貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)微觀機制的區(qū)域異質(zhì)性

林朝穎，黃志剛，何樂融，吳施娟

(1.福建農(nóng)林大學(xué)管理學(xué)院，福建 福州 350002；2.福州大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，福建 福州 350116；3.紐約州立大學(xué)布洛克波特分校，紐約 14420)

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貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)微觀機制的區(qū)域異質(zhì)性

林朝穎1，黃志剛2，何樂融3，吳施娟2

(1.福建農(nóng)林大學(xué)管理學(xué)院，福建 福州 350002；2.福州大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，福建 福州 350116；3.紐約州立大學(xué)布洛克波特分校，紐約 14420)

宏觀貨幣政策選擇須建立在微觀企業(yè)行為的正確理解之上。本文從風(fēng)險維度研究貨幣政策對不同區(qū)域企業(yè)傳導(dǎo)機制的差異，結(jié)果表明：同一貨幣政策工具對不同經(jīng)濟區(qū)域、不同省份的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)均存在差異；利率對不同經(jīng)濟區(qū)域以及不同省份企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)強于存款準備金率。本研究結(jié)論在宏觀層面可為央行制定區(qū)域貨幣政策提供思路，在微觀層面可為企業(yè)選擇投資區(qū)域提供參考依據(jù)。

貨幣政策；風(fēng)險傳導(dǎo)；區(qū)域效應(yīng)

一、引 言

貨幣政策是以總量調(diào)節(jié)為主的宏觀經(jīng)濟政策，央行的貨幣政策操作通常根據(jù)宏觀貨幣調(diào)控需求而制定，較少考慮區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的需求差異。不論從地區(qū)生產(chǎn)總值還是金融資源的分配來看，我國東部地區(qū)的經(jīng)濟與金融發(fā)展水平均超過了西部地區(qū)，若簡單采取統(tǒng)一的貨幣政策操作方法，將難以兼顧不同區(qū)域發(fā)展的需求，影響貨幣政策總體目標的實現(xiàn)。

Scott(1955)開啟了貨幣政策區(qū)域異質(zhì)性研究的先河，此后大量文獻從宏觀層面論證了貨幣政策對不同區(qū)域經(jīng)濟總產(chǎn)出、通貨膨脹影響的差異。然而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，直接研究貨幣政策傳導(dǎo)的宏觀效應(yīng)而將貨幣政策與微觀企業(yè)行為的互動關(guān)系作為一個“黑箱”忽略是無法準確解釋貨幣政策傳導(dǎo)機制的。

次貸危機爆發(fā)后興起了貨幣政策風(fēng)險承擔渠道學(xué)說，學(xué)者們開始反思貨幣政策在實現(xiàn)經(jīng)濟增長與幣值穩(wěn)定目標的同時還應(yīng)肩負的維護宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的重要使命。國內(nèi)外諸多學(xué)者以銀行為立足點，就貨幣政策的風(fēng)險傳導(dǎo)機制展開研究。然而以企業(yè)為研究對象的文獻并不多見，尤其是貨幣政策對不同區(qū)域企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)是否存在差異尚無學(xué)者深入研究。

黨的十八大將“促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展”作為全面建成小康社會的戰(zhàn)略任務(wù)，人民銀行在2014年第二季度貨幣政策執(zhí)行報告中將“加強宏觀審慎管理，守住不發(fā)生系統(tǒng)性、區(qū)域性金融風(fēng)險的底線”作為下一階段的主要政策思路，在此背景下研究貨幣政策對不同區(qū)域風(fēng)險傳導(dǎo)機制的差異，剖析引致貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)區(qū)域效應(yīng)的原因，可彌補現(xiàn)有文獻只關(guān)注貨幣政策對不同區(qū)域總產(chǎn)出傳導(dǎo)的非對稱性而忽略貨幣政策對不同區(qū)域風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)差異的缺陷，從而在宏觀層面為央行制定區(qū)域貨幣政策以協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、避免區(qū)域金融風(fēng)險爆發(fā)提供思路，在微觀層面為企業(yè)選擇投資區(qū)域控制風(fēng)險提供參考依據(jù)。

