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上火签到天数: 725 天连续签到: 2 天[LV.9]以坛为家II
我最近在做一个双重差分估计，处理组10个，对照组12个，时间跨度为16，其中处置前是4，处置后为12，我现在很疑惑到底在回归中要不要加入时间和地区虚拟变量。计量经济学才入门，望各位指导
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载入中......
个人认为可以加也可以不加，加上的话就是时间固定和个体固定，可以都做一下，比较结果有没有差异。
请问题主解决问题了吗 在下也有这个疑惑 但觉得加入的话相当于多估计几个系数 把不同省份的截距项的区别可以体现出来 把不同年份的区别体现出来
请问各位大神，stata双重差分如果加时间固定和个体固定，那么命令怎么输？diff y, t(g) p(t) cov( x1 x2) robust report然后时间固定和个体固定怎么在命令中实现呢？
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论坛法律顾问：王进律师股票价格高估对中国上市企业投资规模和效率的影响研究--《吉林大学》2015年博士论文
股票价格高估对中国上市企业投资规模和效率的影响研究
【摘要】：一般认为,股市是宏观经济的“晴雨表”,然而股市脱离实体经济走势出现长期大涨或大跌的现象经常发生。在美国上世纪二三十年代和八九十年代以及本世纪初的金融海啸期间,都出现了实体经济相对稳健而股市剧烈波动的情形。而在中国,这一现象更加明显,股市一直都与实体经济不匹配,中国实体经济一直保持10%左右的高速增长,最近几年进入新常态,也能维持7%以上的稳健增长。然而这期间股市的表现却是非常不稳健,出现了几次大涨大跌,而在相对稳定的年份也不是保持与GDP相当的增速。股市与实体经济的背离在一定程度上表明股市对实体经济的作用远非经济加速器那么简单。同时,作为微观市场主体的上市公司的股价往往偏离公司基本面,出现高估或低估现象,我国中小板上市公司在近十年的托宾q均值为2.372,一定程度上反映出A股的高估现象较普遍,这一点从A股对H股的溢价就可见一斑。围绕股价的高估(或者说误估)开展研究,是分析股市与宏观经济关系的微观基础,其重大理论和实际意义不言而喻。金融具有服务实体经济的重要作用,对于股票市场的研究不应局限于虚拟经济本身,而应延伸至企业的实际投资决策,讨论企业的投资数量和投资效率。因此,研究股市对实体经济在宏观上的影响,从微观层面上就是要看个体股价的误估对企业实体投资的影响。从宏观问题转到微观基础的分析,从股市制度建设和赌场论,转为个体企业的实体投资支出和投资效率,理论研究才能更加具体、更有针对性、对企业更加具有可操作性、更有利于政府科学制定相关政策。因此,在中国股市大幅波动的背景下,在中国宏观经济不景气的现实下,研究股价高估对中国上市企业的投资支出多少和投资效率的影响,发现虚拟经济服务实体经济的具体机制和可行路径,成为本文研究的入题点和根本任务。论文由6个部分组成,按照股票价格高估影响上市企业投资支出和效率的理论模型的提出、理论假设的实证检验和影响关系的归因分析的基本思路展开。第1章为导论,主要介绍研究的背景和意义、主要内容、结构安排及研究的创新之处。本文的股价高估程度是以托宾q来计量刻画的,q越大表示高估越严重,q越小表示高估程度越小(或低估越严重)。因此,高估程度是相对概念,是相对于变动中的公司基本面而言的误估,所以,计量中也包括q值较小的样本。既然q也可以表示低估,那么为什么使用股价高估这个概念呢?原因有三:一是与主要文献保持可比性,本文的主要理论分析和实证检验都侧重高估的情况;二是中国大多数上市公司存在股价高估问题(使用托宾q理论的q是否大于1作为是否高估的标准),我国中小板上市公司在近十年的托宾q均值为2.372,所以高估一词本身就代表了多数样本;三是为了使本文有关结论更加明确,使得股价高估一词更加“名副其实”,本文还使用q是否大于2作为是否高估的标准,做了分组检验,即包含少数低估样本的总体样本下成立的结论在q大于2的较为高估的样本组会得到强化。简言之,托宾q只表示股价高估程度,但是总体样本和分样本都验证了高估影响投资的有关结论。同时,投资效率沿用标准概念,是相对于最优投资数量而言、针对公司实际投资决策的分析和检验,侧重于投资高于或低于最优数量的差额,而不是指收益率等最终投资结果。第2章为文献综述。主要回顾了股票价格高估和企业投融资决策领域的基本理论,包括理性泡沫理论、行为金融学泡沫理论、托宾q理论、信息不对称理论、委托代理理论、市场择时理论以及融资约束理论等。并且也梳理了研究股票价格误估与企业投资关系的相关理论。对现有研究如何探索和发现股票市场的过度波动特征,以及股票价格高估与企业投资的相关性进行评述,从而引出论文的研究主题:股票价格高估是否影响上市企业的投资支出,股票价格高估与上市企业投资支出是否正相关,这种正相关性是如何产生的,股票价格的严重高估是否导致上市企业投资的过度波动,是否影响上市企业的投资效率。最后在介绍相关文献内容的基础上,指出其研究的不足以及对本研究的启示。通过文献综述可以看出,现有文献对于股价高估如何影响企业投资没有统一的定论,实证结果分歧较大。需要值得深入探讨的问题是:股价高估是否影响企业投资,中间机制是增发股票吗?这个逻辑归因是资本成本问题吗?其可能的影响、机制及归因是:在托宾q理论下企业在股价高估时会增发股票,而企业股权依赖时或融资约束时,增发股票的成本较低,于是企业利用这些低成本融资去投资潜在项目。但是这个完整的逻辑链条并没有完全的一次性的被阐述清楚,都是各自在不同的假设下做理论分析或不同的样本下做实证检验,并且都是局限于链条的某些方面而忽视了其他方面。因此,全面分析股价高估对企业投资的实质影响、具体机制和归因分析,十分重要且必要。第3章构建一个刻画股票价格高估通过股权融资机制影响上市企业投资的理论模型,提出股权融资机制是上市企业投资受股票价格高估影响的重要途径。不同于主流的理论模型,本文还着重阐释了股价高估对投资效率的理论影响,并与投资支出多少结合起来理解,试图在股价高估影响投资多少和投资效率两方面得到一个统一的理论模型作支撑。同时,在理论模型中提出可供检验的假设,为后续的实证研究提供理论基础。通过最优化的模型证明,因为最优投资额是既定的,不论企业是否存在股权依赖或是否做出增发决策,股价高估都不会影响投资额。这与Baker等(2003)的研究结论并不一致。这恰是现有文献的主要分歧点。本文认为,实际上既定最优投资的假说是不符合实际的,现实中的企业,不是因为资金缺乏而无法覆盖所有的目标项目的投资,就是因为管理者“帝国建造”和在职消费的冲动而盲目扩张项目,而且理论上的所谓最优投资也是随着外界经济金融条件而动态变化的。同时,行为金融学许多文献也发现管理者往往具有过度自信的心理特征。所以,现实的企业都是会向外扩张的,股权依赖的企业会想尽办法筹资去投资,已经不缺资金和完成目标投资的企业也会利用更多的资金去投资其他项目。当然,增发股票筹集的资金未必全部用于实体投资,可能部分用于储蓄、分红或金融投资,本文也对此进行了实证检验。第4章提出股价高估对上市企业投资支出的影响和影响机制的实证证据。首先对现有的实证研究结论进行梳理和分析,作为本章研究的参考和对比;然后使用中小板上市公司数据样本,基于加入企业基本面变量的托宾q模型,以托宾q值作为代表上市企业股价高估的解释变量,并控制其他企业基本面变量,分析股价高估与中国上市企业投资支出的关系,结合第3章理论模型的假设,检验并证明两者关系;最后检验将股价高估和上市企业投资联系在一起的股权融资机制,基本思路是检验股价高估是否促进增发,而增发企业又是否会更多地投资。基于以上实证结论,进一步对股价高估对上市企业投资支出的影响做归因分析。归因分析的基本思路是通过对资本成本和信贷替代等因素做相关性分析和回归分析,从货币主义视角揭示股价高估对企业投资额产生影响的作用机制。托宾q理论认为,股价高估时企业会选择增发股票,获得新的融资后投资,即股票价格高估直接影响企业投资数量。那么,问题是企业会不会在高估时增发股票,增发收益又是否用于实际投资呢?本文综合现有研究成果提出了三个供实证检验的假说:1)股价高估会影响企业实际投资支出;2)股价影响投资的中间机制是股票增发;3)对于股权依赖的公司,股价高估更可能带来投资的增加。三个假说的目的是考察股价高估对企业投资支出的影响是否存在、影响的具体机制以及产生原因。本文基于加入企业基本面变量和年度、行情等其他控制变量的托宾q模型,结合使用混合OLS和固定效应回归的方法,平衡和非平衡面板等多个数据集,行情分组和企业分组等,依次检验了以上三个假说。并且,我们使用动态面板GMM和PSM方法处理了内生性问题,这一公司金融方面最为困扰的计量问题,得出了稳健的结论。此外,我们还深入考察股市行情好和差、股价高估和低估两个分组下可能出现的不同结果,根据托宾q理论的逻辑进度,股市行情好时增发股票未必是企业真的缺少投资资金,企业股价高估相对于低估更可能增发股票进而更可能多的投资。