林朝穎++許小晶++闕春萍

摘 要 現(xiàn)有文獻(xiàn)貨幣政策傳導(dǎo)非對(duì)稱性的研究主要集中于產(chǎn)出維度，文章從風(fēng)險(xiǎn)維度研究不同貨幣環(huán)境下貨幣政策對(duì)微觀企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性，結(jié)果表明：寬松貨幣環(huán)境強(qiáng)化了貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的微觀效應(yīng)，而緊縮貨幣環(huán)境削弱了貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的微觀效應(yīng)。雖然存款準(zhǔn)備金率對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)小于利率，但是在不同貨幣環(huán)境下存款準(zhǔn)備金率對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性卻強(qiáng)于利率。因此央行在制定貨幣政策時(shí)須根據(jù)不同貨幣環(huán)境下微觀主體對(duì)貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)敏感度的差異選擇合理的貨幣政策工具及其組合搭配，以免企業(yè)在寬松貨幣環(huán)境下的過度風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。

關(guān)鍵詞 貨幣政策；風(fēng)險(xiǎn)維度；非對(duì)稱性

[中圖分類號(hào)]F822.1 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1673-0461（2017）02-0094-04

一、引 言

當(dāng)經(jīng)濟(jì)跌宕起伏時(shí)，貨幣當(dāng)局通常采取線性的相機(jī)抉擇模式，即經(jīng)濟(jì)低谷時(shí)推出寬松貨幣政策以刺激經(jīng)濟(jì)增長，經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)采取緊縮的貨幣政策以避免盲目擴(kuò)張導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)積聚。然而這種線性調(diào)控模式忽略了不同貨幣環(huán)境下微觀經(jīng)濟(jì)主體對(duì)貨幣政策敏感程度的差異，這導(dǎo)致相同規(guī)模的貨幣政策調(diào)整幅度在寬松與緊縮貨幣環(huán)境下的效力是不對(duì)等的，如果采取簡單的線性調(diào)控模式，難免削弱貨幣政策的執(zhí)行效果，甚至?xí)哟蠼?jīng)濟(jì)波動(dòng)的幅度，加劇系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。

Cover（1992）首次提出了貨幣政策傳導(dǎo)的非對(duì)稱性，他認(rèn)為緊縮貨幣政策對(duì)產(chǎn)出有顯著影響，而寬松貨幣政策對(duì)產(chǎn)出影響不大[1]。隨后大量國內(nèi)外學(xué)者對(duì)貨幣政策產(chǎn)出傳導(dǎo)非對(duì)稱機(jī)制展開討論。Thoma（1994），Weise（1999），劉金全等（2009）均認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長速度對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)非對(duì)稱性有顯著影響[2-4]，黃先開等（2000）實(shí)證結(jié)果則表明我國貨幣政策傳導(dǎo)的非對(duì)稱性與西方國家的情形相反[5]。

隨著貨幣理論與政策研究的不斷發(fā)展，貨幣政策非對(duì)稱的內(nèi)涵由縱向至橫向不斷拓展。在區(qū)域?qū)用嫔?，McAdam、Morgan（2001），Mojon、Peersman（2001）發(fā)現(xiàn)同樣的貨幣政策沖擊（ 短期利率變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)） 對(duì)不同國家產(chǎn)出和物價(jià)的作用效果是不一樣的[6-7]。申俊喜等（2011）采用中國31個(gè)省域的數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了我國貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性[8]。在行業(yè)層面上，戴金平、金永軍（2006）發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)行業(yè)受貨幣政策的沖擊最大，批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)幾乎不受貸款利率的影響。曹永琴（2011）發(fā)現(xiàn)受貨幣供給沖擊的影響最大的是鋼鐵行業(yè)，最小的是家具行業(yè)。在企業(yè)層面上，Gertler、Gilchrist（1994），肖爭(zhēng)艷（2013）認(rèn)為貨幣政策對(duì)大企業(yè)和小企業(yè)的影響是不對(duì)稱的，緊縮性貨幣政策對(duì)小企業(yè)的作用比對(duì)大企業(yè)的作用大[9-10]。張西征，劉志遠(yuǎn)（2011）認(rèn)為貨幣政策對(duì)不同所有制性質(zhì)、不同信用級(jí)別的公司存在較復(fù)雜的非對(duì)稱性沖擊[11]。

