货币政策、信贷渠道与资本结构，本文主要内容关键词为：信贷论文,货币政策论文,渠道论文,资本论文,结构论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究背景
2008年以来的国际金融危机使得我国的经济下挫并迅速触底。2008年11月积极的财政政策和适度宽松的货币政策出台，2009年1月至5月新增贷款达到5.8万亿元。然而，在2007年12月“稳健的财政政策、从紧的货币政策”还被政府所倡导。显然，这种大转变体现了政府在危机影响下扩大银行贷款供给的决心，期望货币政策的实施有助于经济运行趋势的反转。在此实践背景下，研究货币政策对我国企业的冲击及企业融资所受到的影响，无疑对我国货币政策实践及企业融资现状的理解具有重要的现实价值。
经济体系中的宏观因素从多个方面影响企业的融资决策。依据权益市场价值波动，研究者分析和验证了企业的“市场择机”行为对债务融资的影响(Lucas & McDonald，1990；Choe et al.，1993；Korajczyk & Levy，2003)。在Kiyotaki和Moore(1997)发展的均衡模型中，受约束企业往往对其约束充分利用(借款达到限制的边界)，基于顺周期的抵押物价值，实施借贷，形成顺周期的杠杆水平。Korajczyk和Levy(2003)围绕融资优序理论对企业顺周期债务发行进行了分析和验证，发现宏观经济条件对资本结构的影响具有显著的特征，不受财务约束的样本其目标杠杆呈现反周期变化，而受约束样本则呈现顺周期。显然，不同企业在特定宏观形势下资本结构存在着差异。在国内，同样有学者对宏观变量的作用进行计量，测度资本结构选择中经济周期、货币政策的影响(苏冬蔚、曾海舰，2009)。但是，这些文献大多将宏观因素视为企业融资决策中稳定的外在条件，或关注如何对宏观干扰进行控制，或侧重从微观主体出发对资本结构的差异给予解释。
“新凯恩斯主义者”在“信贷观”下探究了货币政策传导中的摩擦因素，对信贷渠道、信贷配给和企业资金约束的具体分析表明，货币政策的短期影响往往通过信贷渠道传导至企业(Stiglitz & Weiss，1981；Bernanke & Blinder，1988)；且经验证据显示，紧缩的货币政策在影响大、小企业的存货和短期借款时存在系统性差异(Gertler & Gilchrist，1993、1994)；特别是，Leary(2009)研究发现，相对于大企业或对银行依赖较少的企业，小企业或银行依赖较大的企业，其负债水平随着正向(负向)的信贷供给冲击而上升(降低)，而且这一变化与长期债务的可得性有关。以上结论表明，特定的货币政策会通过传导机制(信贷渠道)影响企业的融资。然而，在我国针对特定时期的特定货币政策进行融资研究的经验文献较少，叶康涛等人(2009)仅仅通过信贷紧缩期(信贷紧缩指数)观测了不同企业的银行贷款情况，而曾海舰等人(2010)在研究中确定的事件期(如1998年的信贷扩张)处于我国金融业市场化的早期。在此研究背景下，基于我国近十年的金融市场化，考察货币政策对企业融资的影响，对我国货币政策传导机制及企业融资环境研究具有重要的理论意义。
二、理论分析与事件考察
(一)“信贷观”及相关假设
在信贷观下，存在两种考察货币政策效果的理论，即银行贷款渠道与资产负债表渠道。银行贷款渠道方面的研究者认为，信用市场的信息不对称导致银行在金融体系中扮演特殊的角色。在Tobin和Brainard、Brainard等人的基础上(Tobin & Brainard，1963；Brainard，1964)，Bernanke和Blinder研究认为IS-LM模型采用非对称的方法分析了货币与GNP之间的关系，而基于银行资产负债表的贷款供求分析和存款供求分析可以均衡地考察信贷、货币、GNP之间的关系。在传统的IS-LM模型的基础上，他们放松银行信贷和市场债券之间的“完全可替代”假定，由CC(商品和信贷)曲线替代原来的IS曲线，其推论是：如果货币需求冲击比信贷需求冲击更加重要，那么盯住信贷规模的货币政策可能比盯住货币供应量的政策更好(Bernanke & Blinder，1988)。