检验了股价高估对投资支出的影响及其作用机制之后,本文还试图探寻机制背后的原因,辨析股价高估对投资的影响是否只是货币现象,使用融资约束或者说股权依赖作为资本成本的代理变量,使用商业信用和银行信用作为信贷能力的代理变量,考察了资本成本以及资金可得性对股价高估影响投资的交互作用,研究发现,对于资金约束严重的公司和信贷能力差的公司股价更能影响投资,也就说股价高估带来的股权再融资是因为资本成本的权衡而做出的,而且与当前的信贷是替代关系。第5章在以上章节证明的股价高估和上市企业投资关系的基础上,进一步研究股价高估与中国上市企业投资效率的关系。首先,简要回顾了目前对于上市公司投资效率的相关研究,然后给出主要的测算投资效率的方法,进而梳理了股价误估对投资效率的影响方面的文献,通过现有文献和定性逻辑分析,提出研究假说;然后,在验证两者关系之前,使用Vogt交互项法对全部样本做检验,其结果显示大部分上市企业存在投资低效率现象,进而从统计学上证明中国上市企业投资低效率具有普遍性。为了更好地区分和考查投资效率的不同情况,使用加入企业基本面变量的托宾q模型,以Richardson(2006)的残差度量模型的残差作为非效率投资额的代理变量(投资过度和不足既表明投资效率低的程度,也暗含了低效率的原因),检验股价高估与中国上市企业过度投资和投资不足的相关关系,并进一步基于加入基本面变量的托宾q模型,以实际q值与预期q值的差作为股价泡沫的代理变量,结合行业和年度虚拟变量等其他控制变量,对企业低效率投资做混合OLS和固定效应回归分析,从而判断股价泡沫作为特殊价格高估对中国上市企业投资低效率的影响,辨明股价高估(泡沫)对中国上市企业投资效率的解释程度。最后,对股价高估的低效率投资影响做归因分析。归因分析的基本思路是通过对存货变动等因素做相关性分析和回归分析,从委托代理等角度揭示股价高估对企业低效率投资产生影响的作用机制。投资效率是与投资支出非常不同的研究领域,对于投资效率问题学术界较多的关注低效率投资问题,即资源的错位配置,数学表现为投资效率的方差较大。本文提及的投资效率概念是相对于最优投资数量而言的,是针对公司实际投资决策的分析和检验,侧重于投资高于或低于最优数量的差额,而不是指收益率等最终投资结果。专门研究投资效率的文献更多关注投资数量的最优化,这也更容易与宏观经济的固定资产投资相对应,既体现了微观企业投资效率,又能更好地反应宏观经济基础。而且,本文理论模型也更关注股价高估对管理层做出是否投资或投资多寡的影响,效率反映的是对最优投资额的偏离程度。我们首先根据理论分析,提出供实证检验的假说:4)股价高估会导致过度投资,降低投资效率;5)股价高估是中国企业投资低效率的主要成因之一;6)过度投资越严重的企业,股价高估对投资效率的负面作用越显著,并主要表现为存货增多。三个假说的目的是考察股价高估对企业投资效率的影响是否存在、股价高估(泡沫)对投资效率的解释程度以及股价高估导致低效率的原因。假说提出后,设计实证方程,选择变量,给出描述性统计。进而使用混合OLS、固定效应等多种计量技术做回归分析检验假说。因为中国企业的低效率问题、产能过剩问题严重,我们还专门检验了股价大幅偏离基本面的泡沫对于低效率的影响。作为稳健性检验,使用动态面板的GMM方法处理内生性。最后,我们参考信息不对称理论、委托代理理论等做股价高估的投资效率归因分析,研究发现,增加存货即是股价高估影响投资效率的表现又是原因;过度投资的冲动,例如增发和投资过程中的信息不对称,机构投资者的投机性短期持股,企业管理者的过度自信等,是股价高估导致过度投资的原因。第6章是论文的的结论部分,根据前文研究提出相应的政策建议,指出本研究的不足以及对进一步研究的展望。本文最主要的结论是,股价高估会通过各种机制增大资本品投资,而这种投资可能恰恰是无效率的过度投资。其理论意义在于,托宾q理论虽经得住中国经验的检验,但是带来的投资效率问题值得进一步的理论重视;而现实意义是股价偏离基本面会影响企业投资支出和效率,为分析股市对宏观经济的作用机制提供了一个微观基础。本文可能的创新体现在以下四点:第一,把企业投资效率问题纳入托宾q理论的检验视野。我们检验了托宾q理论的中国实用性,相比已有的矛盾观点,本文坚持了托宾q理论,但是一个不同或者说本文的一个理论发展是,股价高估造成投资增多的重要原因,不仅是股权依赖,而且是过度投资的冲动。过度投资的冲动促进了金融向实体经济的转化,这一点是其进步力量,然而该现象本身又是低效率的表现。这也成了股价高估对投资影响的又一个权衡。发现和检验其中的作用机制,找出企业最优的投资路径,以及改善政府定向调控的着力点,是本文的核心要义。第二,探究了股价高估影响企业投资的具体机制。托宾q理论认为增发股票是股价高估影响投资的中间变量,我们对此进行了检验,判断是否真的会在股价高估时增发,而增发收益又是否用于实体投资。而且,对于企业投资效率问题,我们还专门检验了严重偏离基本面的股价泡沫对企业低效率投资的影响,以此判断股价高估是否是低效率投资的成因之一。而且,我们在分析中综合了融资约束等多个视角,固定效应和混合OLS等多个方法,平衡和非平衡面板等多个数据集,行情分组、动态面板等多个稳健性分析,使得结论更全面。第三,通过归因分析,找出了股价高估影响企业投资的背后根源,使研究更完整、更具意义。对于投资支出,我们从资本成本和信贷替代方面,判断企业增发股票是否是因为成本问题和信贷资金不足;而投资效率方面,我们从信息不对称理论、股价泡沫理论、委托代理理论出发,使用分位数回归方法,检验投资冲动导致股价高估下的过度投资这一理论预期的真实性。第四,本文采用了微观层面的数据和视角检验了股价高估对实体投资的影响,对实体经济的微观基础做出着重分析,通过联系实际释放理论研究的活力,接地气以释放市场和政府管制的活力。而且,本文选择的中小板上市公司是研究股价高估影响企业投资这一问题的绝佳的微观样本,其原因有以下四点:首先,虽然中小板企业数量相对于中国上市公司的总体数量而言较小,但是这些企业都是各行业的佼佼者,资产规模和产值较大、成长力和创新力都较强,即数量少但代表性强;其次,主板上市公司主要是国有企业,政府控制和政治关联严重,企业行为的代表性不足,而创业板和新三板虽然都是新兴的市场力量,但是公司治理和数据披露的要求低于中小板。相比之下,中小板集中了中国一大批最优秀的民营企业和中等规模面向市场竞争的国有企业,更能代表我国企业的整体实力和微观主体的真实市场表现,更符合“市场微观主体”的定位;再次,即便不考虑企业性质的特殊性等因素,退一步讲,中小板样本也更优于其他,这是因为各板块、各行业虽有特殊性,但是中国股市治理制度和宏观经济背景是相同的,其代表性从计量经济学的样本选择上来看是无本质差异的,国内学者在使用上市公司样本时对于各版块和各行业的选择大都也是随机选取的,并无特别的喜好;最后,相比美国等发达经济体,中国股市波动大,企业高估现象严重,股权依赖、投资过度等问题也更加突出,因此中国上市公司是验证有关理论假说的较好现实素材和实证样本。本文仍然存在几点不足,也是对未来研究的展望,希望以后的专家学者可以在这些方面做得更好,不断把研究深入推进。第一,本文的理论模型略显单薄,是在经典文献的基础上加以应用,并加入了投资效率问题的分析,虽有创新,但是原创性不足,没有对本文丰富的实证假说和机制研究以及归因研究提供统一的全面的理论框架。第二,股价高估的测算上本文使用了最为经典的测量方式,用托宾q的值表示股价的误估,q越大,高估越严重,q越小表示高估越不严重(或者说低估越严重)。这种方式的好处是,它直接源自托宾q理论,理论基础扎实,与经典文献可比性强。但是目前对于股价误估的测算方法越来越多,许多学者采用剥离基本面的额外波动来表示股价的误估。这种方式在检验股价泡沫对企业低效率投资的影响时使用了,其他计量上并没有使用。这也是出于避免计量结果过多、造成比较混乱的考虑。但是如果在以后的研究中专注于股价高估的某一方面的具体影响时,也许最新方法可能更精确。第三,本文的一个重要现实意义就是对宏观股市的微观企业做了基础性分析,从微观视角看宏观经济及宏观经济政策。这是当前经济研究的重点领域之一。限于本文是重点研究微观企业实体投资的,所以没有进一步阐述其背后的宏观政策含义,今后的研究中探讨微观企业投资行为对宏观经济形势及宏观经济政策的影响,应该是很好的研究选题。
【关键词】：
【学位授予单位】：吉林大学【学位级别】：博士【学位授予年份】：2015【分类号】：F832.51;F275【目录】：
摘要4-12Abstract12-24第1章 导论24-43 1.1 研究背景24-31 1.2 研究目的与意义31-38
1.2.1 研究目的31-32
1.2.2 理论意义32-33
1.2.3 现实意义33-38 1.3 研究内容与文章结构38-40 1.4 研究的创新之处40-43第2章 文献综述43-65 2.1 股票价格泡沫的一般理论43-46 2.2 行为金融理论中的股票价格泡沫46-50 2.3 代理成本、信息不对称和企业投资50-56 2.4 股票价格误估、融资约束与上市企业投资56-63 2.5 文献述评63-65第3章 股票价格高估影响上市企业投资的理论研究65-70 3.1 基于股权融资机制的理论模型65-66 3.2 股价高估与企业投资无关的理论解释66-68 3.3 投资效率的理论分析68-70第4章 股价高估对上市企业投资的影响及其机制的实证分析70-107 4.1 引言70 4.2 研究假说70-72 4.3 实证研究模型和数据选择72-80