次貸危機(jī)的爆發(fā)喚起了學(xué)術(shù)界對(duì)貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)的思考，學(xué)者們紛紛從銀行層面證明貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性。Delis，Kouretas（2011）發(fā)現(xiàn)銀行自有資本越充足，貨幣政策對(duì)銀行的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)越弱[12]。Dell'Ariccia（2014）也認(rèn)為當(dāng)銀行資本結(jié)構(gòu)固定時(shí)，貨幣政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響依賴于銀行的杠桿水平，高資本充足率的銀行在利率下降時(shí)增加風(fēng)險(xiǎn)，而低資本充足率的銀行則會(huì)降低風(fēng)險(xiǎn)[13]。在我國，于一、何維達(dá)（2011）研究表明資本充足率高、收入多元化的銀行更重視信貸質(zhì)量，但卻表現(xiàn)出更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好，在寬松貨幣政策下表現(xiàn)更為激進(jìn)[14]。徐明東、陳學(xué)彬（2012）發(fā)現(xiàn)規(guī)模大小以及資本充足程度會(huì)影響貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱程 度[15]。張雪蘭、何德旭（2012）發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的加劇會(huì)引發(fā)銀行的過度風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，從而加劇貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)[16]。劉曉欣、王飛（2013）也證實(shí)了我國貨幣政策對(duì)銀行存在非對(duì)稱傳導(dǎo)效應(yīng)，貨幣政策對(duì)城市商業(yè)銀行的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于對(duì)大型銀行的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)[17]。然而貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的最終對(duì)象是企業(yè)，而不是作為金融中介機(jī)構(gòu)的銀行，將企業(yè)作為研究對(duì)象探討貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性，才能更好的詮釋貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的機(jī)理。林朝穎等（2015）從企業(yè)角度論證了貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)渠道，但沒有針對(duì)不同貨幣環(huán)境展開更深入的分析[18]。

綜上所述，在產(chǎn)出維度上貨幣政策傳導(dǎo)非對(duì)稱性的研究較為豐富，貨幣政策傳導(dǎo)的縱向與橫向非對(duì)稱性均得到了系統(tǒng)深入的研究。在風(fēng)險(xiǎn)維度上貨幣政策傳導(dǎo)非對(duì)稱性的研究較為有限，且多數(shù)從銀行層面研究貨幣政策傳導(dǎo)的非對(duì)稱性，鮮有文獻(xiàn)從貨幣政策的最終作用對(duì)象即微觀企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)角度探討貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性。本研究以非金融業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，探討不同貨幣環(huán)境下貨幣政策對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的非對(duì)稱影響，為貨幣政策選擇提供企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)維度的依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

傳統(tǒng)貨幣政策傳導(dǎo)理論認(rèn)為，貨幣政策主要通過“銀行信貸渠道”與“資產(chǎn)負(fù)債表渠道”影響經(jīng)濟(jì)增長，傳導(dǎo)渠道的非對(duì)稱性決定了貨幣政策作用效果的非對(duì)稱性。銀行信貸渠道從銀行的角度來考察貨幣政策傳導(dǎo)的非對(duì)稱性，而資產(chǎn)負(fù)債表渠道則從企業(yè)角度考察貨幣政策傳導(dǎo)的非對(duì)稱性[19]。

從銀行間接渠道來看，在寬松貨幣政策環(huán)境下，銀行的風(fēng)險(xiǎn)容忍度上升，信貸意愿增強(qiáng)，監(jiān)督企業(yè)的動(dòng)機(jī)減弱，銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平上升，反之銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平下降（Borio and Zhu，2008[20]；Jiménez et al.，2008[21]）。徐明東、陳學(xué)彬（2012）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)擴(kuò)張貨幣政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的激勵(lì)作用強(qiáng)于緊縮貨幣政策的約束作用[15]。銀行是風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的中介，貨幣政策對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性意味著貨幣政策對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)同樣也存在非對(duì)稱性。在寬松貨幣環(huán)境下貨幣政策對(duì)銀行的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于緊縮貨幣環(huán)境下的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)，因此寬松貨幣環(huán)境下銀行信貸門檻的降低幅度大于緊縮貨幣環(huán)境下銀行信貸門檻的提升幅度，而銀行的信貸門檻將影響企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平：信貸門檻降低幅度越大，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提升幅度也越高。