随后的研究结论为，除了银行存款对货币政策做出系统性反应外，银行的资产(证券和贷款)结构也对货币政策做出系统性的反应(Bernanke & Blinder，1992)。依照CC-LM模型的分析，中央银行采用存款准备金率、再贷款利率等货币政策工具，影响商业银行可供借贷的资金，进而影响银行放贷数量。在上述分析中，通过银行系统考察信贷流量对企业杠杆的影响，存在两个基本前提：(1)银行信贷不能被银行所持有的其他资产所完全替代；(2)企业在各种债务资源之间的转换存在障碍和成本。如果银行的资产无替代性，那么其存款的减少(增加)会带来贷款的减少(增加)；如果企业不易采用其他的融资方式，那么一旦介入银行融资就可能产生依赖。于是，货币政策的变化与债务融资具有了必然的联系。
信贷观下的资产负债表渠道是指，由于信用市场的信息不对称，企业的净值越低其借贷过程中的逆向选择和道德风险问题就越严重，银行对其借款减少；而扩张的货币政策实施会引起价格水平和权益价值上升(或短期利率下降会导致企业现金流支出减少)，进而使企业借款中的逆向选择与道德风险问题减少，银行对其借款增加。特别是，信贷配给的存在使银行的地位更加突出。①当可供借贷资金供给变化时，银行可能会歧视性地改变信贷的成本和可行性，而不是通过完美市场下利率的调整，实现市场的出清(Stiglitz & Weiss，1981)。基于Holmstrom和Tirole(1997)的论证，出于监督的考虑，如果银行信贷资金减少，它就可能停止风险较大的贷款，以满足贷款组合中的风险标准。
由于央行货币政策的变化，那么商业银行体系内的资金短缺或富余成为可能；由于信贷配给的存在，那么债务市场得以细分。因此，银行资金来源上的变化将改变财务约束企业银行借款的相对成本和可行性，货币政策冲击前后这些企业的杠杆率和银行贷款比例应该出现差异。这一供给摩擦的效果可以通过比较这些企业与财务约束较弱企业的资本结构而得到识别。
盛松成和吴培新(2008)基于1998年至2006年的数据，对我国货币政策的中介目标、传导渠道进行了实证检验和理论分析，研究发现，M2和贷款规模作为货币政策的中介目标调控着不同的领域，信贷规模主要针对实体经济，而货币供应量主要针对金融市场。李扬(2008)认为，我国的资本市场欠发达，资产价值评估的可行性较低，且货币供应和利率手段实施的能力有限。基于上述分析和我国的现实情况，我们认为：
假设一，在政策宽松(或紧缩)时，财务约束较强的企业，其杠杆率和银行贷款比例会增加(或减小)。
另一方面，由于约束较弱的企业具有采用其他债务方式融资的能力，例如，银行的短期借款、债券发行、外部权益融资；而且会向约束较强的企业进行商业信用融资(Calomiris & Himmelberg & Wachtel，1995)，这些替代使得同样的信贷环境变化对其杠杆率影响较小。特别是在政策紧缩时，其债务结构将发生短期调整以满足自身和对其有依赖的约束较强企业的资金需求。基于这一分析，我们形成如下假设：
假设二，财务约束较弱的企业，在政策紧缩时债务结构将及时调整，杠杆率受政策冲击较小。
特别是，在货币政策宽松时，约束较弱的企业其权益融资的替代可能更为明显。正如Almeida等(2004)的模型分析，企业的现金存量与现金流量具有机械相关性，这是企业融资约束的真正来源。当企业外部债务融资受限时，外部的权益融资和内部的权益融资(利润留存)成了唯一的替代。当然，替代发生的基本条件是融资成本的合理性。根据Myers等(1984)早期的分析，在存在市场摩擦时，企业选择内源融资具有信息成本上的优势；另根据市场择时理论，在股价较高时，企业会择时性地进行外部权益融资(Baker & Wurgler，2002)，当货币政策宽松而股价上涨时外部权益融资可能就会发生②。因此，结合财务约束较弱企业的信息成本和证券市场介入优势③，从资本来源解释杠杆率水平，我们又形成假设三。
假设三，在政策宽松时，财务约束较弱企业的权益融资将相对增加，进而影响杠杆率水平。
(二)货币政策与银行信贷
以下将对我国货币政策实施情况、银行可供借贷资金(储蓄额)的变化和信贷量进行描述性统计，以甄别信贷供给存在差异的时期以及信贷渠道发挥作用的基本前提条件。
