2015年第5期No. 5, 2015 4、.，.，何也(总第419期)General 金融摩擦、货币政策银行信贷渠道与信贷资源的产业间错配战明华(浙江理工大学经济管理学院，浙江杭州31∞18 ) 摘要:以金融摩擦条件下修正的状态证实模型为基础，本文首先对银行信贷渠道影响信贷资源在产业间配置的机理进行了理论分析，提出了相应的假说，并利用差异中的差异交叉项模型对假说进行了实证检验，得到了如下主要结论:一是银行信贷渠道的强化对产业结构升级具有结构性错配效应，而紧缩性的货币政策则显著地放大了这一效应;二是企业的国有属性强化了银行信贷渠道的信贷资源错配效应，但在考虑企业国有属性的条件下，紧缩性货币政策却对这种错配效应没有显著影响。不过尽管如此，由于国有比重在不同产业间的分布是不均衡的，因而，总的来看，经济中国有比重的提高，仍对货币政策银行信贷渠道的信贷资源错配效应具有显著的强化作用。最后，本文从产业结构升级的视角，给出了如下政策含义:一是货币政策不仅具有费平短期经济波动功能，还具有长期经济结构调整功能;二是银行竞争结构的改善有助于弱化银行信贷渠道，从而促进产业结构升级;三是需要对战略性新兴产业实行特殊的金融支持政策。关键词:金融摩擦;银行信贷渠道;结构错配效应JEL分类号:因û，E52，G21文献标识码:A文章编号:1α)2 -7246(2015 )05 -αX)l -17 虽然众多的文献对产业结构升级机制进行了广泛的研究，但是，从货币政策冲击角度研究产业升级的机制却鲜少被提及。理论上，造成这一缺失的理由是，传统上，货币政策的功能仅限于奥平短期经济波动，而产业结构升级则被认为是属于长期增长的范畴。不过，上述理论成立的前提是经济要基本满足市场完全的瓦尔拉斯经济环境假定，而这对存在诸多市场不完全的非瓦尔拉斯特征的发展中经济，适用性显然严重受限。这一点可从2007年全球金融危机以来，人们对金融摩擦能够使诸如货币政策这样的名义冲击具有实收稿日期:2014-11 -20 作者简介:战明华，管理学博士，教授，浙江理工大学经济管理学院.Email:zhanmheco@.*本文得到了浙江工商大学高校应用经济学研究基地重点项目"银行信贷渠道、资本配置效率与浙江产业结构的升级..(JYTYYJJ20130302)、浙江理工大学高校应用经济学研究基地重大项目和浙汪理工大学"151人才"项目的资助，特此致谢。作者感谢王晓君在数据处理上的工作，以及匿名审稿人所提宝贵意见，但文责自负。1
2 总第419期4、Jr树也际效应的观点重新加以重视得到充分体现。实际上，产业结构升级的关键在于促使资源在不同产业结构间实现最优配置。在我国，由于信贷分配始终是影响实体经济资源配置的主导金融因素，而货币政策变动又是影响信贷分配的重要外生冲击且银行信贷渠道是货币政策在经济中传播的主要渠道，因而，通过考察货币政策是如何通过银行信贷渠道影响信贷资源在不同产业间的配置，就为了解中国产业结构升级的机制，提供了一个新的观察视角。一、文献回顾与本文贡献对国外的文献加以分析可以发现，以发达国家为对象的关于产业结构升级的研究通常比较少见，这主要源自三方面的因素:一是理论上，在作为新古典宏观经济学微观基础的阿罗-德布鲁分析框架的环境假定中，经济主体是同质的，因而产业类型的划分是不存在的;二是结构变迁通常被认为是长期问题，而现代宏观经济学更多关注的是短期经济波动;三是实践上，坚信市场作用的观点认为，产业结构的调整是内生于市场机制的，因丽政府的作用在于确保市场机制的有效运行，而非直接参与产业结构的调整。总的来看，在为数不多的关于发达国家的研究中，产业结构变迁被看作是经济非平衡增长或经济结构变迁的一种特例，这与新古典的索洛和拉姆齐-卡斯-库普曼斯模型的平衡增长理论形成了鲜明对比，其研究传统可追溯至库兹涅茨(Kuznets , 1957 )对不同经济发展阶段主要经济变量非平衡增长特征的典型特征总结。关于经济结构变迁的机制，如果将经济结构变迁看作是部门之间的投入-产出比例变化，那么可将已有研究归纳为两种不同的见解:一是基于遵循恩格尔法则的消费者偏好非同质的需求角度;二是基于全要素生产率(TFP)和资本边际产出存在部门差异的供给角度(Acemogluand Guerrieri, 2∞8)。对于前者，在如何解释美国农业劳动力向服务业转移的结构变迁问题上，Kongsamutet al. (2∞1 )认为，家庭对两个部门产品需求收入弹性的不同，是这一转移的主要原因。对于后者，在一个假定TFP存在差异的多部门模型中，Ng ai and Pissarides ( 2007 )的研究认为，不同部门所生产的最终产品之间的低替代弹性，促使劳动力由高TFP部门向低TFP部门结构转移。Acemoglu and Guerrieri (2008)则在假定不同部门之间的资本深化程度存在差异的基础上认为，由于资本深化可提高产出，因而这种差异将导致经济的非平衡增长。容易看出，上述研究的一个显著特点是，金融因素未被纳入考虑的范围而被完全忽略。这主要是因为，如上所说，这些研究对应的是索洛传统的新古典平衡增长理论，而金融市场的完美性是新古典增长理论的基本假定。也就是说，在这些理论的分析框架中，金融市场是完全从属于实体经济的增长的，经济增长自发产生对金融的需求，金融本身对实体经济不产生任何实质性影响。显然，这一假定与现实存在差距。从金融角度对经济非平衡增长的研究，是与金融摩擦条件下金融资源的结构性配置联系在一起的。Rajanand Zingales (1998)发现，对外部融资依赖性高的产业的发展速度与金融发展水平正相关。通过观察各国的行业投资的增加值弹性与金融发展水平的关系，Wu rgler (2000)也发现，