從企業(yè)直接渠道來看，寬松貨幣政策一方面降低了融資成本，提高了可抵押資產(chǎn)的價(jià)值，改善了企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債狀況（Gertler， Gilchrist，1994[9]），從客觀上提高了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力；另一方面寬松貨幣政策降低了經(jīng)濟(jì)中的不確定性，提高了人們的風(fēng)險(xiǎn)偏好[23]，從主觀上增強(qiáng)了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的動(dòng)機(jī)。主客觀因素相互疊加，增強(qiáng)了貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)。

基于上述分析，提出如下假設(shè)：

在風(fēng)險(xiǎn)維度貨幣政策的傳導(dǎo)效應(yīng)具有非對(duì)稱性，寬松貨幣環(huán)境下貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于緊縮貨幣環(huán)境下的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型與變量選擇

為了從風(fēng)險(xiǎn)維度檢驗(yàn)貨幣政策傳導(dǎo)的非對(duì)稱性，本文在John等（2008）[24] ，Delis and Kouretas（2011）[12]變量選取的基礎(chǔ)上，采用動(dòng)態(tài)面板門限模型描述貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)維度傳導(dǎo)的非對(duì)稱性。具體如下：

Riskit=β0Riski，t-1+β1MitI（Mit≤γ）+β2MitI（Mit>γ）+

α′Xit+μi+εit （1）

模型（1）中被解釋變量Riskit表示企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平； Mit表示貨幣政策，既是模型的核心解釋變量也是門限變量；Xit表示控制變量。

根據(jù)以往文獻(xiàn)（Coles等，2006[25]；John等，2008[24]；Low，2009[26]；Bargeron等，2010[27]；Faccio等，2011[28]），常用的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的度量指標(biāo)主要有企業(yè)股票收益的波動(dòng)率、R&D支出以及觀測(cè)時(shí)段內(nèi)ROA的波動(dòng)率。由于股票收益受市場(chǎng)波動(dòng)的影響較大，R&D支出與行業(yè)特性密切相關(guān)，以其衡量所有企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)不具代表性，因此本文采用John等（2008）[24]、Faccio等（2011）[28]的方法度量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，即取當(dāng)年與未來四年（第t，t+1，t+2，t+3，t+4年）作為一個(gè)觀測(cè)時(shí)段，以滾動(dòng)的方法計(jì)算經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整后ROA五年的波動(dòng)率來反映第t年企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。該指標(biāo)考慮了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為對(duì)企業(yè)盈利影響的遞延性，能比較客觀反映企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

由于貸款利率直接影響著企業(yè)的融資成本，因此本文選取一年期貸款基準(zhǔn)利率（Interest）度量貨幣政策。近年來央行增加了存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整頻率，僅2015年就調(diào)整了5次存款準(zhǔn)備金率，因此本文選取法定存款準(zhǔn)備金率（Rate）作為貨幣政策的另一代理變量。貨幣政策越寬松，一年期貸款基準(zhǔn)利率（Interest）與法定存款準(zhǔn)備金率（Rate）越低，反之越高。

我們還控制了如下變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Leverage）、營業(yè)收入增長率（Growth）、經(jīng)營期限（Age）、盈利水平（Roa）、股權(quán)集中度（Concent）、國有股東持股比例（Property）。為避免異常值，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsor處理。

本文感興趣的是參數(shù)β1與β2的符號(hào)與大小。如果與顯著為負(fù)且β1>β2，說明貨幣政策對(duì)企業(yè)具有風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)，而且在Mit≤γ的寬松貨幣環(huán)境下的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于Mit>γ的緊縮貨幣環(huán)境下的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)。

（二）樣本選取

本文選取2003～2015年1 008家上市公司年度數(shù)據(jù)，研究貨幣政策風(fēng)險(xiǎn)維度的非對(duì)稱傳導(dǎo)效應(yīng)。由于本文研究重點(diǎn)是貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響，因此剔除金融企業(yè)。ST企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較高，因此也不作為本文研究對(duì)象。本文所用數(shù)據(jù)主要源于Csmar數(shù)據(jù)庫。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