我们关注我国市场化的第一个商业周期④。1999年至2009年，虽然不存在一定规模的票据市场、再贷款利率也由政府决定并颁布，但是货币政策执行已经从利用“综合信贷计划”、“贷款规模限额”、“现金发行计划”等直接调控手段转向“调整储备比率”、“票据再贴现”、“公开市场操作”、“再贷款”等间接手段。已有分析表明：在1998年至2002年间，中央银行的货币政策操作更多是扩展货币供应量，而在2003年以来的投资高增长和潜在物价水平上升的压力下，货币当局更依赖于控制金融体系的信贷供给量(李扬等，2009)。以下就我国2003年度至2009年度的货币政策与银行信贷进行相关分析。
根据2003年以来法定准备金比率变化表(略)和2002年以来中央银行基准利率的调整表(略)中的数据，央行在2003年度至2007年度之间实施了紧的货币政策，准备金比率与基准利率的变化体现了中央银行对“数量”工具和“价格”工具使用的一致性；而2008年11月、12月和2009年的状况与之前相反，央行实施了松的货币政策，也使用了一致性的工具。就调控的结果而言，表1中的数据表明货币供给量(M1)在2004、2005年度增幅锐减，信贷增加额则在2004、2005年度趋紧，而两类指标在2009年显著增大。叶康涛和祝继高(2009)通过“全国银行家问卷调查报告”进行信贷松紧状况界定，认为2004年和2007年的信贷政策更紧，而2005年和2006年则较为宽松。这与本文的区间界定并不完全相符。包括2008年和2009年的不完全数据，我们将基于银行家感受的季度信贷紧缩指数(以选择货币政策“偏紧”的银行家占比为准。由于无法取得或推断2004年之前、2009年第二季度和2009年第三季度的数据，分析时以数据缺失处理)表示为图1。图中趋势表明，2004年相对于之后年度信贷趋紧，而2009年相对于2008年信贷趋于宽松。
图1 信贷紧缩指数
基于上述分析，我们将以2004年至2005年度和2009年度为观测窗口，对货币政策“紧”和“松”之下的企业资本结构进行考察。显然，在2003年度至2009年度若存在银行贷款渠道的效应，那么理论分析中的“两个基本前提”应该被满足。
第一，企业在各种债务资源之间的转换是否存在障碍？已有资料表明，非金融企业贷款现金流在2004年后两个季度明显减少，同时从2008下半年开始显著增加。一定程度上说明了企业在事件期间对银行债务的依赖。第二，银行贷款是否被银行的其他资产所完全替代？图2中，各项存款合计(Total Deposits)与各项贷款合计(Total Loans)变化趋势在事件期具有一致性，表明银行贷款受政策冲击下可用资金的限制，并未出现严重的资产替代情况。但是，短期贷款合计(Short Term Loans)的变化趋势在2009年度与存款合计并不完全一致。这一分离表明在2009年银行贷款渠道可能并不顺畅。短期贷款市场中可能存在较严重的信贷配给现象。
图2 2003年1月至2009年12月银行存款与贷款趋势
三、变量选取与模型设定
对于假设一、假设二的检验，涉及时期比较和组间比较，参照基本的差异—差异模型(Meyer，1995)，模型设定如下：
在模型(1)中，
为事件期间哑变量，在货币政策紧缩(宽松)时取1，而在非紧缩(非宽松)时取0。
为考察财务约束的代理变量。
分别指代企业特征方面的控制变量。
指代宏观经济方面的控制变量。在此设定中，不同政策期间的固定差异，不同约束程度的样本之间的差异，分别由
和
来刻画。作为我们关注的重点，
用来测度受约束企业在政策冲击下杠杆的变化程度。
为了对基于需求的同向影响进行控制，围绕变量的设定，通过细化被解释变量、控制信贷需求因素、消除聚类效应来解决这一问题。具体措施包括：对被解释变量进行细化，分别采用财务杠杆(Lev)、市值杠杆(Mlev)、银行债比率(Sloan、Llon)等进行经验分析；基于Titman等(1998)的分析，企业的成长性(Tobin's Q)、盈利能力(Profitability)、非债务税盾(NDTS)等均对企业的资本结构形成产生影响，于是将相关变量纳入模型进行控制；企业固定效应可被用来解释资本结构的期望值，我们将其纳入模型进行控制；此外，将采用滞后一期的信贷供给代理变量进行稳健回归⑤。