4.3.1 数据来源72-74
4.3.2 计量模型设定74
4.3.3 变量定义74-77
4.3.4 描述性统计77-80 4.4 基础计量模型的回归分析80-87
4.4.1 股价高估对投资支出影响的POLS回归80-83
4.4.2 股价高估对投资支出影响的固定效应（FE）回归83-85
4.4.3 股价高估对投资影响的平衡面板固定效应回归85-87 4.5 股票价格高估影响上市企业投资的股权融资机制的检验87-96
4.5.1 检验思路、实证模型和回归结果87-91
4.5.2 股市行情和企业估值水平的分组固定效应回归91-96 4.6 稳健性检验96-102
4.6.1 动态面板GMM检验97-100
4.6.2 倾向得分匹配（PSM）检验100-102 4.7 上市企业投资支出的归因分析——融资约束和信贷替代102-105 4.8 小结105-107第5章 股价高估与中国上市企业投资效率的关系研究107-134 5.1 引言107-108 5.2 文献回顾与研究假说108-117
5.2.1 上市企业投资效率研究108-113
5.2.1.1 无效率投资的成因108-111
5.2.1.2 股权结构与投资效率111-112
5.2.1.3 对企业投资效率研究的评论112-113
5.2.2 企业投资效率的估计方法113-114
5.2.3 股价高估影响企业投资效率的研究假说114-117 5.3 股票价格高估对中国上市企业投资效率影响的实证分析117-124
5.3.1 数据来源、变量选择与描述性统计117-118
5.3.2 回归分析118-124
5.3.2.1 上市企业投资效率的Vogt检验——是否过度投资118-120
5.3.2.2 上市企业投资过度与不足的度量120-122
5.3.2.3 股票价格高估对非效率投资影响的回归结果122-124 5.4 股票价格泡沫对中国上市企业低效率投资的影响研究124-126 5.5 稳健性检验126-128 5.6 上市企业投资低效率的归因分析128-132 5.7 小结132-134第6章 结论、建议与展望134-146 6.1 研究结论134-137 6.2 政策建议137-144 6.3 不足之处及研究展望144-146参考文献146-161作者简介及科研成果161-162致谢162
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研究。理解货币政策的信贷传导微观机制将有助于政策制定者确定更为合适的货币政策中介目标，从而更好地发挥其调节经济发展速度的作用。
关键词：货币政策
信贷传导机制
本文的目的是结合企业产权性质，研究货币政策对银行信贷与商业信用互动关系的影响，以提供我国货币政策信贷传导机制的微观证据。本文研究的第一个问题是当货币政策紧缩、获取信贷企业会否通过使用商业信用的方式来满足资金需求；第二个问题是信贷资金和商业信资金困难时，
用的这种互动关系在国有控股企业与非国有控股企业之间是否有差异。
90年代以启发本文研究的首先是关于货币政策信贷传导机制方面的研究。上世纪80、
Bernanke、Gertler、Kashyap和Stein为代表的货币经济学家研究微观层面的企业在货币政策传导过提出货币政策的信贷传导（credittransmission）理论。他们认为在银行的资产一程中发挥的作用，
——银行对企业的贷款，方除了有货币和债券资产以外，还有一个非常重要的资产—因此货币政策不仅能够通过影响债券利率水平，而且可以通过影响银行对企业的贷款直接实现对实体经济的调控。Kashyapetal．（1993）、KashyapandStein（2000）和Nilsen（1997）验证了货币政策信贷传导机制的存在。王振山、王志强（2000）、索彦峰、范从来（2007）发现，在我国货币政策信贷传导机制也是存在的。
另一方面，企业与供应商之间的商业信用也可以作为企业银行信贷的替代融资渠道（Meltzer，1960；Nilsen，2002），并因此构成货币政策信贷传导机制的有机组成部分。鉴于商业信用相对高昂的融资成本，一般来说非紧缩时期企业不会过多地使用商业信用进行融资；但在紧缩期，由于信贷1981）的存在，配给现象（StiglitzandWeiss，很难或无法获得银行信贷的企业就可能使用商业信用2007），作为替代方式融资，而有鉴于双方的合作关系（Cunat，供应商主动或被动地提供商业信用。
饶品贵，暨南大学管理学院会计系，邮政编码：510632，电子信箱：raopingui@gmail．com；姜国华，北京大学光华管理学院会
邮政编码：100871，电子信箱：gjiang@gsm．pku．edu．cn。本文是饶品贵博士论文的一部分，感谢博士论文答辩委员王化成、姜计系，
和付秀、王立彦、吴联生、岳衡。感谢陆正飞、罗炜、祝继高对本文的帮助。本文得到国家自然科学基金项目（132004）、教育部人文社科一般项目（11YJC630166）、教育部博士点基金项目（008）、广东省自然科学基金项目（S7）和中央高校基本科研业务费专项资金（12JNYH003）的资助。作者感谢两位匿名审稿人的宝贵意见与建议，文责自负。
Meltzer（1960）观察到企业的商业信用与银行信贷存在替代关系，这种关系在货币政策紧缩期更加明显。石晓军、李杰（2009）发现在我国商业信用与银行信贷之间存在显著的替代关系。陆正飞、杨德龙（2011）发现在货币政策紧缩期商业信用与银行信贷之间的关系符合替代性融资理论。
总之，已有文献表明了货币政策信贷传导机制的存在，但已有的研究更多地侧重于宏观层面，在微观层面提供的研究证据较少。但是货币政策的实施最终落脚点是微观企业，其实施效果取决于微观企业对货币政策的反应。本文研究企业在面临不同的货币政策环境时银行信贷和商业信用的互动关系，可以帮助我们更好地理解货币政策影响企业行为与产出的微观机制。
本文还受到关于中国金融机构信贷歧视研究的启发。由于中国特殊的制度环境，相对于非国1994），国有企业在财务和政治上能得到政府更多的支持（Qian，而国有银行和国有企业之有企业，
2009），间存在天然的利益关系（Kornai，1998；朱凯、俞伟峰，因此在国有银行占据银行信贷市场主2005；BrandtandLi，2003；要份额的情况下，金融机构存在对非国有企业的信贷歧视（Allenetal．，Culletal．，2006）。而这种情况在货币政策紧缩时期可能更加明显，并影响企业使用银行信贷和商业信用融资的互动关系。因此，我国企业的产权性质提供了一个货币政策信贷传导机制独特的研究视角，即在货币政策紧缩期非国有企业面临更为严重的信贷歧视，难以获得银行信贷转而使用商业信用等其他的融资方式。
基于以上原因，本文主要采用上市公司的银行信贷和商业信用数据，按照RomerandRomer（1990）的方法并基于我国特定的货币政策及宏观经济环境定义货币政策紧缩阶段的虚拟变量，研同时利用中国人民银行公布的银行家信心指数和国家统计局公究我国的货币政策信贷传导机制，
布的工业数据库非上市公司数据进行稳健性检验。本文研究发现在央行实施紧缩货币政策阶段，上市企业的银行信贷受到负面影响，但是企业增加了对商业信用的使用来弥补融资缺口。同时，相对于国有企业，非国有企业在银行信贷方面受到的冲击更大，因而在更大程度上使用商业信用作为替代的融资方式。更进一步，我们对上市公司应付款项和应收款项的年限做了深入分析，发现在货币政策紧缩阶段上市公司的应收账款账龄缩短和应付账款账龄延长，尤其是非国有上市公司。
本文的研究贡献在于：第一，以货币政策波动为切入点研究宏观经济政策与微观企业行为之间对这一有待拓展的研究领域进行探索性研究，丰富了宏观经济政策与微观企业行为互的互动关系，
动关系的研究；第二，从银行信贷与商业信用互动关系的角度，在微观层面验证了我国货币政策信贷传导机制，并且本文还分析了货币政策紧缩期的企业商业信用账龄，从更深层次上说明商业信用将企业区分为国有和非国有，利用企业产权性质来研究货币政与银行信贷之间的互动关系；第三，
策信贷传导的微观机制，发现在我国特定的制度背景下企业的产权性质是企业融资能力更好的代政府实施紧缩货币政策的目的是调控信贷以抑制经济过热，但是企业使用商业信用理变量；第四，
替代融资渠道抵消了紧缩货币政策的一部分作用，因此本文对政策制定有借鉴意义，对企业应对紧缩货币政策的财务管理活动也有借鉴意义。
本文第二部分是文献回顾和问题的提出，第三部分是研究设计和研究样本，第四部分是实证结第五部分是稳健性检验，最后是研究结论与研究局限。果与分析，
二、文献回顾与问题的提出
本文的目的是结合企业产权性质，研究货币政策对银行信贷与商业信用互动关系的影响，以提供我国货币政策信贷传导机制的微观证据，因此从货币政策信贷传导机制理论和非国有企业面临的信贷歧视两个方面进行文献回顾，并结合文献回顾提出本文的研究问题。
（一）货币政策信贷传导机制
货币政策信贷传导机制理论①认为，在银行的资产一方除了有货币和债券资产以外，还有一个——银行对企业的贷款。货币政策不仅通过债券影响利率水平和股权融资成本，非常重要的资产—
而且可以通过影响银行对企业的贷款来实现对实体经济的调控。这个过程即为货币政策的信贷传导机制。