却15年第5期金融摩擦、货币政策银行信贷渠道与信贷资洒的产业闰错配3 一国的朝阳产业的增长速度与金融发展水平成正比，夕阳产业则与之成反比。Beckand Levine (2002)对市场与银行导向型金融体系影响金融资源在产业间配置的效应进行了比较，但结果发现二者并无显著差异。在一项针对转型国家全要素生产率差异原因的研究中，以企业的规模与生产率的协方差作为生产率配置项度量指标，Larrain and Stumpner (2012)得出了金融摩擦所导致的资本在产业间的错配，是导致不同国家全要素生产率差异的主要原因的结论。这一结论与Midriganand Xu (2010)等的关于金融摩擦会引起资本在不同部门间错配效应的结论相似。针对产业结构升级的现实迫切性，国内很早就广泛开展了关于产业结构升级机制的探索。不过，已有的研究主要集中在实体经济层面，主要观点有以下几种:一是以时间上的动态比较优势理论为依据，认为资源禀赋变化所导致的诱致性技术变迁，是产业结构升级的重要原因(林毅夫和刘明兴，2004);二是认为要素禀赋的空间动态比较优势变化，是决定产业空间梯次转移的主要原因(代谦和别朝霞，2006);三是认为在开放经济条件下，外资是促进我国产业结构升级的重要动力(江小涓，2002);四是从中国的制度变迁特征出发，类似于非平衡增长的分析，认为市场机制改革所诱导的资源在不同产业间的重新配置，是促进产业结构升级的重要因素(刘伟和张辉，2∞8)。相对而言，就我们的有限检索，发现国内还鲜有从金融角度对产业结构升级机制的直接研究，已有的相关研究集中于对金融与资源配置效率关系的探讨，代表性的研究主要包括:利用类似Wurgler(2∞0)的方法，韩立岩和蔡红艳(2∞2)较早的对我国金融发展与资本配置效率的关系进行了分行业或分省的考察;与潘文卿和张伟(2003)的总量数据不间，李青原等(2013)利用省域分行业样本数据，对金融发展与资本的区域配置效率重新进行了探讨，并得出了虽然金融发展有助于地区资本配置效率的提高，但地方政府干预却会弱化这一过程的结论;以企业所获相对贷款额为被解释变量，以季度货币政策紧缩指数为主要关注解释变量，叶康涛和祝继高(2∞9)对货币政策紧缩与不同企业的信贷获取能力的影响进行了实证考察;利用规模以上制造企业的样本数据，刘小玄和周晓艳(2011) 的研究发现，总体来看，我国企业的融资配置表现出与企业利润相关性很弱的低效率特征，而其成因很可能是信贷资摞在国企与民企间的错配;同样的，通过对我国货币政策紧缩期信贷资源的配置与上市公司绩效关系的分析，饶品贵和姜国华(2013)也得出了我国信贷资源在国企与民企之间存在错配的结论。与已有的研究不同，以技术密集、资本密集和劳动密集为三种产业类型划分，针对银行仍是中国金融资源配置主角的事实，利用从国泰安中国非上市公司数据库65106个企业样本中筛选出的4790个有效样本企业，本文主要尝试回答如下问题:一是面对存在严重摩擦的金融市场，银行信贷渠道本身强度的变化，是否使得信贷资源在不同产业类型企业间的分配，具有显著的错配效应?从而使得产业结构升级难以符合理论预期与满足现实期望?二是紧缩性的货币政策，是否通过银行信贷渠道，而对这种错配效应起到了明显的强化或放大作用?三是体现中国转轨过程关键特征的国有经济比重，究竟是强化还是减弱了这种错配效应?与已有的研究相比，本文的边际贡献主要体现在如下几个方面:一
4 总第419期4、Jr'何也是以修正的状态证实模型为基础，构建了一个金融摩擦条件下，银行信贷渠道影响信贷资源结构性配置的一般性的微观分析框架;二是建立的"货币政策变动一一银行信贷渠道一一信贷资源产业间结构性错配一一产业结构升级"的逻辑体系，既是一个研究我国产业结构升级机制的新的角度，又为通常被认为仅具短期波动效应的货币政策，因何而具有了长期结构效应，提供了微观解释;三是将国有经济比重引人含有多项交叉变量的"差异中的差异"计量模型，考察了中国转轨过程中重要的经济结构性变量，对信贷资源结构性错配效应，从而对产业结构升级的非线性影响。本文后面部分的结构安排如下:一是构建分析的理论框架并提出假说;二是构建假说检验的思路、设定计量模型、讨论估计方法与给出回归结果，并对回归结果进行分析;最后是结论与政策含义。二、研究的理论框架与假说1.经济环境我们对经济所处的环境做如下假定:(1)两种类型的经济主体:银行和企业，银行是贷款人，企业是借款人。两者都为风险中性;(2)金融市场是不完全的且银行信贷渠道是存在的，因而货币政策的紧缩可以通过这一渠道而影响企业的融资约束程度;(3)银行信贷渠道的存在性是由银行资产负债内部结构不能完全替代，以及银行贷款对企业具有特殊性决定的;(4)银行贷款的特殊性，源自于外部投资者必须对企业投资项目的产出加以证实，而只有银行能在必要时通过支付证实成本C(i = 1…n)而进行有效证实;(5)经济i中有许多异质性的企业，每个企业均有一个资金额为1单位的投资项目，但是每个产业内部的企业类型是同质的;(6)企业的异质性体现在自有财富叹、项目收益率机、证实成本C等影响金融市场信息不对称程度的因素的不同，且有W<l(i=l…时，γz均匀地分布ii在[0，2γiJ0因而，企业须向外部融资且外部投资者须承担一定的投资风险;(7)为避免搭便车问题，假定一家银行足可提供一家企业所需外部资金;(8)市场无风险利率是ro2.基准模型(1)最优合同支付函数类似于Walsh(201O)，假设项目的实施包括两个阶段:第一阶段，企业拥有一个能在第二阶段产生收益为γs的风险投资项目，银行与企业签订贷款合同。第二阶段，企业观察到真实的γz之后，将不一定等于γz的项目结果γ;报告给银行。假定γ:εSC[O'YiJ时，银行证实发生;否则银行不予证实O设当γ;ES时，企业给银行的偿还额为R(yJ，此时银行的净收益为R(γJ-C显然，由于在γ:~S时银行不予证实，因而无论项目的真实iO值如何，企业都会报告偿还给银行金额最小的那个水平。故若证实行为不发生，银行的净收益必然是一个常数K(γ:)= l(。由于借贷合约本质上是一个委托-代理问题，因而由激励相容约束可知，最优合同应当满足如下条件:
2015年第5期金融摩擦、货币政策银行倍贷渠道与倍贷资源的产业间错配5 bmaxE[ R] = E[γ‘-R(饥)I R(γJ < KJP[R(γι) <豆]+ E[γ; -K; I R(γJ ~ KJP[R(γJ三~KJ (1) [R] = E[R(γJ -CI R(γJ < KJP[R(γJ < KJ + K;P[R(γJ ~ K;] i bE[R] = E(γJ -CiP[R(γJ < KJ -(1 -WJ (1 + r) (2 ) 将式(2)代入式(1)可得:hE[R] = E(γJ -C;P[R(γJ <KJ-(1-WJ(I+r) (3) b l各变量含义:R_企业净收益，R_银行净收益。容易看出，由式(1)、(2)所决定的最优支付稳态均衡解是R(机)=玩。这是因为:第一，首先，由于企业没有多余的其他资产，因而不可能有R(识)>机;第二，若R(γi)<队，那么，由式(2)可知，由于此时银行通过证实可以提高收益，因而在保证式(2)仍然成立的条件下，银行可以降低豆，从而降低证实概率P(R(γJ< KJ;第三，根据式(3)，由于银行降低证实概率可以增大企业的预期收益，因而这一行为对于银行与企业而言是一种帕累托福利改进，即R(γJ<γs是非稳态的。总起来看，企业对银行的最优支付函数轨迹如图1所示。随时Kil- -------7. 0 45Ki 项目收族率γ，固1最优支付函戴的轨迹(2)均衡外部融资额的决定根据激励相容原理，竞争条件下的最优合同还须满足企业项目投资收益等于机会成本的条件。由于企业项目投资收益等于项目产出减去银行收益与证实戚本之和，且证实成本为:A=j:c去dγi= [(王-CJ -J(长-C.)2_2γ(I -WJ (I + r) ]二(4) = A( C; ，r，帜，γ.)故在KJ有解的条件下，企业均衡外部融资额(投资额)由下式决定:γ; -(1 -WJ (I + r) -A ( C; ，r，帜，γJ= W;(1 +r) (5) 机=A(Ci汀，帜，γJ+(1+r)(6) 显然，由式(6)，由于γ品表示项目的边际收益，因而根据新古典的投资边际收益递减原则，在其他条件一定的情况下，企业外部均衡融资额与银行对项目的证实成本密切相
6 总第419期4、&r1lf也关，且随着A的减小，融资额在增大，二者呈负向相关关系。此外，关于C，、r、W，和γ，求导易知，A随C;和r的增加而增加，随γs和W，的增加而减少。3.基本假说根据基准模型，如果将货币政策冲击纳人考虑的范围，那么，类似于金融加速器的分析，判断银行信贷资源是否在不同的产业间存在着错配，可以基于如下的逻辑:在银行信贷渠道存在的条件下，如果归属不同产业类型企业的信息表达特质是不同的，那么，银行信贷资惊在归属不同产业类型的企业间的配置将是非均衡的;而如果不同企业对短期经济波动的敏感性是异质的，那么，通过银行信贷渠道，货币政策对这种信贷资源的非均衡配置，还具有进一步的放大效应。进一步的，根据林毅夫(2010)的新结构主义经济学与AgØnor and Montiel (2008 ,Pl1 )的发展宏观经济学理论，结构因素是决定发展中国家经济运行的重要因素。对于本文所关注的问题，从中国的实际来看，一般认为，国有经济比重是影响中国货币政策传导与金融资源配置效率的重要因素(马草原和李戚，2013)。由于国有经济得到了更多的政策支持与政府隐性担保，且国有经济在不同产业之间的分布是非均衡的，因而一个合理的推断是，国有经济比重的变化将影响金融资源在不同产业间的配置。据此，我们提出如下的假说:假说1:由于不同产业层次类型的企业具有异质性，因而银行信贷渠道的存在，不仅具有信贷资源在不同产业类型企业间的非均衡配置效应，而且货币政策变动还可通过银行信贷渠道，而对信贷资源在不同产业类型企业间的配置具有放大效应。假说2:由于国有企业既具有抵押品提供能力更强的特征，又具有分布于特定产业类型的特征，因而可以预计，经济中国有经济占比的变化，将对假说1中的银行信贷渠道，以及货币政策通过银行信贷渠道在信贷资源配置中的效应，产生显著的影响。三、假说1的证明1.计量模型设定类似Wurgler(2000)的处于优势地位的产业具有更强的信贷获得能力，从而可以实现更快的投资增长的建模思路，以及为了反映本文货币政策银行信贷渠道的影响，具有非线性特征的理论逻辑，我们将用于检验假说1的基准模型和拓展模型分别设定为如下的"差异中的差异"模型形式:基准模型:工iι=α+βl叫川+卢2Dl，+β3m， bc+ 4, +βjDl， * bc, + 6m; * bc, (7 ) +β7mP， * Dl; * bc, +βsmp， * m; * bc, + V; + V, + V, + 8" i拓展模型:
2015年第5期金融摩擦、货币政策银行信贷渠道与信贷资源的产业间错配7 二二!兰走士:ft亡:;=α川…+川+ β帆+ β附+ 仇+ 瞅* bc乌s叫netαssets•(8) it +β7mP， * D1i * bc, +βsmp， * illi * bc, +γlP吨fitsrαtei.，+γK丁+ V+ V, + V, + 8, i ii这里:1为期末固定资产原值，等于期初固定资产原值+本期累计折旧。K为企业资本存量，定义为期末企业固定资产净额。Mp为货币政策变量。D1和D2是表示企业要素密集度的虚拟变量，当企业为资本密集型时，Dl=1 ，其他为0;当企业为技术密集型时，D2 = 1，其他为0;当企业为劳动密集型时，Dl= D2 =O;bc为银行信贷渠道强度指标;prof›itsrate为利润率，用于控制项目收益率;netassets为净资产，用于控制企业自有资金量。由于银行对企业的证实成本与银行内部治理结构、产权等制度因素有关，而这些因素在短期内是稳定的，故用固定效应加以控制。容易看出，式(7)中Iυ/K川关于bc求偏导可知:当D1=D2 =0时，ι表示在其他i条件一定的情况下，银行信贷渠道强度变化对劳动密集型企业的投资边际影响;当Dl=1 (D2 =0)时，自5表示在其他条件一定的情况下，银行信贷渠道强度变化对资本密集型企业投资的边际影响比劳动密集型企业超出的数值;同理，队表示在其他条件一定的情况下，银行信贷渠道强度变化对技术密集型企业投资的边际影响比劳动密集型企业超出的数值。