减少钠离子加入量，因此实验选择氢氧化钠用量为40mg。

为了检验实证结果的稳健性，本文做如下稳健性检验：第一、替换被解释变量。将模型中被解释变量进行替换，原模型中因变量采用贷款规模，即年度平均贷款余额/年末总资产来表征。稳健性检验中使用信贷变化量来表征，即采用银行短期贷款和中长期贷款余额之和并进行对数化差分处理，重复上文回归，实证结果未发生实质性变化。第二、加入解释变量当期值。在实证模型中，不仅放入解释变量的滞后一期值，而且放入所有解释变量的当期值，综合考虑了解释变量在当期和滞后一期同时存在的情况下，对企业信贷规模的影响效应，重复上文回归，实证结果未发生实质性变化，但解释变量当期值的显著性普遍不如滞后一期的明显。通过稳健性检验说明上文的实证结果稳健可靠。

五、研究结论及政策建议

本文基于信贷传导渠道理论，通过理论模型推导分析了不同货币政策工具调控国有和民营企业贷款规模的结构效应，并使用2009年-2015年的上市公司贷款数据进行实证分析。研究结果发现：第一，三种货币政策调控工具对国有和非国有企业的信贷规模影响是不同的，具有结构调控属性。第二，对国有企业而言，基准利率工具在其信贷传导机制中所起的所有制结构效应较为显著，而在信贷传导机制中所起的资产负债表效应不显著，可能因为严格的上市制度，并不存在企业信息不对称而产生的外部融资约束，所以信贷传导渠道中的资产负债表效应对上市公司的信贷融资的影响并不明显。第三，对民营企业而言，准备金工具和公开市场操作的影响程度要强于基准利率工具，反映出民营企业对市场化工具的敏感性更强，这可能因为民营企业融资行为不包含行政属性，不需要像国有企业一样承担战略性和社会性政策负担，导致民营企业融资行为更具市场性。

根据得出的结论，本文提出以下政策建议：第一，对央行来说，在双轨制经济结构下，应关注传统货币政策工具的结构调控特性，通过评估不同所有制企业的盈利能力和杠杆水平，优化货币政策工具的选择和搭配，进一步提升政策调控精确性和有效性。第二，对国有企业来说，在新常态经济态势下，使国有资本投资运营符合国家战略目标，增加长期贷款扩大投资规模，提高金融资源配置效率，起到“稳增长”的作用。第三，对民营企业来说，注重债券融资支持工具的使用，通过信用风险缓释工具、担保增信等多种方式获取民营企业债券融资，以缓解中小民营企业融资难、融资贵问题。

豆浆也是一种很好的饮品，但是不能取代牛奶，因为豆浆钙的吸收率肯定不如乳钙好。所以还是建议孕妇每天补充牛奶。

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Ownership Difference, Credit Transmission Mechanism and Structural Effect of Policy Tools Regulation——Based on Investigation and Analysis of Two-track Economic Structure

ZHOU Hai-yun1,2,

(1. School of Economics and Finance, Xi'an Jiaotong University, Xi'an 710061, China; 2. School of Public Security, Nanjing Forest Police College, Nanjing 210000, China)

Abstract：Monetary policy structure is an important way to guide the investment of credit funds and optimize the allocation of financial resources. From the realistic problems of the Dual-track economic structure and mismatch of financial resources, this paper examines the policy instruments’ structural regulation characteristics for state-owned and private enterprise loans by constructing a heterogeneous enterprise credit transmission mechanism theoretical model. The study finds that the benchmark interest rate tool has a more prominent impact on the loans of state-owned enterprises, while it has weak impact on private enterprises. In contrast, the reserve tool and the open market operation mainly act on the loan supply of the high-risk private enterprise, which is insufficient to influence the state-owned enterprises. Meanwhile this paper empirically tests theoretical analysis using listed company data, and the result supports the theoretical analysis conclusion. This paper argues that the central bank should pay attention to the structural control functions of traditional policy tools and coordinate various monetary policy tools to optimize the allocation of financial resources.

Key words：dual-track economy; credit transmission mechanism; monetary policy tools; structural control functions; ownership attributes; heterogeneous enterprise