变量
的设定，关注资本结构决定中时间效应。考虑到货币渠道的影响，对货币供应量(
)、利率水平(Nrr)进行控制⑥。同时，经济增长状况会对超额准备金率、现金比率产生影响，使单一工具的实施效果减弱；金融的发达程度会引起其他金融工具对货币的替代，使针对货币供应总量的目标难以实现；此外，Cover在其实证研究中发现股票、债券对货币存在替代作用(Cover，1992)。因此，采用经济的增长(GDP)、企业所在地区的金融市场发达程度(Marketization)、股市表现(STOCKM)进行控制。由于研究的主要目的是考察货币政策的效果，同样仅对财政政策的影响进行控制，采用的方法是在推断分析时加入行业控制变量⑦。本研究所涉及主要变量的具体定义，如表2。
四、样本选取和描述性统计
本研究将对深圳和上海证券交易所A股上市企业2003年至2009年度的季度数据进行分析。基于上文变量设计，与股市表现、市场回报相关的数据来自SISMAR数据库，企业财务数据和个股价格数据来自WIND数据库，宏观金融数据来自中国人民银行网站，金融业的市场化数据来自樊纲等编著的《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2009年度报告》，其他宏观信息来自对应年度的中国统计年鉴。在数据整理中，因为管制不同，剔除金融企业；为了进行趋势比较，删除企业持续期小于8年的样本；同时删除数据缺失的观测。此外，采用winsorization方法对离群值进行处理，所有小于1%分位数(大于99%分位数)的变量，令其值分别等于1%分位数(99%分位数)。
理论分析部分显示，对融资市场(信贷市场)介入程度不同的企业具有不同的债务增减方式。就约束程度的计量而言，存在三种代表性的探究，分别为投资现金流敏感性(Fazzari et al.，1988)，KZ约束指数(Lamont et al.，2001)⑧，WW约束指数(Whited & Wu，2006)⑨。由于经验或理论假设的有效性问题，变量选取的内生性问题，对于这些计量方法理论界存在较大的争论。两个重要的经验研究发现，投资现金流敏感性并非财务约束计量的有效工具，其取值并不随财务约束水平的上升而增大(Kaplan & Zingales，1997；Hadlock & Pierce，2010)。Hadlock和Pierce(2010)采用定性信息对样本的财务约束程度进行分类，研究发现在KZ指数和WW指数的计算中存在机械相关、变量遗漏等问题，而企业规模和持续期可以作为预测财务约束水平的有效变量。对于持续期与资本结构关系的解释，生命周期里的经验变化、企业声誉的提升，以及信息透明度的增加均涉及债务或权益融资能力的变动。对于规模与资本结构关系的解释，小规模企业存在所有者(经理)与潜在的外部资金供给者之间较高的信息不对称，将影响企业的融资能力(Berger et al.，1998)。显然，就信贷供给方面而言持续期和规模所揭示的个体信息环境、违约成本更能引致供给约束的变动。
表3中的数据体现出三个基本特征：同一年度规模较大企业的负债率明显较大；大企业的带息债务与全部投入资本比明显大于小企业；大企业的非流动负债占比明显大于小企业。以上特征表明，大企业在债务融资方面比小企业有优势，而且比较优势在于非流动性的带息债务。对于小企业，在紧缩时期(2004～2005)非流动负债比例与前后年度持平，2004年小幅下降；在宽松时期(2009)非流动负债比例增加明显，流动负债比例减小。对于大企业，在紧缩时期(2004～2005)非流动负债变化平稳，流动负债增幅较大；在宽松时期(2009)非流动负债比例增加明显，而流动负债比例减小。上述状况可概述为：紧缩时期各类企业均偏向于流动负债；在宽松时期均表现出对非流动负债的偏好，而且在宽松时期大企业具有明显扩大负债的能力。
注：本表主要关注财务杠杆和带息债务的分布状况。在分组时，首先对2003年至2009年各年末的资产对数取均值，再将大于和小于均值的样本归类为大企业和小企业，最后计算各类企业各资本结构指标的均值。参照苏冬蔚等(2009)，带息债务=短期借款+长期借款+一年内到期的流动负债+应付债券。负债与非流动负债的划分依据相应年度准则规定的负债列示方法进行。