自从货币政策信贷传导机制提出以后，有很多文献对此进行了研究，并将信贷传导机制与货币政策的利率传导机制进行比较。RomerandRomer（1990）选取美国经济中六个货币政策紧缩时期
②运用圣路易斯方程进行检验，作为自然事件，发现对产出影响更大的是货币供应量而不是银行信
因此他们的研究结论没有支持信贷传导机制。贷，
——美国短期融资券数据进行实证但是Kashyapetal．（1993）利用银行信贷替代的融资方式—
发现货币政策紧缩期企业的银行信贷出现明显下降，而同期的短期融资券发行量却出现显著研究，
同时他们还发现短期融资券与国库券之间的利差对宏观经济具有良好的预测作用。然而的增长，
OlinerandRudebusch（1996）试图验证Kashyapetal．（1993）的研究时，却得到了不尽相同的结论。一个重要的事实是，在美国只有大企业才能发行短期融资券，而小企业却不能。如果将企业分为大企业和小企业，那么Kashyapetal．（1993）发现的信贷传导机制就不存在了。这些研究说明在文献中货币政策信贷传导机制还存在一些争议。
KashyapandStein（2000）提供了货币政策信贷传导机制更为直接的实证证据，之后，他们利用发现货币政策的紧缩对小银行美国银行1976年至1993年的数据研究货币政策的信贷传导机制，
和资产流动性差的银行影响更大，特别是当因变量是商业和工业贷款的时候。Ashcraft（2006）通过与企业有关联关系的银行数据，检验说明有关联企业资源的银行更能经受货币政策紧缩的考验。这两篇文献从实证上比较好地验证了货币政策信贷传导机制。
另一方面，企业与供应商之间的商业信用也可以作为银行信贷的替代融资方式，从而为研究货币政策信贷传导机制提供了一个新的视角。Meltzer（1960）观察到企业的商业信用与银行信贷存在替代关系，这种关系在美国年货币政策紧缩时期更加明显，尤其对小企业和资产流动性差的企业更是如此。Nilsen（2002）通过建立模型验证了货币政策信贷传导机制，在货币政策紧缩时期企业正常的银行信贷出现下降时，可以通过商业信用方式增加融资，并在实证分析中得到李杰（2009）运用年我国上市公司数据研究发现在商业信用与短期了验证。石晓军、
负债之间也存在显著的替代关系，并且这种替代关系具有反经济周期的特征。GeandQiu（2007）发现我国非国有企业更多地运用商业信用，但主要是作为融资方式的一种，因此他们认为非正式的融资渠道对非国有企业是非常重要的。
Loveetal．（2007）提供了商业信用方面的最新证据。他们基于1997年亚洲金融危机和1994年墨西哥金融危机的背景，运用东南亚国家和墨西哥公司层面的数据，发现公司的应收账款、应付账款以及净商业信用（应付账款减应收账款）在危机后均出现大幅下降，特别是那些财务状况脆弱因为的公司。Loveetal．（2007）认为他们的研究结论与商业信用和银行信贷替代理论并不矛盾，金融危机是一种极端的情况，此时企业所有可利用的信用资源都已经枯竭，也没有足够的资源再分配至商业信用。
但是货币政策紧缩期，银行对企业惜贷，为什么供应商还会提供商业信用给企业呢？Nilsen
RomerandRomer（1990）定义的美国货币政策六个紧缩时期分别是55.9，74.4，79.10，
他们所设定对货币政策紧缩时期虚拟变量成为后续有关货币政策研究经常使用的变量。
除了信贷传导机制以外，货币政策还有利率和资产价格等传导机制，饶品贵（2010）对货币政策各种传导机制进行了总
（2002）认为在正常时期，企业使用商业信用作为银行信贷的替代融资方式成本高昂：首先商业信用总是与货物供应相联系，而银行信贷则不是；第二，供应商提供的商业信用一般期限都比较短，其隐含的资本成本往往很高；
①第三，供应商不是专门的金融中介，企业如果延期付款，不仅会损害双
方的合作关系，也将会面临隐性的资金成本。但到了货币政策紧缩期，因为资金的稀缺性，企业难以获得贷款或者贷款的成本非常高昂，此时使用商业信用作为融资方式反而具有成本上的优势，而2007）可能提供信用给企业。另一方面，供应商出于相互的合作关系（Cunat，信贷配给现象产生的1981），而相对于银行，供应商重要原因就在于银行与企业双方存在信息不对称（StiglitzandWeiss，
2003），在企业信息获取上更具有优势（FishmanandLove，这使得供应商可能在货币政策紧缩期提供商业信用给企业。陆正飞、杨德龙（2011）认为替代性融资理论可以解释资本市场上商业信用的大量存在。
基于以上分析，本文的第一个问题是：相对于宽松期，货币政策紧缩期我国企业是否面临银行以及是否同时增加对商业信用的使用来弥补资金供给缺口。对这个问题的研究信贷下滑的情况，
可以帮助我们理解我国货币政策的信贷传导机制在微观层面是否存在。
（二）信贷歧视文献
以往货币政策的研究文献认为企业规模是企业融资能力的较好的代理变量，货币政策紧缩期2002；小企业因为融资渠道受限更易受到货币政策变化的冲击（Kashyapetal．，1993；Nilsen，OlinerandRudebusch，1996）。然而在我国相对特殊的制度环境中，产权性质是企业本身最为重要2005；Brandt的特征之一，已有文献表明我国金融机构存在对非国有企业的信贷歧视（Allenetal．，andLi，2003；Culletal．，2006）。
1994），相对于非国有企业，国有企业在财务上能够得到政府更多的支持（Qian，国有银行和国2009），有企业之间存在天然的利益关系（Kornai，1998；朱凯、俞伟峰，在国有银行占据银行信贷市场主导地位的情况下，金融机构存在对非国有企业的信贷歧视，因此产权性质在我国特定的货币政策环境中可能是企业融资能力更好的代理变量。Allenetal．（2005）对中国民营企业进行的调查发现民营企业在发展过程中较难获得银行提供的信贷。BrandtandLi（2003）进行的调查发现在中国乡镇一级，相比较私营企业，国有企业能获得更多的银行信贷，而无法获得银行信贷的私营企业转而使用商业信用等其他方式。Culletal．（2006）利用中国非上市公司的数据，发现国有企业尽管效率低下却仍然能获得银行提供的贷款，而民营企业急需发展资金却总是受到银行的歧视。但是，获得银行信贷而又业绩较差的国有企业会将部分的贷款通过商业信用的方式转移给民营企业。而到非国有企业因为银行的惜贷而更难获得银行信贷，因而更多地通过商业信用的了货币政策紧缩期，
②因此我国企业的产权性质为研究货币政策信贷传导机制提供了独特视角，方式进行替代融资。
即在货币政策紧缩期，非国有企业更可能出现银行信贷下降而同时商业信用增加的情况。
因此，本文研究的第二个问题是货币政策紧缩期银行信贷与商业信用的互动关系是否在非国有企业当中表现得更加强烈。具体来说，当货币政策紧缩时，相较于国有企业，非国有企业是否面临更大程度的信贷资金下滑，因此是否更大程度上使用商业信用来弥补银行信贷下滑所造成的资金供给缺口。
①“2/10，30”供应商提供商业信用一般都有时间的限制，比如的还款，就是在10天之内付款企业可以享受2%的优惠，在
×=37.24%。
1－2%30－10
30天内需要付款，此时放弃现金折扣的资本成本是
我国的短期融资券市场发展较晚，民营企业的融资报批也较难获得批准。而债券市场民营企业也较难介入，这就从客观
上限制了民营企业的融资渠道。
为了更好地概括本文的研究问题与逻辑关系，我们绘制以下路线图：
货币政策信贷传导机制理论，即不同货币政策时期银行信贷与其他融资渠道的互动关系
即我国金融机构存在信贷歧视文献，
对非国有企业的信贷歧视
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货币政策对银行信贷与商业信用互动关系的影响
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研究问题一：货币政策紧缩期内我国企业是否面临银行信贷下滑的情况，以及会否通过增加对商业信用的使用弥补资金供给缺口
研究问题二：货币政策紧缩期银行信贷与商业信用的互动关系是否在非国有企业当中表现得更加强烈
本文的逻辑关系框架
三、研究样本与研究设计
（一）研究样本与数据
本文所有的财务数据和市场数据均来自于CSMAR，企业产权性质数据来源于SINOFIN。本文主要研究样本的区间是年。商业信用（包括应收账款和应付账款）账龄数据来自于CSMAR财务报表附注数据库，数据区间是2003年至2010年，我们把2003年的年初数记为2002年的年末数，因此本文研究的商业信用账龄数据区间是2002年至2010年。
在样本选择过程中，我们按研究惯例删除了金融类上市公司，同时删除股东权益小于零的公司。为了研究结果的稳健性，我们在1%水平下对公司层面的所有连续变量进行缩尾处理。由于本文同时采用货币政策紧缩阶段虚拟变量和银行家信心指数计量货币政策波动，因此本文的样本年度样本最终的观测数是16486公司/年度，季度样本最终的观测数是分为季度与年度两个部分，43938公司/季度。
（二）主要变量定义
本文研究我国不同货币政策期间银行信贷与商业信用之间的互动关系，以及这个关系在不同产权性质企业之间的差异，所以首先需要确定货币政策紧缩期间。国际文献在研究货币政策环境RomerandRomer（1990）定义了对经济行为的影响时采用了设置紧缩时期虚拟变量的方法，例如，六个区间为美国货币政策紧缩阶段的虚拟变量，后续相关研究基本参考了这种做法。