于是，按照假说1检验的思路，若银行信贷渠道因企业所属产业类型不同，导致其对企业投资有显著影响的机制是成立的，则应有ι和队显著为负，且|自6I笋I s I。显然，这一结论保证了银行信贷渠道对不同企业类型投资影响的非均衡性。白5、自6显著为负的原因如下:一方面，根据金融功能观理论，金融发展具有动员储蓄和分散风险等功能，而相对于劳动密集型企业，资本密集型企业和技术密集型企业无疑分别对储蓄和风险有着相对更强的敏感性，因而金融发展对于资本密集型企业和技术密集型企业有着更大的影响。另一方面，由于金融发展意味着金融市场的日益完善，而这会减弱金融市场的摩擦，弱化银行信贷渠道(bc)的功能。故银行信贷渠道的强化(bc增加)，即金融发展水平的降低，将对资本密集型企业和技术密集型企业的投资产生更大的负向效应，即队<0、队<0。同理，如果紧缩性货币政策对这一机制(D1* bc或D2* bc)起到显著的放大效应，那么应当有自7和自s显著为负。类似的，如果逐渐控制自有资金等企业异质性因素，银行信贷渠道对不同产业类型企业的影响将逐渐减弱，ι、队的显著性减弱或Ißsl、I 61 显著减小;同时自7、队也应发生相似变化。2.变量定义与数据(1)变量定义企业要素密集度指标(D1和D2):一般而言，按要素使用比例可将企业划分为劳动密集、资本密集和技术密集三种类型，但关于要素使用比例指标的选取却并无统一标准。毛日异(2009)根据人均资本的拥有量，将制造业企业划分为资本密集和劳动密集两种类型。王岳平(2004)采用资本-劳动比例和劳动报酬-产出比例，分别来衡量资本和劳动
8 总第419期舍、""1也密集度，而用R&D费用/销售额、工程技术人员数/就业总人数和微电子设备/生产经营设备等三个指标，来综合衡量技术密集度，并据此对我国工业行业的要素密集类型进行了划分。本文采用王岳平的行业类型划分结果，来对企业所属的行业类型进行分类。其中，当企业属于资本密集型行业时，Dl= 1，其它为0;当企业属于技术密集型行业时，D2= 1，其它为0;显然，当企业属于劳动密集型行业时，有D1=0和D2=0。货币政策变量(mp):与发达国家不同，我国央行的工具箱中不仅包括传统意义上的公开市场业务、准备金率与再贴现率，还包括央行票据的发行和回购、准备金利率、和对基准存贷款利率的直接调整等(谢平和刘锡良，2001;徐明东和陈学彬，2011;郭红兵和陈平，2012)。考虑到如下原因，本文拟用年度加权平均准备金率来表示货币政策变量:一是根据银行信贷渠道作用机制的含义，银行信贷渠道所对应的货币政策冲击是准备金率这样的数量型工具;二是准备金率既非持续变化，也非按年度变化，因而需要加权计算，具体计算公式是:前一年准备金率.a+当年第一次准备金率变动后的水平值飞1+…当年o第i次准备金率变动后的水平值*af--+当年第n次准备金率变动后的水平值气1-a-o a-……-a_)，其中，a，a…a次准备金率水平在测算年度的作用月份1 n1o1j"'a_表示第in1数与12之比。控制变量(Z):根据理论模型的逻辑，企业的异质性因素是影响企业信贷获取能力的重要影响变量，而这些因素又可能与企业产业类型等关注解释变量相关，因而须在模型中对其加以控制。具体的，我们在拓展模型中分别加入销售利润率(profitsrate)、企业净资产(netassets )等来控制企业项目收益率、抵押品价值等异质性信息。其中，销售利润率=主营业务利润/主营业务收入;企业净资产=资产总额-负债总额。(2)数据本文主要样本数据包括4790家企业财务数据，14家上市银行资产负债表数据，以及相关宏观数据，数据主要来自国泰安中国非上市公司数据库(1998-2007 )和《中宏数据库~，以及《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》相关各期。其中，考虑到中外合资经营企业、中外合作经营企业、外资企业，以及(港澳台商)合资经营企业、合作经营企业、独资经营公司、投资股份有限公司的融资过程与其他企业有明显不同，故予以剔除。另外，部分缺失数据用指数移动平均法加以弥补。需要说明的是，1998-2003与2004-2007年两个区间段的有效企业样本数各为3000，但企业样本有差异，其中1210家企业为两个时段所共有，做出这种时段区分的原因有二:一是在1998-2007时段内，具有连续样本观测值的企业样本数量过少，难以获得足够的有效信息;二是从参数估计与统计推断的有效性来看，分阶段的统计分析可以有效减弱模型动态不完备所导致的内生性问题。3.实证结果为了检验估计结果的稳健性，我们分别利用固定效应截面加权GLS与分位数回归方法对模型进行了估计1。总起来看，实证结果对假说1的成立提供了较强有力的支持:l 篇幅所限，分位数回归结果未列出。
却15年第5期金融摩擦、货币政策银行信贷渠道与信贷资源的产业闯错配9 第一，对于同一种模型形式，就主要解释变量而言，多数情况下两种估计方法在同一时段内的估计结果相对一致，显示出估计结果具有较高的稳健性。首先，就基准模型i来看，在1998-2003时段内，无论是面板固定效应模型，还是不间分位点的分位数回归模型，关注变量D1* bc、D2* bc、mp* Dl * bc、mp* D2 * bc的系数估计结果的显著性，以及系数估计的符号方向，在大部分情形下都是相同的。类似的，对于同一模型，2∞4-2∞7时段内的回归结果也有着同样的结论。其次，对于拓展模型姐、iii，除关注变量外，主要控制变量profitsrate和netassets/k的系数估计符号方向与显著性，也在同一模型形式、同一时间段内，具有较强的一致性;最后，不同分位点的分位数回归结果，在系数估计符号方向与显著性方面，也具有上述特征。这表明在适当控制样本的差异性后，被解释变量的条件分布显现出较好的对称性，因而通常的均值回归可以反映被解释变量的整体波动情况。据此，我们下面选择面板固定效应回归结果作为进一步分析的依据。第二，在不控制企业异质性因素的条件下，银行信贷渠道的强度变化，对于信贷资源在不同企业类型之间的配置具有显著的结构性影响。