采用2003年至2009年度的季度数据，计算主要变量之间的相关系数可知，信贷规模(Totalloan)与财务杠杆(Lev)显著正相关，与银行家紧缩指数(Bankerindex)负相关，表明贷款渠道的作用存在于银行与企业之间。表中，PB与Tobin's Q间的相关系数显著达到0.6229，原因是两者同属成长性指标，在计算中包括了相同的要素。鉴于市值杠杆(Mlev)计算中包括与Tobin’s Q相同的要素，在后文的经验分析中将采用市净率(PB)对成长性进行控制。同样，由于利率水平(Nrr)与银行家紧缩指数(Bankerindex)之间，盈利能力(Profitability)与利润波动性(Volatility)之间存在部分机械相关，他们两者间的相关性便较高。表中其余变量间的相关程度较低，说明后文回归分析中模型设定的多重共线性较小。此外，财务杠杆与企业规模间显著的正相关关系印证了表3中数据的含义。
五、实证检验
(一)回归分析
1.主要检验
本部分将考察企业杠杆在货币政策紧缩和宽松时期系统性的变化。以下分析中我们将2004～2005年度与2009年度设定为紧缩与宽松时期，按照企业规模和持续期界定融资受约束程度大小，采用模型(1)对假设一和假设二进行初步的验证。在模型具体设定中，在市值杠杆回归中增加股市回报(Return)变量进行控制，在2007年至2009年度的回归中添加货币供应量()与融资受约束程度(Access)的交叉项，探寻货币渠道的作用在不同约束下的差异。
早期研究表明，在融资过程中，向企业资金供给者传递信息的财务指标具有明显的行业特征(Schwartz & Aronson，1967)，从而处于不同行业的企业所面临的财务约束会不同。新近经验分析显示，我国的货币政策在行业间存在明显的效应差异(杨小军，2010)。此外，财政政策也会导致杠杆率的行业差异。于是，本研究中采用行业哑变量对行业影响进行控制。其他控制变量的选取，依据表2的说明。基于对误差项的不同假定，我们分别进行混合OLS稳健回归、面板数据固定效应分析(序列相关假设为AR(1))、面板数据随机效应分析。
注：表中系数上标“***”、“**”、“*”分别表示系数检验在1%、5%、10%的水平上显著，下文的列示同此。基于企业规模的杠杆回归中，建筑业、批发和零售贸易、房地产业、传播与文化产业，具有显著较高的负债率。基于企业持续期的杠杆回归中，建筑业、批发和零售贸易、房地产业、传播与文化产业，仍然具有显著较高的负债率。表4中事件期二值变量(Crunch)、约束变量(Access：Size、Age)及两者交叉项的方向与固定效应模型和随机效应模型的推断结果一致。通过Hausman检验固定效应与随机效应回归系数的一致性，两种方法得到的结论无显著差异。
在经济上行期(2003年至2006年)，表4中的数据显示，Crunch的系数均显著为负，表明货币政策紧缩时企业债务水平整体下调；Access显著为正，表明企业规模或持续期的增大会引起债务水平的增加；Crunch·Access和
的系数均显著，一次项的交叉结果表明在政策紧缩时，大企业的债务水平高于小企业，而显著为负的二次项交叉结果说明这种加速作用随着企业增大而减弱。在经济上行期间，当政策紧缩时小企业相对于大企业杠杆率下降，做出了被动调整；而大企业受政策冲击较小，紧缩时反而调增杠杆率，这与前文的假设一和假设二相符。
对于宏观控制变量，GDP系数均显著为正、系数均显著为负、Nrr的系数均显著为正、STOCKM在持续期分析中显著为负、Marketization与市值杠杆显著正相关。宏观证据表明，经济的增长可能会促进企业债务融资；股市的良好表现可能对企业的债务融资产生替代效应(同时，微观控制变量“股市回报”的系数为负有助于这一解释)；金融业的竞争和信贷资金分配的市场化水平越高企业债务融资的可能性越大；然而货币供应量、利率水平的系数表明货币供应的增加和利率水平的降低可能会导致债务融资的减少，与“货币观”的释义相反。