二、文獻回顧

(一)基于產(chǎn)出維度的貨幣政策傳導(dǎo)機制區(qū)域異質(zhì)性研究

傳統(tǒng)貨幣政策傳導(dǎo)機制理論主要從宏觀經(jīng)濟總產(chǎn)出角度論證貨幣政策傳導(dǎo)存在區(qū)域效應(yīng)。在美國公開市場操作從紐約到其他地區(qū)的傳導(dǎo)過程存在明顯的時滯[1]。1958-1992年美國各州對貨幣政策的敏感性存在差異，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是形成貨幣政策區(qū)域傳導(dǎo)差異的主要原因[2]。Cecchetti(1999)通過研究歐元區(qū)貨幣政策發(fā)現(xiàn)，金融結(jié)構(gòu)差異是貨幣政策傳導(dǎo)非對稱性的主要原因，而金融結(jié)構(gòu)差異主要是因為歐盟各國法律結(jié)構(gòu)存在差異。除非歐盟各國互相協(xié)調(diào)法律結(jié)構(gòu)，否則貨幣政策傳導(dǎo)機制的區(qū)域異質(zhì)性將一直存在[3]。Georgopoulos(2009)研究結(jié)果表明貨幣政策對加拿大不同省份以及不同行業(yè)的產(chǎn)出沖擊存在差異，利率敏感性的行業(yè)差異、出口對產(chǎn)出貢獻率的差異以及大小企業(yè)所占百分比的不同是導(dǎo)致貨幣政策區(qū)域傳導(dǎo)差異的主要原因[4]。Massa、Zhang(2013)認為企業(yè)所在區(qū)域金融市場的狀況決定了企業(yè)獲取銀行貸款與債券融資的可能性，這直接影響企業(yè)的投融資決策，進而影響貨幣政策對不同區(qū)域的傳導(dǎo)效應(yīng)[5]。

在我國，宋旺、鐘正生(2006)利用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗證實我國東、中、西部地區(qū)存在顯著的貨幣政策區(qū)域效應(yīng)[6]。常海濱、徐成賢(2007)以黃河中游、西北、長江中游等三個區(qū)域作為研究對象，發(fā)現(xiàn)貨幣政策傳導(dǎo)機制在這三個區(qū)域并不順暢，原因主要在于區(qū)域金融資源外流和金融結(jié)構(gòu)失衡[7]。蔣益民、陳璋(2009)采用結(jié)構(gòu)VAR模型考察貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域差異，研究表明區(qū)域生產(chǎn)力水平、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及區(qū)域金融結(jié)構(gòu)都是貨幣政策區(qū)域效應(yīng)的重要原因[8]。黃志忠、謝軍(2013)認為區(qū)域金融市場的發(fā)展改善了貨幣政策的傳導(dǎo)機制，提升了貨幣政策對企業(yè)金融生態(tài)環(huán)境的優(yōu)化功能[9]。邱崇明、黃燕輝(2014)基于我國31個省份的面板數(shù)據(jù)實證分析貨幣政策對各省份微觀主體通脹預(yù)期的沖擊，研究發(fā)現(xiàn)貨幣政策對東部地區(qū)省份微觀主體的通脹預(yù)期有較大的影響，其次是中部地區(qū)，最后是西部地區(qū)[10]。

(二)基于風(fēng)險維度的貨幣政策傳導(dǎo)機制研究

貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)機制的文獻主要集中于銀行層面的論證。貨幣政策的風(fēng)險承擔渠道理論由Borio、Zhu(2008)提出后得到了諸多學(xué)者的響應(yīng)，在貨幣政策風(fēng)險承擔渠道理論里，銀行的風(fēng)險偏好不再是一成不變的常量[11]，低利率會誘使銀行在貸款時更加冒險，銀行更傾向于將貸款發(fā)放給無抵押擔保的客戶[12]。而且資本充足水平、銀行規(guī)模、企業(yè)規(guī)模都會對貨幣政策的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)產(chǎn)生顯著影響[12][13][14]。貨幣政策的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)影響宏觀調(diào)控的效果，因此中央銀行在制定貨幣政策時應(yīng)兼顧金融穩(wěn)定的目標[15]。