参考RomerandRomer（1990）的做法，本文首先基于我国特定的货币政策与宏观经济环境定义货币政策紧缩阶段的虚拟变量（MP）。
首先从央行执行的货币政策看，亚洲金融危机后中国开始了长达7年的通货紧缩。为了治理央行在2004年之前一直实施相对宽松的货币政策。2004年为了抑制前期投资增长过通货紧缩，
快的势头，央行开始执行稳健的货币政策，具体表现为：4月25日上调金融机构存款准备金率、央10月29日上调金融机构存贷款基准利率。2005年3行对金融机构的再贷款利率和再贴现利率，
日央行开始实行以市场供求为基月17日央行下调金融机构的超额存款准备金率，
础的、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，总体上2005年是货币政策相对平稳的一年。2006年央行三次上调金融机构存款准备金率，同时两次上调金融机构贷款基准利率，这些证据表明2006年是货币政策从紧的一年。2007年央行四次上调金融机构存款准备金率，并先后五
感谢匿名审稿人提出绘制路线图的建议，以利于对文章逻辑思路的梳理。
次上调金融机构存贷款基准利率，因此2007年也是我国货币政策从紧的一年。2008年美国次贷危机蔓延加深，央行及时调整了货币政策的方向、重点和力度，实行适度宽松的货币政策，五次下调四次下调存款准备金率，明确取消对金融机构信贷规划的硬约束，加大了金融支存贷款基准利率，
持经济发展的力度。金融危机之后，我国实施了4万亿的财政刺激政策，同时辅之以宽松的货币政因此2009年出现了9万多亿的信贷增长。但过大的货币投放量引发了2010年以来的通货膨策，
胀，因此从日至日央行前后12次调高了金融机构的存款准备金率、4次调整存贷款基准利率，日之后存款准备金率更是达到21.5%的历史高位。
——一年期国库券和银行间7日拆借利率。2002同时，我们考察两个重要的市场化利率水平—2003年末则是1.98%，年初一年期国库劵的利率是1.87%，而2004年末的利率是2.92%，出现了而到2005年末一年期国库劵的利率则下降为1.78%，到2006年末这个利率又上升至明显的上升，
2.11%，至2007年末这个利率再次上升到3.75%。2008年末下降至1.77%。2009年末为1.78%，2010年末升至2.59%，2011年末升至3.22%。从银行间7日拆借利率来看，2002年该拆2003年末7日拆借利率水平是2.19%，至2004年9月底这个利率上升至借利率是2.21%，
2.42%，2007年虽之后出现下降，到2005年末下降至1.55%，然后到2006年末又升高至2.88%，然没有出现大的上升，但一直维持在2.5%左右。2008年末再次下降至1.01%。2009年末升至1.57%，而2010年末和2011年末分别为6.39%和6.33%。一年期国库券和银行间拆借利率高低以上分析表明其宽松和紧缩基本和央行直接执行的货币是市场资本成本和资金供给的重要标志，政策同步。
①和2010年定义为货币政策紧缩年度。鉴于上述理由，本文将2004、
在稳健性检验中，本文还以银行家问卷调查中银行家信心指数（INDEX）作为货币政策的指标来重复检验。银行家问卷调查是由中国人民银行和国家统计局共同合作完成的一项制度性季度统调查结果反映了调查当季相对于上季的变化情况。叶康涛、祝继高（2009）也使用了这个计调查，指数。
②一个重要原因是以此为基关于如何最准确地确定货币政策松紧区间，学术界尚缺乏共识。
础的企业行为研究尚属少见，本文是对这个问题的一个尝试。
货币政策作为经济调控的主要工具之一，目的是通过调节经济体当中的资金供需，达到调节经济发展速度的目的。但是，微观企业面临货币政策环境的变化，不一定主动顺应经济调控的目标，而可能通过融资手段的调整，达到降低货币政策调控影响的目的。本文即是通过研究企业在货币政策宽松和紧缩期间融资方式的差异，来理解现实中货币政策变化如何传导到企业行为上。本文检验的替代融资方式为企业对商业信用的使用。
具体来说，货币政策紧缩期信贷资金变得稀缺，企业获得银行信贷的难度增大。这时，商业信用作为一种替代融资方式变得更有吸引力。这时，一方面企业银行信贷相对下降，另一方面商业信企业在紧缩期为用的使用可能相对增加。对企业来说商业信用包括两个方面：一方面是应收款项，
了获得更多的资金可能减少提供给客户的应收款项；另一方面是应付款项，紧缩期企业可能增加占应付账款将出现增加。考虑这两个方面的因素，本文采用净商业信用（NCR，即以用供应商的货款，
应付款项减去应收款项然后除以当期收入标准化；Loveetal．，2007）来衡量融资替代现象。
靳庆鲁等（2012）使用M2的变化率作为货币政策松紧的指标。
有鉴于2005年介于年之间，同时2005年是中国货币政策相对平稳的一年，我们在稳健性检验中也将2005
年作为货币政策紧缩时期，我们的研究结论不受这种改变的影响。本文货币政策紧缩年度定义方式与饶品贵和姜国华（2011）相
为了考察银行信贷和净商业信用之间的互动关系，定义银行信贷为银行借款除以当期收入（LOAN），同时定义企业总的负债类融资为净商业信用和银行借款之和（NCR+LOAN）。使用当期收入而不是当期资产总额来标准化商业信用和银行信贷是因为商业信用和银行信贷的变化即期就影响资产总额，同时作为流量指标，收入比资产总额更能反映该期内企业的经济活动，从而更好地反映经营活动对资金的需求。
（三）回归模型
为了研究货币政策宽松期与紧缩期企业银行信贷与商业信用之间的互动关系以及它们在不同使用货币政策紧缩期年度哑变量（MP）在年度层面建立如下回归模产权性质企业之间的差别，型：
Dependentvariable=α0+α1MP+α2NSTATEi，t+α3MP×NSTATEi，t+
∑γControlvariables+ε
回归模型的因变量分别为银行信贷（LOAN）、净商业信用（NCR）以及净商业信用和银行信贷
①MP是本文设定的货币政策紧缩阶段虚拟变量，2006、之和（NCR+LOAN）。如果年份为2004、
，则MP=1，否则MP为0。NSTATE是非国有控股企业的虚拟变量，如果上市公司最终控制人是非国有单位则NSTATE=1，否则NSTATE=0。
本文选取的控制变量包括：上年末对数化的总资产（SIZE）、上年末经营性现金流（CFO）、上年末股票市值与账面价值比率（MB）、上年末固定资产占总资产比重（PPE）、当年GDP增长率（GDPGROWTH）、上年末营业利润销售收入比率（PROFIT）。此外考虑到财务数据的均值反转特性，在方程（1）中控制了因变量上年末的水平值（均以LEVELi，并且在回归中控制了行业t－1表示），因此方程（1）没有加入年度虚拟变量。因素。由于本文加入了货币政策紧缩年度的虚拟变量MP，本文的所有回归均在公司层面进行聚类分析。
紧缩的货币政策使得企业的银行信贷变得困难，本文预期LOAN方程中MP系数显著为负，而因此预期MP×NSTATE显著为负。企业面对紧缩货币这种情况在非国有企业上体现得更为明显，
政策时可能转而使用更多的商业信用，同时减少对客户的商业信用，因此在NCR方程中，我们预期MP系数显著为正。因为非国有企业银行信贷下滑更加严重，因此需要通过使用更多的商业信用来弥补资金缺口，所以预期NCR方程中MP×NSTATE系数显著为正。LOAN和NCR方程中的MP×NSTATE系数可以说明非国有企业一方面银行信贷出现更大程度下降，同时净商业信用出现更大程度增加。而银行信贷与商业信用这种互动关系使得在货币政策紧缩期企业总体获得的资金总额可能不一定会出现显著的变化，因此NCR+LOAN方程中对MP和MP×NSTATE的系数没有方向性的预期。
四、实证结果与分析
（一）主要数据描述性统计
表1汇报了主要变量的描述性统计。上市公司净商业信用NCR的均值（中位数）为－0.166（－0.054），表明平均来讲企业从供应商处获得的商业信用小于提供给客户的商业信用，使企业处于向外提供商业信用的地位。但是NCR的标准差很大（0.672），说明上市公司在商业信用的使用上有很大差异，为我们的分析提供了前提。银行信贷LOAN的均值（中位数）为0.676（0.396）。相净商业信用的额度较小，说明商业信用只能在企业融资活动中起到一个补充作用。比银行信贷，
①予汇报。
我们还采用了银行信贷、净商业信用以及两者之和的年度、季度变化值进行回归分析，由于结果类似，为节约篇幅本文未
2013年第1期
32.3%的观察值最终控制人为非国有部此外，样本有42.4%的观察值在货币政策紧缩年度，门。
（二）单变量对比分析
表2首先给出银行信贷和商业信用在货币政策宽松期与紧缩期、国有企业与非国有企业之间的单变量对比分析。表1
变量名称NCRLOANNCR+LOAN
MPNSTATEINDEX
观测值643938
均值－0.00.2
主要变量描述性统计
标准差0.20.2
第一分位－0.
中位数－0.
第三分位0.
INDEX是对数化的银行信心指数，注：公司层面所有连续变量均在1%水平下进行截尾处理，在后文稳健性检验部分作为货币政策指标的另一种计量方式。
变量LOANNCRNCR+LOAN
MP=1（－0.
单变量对比分析
Difference
0.130＊＊＊
－0.230＊＊＊
MP=0（－0.
MP=1（－0.