注：在2007年至2009年度的季度数据回归中，添加货币供应量()与融资受约束程度(Access)的交叉项，探寻货币渠道作用的差异。表中事件期二值变量(Loose)、两个约束变量(Access：Size、Age)及两者交叉项的方向与固定效应模型和随机效应模型的推断结果一致。通过Hausman检验固定效应与随机效应回归系数的一致性，两种方法得到的结论无显著差异。基于企业规模的杠杆回归中，电力—煤气及水的生产和供应业、建筑业、批发和零售贸易、房地产业、综合类，具有显著较高的负债率。基于企业持续期的杠杆回归中，电力—煤气及水的生产和供应业、建筑业、批发和零售贸易、房地产业、综合类，仍然具有显著较高的负债率。
在经济下行期(2007年至2009年)，表5中的数据显示，Loose的系数均显著为负，表明货币政策宽松时企业债务水平整体下调；Access显著为正，表明企业规模的增大会引起债务水平的增加；Crunch·Access和系数均显著，一次项的交叉结果表明在政策宽松时，大企业的杠杆率高于小企业，而显著为负的二次项交叉结果表明这种加速作用随着企业增大会减弱。这与假设一中“当政策宽松时小企业相对于大企业杠杆率上升”的预期不一致，同样，我们的证据与Leary、曾海舰等的不一致⑩，部分原因可能是，前者为美国自由市场下与存款许可政策相关的样本，后者为1998年我国金融市场化初期的样本。显然，政策宽松，金融体系资金充沛，而资金并未流向小企业，这可能是经济下行时银行信贷配给加重的后果。就与本文预期的符合程度而言，信贷渠道无法完全解释经济下行期货币政策宽松时的效果。
对于宏观控制变量，GDP与债务融资负相关(与经济上行期相反)，这可能与金融危机期间企业融资行为的反常有关；Nrr和的系数方向不一致，但在企业持续期为融资约束代理变量的回归中，系数均显著为负，对应交叉项系数均显著为正，表明货币渠道下权益融资的增加将摊薄企业债务(一定程度上符合假设三的预测)，但大企业仍具有较多的债务融资；STOCKM的系数均为负，表明股市的良好表现可能对企业的债务融资产生替代效应；Marketization系数显著为正，表明金融业的竞争和信贷资金分配的市场化水平越高企业债务融资的可能性越大。
2.资本来源测试
考察假设一中对“银行贷款比例”的推测，并深入对杠杆率变化的理解，本部分对政策冲击后融资来源间的相对变化和替代模式作进一步分析。具体分析将包括债务之间的替代性，债务与内源、外部权益之间的替代性。
计算组间均值的差异并进行推断分析，结果表明，小企业在2004年度具有较高的贸易应付款比例(TC)，增长较小的短期借款(Sloan)(与贸易应付款比较)，相对较低且稳定的长期借款比例(Lloan)，表明银行贷款比例在政策紧缩时可能减小，与假设一相符。小企业2009年度贸易应付款增加，长期借款较小幅度增加，短期借款减少，说明银行贷款比例在政策宽松时可能减小，与假设一不符，同时佐证了“主要检验”部分结论。大企业2004年度短期借款和长期借款增加，贸易应付款减少则与“主要检验”的结论一致，同假设二相符。
当企业面临来自银行的财务约束时，会试图通过其他的方式进行融资。在权益融资方面，对内部资金的利用、股票的发放均可以满足企业资金的需要。为了考察这一状况，我们检验货币政策冲击对企业发行相对于权益融资的债务的影响。本部分采用多值因变量模型，如果企业采用内部资金，则被解释变量取0；如果借债，则取1；如果发行股票，则取2；如果既借债又发行股票，则取3。基于已有文献(Hovakimian，Opler，Titman，2001；Korajczyk & Levy，2003；Leary & Roberts，2005；Fama & French，2005)，我们将债务发行企业定义为，筹资活动现金流中银行当期借款净额大于当期资产账面价值1%的企业；将权益发行企业定义为，筹资活动现金流中权益性活动当期净现金流大于研究样本权益性活动现金流75分位值的企业；将依赖内源融资企业定义为，当期未分配利润与累计折旧等合计值大于研究样本75分位值的企业。模型设定中控制变量包括“主要检验”部分的所有控制变量，此外，参照Leary(2009)的研究，添加财务杠杆率(Lev)进行控制。