首先選取利率作為模型估計(jì)的代理變量與門限變量，檢驗(yàn)貨幣政策對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)是否具有非對(duì)稱性，檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)利率的門限值為0.0695，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為192.966，在1%的水平下顯著，說明模型至少存在一個(gè)門限值。雙門限模型的F值不能通過顯著性檢驗(yàn)，說明門限值的個(gè)數(shù)小于2，因此建立單門限動(dòng)態(tài)面板回歸模型，回歸結(jié)果見表1。當(dāng)利率較低時(shí)貨幣政策對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)系數(shù)的絕對(duì)值（29.6072）大于利率較高時(shí)風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)系數(shù)的絕對(duì)值（27.1860），說明在寬松貨幣環(huán)境下貨幣政策對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于緊縮貨幣環(huán)境下的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)。

其次選取存款準(zhǔn)備金率作為貨幣政策的代理變量與門限變量，檢驗(yàn)貨幣政策對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)是否具有非對(duì)稱性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)存款準(zhǔn)備金率的門限值為0.1374，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為180.054，在1%的水平下顯著，說明模型至少存在一個(gè)門限值。雙門限模型的F值不顯著，因此建立單門限動(dòng)態(tài)面板回歸模型，回歸結(jié)果見表2。當(dāng)存款準(zhǔn)備金率較低時(shí)貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于存款準(zhǔn)備金率較高時(shí)的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)，即貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)具有非對(duì)稱性。

最后比較利率與存款準(zhǔn)備金率兩種貨幣政策工具風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的差異。利率對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)非對(duì)稱系數(shù)為1.09（即-29.6072/-27.1860），存款準(zhǔn)備金率對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱系數(shù)為1.50（即-7.5170/-4.9987），因此存款準(zhǔn)備金率雖然在風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)的絕對(duì)值上小于利率，但是在對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性方面卻強(qiáng)于利率。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，首先根據(jù)Faccio（2011）[28]的方法采用五年內(nèi)（當(dāng)年與未來五年）ROA極值差異測(cè)度企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，結(jié)果顯示貨幣政策對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性依然存在。其次在觀測(cè)時(shí)段選取上，根據(jù)Boubakri等（2011）[30]的方法重新定義四年為一個(gè)觀測(cè)時(shí)段，同樣采取滾動(dòng)的方法測(cè)度企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果也不存在實(shí)質(zhì)性改變。

六、結(jié)論與啟示

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從產(chǎn)出維度論證貨幣政策傳導(dǎo)的非對(duì)稱性，本文從風(fēng)險(xiǎn)維度出發(fā)證明了貨幣政策對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性，得出兩個(gè)主要結(jié)論：第一，寬松貨幣環(huán)境下貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)于緊縮貨幣環(huán)境下貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)。第二，在不同貨幣環(huán)境下，準(zhǔn)備金率風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性較強(qiáng)，利率的非對(duì)稱性較弱。

由此得出以下啟示：首先，貨幣當(dāng)局在實(shí)施貨幣政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)量上增長的同時(shí)也須關(guān)注微觀主體風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出質(zhì)的影響。央行可根據(jù)不同貨幣環(huán)境下微觀主體對(duì)貨幣政策的風(fēng)險(xiǎn)敏感度的差異選擇合理的貨幣政策工具：在寬松環(huán)境下可選擇風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)較弱的貨幣政策工具（如存款準(zhǔn)備金率），在緊縮貨幣環(huán)境下可選擇風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)效應(yīng)較強(qiáng)的貨幣政策工具（如利率）。其次，從歷年貨幣政策工具選擇上看，存款準(zhǔn)備金率不論在調(diào)整頻率還是平均調(diào)整幅度上均超過利率，因此我國目前仍然是采取數(shù)量型為主的調(diào)控模式。而存款準(zhǔn)備金率為代表的數(shù)量型工具在不同貨幣環(huán)境下風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)的非對(duì)稱性較強(qiáng)，因此在宏觀調(diào)控時(shí)應(yīng)保持不同貨幣政策工具的合理搭配組合，避免企業(yè)在寬松貨幣環(huán)境下的過度風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。

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