Difference
0.368＊＊＊
－0.269＊＊＊
Differenceindifference
、＊、5%、10%水平上显著。
注：括号内是样本量。分别代表在1%、
本文关心的重点是货币政策宽松期和紧缩期之间上市公司银行信贷和商业信用的相对变化，以及这个变化在不同产权性质企业之间的差异。在货币政策紧缩期，国有企业的银行信贷相对其经济活动出现了大幅度下降：银行信贷占收入的比例从宽松期的70.7%下降到紧缩期的57.7%，下降幅度达18.4%；非国有企业的银行信贷占收入的比例则从宽松期的90.8%下降到54.0%，下降幅度达40.5%。这说明紧缩的货币政策对非国有企业获得银行信贷的影响远远大于对国有企业的影响（differenceindifference检验显示其差异为23.8%，在1%水平显著）。事实上，在货币政策宽松期，非国有企业利用银行信贷的幅度大于国有企业（差异为收入的20.1%），而在紧缩期，则逆转为小于国有企业（差异为收入的－3.7%）。
和以往一般认为银行对非国有企业贷款歧视不同的是，这种情况仅存在于货币政策紧缩期，且幅度不是很大。而在货币政策宽松期，相对于企业的经济活动体量（销售收入），非国有企业实际获得的贷款是高于国有企业的。一种可能的解释是非国有企业规模平均小于国有企业，且成长性较高，因此货币政策宽松时期相对能够获得更多的银行信贷。
表1中的描述性统计已经表明我国上市公司平均来讲是商业信用的提供方，但表2说明这种情况主要体现在货币政策宽松的时期。在货币政策宽松期，国有企业向外提供的商业信用占收入的23.1%，而非国有企业则占35.1%，说明非国有企业主动或被动地给客户提供了更多的商业信用。
然而在货币政策紧缩期，伴随着银行信贷的减少，国有企业和非国有企业均大幅度提高了对商或增加对供应商资金的占用，或收紧客户对企业资金的占用。国有企业净商业信用业信用的利用，
从占收入的－23.1%提高到－0.1%，非国有企业则从－35.1%提高到了－8.2%，提升幅度略大于
饶品贵、姜国华：货币政策对银行信贷与商业信用互动关系影响研究
国有企业（differenceindifference检验显示其差异为3.8%，在10%水平显著）。
更有意思的是，把银行信贷和商业信用统一来看（NCR+LOAN），国有企业的负债类融资反而主要原因是紧缩期取消了对商业是在紧缩期（占收入的57.7%）高于宽松期（占收入的47.5%），
信用的提供。虽然非国有企业也大幅度降低了商业信用的提供，但还是不足以弥补银行信贷的降负债类融资在货币政策紧缩期（占收入的46.9%）低于宽松期（占收入的54.1%），主要原因在低，
于银行信贷的大幅度下滑。Differenceindifference的检验显示国有与非国有企业的差异为占收入的17.5%，说明非国有企业的总体负债融资在货币政策紧缩期呈现下滑趋势。
综合来讲，表2的比较分析表明在货币政策紧缩期，上市公司面临着银行信贷相对下滑的情况，银行信贷受到很大限制，因此需要替代渠道来获得资金，而商业信用则是取得替代资金的重要渠道之一。同时，货币政策的紧缩对非国有企业的影响远大于国有企业。更重要的是，通过对商业信用的使用，国有企业相对于其经济活动体量来讲完全抵消了货币政策紧缩的影响，非国有企业也很大程度上抵消了这种影响。这些结果为货币政策传导机制提供了新颖的证据，并可能是我国宏观调控往往不能达到预期效果的重要原因之一。
（三）多元回归结果与分析
表3汇报了模型（1）的回归结果，因变量分别是银行信贷（LOAN）、净商业信用（NCR）、和两者之和（NCR+LOAN）。表3
MPNSTATEi，tMP×NSTATEi，t
SIZEi，t－1CFOi，t－1MBi，t－1PPEi，t－1PROFITi，t－1GDPGROWTHt
LEVELi，t－1CONSTANTIndustrydummiesObservationsAdjustedR
年度样本回归结果
因变量NCRi，t0.003（0.26）
＊＊－0.049＊
NCRi，t+LOANi，t
（－5.36）
（－5.11）
（－3.19）
（2.16）－0.016（－0.81）
（－3.66）0.062
（2.72）0.
（9.80）－1..52）－0.066（－1.50）
（－10.76）（8.63）
（－3.00）
（2.56）0.066*（1.95）
（3.46）－0.018（－0.44）
（－16.05）－2.
（6.77）3.
（－9.22）0.649*（1.81）
（－7.61）
（－4.41）
（－9.12）
（－10.78）
、＊、5%、10%水平上显著，注：回归在公司层面进行聚类，分别代表在1%、下同。
2013年第1期
在LOAN的回归方程中，货币政策紧缩期哑变量MP的系数是－0.061（1%水平下显著），说明货币政策紧缩期上市公司获得的银行贷款显著少于宽松期，符合紧缩货币政策调控资金供给的目的；NSTATE的系数是0.097（1%水平下显著），和表2中非国有企业平均来讲相对于其经济活动（销售收入）获得更多银行信贷的结果是吻合的。MP×NSTATE系数为－0.074（1%水平下显著），这说明货币政策紧缩时非国有企业银行信贷减少的幅度要显著大于国有企业。在上市公司样本中，银行对非国有企业的信贷歧视主要体现在货币政策紧缩阶段。
MP的系数是0.003且不显著，在NCR的回归方程中，说明相对于货币政策宽松期，上市公司这和表2中的单变量分析有差异。表2中上市公司在紧在紧缩期并没有提供更多的净商业信用，
差异的原因可能在于回归分析中控制了企业规模等公司特征。缩期显著地收缩了商业信用的提供，
NSTATE系数是－0.049（1%水平下显著），表明平均而言非国有企业获得的商业信用融资更少，和表2中的结果是一致的。MP×NSTATE的系数为0.047（1%水平下显著），表明货币政策紧缩时期相对于国有企业，非国有企业显著提高了对商业信用的利用以弥补银行信贷减少而导致的资金供给缺口。
以上回归结果说明在货币政策紧缩期，上市公司银行信贷融资显著下滑，符合紧缩货币政策的目的。同时，非国有企业银行信贷的下滑更严重。上市公司使用商业信用作为替代融资渠道整体但是非国有企业在货币政策紧缩期更大幅度地使用了商业信用作为替代融资手段，主来说不明显，
要体现为提高对供应商的资金占用和大幅压缩对外提供商业信用。
最后在表3中，当银行信贷和商业信用之和（NCR+LOAN）作为因变量时，货币政策紧缩期上1%水平下显著），市公司融资总量下滑显著（MP系数为－0.060，非国有企业相对于其经济活动融5%水平下显著），但在货币政策紧缩期，非国有企业的融资总量资量更大（NSTATE系数为0.037，
和国有企业没有重大差异（MP×NSTATE的系数为－0.016，但不显著）。这和表2中的单变量分析结果是一致的，说明在货币政策紧缩期非国有企业银行信贷下降，而商业信用融资额上升，从而总融资额在紧缩期与宽松期没有显著差异。
表2的单变量分析和表3的多元回归结果总体上支持了我们的预期：在货币政策紧缩期，上市其中非国有企业下滑更加严重。两类企业都通过增加商业信用的方式增加公司的银行信贷下滑，
融资，但非国有企业使用这种方式的程度更大。这些结果说明货币政策信贷传导机制在微观层面在我国是存在的，符合本文的预期。
五、稳健性检验
（一）采用其他分析方法
本文表3的回归分析中是以行业虚拟变量控制行业因素，但是不同的行业在融资上差别可能非常大，仅仅在回归中控制行业虚拟变量可能不够，因此我们对模型（1）的因变量与自变量均进行行业均值（虚拟变量除外）的调整，然后重新运行模型（1），未报告的结果显示MP×NSTATE在LOAN、NCR和NCR+LOAN方程中的系数（t值）分别是－0.08（－4.00）、0.056（3.20）和－0.016（－0.080），和表3的回归结果一致，而这正是说明货币政策对银行信贷与商业信用互动关系影响的关键变量。
表3中的回归分析采用的是混合OLS回归，但是本文涉及的上市公司数据是非平衡的面板数据，因此我们也分别采用面板数据的随机效应和固定效应重新运行模型（1）。从未汇报的结果来LOAN方程中MP系看，随机效应分析与混合OLS的结果非常相似。在面板数据固定效应分析中，MP×NSTATE系数（t值）是－0.032（－1.69），数（t值）是－0.087（－7.69），这与表3的结果是一致的，但是NCR方程中的MP×NSTATE系数（t值）是0.020（1.22），这个系数虽为正但不显著，说
饶品贵、姜国华：货币政策对银行信贷与商业信用互动关系影响研究
明公司层面的固定效应会对回归结果产生一定影响。
综合行业均值调整、面板随机效应和固定效应的结果来看，本文表3的回归分析是比较稳健说明货币政策波动确实对银行信贷与商业信用互动关系会产生重要影响，即说明货币政策信贷的，
传导的微观机制在我国是存在的。
（二）使用银行家信心指数衡量货币政策
为了保证结果的稳健性使用银行家问卷调查中银行家信心指数（INDEX）作为货币政策波动的指标进行检验。在季度层面建立如下回归模型：
Dependentvariable=β0+β1INDEX+β2NSTATEi，t+β3INDEX×NSTATEi，t+
∑δControlvariables+ε
NCR和NCR+LOAN（均是以本季度末的销售与模型（1）相似，模型（2）的因变量也是LOAN、收入标准化），不同之处在于这些变量是在2004年之后每个季度的值。模型（2）控制了上年度末CFO、MB、PPE和PROFIT、的SIZE、上季度分析变量的水平值以及季度GDP增长率（与上年同季度相比较），并且控制行业因素、年度因素和季度因素。
INDEX低表示银行家感受到货币与本文定义的货币政策紧缩阶段年度哑变量MP不同的是，
因此我们预期INDEX*NSTATE系数在银行信贷（LOAN）方程中显著为正、净商业信用政策紧缩，
（NCR）方程中显著为负，而在总的资金方程中INDEX*NSTATE系数不一定显著。
银行家信心指数反映银行家对整体宏观经济信心的扩散指数，计算方法是在全部接受调查的银行家中，先分别计算认为本季经济“正常”和下季“正常”的占比，再将两个占比相加后除以2得出。这个指数越大，我们认为货币政策越宽松，反之则表明货币政策越从紧。显然，这个指标和我们希望衡量的货币政策宽松还是紧缩并不完全一致，同时它带有预期成分，和央行使用的存款准备金率和利率工具不一定在时间上匹配，因此可能与年度回归分析结果存在一定差异。表4汇报了使用银行家信心指数根据模型（2）进行回归的结果。注意这里INDEX和前文中MP预期的系数符号相反。
INDEX的当银行信贷（LOAN）、商业信用（NCR）、两者之和（LOAN+NCR）分别是因变量时，0.185和0.100（分别在1%、5%、10%水平下显著），系数分别是－0.139、说明货币政策越紧缩（银上市公司银行信贷越多，而商业信用的使用越少。这和MP的回归结果相反，行家信心指数越低），
原因可能是银行家信心指数是含有预测成分而不是当期实际值。