注：在多分因变量logit模型中，企业融资决策中债务选择被看作是“基准”选择，则内源资金留存和外部权益筹资都基于一个逻辑(logit)方程与这个基准进行比较。这些逻辑方程的因变量是相对于基准选择的几率的对数。Access采用规模(Size)分组，(Crunch/Loose)·Access项的系数表明，在政策紧缩(或宽松)时不同规模企业采用内部融资和外部权益融资来替代债务融资的差异。
如表6所示，在2003年至2006年度的多值因变量回归中，Access系数均显著为正，表明规模较大的企业在权益融资方式下具有优势，但是Crunch·Access和系数并不显著，表明政策紧缩时期大企业的权益融资并未相对增加，与假设一相符。这有助于说明，政策紧缩时期企业资本结构的调整依赖于银行债务，即信贷渠道理论可以对紧缩政策的作用方式给以解释。关于控制变量的系数，两种外部权益融资下M[，1]的系数显著为正，表明货币渠道分析有助于解释货币政策对外部权益融资的影响；Marketization系数趋于显著为正，说明外部制度环境对权益融资具有促进作用；NDTS、Volatility与权益融资的关系则部分体现了权益对债务融资的替代作用。
在2007年至2009年度，内部资金、权益及债务融资的Loose系数显著为正，表明企业权益融资增加与宽松的货币政策相关；Access系数均显著为正，表明规模较大的企业在权益融资方式下具有全面的优势；Crunch·Access系数显著为正，表明在政策宽松时大企业在债务融资的基础上较小企业更多地增加了权益融资，Access[2]对应的交叉项系数为正，表明企业越大，宽松时期的权益融资越激进。以上证据均与本文的假设三一致。考虑到上文债务融资的证据，大企业通过筹措较多的借款，以商业信用方式向小企业提供资金，这可能导致政策宽松时整体杠杆水平下降而大企业上升。关于宏观面的控制变量，对应系数趋于显著为正，表明宏观经济水平、金融与资本市场状况会影响权益融资。
(二)稳健性测试
本部分采用样本的变化、贷款供给代理变量的变化进行稳健性测试。贷款供给的代理变量包括：银行家紧缩指数，信贷规模。财务约束的代理变量为：企业规模。在模型具体设定中，贷款供给代理变量均采用滞后一期的值，以减少内生性问题。由于2003年紧缩指数的缺失，考察政策紧缩时采用2004年至2006年的季度银行家紧缩指数进行。考察贷款供给的作用时，采用2007年至2009年的金融机构季度信贷规模。证据显示，在2004年至2006年度政策紧缩时杠杆率均显著降低，而规模较大企业的杠杆率均具有相对的正向增量；在2007年至2009年度政策宽松时两种杠杆率均显著降低，同样规模较大企业的杠杆率具有相对的正向增量。这些证据与“主要检验”中的结论一致。
六、结论
宏观因素影响着企业资本结构的选择，考察经济增长、股市表现、地区金融发达程度对债务融资决策、权益融资决策的影响具有重要意义。但是，考虑到我国金融市场以银行体系为主这一特征，围绕货币政策传导机制中的摩擦因素进行经验分析尤显重要。通过对银行贷款渠道和信贷配给下的问题进行分析，本文认为，我国银行信贷中同样存在配给行为，小企业处于融资困境之中。以2003～2009年度的所有非金融类A股上市公司为样本，对上述预期进行了检验。结果表明，在经济上行时期，紧缩的货币政策导致小企业银行债务融资的下调，而大企业受影响相对较小，且敏感地通过变化债务结构调整资本结构；在经济下行时期，宽松的货币政策并未引起小企业对银行债的显著调增，而大企业具有债务融资的优势。这说明，我国金融体制中存在较大的摩擦，银行信贷中存在比较严重的歧视现象。同时，与国内货币政策传导机制研究的主流观点不同，本文认为货币政策对企业资本结构的影响除通过信贷渠道外，货币渠道可能发挥着重要的作用。在经济下行时期，货币政策宽松时权益融资的增加，特别是大企业债务和外部权益的相对增加及其激进度，与基于信贷渠道的推论并不一致，这表明企业股票市场融资可能会替代信贷市场融资。总体而言，考察新近商业周期和金融危机背景下资本结构的变动为融资约束分析、企业融资决策及金融监管提供了新的经验证据。