就产业结构升级方向而言，银行信贷渠道的强化，对信贷资源具有错配效应。根据表1中的回归结果，对于基准模型i，交叉项D1*bc的系数在1998-2003和2004-2007时段的系数均为负，且在1998-2003时段内是显著的。从经济上来看，这意味着相对于劳动密集型企业，银行信贷渠道的强化对资本密集型企业的投资有着更强的边际负效应。具体的，回归结果显示，银行信贷渠道每增强1个单位，将引起劳动密集型企业比资本密集型企业投资增加多或个单位。直观上，根据金融市场完善程度与银行信贷渠道负相关的理论预期，这一结果的经济含义是，一个国家的金融市场越完善，那么，资本密集型企业将从中获取更多的好处，或说相对于劳动密集型企业，金融市场的完善对于资本密集型企业有着更强的促进作用，这与资本密集型企业对金融市场有着更强的依赖性，以及金融发展具有强化储蓄动员与优化资摞分配的金融功能观的观点是一致的。类似的，表l的结果表明，相对于劳动密集型企业，银行信贷渠道的强化对于技术密集型企业的技资变化有着比资本密集型企业还要强的边际负效应。同时，Wald检验结果表明，ßs和队有着显著的差异。据此并结合系数估计满足一致性的条件可得到的判断是，银行信贷渠道的强化，对于不同企业类型投资边际影响负效应的大小次序是:技术密集型>资本密集型〉劳动密集型。理论上，银行信贷渠道的弱化对于技术密集型企业有着最大的正向边际影响的原因可能是，新技术的应用存在巨大的风险，而银行信贷渠道的弱化即金融发展水平的提高，则有助于分散这-风险。上述排序表明，从促进产业结构升级的角度来看，银行信贷渠道的强化对信贷资源在不同产业间的配置，具有显著的错配效应。
10 4、.，.，仔也总第419期表l假说I的固定效应GLS估计结果1998 -2∞3 2004斗∞7变量基准模型拓展模型拓展模型基准模型拓展模型拓展模型11 m 11 皿 ... 11. 523 11. 794 11. 749 mp (1. 578) (1. 576) () () () ( ) ’" " " Dl () () () () () () .., ’" " ’" ’" D2 () () (0. 141) () () () -5. 198事.. .., 20 bc () () () () (1. 947) (1. 791) ... -196. 3" ’ 一 Dl’bc (1. 117) (1. 252) (1. 339) () () () 一.. 一 一-180. 2’ D2’bc () ) (1. 952) () (() (1. 773) 232 " ’ .. mp'Dl飞c() () ( (161. 299) ) (1. 707) (1. 729) . 1 ’ ,. ’ " -421’ mp’D2 ’bc .733) () ( ) () () ( (229) ... ... ... ’" profitsrate () () 04 ) () (一... ... netassets/k ( ) (0.∞2) ADR ω n 14817 14607 14562 9012 8997 8991 Wald检验(p)O.仪)()()O.α)()() O. 1424 O.∞31 ( s = 6) Wald检验(p) 1 ∞ ∞5 ( 7= S) Reset( Wald) O. 122 O. 117 注:(1)括号内值为参数估计量的标准误，气"、川分别代表在10%、5%、1%的程度上显著(下同); (2) Resel检验中模型设定包含被解释变量估计值的二次幕和三次幕。第三，紧缩性货币政策的实施，对银行信贷渠道关于信贷资源在不同类型企业间的结构性错配效应，具有显著的放大作用。首先，由表1.基准模型i中关注变量mp* Dl * bc 在1998-2003和2004-2007的系数估值，均显著为负。显然，如果将Dl* bc(D2 * bc) 看作是银行信贷渠道通过企业类型，而对企业投资产生影响这一"复合影响渠道"的代理变量，那么，紧缩性货币政策所带来的冲击是，对资本密集型企业而言，货币政策进一步强化了这一"复合影响渠道"的边际效应。具体的，根据回归结果，对资本密集型企业而言，
却15年第5期金融摩擦、货币政策银行信贷渠道与倍贷资源的产业间错配11 如果这一"复合影响渠道"的强度增加1单位，那么，与货币政策非紧缩期相比，紧缩性货币政策将使得这一"复合影响渠道"对企业投资的边际效应进一步降低(1998 -2003)或 (2004 -2007 )个单位，进一步下降的幅度达到了约或个单位。类似的，关于技术密集型的企业，也可得到相似的结论，而且，相对于资本密集型企业，紧缩性货币政策对技术密集型企业的影响幅度更大。这意味着紧缩性的货币政策，使得银行信贷渠道通过企业类型而产生的信贷资源错配效应，得到了进一步的放大。第四，企业所属类型对银行信贷渠道边际投资效应的影响，内生于企业信息的异质性特征，随着对企业异质性特征的控制，企业类型本身对于银行信贷渠道的边际投资效应的影响渐趋减弱。表1中拓展模型ii、III的逐步回归结果表明，关注变量D1* bc、02* bc、mp * D1 * bc、mp* 02 * bc的系数估值变化，在大部分情形下均有如下特点:一是系数的显著性有逐渐变弱的变化趋势。二是系数估值的绝对值有逐渐变小的规律。这表明，被纳入控制范围的变量profitsrate和netassets/k，与这些关注解释变量具有较强的统计上的相关性。这种相关性增大了系数的相对标准误与减小了系数的绝对值，从而使逐步回归结果显示出上述两个特点。虽然这种相关性不能从统计上提供关注变量与控制变量之间的因果关系方向，但是，结合经济理论与经济直觉可以做出的一个合理的判断是，在通常情况下，银行是否对企业放款，更多考虑的是企业自身的经营状况，而非企业所属的产业类型，即企业类型对银行信贷渠道效果的影响，是内生于企业的经营财务指标的。四、假说2的证明1.