回顧上述文獻發(fā)現(xiàn)：現(xiàn)有文獻主要研究貨幣政策產(chǎn)出傳導(dǎo)機制的區(qū)域異質(zhì)性，樣本選取的多是不同區(qū)域的宏觀經(jīng)濟產(chǎn)出指標，卻忽略了作為財富創(chuàng)造微觀主體的企業(yè)之風(fēng)險承擔水平對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要影響。本文研究貨幣政策對不同區(qū)域企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)機制的異質(zhì)性，以避免貨幣政策區(qū)域風(fēng)險傳導(dǎo)差異所致的區(qū)域金融危機的爆發(fā)。

三、研究設(shè)計

(一)研究樣本與數(shù)據(jù)

由于貨幣政策的銀行風(fēng)險傳導(dǎo)機制已得到廣泛關(guān)注，本文將非金融上市公司作為研究對象，研究貨幣政策對分布于不同區(qū)域企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)的差異。剔除ST企業(yè)與數(shù)據(jù)不全的上市公司后，剩余1030家上市公司。宏觀數(shù)據(jù)源于人民銀行、統(tǒng)計局網(wǎng)站，微觀數(shù)據(jù)源于國泰安數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)時間跨度為2003-2013年。

(二)模型設(shè)定與變量定義

為了從區(qū)域?qū)用鏅z驗貨幣政策對企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)是否具有顯著的非對稱性，設(shè)定如下模型：

(1)

其中，Riskit表示企業(yè)風(fēng)險承擔水平，Mt表示貨幣政策，Xit是控制變量的向量，i代表企業(yè)，t代表年份，k代表企業(yè)所處區(qū)域。本文采用John等(2008)、Faccio等(2011)的方法以五年為觀測時段，首先計算剔除行業(yè)效應(yīng)的ROA，再用滾動的方法計算其五年(即當年與未來四年)標準差，以此反映企業(yè)的風(fēng)險承擔水平[16][17]。

我國貨幣政策主要有數(shù)量型與價格型，本文沿用多數(shù)貨幣政策相關(guān)文獻的做法，首先選取存款準備金率(Rate)表示數(shù)量型貨幣政策工具，再選用一年期貸款基準利率(Interest)表示價格型貨幣政策工具。為有效識別貨幣政策對企業(yè)風(fēng)險承擔水平的影響，我們在以往文獻的基礎(chǔ)上[16][17][18][19]控制了其他影響企業(yè)風(fēng)險承擔水平的宏微觀變量，包括企業(yè)規(guī)模(Asset，用總資產(chǎn)取對數(shù)代表)、所有權(quán)性質(zhì)(State，用國有股東持股比例代表)、杠桿水平(Leverage，用資產(chǎn)負債率代表)、經(jīng)營期限(Age，用Ln(1+企業(yè)成立年限)代表)、企業(yè)成長性(Growth，用營業(yè)收入增長率代表)、盈利水平(Roa，用息稅折舊攤銷前利潤/期末總資產(chǎn)代表)、大股東持股水平(Topone，用第一大股東持股比例代表)以及宏觀經(jīng)濟增長速度(Gdpgrowth，用實際GDP年增長率代表)。另外對所有微觀連續(xù)變量進行了上下1%的Winsor處理。

(三)描述性統(tǒng)計

樣本包括東部地區(qū)企業(yè)559家，東北地區(qū)企業(yè)91家，中部地區(qū)企業(yè)177家，西部地區(qū)企業(yè)203家。各地區(qū)企業(yè)主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。從企業(yè)平均風(fēng)險承擔水平來看，東部地區(qū)最高，其次是東北地區(qū)，接著是西部地區(qū)，最后是中部地區(qū)。

表1 不同區(qū)域企業(yè)主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

為避免誤差項ui與解釋變量之間的相關(guān)性，本文采用面板固定效應(yīng)模型分別套用東部、東北、中部以及西部地區(qū)數(shù)據(jù)估計模型(1)，模型F檢驗結(jié)果進一步驗證說明固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合模型，針對東部、東北、中部以及西部地區(qū)數(shù)據(jù)分別采用Hausman檢驗，結(jié)果也表明隨機效應(yīng)模型不如固定效應(yīng)模型。實證結(jié)果見表2。