0.481、－0.338（前两者在企业产权性质哑变量NSTATE在三个回归中的系数分别是－0.802、1%水平下显著，而后者不显著），和MP的回归结果也缺乏一致性。
但是，银行家信心指数和企业产权性质的交互项INDEX×NSTATE的系数分别是0.244、－0.137、0.112（前两者在1%水平下显著，而后者不显著），和表3的回归结果完全一致。当银行家信心指数低落，货币政策可能处于紧缩期，非国有企业获得的银行信贷小于国有企业，但是使用商业信用来对冲银行信贷减少的影响，符合本文的预期。
（三）使用非上市公司数据①
本文主要基于上市公司数据研究货币政策对银行信贷与商业信用互动关系的影响，但实际上受货币政策影响更大的可能是大量的非上市公司。为了最大程度上保证本文研究结论的稳健性，我们从国家统计局获取工业数据库的非上市公司数据。这个数据区间是从年，但是2003年之前的数据中缺少应付账款这个变量，因此只选取年的研究样本。模型的设
感谢匿名审稿人提出这方面的意见与建议。
2013年第1期
表4季度样本水平值的回归结果
LOANi，t，q
INDEXi，t，qNSTATEi，t
INDEX×NSTATEi，t
SIZEi，t－1CFOi，t－1MBi，t－1PPEi，t－1PROFITi，t－1QGDPGROWTHi，t，q
LEVELi，t－1CONSTANT
＊＊－0.139＊
NCRi，t，q
＊＊0.185＊
NCRi，t，q+LOANi，t，q
0.100*（1.88）－0.338（－0.98）0.112（1.29）
（－3.10）－0.802
（8.08）0.481
（－2.55）
（－3.14）
（－7.13）－0.001（－0.09）－0.220（－1.58）－1.395
（3.78）0.006（1.52）－0.027（－0.41）0.241（1.64）－3.319
（－5.00）0.009（0.84）
（－2.14）
（－4.30）－10.669
（－4.75）
－14.400＊
（－10.02）
（－6.03）
（－10.36）
（30.91）－0.097（－0.23）
Industry，yearandquarterdummiesObservationsAdjustedR2
（－6.61）
（－3.47）
定方式与模型（1）是相同的，但是工业数据库中2008年缺失了经营性现金流（CFO）变量，因此回归中不控制CFO变量。同时，因为是非上市公司数据，以销售收入增长率（SG）替代市账比变量（MB）。在删除总资产、销售收入、负债总额小于0与其他财务数据缺失的数据后，最终的样本量
①为945291，回归分析的年度是年。
未报告的描述性统计中显示NSTATE均值为0.268，这个比上市公司数据值更低，原因是工业企业数据库的统计是基于国家统计局进行的“规模以上工业统计报表统计”取得的资料整理而成。数据库的统计对象为规模以上工业法人企业，包括全部国有和年度主营业务收入500万元及以上的非国有工业法人企业。因此相对于上市公司数据，其中的国有企业比例会高一些。
具体的回归分析结果显示（未汇报），在LOAN方程中MP×NSTATE的系数是－0.0088（t值是－8.78），在NCR方程中MP×NSTATE的系数是0.0035（t值是4.80），这个结果与表3的结果一致。LOAN方程中的MP系数是0.0012（t值是12.72），这与表3的结果不一致，可能的原因在于工
由于工业数据库中2008年缺少了经营性现金流变量（CFO），因此我们也进行了年的回归分析以控制经营性
现金流（CFO）的影响，结果与年的回归结果非常相似，因此不再单独汇报。工业数据库样本中定义的货币政策紧缩年。年度是2004、
饶品贵、姜国华：货币政策对银行信贷与商业信用互动关系影响研究
业数据库中国有企业的比例更高一些，而它们受货币政策的影响更小。另外，需要注意的是，样本期间工业数据库中流动负债只提供了应付账款的数额，而未提供短期借款、应付票据和预收账款的因此只能按照负债总额减去应付账款计算LOAN，这与上市公司数据的计算有些许偏差，从数额，
而可能对回归结果产生一定影响。
（四）辅助检验：商业信用账龄分析
通过上文的对比分析和回归分析，我们发现货币政策紧缩期商业信用融资呈增加的趋势，而在那么这种趋势是否也体现在商业信用非国有企业体现得更为明显。但是前文分析的是金额变化，
的期限变化上呢？这里我们对商业信用的账龄进行分析以提供进一步证据。
①1—2年、2—3年和3年以上。由按照常规的分类方法，本文将商业信用账龄分为1年以内、
于CSMAR提供的商业信用账龄数据是从2003年开始，以2003年的年初数调整为2002的年末数，因此本文的实际数据区间是年。
②不论是国有企业（NSTATE=0）还表5显示了分析结果，其中5-A是应收账款账龄的情况。
是非国有企业，在货币政策紧缩期（MP=1），一年以内的应收账款占应收账款总额的比例都有所上国有企业上升了0.021，非国有企业上升了0.030，两者之间的差异（differenceindifference=升，
0.009）统计上不显著，说明货币政策紧缩期内，上市公司客户支付货款的速度一定程度减缓。同时，一年以上应收账款占比显著下降，其中国有企业在1—2年账龄中下降幅度显著大于非国有企但是在3年以上账龄中显著小于非国有企业。具体来讲，这些证据说明应收账款账龄在货币政业，
策紧缩期有缩短的趋势，上市公司加大了对一年以上应收账款回收的速度，而回收速度的加快在非国有企业表现得更为明显，这与本文的预期是一致的。表5
5-A应收账款账龄分析结果应收账款
账龄1年以内1—2年2—3年3年以上
MP=00.40.146
MP=10.20.129
difference
－0.021＊＊＊
0.022＊＊＊
0.012＊＊＊
商业信用账龄分析
MP=00.50.160
MP=10.80.125
difference
－0.030＊＊＊
0.007＊＊＊
differenceindifference0..005－0.018*
5-B应付账款账龄分析结果应收账款账龄1年以内1—2年2—3年3年以上
MP=00.10.055
MP=10.40.047
difference－0.006
0.011＊＊＊
MP=00.20.066
MP=10.90.070
difference－0.007
differenceindifference0.50.013
0.002－0.004
＊＊*、、分别代表在1%、5%、10%水平上显著。表5是按应收（应付）账款类别取每个公司的平均数，因此不同类别的
合计数不一定等于1。
由于超过一年应收票据自动转为应收账款，因此本文将应收票据计入一年以内的应收账款。对应付票据和应付账款采这里应收账款账龄按照总额计算，如果按照应收账款净额进行计算，结果相似，但是一年以内的比例有很大提高，原因在
用同样的处理方法。
于一年以上的应收账款企业可能计提较多的坏账准备，使得一年以上的应收账款比例出现下降。
5-B是应付账款账龄的情况。从中可以看出，不论国有企业还是非国有企业，一年以内应付账2—3年的款占应付账款总额比例在货币政策紧缩期略有增加但不显著。另外，国有企业1—2年，应付账款占比在货币政策紧缩期显著减少，非国有企业1—2年应付账款占比显著减少，说明货币政策紧缩期，应付账款账龄有一定程度的延长。同时，各个类比应付账款占比变化在国有企业和非国有企业之间没有显著差异（differenceindifference检验不显著）。
综合表5-A和5-B的结果，可以看出，在货币政策紧缩期，不论国有企业还是非国有企业，对商而占用供应商的货款来获取业信用的使用主要体现在减少商业信用的提供（应收账款账龄变短），
这和之前讨论的结果是基本一致的。商业信用融资的幅度较小（应付账款账龄一定程度延长），
六、研究结论与局限
本文从企业银行信贷与商业信用的互动与货币政策波动之间的关系出发，结合企业的产权性质，研究我国货币政策信贷传导的微观机制。基于我国特定的宏观经济环境和货币政策，通过定义研究发现货币政策紧缩期企业，尤其非国有企业，因为银行信货币政策紧缩年度虚拟变量的方式，
贷难以取得，会使用商业信用作为替代的融资方式以弥补资金供给缺口。在季度层面以银行家信心指数计量货币政策波动也得到相似的结果。我们还对企业商业信用账龄进行了分析，发现总体上企业在货币政策紧缩时期对商业信用的使用主要体现在减少对客户商业信用的提供。这些证据表明货币政策信贷传导的微观机制在我国是存在的。
货币政策信贷传导机制的研究能够对货币政策与宏观经济产出的关系、货币政策对微观企业行为的影响有更为深入的理解。理解货币政策的传导机制还将有助于货币政策制定者了解在金融市场上哪些因素影响货币政策的实施效果，同样有助于政策制定者们寻找更为切合的货币政策中货币政策变化时期银行信贷与商业信用之间介目标和确定货币政策调整的幅度。在实践意义上，
而企业会的互动关系表明紧缩的货币政策降低了企业能够获得的银行信贷（尤其是非国有企业），通过增加商业信用降低货币政策紧缩对企业总资金运转产生的影响，因此货币政策的制定与实施不仅应着力于银行信贷的调整，同时也应对银行体系以外的融资渠道（比如商业信用、债券发行等）进行有效的调控与监管，这样才能保证货币政策的总体调控效果。
本文的研究局限在于：首先由于我国金融体系的基本特点仍然是以银行为基础，资本市场，包括股票市场和债券市场，还只是处于初步发展阶段；利率体系还未实现完全自由化，国内各区域经不同地区的企业对货币政策波动反应有所不同，这种市场基础决定了济和金融发展水平并不均衡，
更加难以把握，因此货币政策的信贷传导我国货币政策的制定与实施可能较发达经济体更为复杂，
更复杂，也值得和需要未来进一步深入研究。其次，我国货币政策机制比本文研究的内容更丰富、
真正发挥作用的时间尚短，体现在学术研究上，不管是在宏观层面还是在微观层面，可供研究的时间序列数据都比较短，增加了研究的难度，本文同样也面临这样的问题。最后，本文研究区间内，我其中的影响因素是多方面的，除了货币政策外，还可能有财政国的宏观经济形势发生了复杂变化，
政策、国家的产业政策等，这些在我们的研究中没有进行更多的控制，可能对本文的结果产生一定影响，如何控制其他宏观经济因素还有待进一步研究。
2011：《宏观经济政策与微观企业行为———拓展会计与财务研究新领域》，《会计研究》姜国华、饶品贵，第3期。2012：《货币政策、》，《经济研究》靳庆鲁、孔祥、侯青川，民营企业投资效率与公司期权价值第5期。2011：《商业信用：替代性融资，？》，《管理世界》陆正飞、杨德龙，还是买方市场第4期。2010：《货币政策、，饶品贵，融资决策及其经济后果研究》北京大学博士论文。
2011：《货币政策波动、》，《金融研究》饶品贵、姜国华，银行信贷与会计稳健性第3期。
2009：《商业信用与银行贷款的替代关系及其反周期性：年》，《财经研究》石晓军、李杰，第3期。2007：《货币政策能够影响贷款供给吗？》，《经济科学》索彦峰、范从来，第6期。
2000：《我国货币政策传导途径的实证研究》，《财经问题研究》王振山、王志强，第12期。2009：《银根紧缩与信贷资源配置》，《管理世界》叶康涛、祝继高，第1期。