计量模型设定类似于假说1中的计量模型，在考虑企业产权性质因素，并逐步加入企业自有资金量、项目收益率等表达企业自身信息的相关因素后，将用于检验假说2的基准模型和拓展模型分别设定为式(9)和式(10): r. mD1汇丁=α+β!mp，+ 2D1i +β3i +β此+β5i山，+β6D2i* bc, stαstα+β7tei * bc, +βgstαtei * Dl i * bc, +β9tei * D2i * bc, +βIOmp， * D1i * bc, (9) m+βI1p， * mi * bc, +β!2mp， * stαtei * bc, +βJ3mp， * state* D1i * bc, i +β!4mP， * stαtei * m* bc, + V+ V, + V+ 8" i i it r. D1bct丁=α+β!mp，+β2• + ß3贝+ 4, +β矶山，+β6mi* bc, +β7stateι* bc, +β川αtei* D1i * bc, + ß9stαte*凤*bc, +乱。mp，* D1i * bc, +βl\mp， *盹*bc, i ( 10) +β旷np，* state* bc, +βJ3mp， * state*Dl* bc, +β!4mP， * stαte* m* bc, i i i i i netαssets， . +γ!projLtsratei" +γ2飞了+V+ V, + V, + e, i ii
12 总第419期舍、'"付费3这里:state是表示企业产权性质的虚拟变量，state= 1表示国有企业，包括国有独资企业、国有独资公司和国有联营企业三种形式2;state =0表示非国有企业。式(9)中ι与自6、日10与日11的含义与假说1中相同。当state= 1 ，且Ð1=D2=0时，自7表示对劳动密集型企业而言，国有企业通过银行信贷渠道对投资的边际影响比非国有企业超出的数值;类似的，当state= 1时，队、自9分别表示对于资本密集型企业或技术密集型企业而言，国有企业通过银行信贷渠道对投资的边际影响比非国有企业超出的数值。按照假说2检验的思路，应有:(1) ß5和队显著为负，且自7、比、自9显著为正。(2)自10与自11显著为负，且自12、自13、自14显著为正。(3)逐渐控制自有资金等企业异质性因素，自7、岛、ι显著性减弱或|日7I、IßSI、Iß91显著减小，且。12、ß13，ßI4也发生相似变化。2.实证结果类似于假说1的证明，为了保证估计结果的稳健性，我们同时用了固定效应GLS与动态GMM两种方法对模型进行了估计，二者在大多数情况下呈现出较高的一致性，表明表2的固定效应估计结果具有较强的稳健性。表2的回归结果较好地支持了假说2中第一个条件的成立:第一，无论是哪一种产业类型的企业，通过银行信贷渠道，国有比非国有企业均有着更强的信贷资金获取能力，但不同产业类型企业所受影响的程度有显著差异。表2中的回归结果显示，无论对于何种模型设定形式和样本区间的哪一时段，在大多数情况下，state * bc、state* D1 * bc、state* D2 * bc的系数均是显著为正的。这表明，在给定企业所属产业类型的条件下，企业的国有属性显著的增强了企业通过银行信贷渠道而获取信贷资金的能力。具体的，根据表2，如果银行信贷渠道的强度每增加1单位，那么，相对于非国有企业，产业类型属于劳动、资本和技术密集型的国有企业，投资的边际增加要分别多出约 (11. 073 )、 (29. 262)、 (25. 235 )个单位。但是，wald 检验表明，企业的国有属性对于不同产业类型企业的影响有着显著的差异，影响程度从大到小排序依次为，资本密集型>技术密集型〉劳动密集型。对此的可能解释是，一方面，银行信贷渠道强度的增强，意味着企业的信贷获取能力与抵押能力、利润率水平等因素，有着更为密切的联系;另一方面，固有资本密集型企业由于往往位居产业链上游，而具有最高的元风险利润率;而国有技术密集型企业虽然具有一定的风险，但预期利润率却很高。于是，不同产业类型企业的不同特点，决定了企业国有属性对其影响的差异性。2 根据《国家统计局关于对国有公司企业认定意见的函>，这里指狭义的国有企业。
2015年第5期金融摩擦、货币政策银行信贷渠道与信贷资源的产业阎错配13 表2假说2的固定效应GLS估计结果1998 -2003 2∞4 -2007 变量基准模型拓展模型拓展模型基准模型拓展模型拓展模型11 m 11 m "申 ..事 ... 8. 166件事 ... ... mp () (0..791) () (1. 455 ) (1. 378) (1. 399) ... ..申 ..事 D1 () () () ( ) ( ) () ... ... ..审串串串 ’ D2 () () () () () () ’" "事’" bc () () () () () ( ) .., 190 忡 -1. 615’" -1. 329" 、c() () (1. 394) () ( () ) , .. ... 事.. -2. 143’ .. D2 ’bc () () (1. 291) () () ( ) "掌o. 111 11. 073'嘟嘟" " 事state 飞c() () () () ( ) ( ) 1. 426 .., 1. 011 .. ’" ’ state ’Dl ’bc () () (ω) (11. 701) () () .串串 " ’ 事’" 21. 409 state咿D2'bc() () () () () () 一". * 忡 mp’Dl ’bc () () () () () () ’" " -481. 219" * mp申D2’bc () () () () () () ’" 1. 334" .. 24. 151 ’ mp 'state飞c() () () ( ) () () ... 1. 427川O. 782 " * mp ’state’D l ’bc ( ) () () () ( ) () 1. 994'嘟嘟1. 352’ O. 759 嘟嘟掏22. 129 mp state ’ D2飞c() () () ( ) () ( ) .. o.∞4" "事’" profitsrate (0.∞2) () (0. 163) (0. 163) ". o.∞1" netassets/k (0.∞2) (0.∞04) ADR o. 154 o. 159 O. 146 O. 246 n 14817 14607 14562 9012 8997 8991 Wa1d( 7 = 。8= 9) Wa1d(自 。13= 14)