貨幣政策對不同經(jīng)濟區(qū)域企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)的符號均為負，可見貨幣政策對不同區(qū)域企業(yè)均具有風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)。從風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)的絕對值來看，隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)達程度的降低，貨幣政策對東部、東北、中部以及西部地區(qū)企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)也逐漸遞減，說明貨幣政策在區(qū)域?qū)用骘L(fēng)險傳導(dǎo)存在非對稱性。在1%的顯著性水平下，貨幣政策對經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)的絕對值最大，說明東部地區(qū)企業(yè)對貨幣政策的風(fēng)險敏感性最強。對于經(jīng)濟欠發(fā)達的西部地區(qū)企業(yè)而言，貨幣政策的風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)絕對值最小，說明西部地區(qū)企業(yè)對貨幣政策的風(fēng)險敏感性最弱。

表2 存款準備金率風(fēng)險傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性檢驗

注：“* ”表示顯著性水平為10%，“** ”表示顯著性水平為5%，“*** ”表示顯著性水平為1%。括號中的數(shù)值是t統(tǒng)計量值。下同。

為了進一步檢驗貨幣政策對不同省份企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)的差異，本文根據(jù)企業(yè)所處省份分組，分別套用模型(1)，得出貨幣政策對不同省份企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)如表3。表3顯示：貨幣政策對多數(shù)省份的企業(yè)具有風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)，對海南、廣東、福建等東部偏南省份企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)絕對值較大，說明貨幣政策對這些省份的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)較強；而對陜西、甘肅、內(nèi)蒙、青海、寧夏、新疆等西部偏北省份企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)絕對值偏小而且不顯著，說明貨幣政策對這些省份風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)不明顯。

表3 存款準備金率對不同省份企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)的異質(zhì)性檢驗

地區(qū)風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)所屬區(qū)域北京-8.8603***東部天津-4.4623東部河北-1.6945東部山西-1.0591*中部內(nèi)蒙-1.6056西部遼寧-7.6952***東北吉林-4.3220**東北黑龍江-4.0566**東北上海-6.0196***東部江蘇-4.6078***東部浙江-3.3281***東部安徽-0.9864中部福建-10.2703***東部江西-1.8624中部山東-2.8812***東部河南-0.0263中部地區(qū)風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)所屬區(qū)域湖北-4.4229***中部湖南-1.4493中部廣東-10.4383***東部廣西-4.4639***西部海南-11.3822***東部重慶1.8937西部四川-2.3570***西部貴州-10.9231***西部云南-5.0027**西部西藏-8.9609**西部陜西-0.6991西部甘肅-0.8484西部青海0.1002西部寧夏-0.0415西部新疆0.1453西部

五、穩(wěn)健性檢驗

為保證本文研究結(jié)論的可靠性，本文選取利率作為價格型貨幣政策工具的代理變量，研究貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性，結(jié)果見表4。實證結(jié)果仍然表明，東部地區(qū)企業(yè)的風(fēng)險敏感性最強，其次是東北地區(qū)企業(yè)，再次是中部地區(qū)企業(yè)，最后是西部地區(qū)企業(yè)。

表4 利率風(fēng)險傳導(dǎo)的區(qū)域異質(zhì)性檢驗

接著根據(jù)企業(yè)所處省份進行分組，研究利率對不同省份企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)的差異，結(jié)果見表5。利率對廣東、北京、海南、福建等東部省份企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)最強，對陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等西部偏北省份企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)不顯著，說明西部地區(qū)企業(yè)的風(fēng)險承擔水平受貨幣政策的影響較小。

此外，對比表2與表4后發(fā)現(xiàn)，利率對不同經(jīng)濟區(qū)域企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)絕對值均大于存款準備金率。對比表3與表5后發(fā)現(xiàn)，利率對不同省份企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)系數(shù)絕對值也大于存款準備金率，由此可見利率對不同區(qū)域的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)均強于存款準備金率。