深入分析，至少在以下方面需要进一步研究。一方面，产业发展与企业资本结构的关系。本文研究发现，在经济运行的特定时期不同行业的企业财务结构差异显著，如建筑业、批发和零售贸易、房地产业等。国外已有研究表明企业所属行业的差异与融资选择必然相关，我国也有学者从产业经济角度考察资本结构。因此，在我国产业转型时期，围绕产业政策的融资研究同样意义重大。另一方面，我国的信贷供给与国外的差异。本研究仅仅基于“年龄”和“规模”简单考察了货币政策变动的效应，如果我国的信贷渠道是人为干预的一个过程，而非银行(信息不对称时)自身利益驱动下的选择，那么对诸多“信贷事件”的考察就有助于发掘我国金融体制运作的特殊之处，如企业控制权的影响、关系银行的影响，将为转型国家金融理论与实践的发展提供依据。
注释：
①鉴于资产负债表渠道所侧重的资产价值分析与银行贷款渠道下的信贷配给分析直接相关，我们将资产负债表渠道与信贷配给合并讨论。
②马文超(2012)考察“货币渠道与企业权益融资”关系时发现“货币政策”、“股票市值”与“权益融资”三者之间存在显著的相关关系，而且针对市净率的中介变量检验结果显著。
③王正位等(2007)对我国证券市场的管制现状及企业介入证券市场的可行性进行过系统介绍，大量研究也揭示了我国分离均衡的证券市场，即只有大企业或有政治关联的企业才可以介入证券市场，而其他的企业更多地在体系外竞争。
④1981年至1990年的经济周期与1990年至1999年的经济周期有着共同的特征，即经济经历较短时间达到峰顶而衰退至谷底却经历时间较长，两个周期经历时间分别为3年和6年、2年和7年。但是，1999年至2009年的经济周期具有不同于前两次的特征，经济上升期持续8年之久而快速衰退期为2年。周期的波长发生了变化，这是计划体制向市场体制转化的必然结果(刘树成等.2009.中国经济增长与经济周期.北京：中国经济出版社)。
⑤根据匿名评审人的建议，考虑到货币政策效应时滞问题，在稳健性检验部分采用滞后的信贷指标进行测试，此外，我们采用VAR方法对货币政策与企业融资的总量数据进行了动态关系研究，发现货币政策对企业债务融资的短期影响确实会滞后一个季度，且至少会持续1个年度。于是，本文的年度观测区间界定具有合理性。
⑥基于货币观，即货币政策传导机制中的货币渠道，利率、汇率、股票价格、财富效应以及房产土地价格渠道会导致企业融资及投资的调整。因此，在围绕信贷观的考察中应对其进行控制。
⑦何东、张智威和张文朗在《中国财政刺激方案》一文中，筛选财政刺激计划所侧重的行业，相关行业包括交通和城乡电网、灾后重建、农村基础设施、环境工程、保障性安居工程、自主创新、医疗与教育，其中建筑业、交通运输、电力是重点(《比较》，2009，4)。
⑧基于Kaplan & Zingales的样本，Lamont et al构造了初始的KZ指数，该指数由模型的估计系数计算而得。其中，杠杆和Tobin's Q与财务约束正相关，而现金流、现金水平和分红与财务约束负相关。
⑨Whited & Wu基于结构模型构造了WW指数，界定了六个不同的解释财务约束的变量。其中现金流和杠杆与KZ指数中的界定一致，然而在WW的报告中，WW指数与KZ指数之间的相关性接近于0，其认为KZ指数无效。不幸的是，正如Hadlock & Pierce的分析，WW指数部分有效的根本原因是它将规模纳入了解释变量，此外，现金流和杠杆所具有的内生性使得其他研究者对WW指数的有效性同样产生质疑。
⑩正如匿名审稿人所强调，如何选择政策宽松与紧缩的代理变量对于研究十分关键。宏观金融领域的研究者更多地采用滤波技术将货币政策区分为宽松与紧缩，当然早期的货币政策研究采用两种方法界定货币政策松紧，一是直接采用央行基准利率与无风险利率的差异，二是阅读政策文件及信息进而主观界定政策松紧。在Romer等(1990)和叶康涛等(2009)的研究中，指标选取为第二种。我们基于双差分方法对政策松紧期进行描述性界定，而且对政策宽松期，特别是对“2008第四季度和2009年度”与“2007年度和2008前三季度”差异的考察，有助于为货币政策传导机制理论在微观领域的研究提供新的经验证据。此外，在稳健性检验部分我们采用了第一种政策代理变量，即直接使用货币政策中介变量。
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