14 总第419期4、h'仔也第二，无论对于哪一种产业类型的企业，在紧缩性货币政策的条件下，企业的国有属性均显著地强化了企业通过银行信贷渠道而获取信贷资金的能力，但不同类型企业之间不存在显著差异。类似于state* bc、state* Dl * bc、state* D2 * bc ，在大多数情况下，变量mp * state * bc、mp* state * Dl * bc、mp* state * D2 * bc的系数在大部分情形下，均显著为正。这表明在紧缩性货币政策条件下，相对于非国有企业，国有企业可以通过信贷渠道显著地获得更多的信贷资金。具体的，回归结果显示，在企业的产业类型与信贷渠道强度一定的条件下，存款准备金率每提高1个单位，将使得劳动、资本和技术密集型国有企业的投资边际增加值，分别比非固有企业多 ( )、( 27. 486 )、 ()个单位。不过，不同于state* bc、state* Dl * bc、state* D2 * bc, wald检验结果显示，紧缩性货币政策条件下，企业的国有属性对不同产业类型企业信贷获取能力的影响，没有显著差异。对此的可能解释是，在中国，紧缩性货币政策往往意味着整体宏观调控是对此前总量过度投资的压缩，在这一过程中，从事资本品生产的诸如钢铁等资本密集型产业所受影响通常最为严重，而相对而言，劳动密集型产业由于集中在生活用品的生产方面，需求弹性最小，因而所受影响也最小。于是，国有属性对企业信贷获取能力的影响程度也就有了新的变化。第三，企业的国有属性对货币政策银行信贷渠道的信贷资源结构性配置效应的影响，主要衍生自企业财务指标的异质性，但这并不能为不存在所有制歧视的观点提供充分证据。根据表2中拓展模型的逐步回归结果，对于state* bc、state* Dl * bc、state* D2 * bc、mp * 5tate * bc、mp* state * Dl * bc和mp* 5t配*D2*bc，随着对反映企业财务状况的变量profitsrate和netassets/k的控制，无论在哪一个时段，总体来看，这些变量系数估值的显著性与系数估值大小，均有逐渐降低或减小的趋势。这说明在某种程度上，企业的国有属性并未对货币政策银行信贷渠道的信贷资源结构性配置产生独立的影响，我们观察到的影响至少一部分要归咎于国有与非国有企业财务指标的异质性，这一结论为不存在所有制歧视的观点提供了新的证据。但是，需要指出的是，表2中的实证结果并未为不存在所有制歧视的观点提供完全的证据。这是因为，由state所构造的变量在大多数情形下并未不显著，这既可能是因为企业国有属性特征确实会产生独立的影响，但也可能源自于对企业财务异质性因素控制的不全面。第四，结合不同产业类型中国有经济占比的统计数据可知，国有经济占比显著地强化了银行信贷渠道强度变化，以及紧缩性货币政策通过银行信贷渠道，而对信贷资源的结构性错配效应。数据表明，平均而言，在样本期内，国有经济在劳动、资本、技术密集型产业中的占比排序分别约为:资本〉劳动=技术。而根据前面的说明，通过信贷渠道，企业的固有属性引起的不同产业类型企业信贷获取能力增加的排序是:资本〉技术〉劳动;同时，企业的国有属性则对紧缩性货币政策的信贷资源结构性配置效应没有影响。于是易知，由于国有经济在不同产业类型间的占比并不均衡，因而总体来看，国有经济占比的变化不仅强化了因信贷渠道强度变化，所引起的信贷资源在不同产业间的结构性错配效应，而且还对紧缩性货币政策的放大效应起了进一步的扩大作用。
2û15年第5期金融摩擦、货币政策银行信贷渠道与倍贷资源的产业间错配15 第五，企业的国有属性对技术密集型企业投资增长影响更小的实证结果表明，尽管政府干预对发展中国家的产业升级或许是非常重要的，但是，这种干预应当致力于市场功能的完善，而非直接地参与微观市场。表2国有属性对技术密集型企业投资增长影响相对更小的实证结果，所引伸出的一个重要政策含义是，尽管如李斯特所强调，政府通过保护幼稚产业，可以有效促进落后国家产业结构升级的观点可能是正确的，但是，这种干预应当聚焦于内生增长理论所强调的法律体系等基础制度架构的完善，以便全面强化市场的功能。政府直接参与微观经济，既不能提高经济的创新能力，也无法有效促进密集使用新技术与高人力资本的现代高技术产业的成长。这与"新唯发展市场经济"(速水佑次郎，2003，归61)的观点是一致的。五、主要结论与政策含义探求中国产业结构的更深层次升级机制，对于寻求促进产业结构升级的有效路径，从而实现打造中国经济升级版的战略安排，无疑具有重要意义。本文从一个新的视角一一金融摩擦条件下货币政策银行信贷渠道所决定的，信贷资源在不同产业类型企业间的结构性错配效应角度，对这一问题进行了比较深入的研究。首先，根据假说1的实证结果，银行信贷渠道强度的变化，对于信贷资源在不同产业类型企业间的配置，具有显著的影响，而且从产业结构升级的视角来看，银行信贷渠道的强化对于信贷资源的配置具有显著的错配效应。同时，实证结果还进一步表明，紧缩性的货币政策通过银行信贷渠道，对于信贷资源在不同产业间的结构性错配效应，具有进一步的放大效应。不过，实证结果也显示，货币政策银行信贷渠道的信贷资源结构性配置效应的产生，相当程度上衍生自金融摩擦条件下，反映企业经营状况差异的异质性财务信息。其次，根据假说2的实证结果，企业的国有属性对任何一种产业类型的企业的信贷获取能力，均具有显著的强化作用。但是，这种强化作用表现为一种不符合产业结构升级预期的错配:资本密集型〉技术密集型〉劳动密集型。