六、結(jié)論與建議

現(xiàn)有文獻主要從宏觀經(jīng)濟總產(chǎn)出角度研究貨幣政策傳導(dǎo)的區(qū)域效應(yīng)，本文從企業(yè)微觀數(shù)據(jù)入手，研究貨幣政策傳導(dǎo)在風(fēng)險維度的區(qū)域效應(yīng)，得出如下結(jié)論：(1)貨幣政策對不同經(jīng)濟區(qū)域的風(fēng)險傳導(dǎo)存在差異，對經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)企業(yè)風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)最強，其次是東北地區(qū)，再次是中部地區(qū)，最后是西部地區(qū)。(2)貨幣政策對不同省份的風(fēng)險傳導(dǎo)存在差異，對海南、廣東、福建等東部偏南省份企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)較強；而對新疆、青海、寧夏等西部偏北省份企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)不顯著。(3)利率對不同經(jīng)濟區(qū)域以及不同省份企業(yè)的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)均強于存款準備金率。

基于上述結(jié)論提出如下建議：(1)實施區(qū)域差別化的存款準備金率政策，并對區(qū)域間資金的不當套利行為予以監(jiān)控。央行可采取定向降準的思路，適當降低經(jīng)濟欠發(fā)達的中西部地區(qū)，尤其是西北地區(qū)部分省份的存款準備金率，如此既可促進經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟總產(chǎn)出的增長，縮小全國各經(jīng)濟區(qū)域在經(jīng)濟發(fā)展水平上的差異，又不會對中西部地區(qū)企業(yè)風(fēng)險承擔產(chǎn)生顯著影響。為了保證貨幣政策目標的實現(xiàn)，央行應(yīng)聯(lián)合銀監(jiān)會對區(qū)域間資金的流向予以監(jiān)控，以避免區(qū)域差別化貨幣政策引發(fā)區(qū)域間的不當套利行為，防止區(qū)域金融危機的爆發(fā)。(2)選擇區(qū)域差別化的貨幣政策工具。在經(jīng)濟低迷時，央行通常推出寬松貨幣政策以促進經(jīng)濟增長。由于利率的風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)強于存款準備金率，因此在經(jīng)濟較發(fā)達的東部、東北地區(qū)可選擇風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)較弱的存款準備金率工具，而在經(jīng)濟欠發(fā)達的中西部地區(qū)可選擇風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)較強的利率工具，以此避免東部以及東北地區(qū)因?qū)捤韶泿耪咭l(fā)區(qū)域性金融危機。(3)企業(yè)應(yīng)結(jié)合自身的風(fēng)險承受能力選擇合適的投資區(qū)域。對于風(fēng)險承受能力較強的企業(yè)可選擇貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)較強的東部與東北地區(qū)作為投資區(qū)域，對于風(fēng)險承受能力較弱的企業(yè)則可選擇貨幣政策風(fēng)險傳導(dǎo)效應(yīng)較弱的中西部地區(qū)作為投資區(qū)域，以避免寬松貨幣政策對企業(yè)的風(fēng)險沖擊。

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(責(zé)任編輯:原 蘊)

The Regional Difference of Monetary Policy’s Risk Transmission Mechanism on Micro Level

LIN Chao-ying1,HUANG Zhi-gang2,HE Le-rong3,WU Shi-juan2

(1.School of Management,Fujian Agriculture and Forestry University,Fuzhou 350002,China； 2.School of Economy and Management,Fuzhou University,Fuzhou 350116,China； 3.State University of New York at Brockport, New York 14420, USA)

The selection of macro monetary policy should be based on the correct judgment of micro enterprises’ behavior. This article researches the difference of monetary policy’s risk transmission effect on enterprises in different regions. The result shows that monetary policy has different risk transmission effects on enterprises in different economic regions and different provinces. Interest rate has greater risk transmission effect on enterprises in different economic regions and provinces than deposit reserve rate. The conclusion of this article can provide enlightenment for cetral bank when making regional monetary policies on macro level, and

for enterprises in their choice of investment region on micro level.

monetary policy；risk transmission；regional effect

2016-01-14

福建省科技廳軟科學(xué)項目(2016R0011)；國家自然科學(xué)基金資助項目(71473039)；福建省高校杰出青年科研人才培育計劃

林朝穎(1981-)，女，福建福州人，福建農(nóng)林大學(xué)管理學(xué)院副教授；黃志剛(1963-)，男，江西余干人，福州大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院教授；何樂融(1974-)，女，福建福州人，紐約州立大學(xué)布洛克波特分校副教授；吳施娟(1992-)，女，福建福州人，福州大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院碩士生。

F822.0

A

1004-4892(2016)08-0029-07