同时，这种强化作用还因银行信贷渠道强度的变化和紧缩性货币政策的实施，而有所不同:前者对不同产业类型企业的强化作用存在显著差异，后者则是元差异的。不过，在考虑到国有经济比重在不同产业类型间分布的不平衡'性后，总的来看，国有经济占比仍然显著地强化了信贷资源的结构性错配效应，从而对产业结构升级，尤其是高技术产业的成长，起到了明显的阻碍作用。本文的研究具有如下重要政策含义:一是强化金融市场的竞争，改善金融市场结构，对于产业结构升级具有重要意义。本文的分析结果表明，银行信贷渠道的弱化，有助于将更多的信贷资源配置到高技术与资本密集型产业，从而有效地促进产业结构升级，而金融市场的竞争程度与银行信贷渠道强度成反比。这与发展中小银行有助于金融功能发挥的金融结构论观点一致(林毅夫和孙希芳，2008)。二是货币政策不仅具有费平短期经济波动的功能，还具有长期调整经济结构的功能。传统宏观经济学将货币政策的功能，基本定位是费平短期经济波动，这对于金融市场摩擦不严重的成熟经济体无疑是可接受的，但
16 总第419期舍、h'仔也是，对于存在严重金融摩擦的发展中经济体则很可能是不完善的。本文的分析表明，发展中国家的货币政策目标函数中，或许应当包含结构性目标变量。三是对于某些特定的战略性新兴产业，市场所提供的金融支持很可能是不足的，政府对其提供必要的金融支持或许是必要的。本文的结果表明，对于追求利润最大化的银行，信贷支持的选取要素是包括企业利润率、企业规模等企业的经营状况指标，而非企业的产业类型。但是，诸如环保之类的战略性新兴产业的相关指标对银行却未必具有吸引力，因此此时由政府为其提供额外的金融支持就是一个合理的选择，这与李斯特的幼稚产业保护理论是相符的。参考文献[IJ代谦和别朝霞，2006，{人力资本、动态比较优势与发展中国家产业结构升级)，~世界经济》第11期，第70-84页。[2J郭红兵和陈平，2012，{中国货币政策的工具规则和目标规则一-多工具，多目标"背景下的一个比较实证研究), 《金融研究》第8期，第29-43页。[3J韩立岩和蔡红艳，2∞2，(我国资本配置效率及其与金融市场关系评价研究)，(管理世界》第1期，第65-70页。[4J江小涓，2∞2，(中国的外资经济对增长、结构升级和竞争力的贡献)，(中国社会科学》第6期，第4-15页。[5J李青原、李江冰和江春等，2013，(金融发展与地区实体经济资本配置效率一一来自省级工业行业数据的证据), 《经济学(季刊n第12卷第2期，第527-545页。[6J林毅夫，2010，~新结构经济学一一重构发展经济学的框架)，(经济学(季刊刊第10卷第1期，第1-32页。[7J林毅夫和刘明兴，2∞4，(经济发展战略与中国的工业化)，(经济研究》第7期，第48-58页。[8J林毅夫和孙希芳，2∞8，{银行结构与经济增长)，{经济研究》第9期，第31-45页。[9J刘伟和张辉，2∞8，{中国经济增长中的产业结构变迁和技术进步)，(经济研究》第11期，第4-15页。[10J刘小玄和周晓艳，2011，(金融资源与实体经济之间配置关系的检验一一兼论经济结构失衡的原因)，{金融研究》第2期，第57ω70页。[ 11 J马草原和李成，2013，(国有经济效率、增长目标硬约束与货币政策超调)，(经济研究》第7期，第76-89页。[12J毛臼异，2∞9，(出口、外商直接投资与中国制造业就业)，(经济研究》第11期，第105-117页。[13 J潘文卿和张伟，2∞3，{中国资本配置效率与金融发展相关性研究)，(管理世界)，第s期，第16-23页。[14 J饶品责和姜国华，2013，(货币政策、信贷资源配置与企业业绩)，(管理世界》第3期，第66-82页。[ 15 J速水佑次郎[日]著，2∞3，{发展经济学-一从贫困到富裕)，李周译，北京:社会科学文献出版社。[16J王岳平，2ω4，(开放条件下的工业结构升级)，经济管理出版社，第137-138页。[17]谢平和刘锡良，2001，{从通胀到通货紧缩)，西南财经大学出版社第1版。[18 J徐明东和陈学彬，2011，{中国微观银行特征与银行贷款渠道检验)，(管理世界》第5期，第24-38页。[I9J叶康涛和祝继离，2009，(银根紧缩与信贷资源配置)，(管理世界》第l期，第22-28页。[20]A四mogluD. and V. Guerrieri, 2∞8. "C叩italDeepening and Non -Balanced Economic Growth" , }oumal 0/ Political Ecorwmy, 1\6(3) :467 -498. [21 J AgØnor P. R. and P. J. Montiel, 2:∞8. "岛四lopmentMacroecorwmi曰:3r e ", Published by Princeton University Press. [ 22] Beck T. and P. Levine, 2002. "Industry Growth and Capital Allocation: does Having a Market -or Bank -based Sys›tem Matter俨，Joumal of Financial Economics, 64 ( 2) , pp. 147 -180. [ 23] Kongsamut P. , S. T. Rebelo皿dD. Xie, 2001. "Beyond Balanced Growth" , Review 0/ Ecorwmic Studies, 68(4) :869-882. [24] Kuznets S. , 1957. "Quantitative Aspects of the Economic Growth of Nations: 11. Industrial Distribution of National Prod-
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