2009：《货币政策、》，《管理世界》祝继高、陆正飞，企业成长与现金持有水平变化第3期。
2009：《分税制，，朱凯、俞伟峰，控制权性质与公司资本结构决策》上海财经大学、香港理工大学工作论文。
Allen，F．，J．Qian．，andM．J．Qian，2005，“Law，Finance，andEconomicGrowthinChina”，JournalofFinancialEconomics77：57—116．
Almeida，H．，andM．Campello，2007，“FinancialConstraints，AssetTangibility，andCorporateInvestment”，ReviewofFinancialStudies20：．
Ashcraft，A．B．，2006，“NewEvidenceontheLendingChannel”，Journalofmoney，Credit，andbanking38：751—775．2003，“BankDiscriminationinTransitionEconomies：Ideology，Information，orIncentives？”，JournalofBrandt，L．，andH．B．Li，ComparativeEconomics31：387—413．
Cull，R．，L．X．Xu，andT．Zhu，2006，“InformalInstitutionalArrangementsandEconomicGrowthinDevelopingCountries：The：Workingpaper．ManyFacesofTradeFinanceinChina”
Cunat，V．M．，2007，“TradeCredit：SuppliersasDebtCollectorsandInsuranceProviders”，ReviewofFinancialStudies20：491—527．
2003，“TradeCredit，FinancialIntermediaryDevelopment，andIndustryGrowth”，JournalofFinance58：Fisman，R．，andI．Love，353—374．
，“FinancialDevelopment，BankDiscriminationandTradeCredit”，JournalofBankingandFinance31：Ge，Y．，andJ．Qiu，0．
，“WhatDoaMillionObservationsonBanksSayabouttheTransmissionofMonetaryKashyap，A．K．，andJ．C．Stein，2000Policy？”，AmericanEconomicReview90：407—428．
Kashyap，A．K．，J．C．Stein，andD．W．Wilcox，1993，“MonetaryPolicyandCreditConditions：EvidencefromtheCompositionofExternalFinance”，AmericanEconomicReview83：78—98．
Kornai，J．，1998，“TheConceptoftheSoftBudgetConstraintSyndromeinEconomicTheory”，JournalofComparativeEconomics26：11—17．
Love，I．，L．A．Preve，andV．Sarria-Allende，2007，“TradeCreditandBankCredit：EvidencefromRecentFinancialCrises”，JournalofFinancialEconomics83：453—469．
，“SymposiumontheMonetaryTransmissionMechanism”，JournalofEconomicPerspectives9：3—10．Mishkin，F．S．，1995
Nilsen，J．H．，2002，“TradeCreditandtheBankLendingChannel”，JournalofMoney，Credit，andBanking34：226—253．，“MonetaryPolicyandCreditConditions：EvidencefromtheCompositionofExternalOliner，S．D．，andG．D．Rudebusch，1996
Finance：Comment”，AmericanEconomicReview86：300—309．
Petersen，M．A．，andR．G．Rajan，1997，“TradeCredit：TheoryandEvidence”，ReviewofFinancialStudies10：661—691．，“ATheoryofShortageinSocialistEconomiesBasedonthe‘SoftBudgetConstraint’”，AmericanEconomicReviewQian，Y．，5—156．
Romer，C．D．，andD．H．Romer，1990，“NewEvidenceontheMonetaryTransmissionMechanism”，BrookingpapersoneconomicactivityVol．1990，No．1：149—213．
，“CreditRationinginMarketswithImperfectInformation”，AmericanEconomicReview71：393—Stiglitz，J．，andA．Weiss，1981410．
（下转第150页）
PerformanceofOfficialsandthePromotionTournament
———EvidencefromChineseCitiesYaoYangandZhangMuyang
（PekingUniversity）
Abstract：Thispaperstudiestheroleofsubnationalleadersineconomicgrowthusingcity-leaderpairdatacollectedfroms18provincesfortheperiod．AuniquefeatureofChina’sinstitutionalarrangementsis241citiesinChina’
thatlocalleadersareoftenmovedfromonecitytoanother．Thisallowsustocompareleadersacrosscities．Wefindthatleadersmatterforlocaleconomicgrowth．Furtherexplorationshowsthatoursampledoesnotsufferfrombiasedattritionandourestimatesoftheleadereffectsarerobusttotransitoryshocksandarenotaffectedbynonrandommovesofleaders．Usingtheleaders’personaleffectsestimatedfromourtest，wefindthatmorecapableleadersaremorelikelytogetpromotedalthoughtheirchancesarenuancedbytheirages．Wealsofindthatlocaleconomicgrowthisnotagoodpredictorforpromotionafterleaders’personaleffectsarecontrolled．
KeyWords：LocalLeaders；EconomicPerformance；PromotionTournamentJELClassification：H11，M51，O53，P26
（责任编辑：成言）（校对：莹子）
（上接第82页）
TheImpactofMonetaryPolicyontheRelationship
betweenBankLoansandBusinessCredits
RaoPinguiandJiangGuohua
（ManagementSchool，JinanUniversity；GuanghuaSchoolofManagement，PekingUniversity）
Abstract：Consideringfirmownershiptype，thispaperinvestigateshowChinesemonetarypolicyinfluencestherelationshipbetweenbankloanandbusinesscreditandprovidesmicroevidenceonChinesemonetarypolicy'scredittransmissionmechanism．Usingmonetarypolicycontractiondummyvariableandbankers'confidenceindex，wefindtheimpactofmonetarypoliciesonfirmborrowingisstrongerfornon-statefirms，via-a-visforstatefirms．Duringmonetarypolicycontractionphase，non-statefirmsaremorelikelytoobtainnetbusinesscreditasalternativefinancing．EvidencesinthispaperindicatemonetarypolicycredittransmissionmechanismonamicrolevelexistsinChina，anditalsoenrichesresearchonmacroeconomicpoliciesandfirmbehaviors．Understandingmonetarypolicytransmissionmechanismshouldhelppolicy-makersfindmoreappropriatemonetarypolicyintermediatetarget，soastobetteradjusteconomicdevelopment．KeyWords：MonetaryPolicies；CreditTransmissionMechanism；BankLoan；BusinessCredit；OwnershipJELClassification：E42，E52，G21，G32
（责任编辑：晓
喻）（校对：晓鸥）
货币政策对银行信贷与商业信用互动关系影响研究 饶品贵 姜国华 * 内容提要：本文结合企业产权性质，研究货币政策变化对银行信贷与商业信用互动关以提供我国货币政策信贷传导机制的微观证据。基于我国特定货币政策环境系的影响， 定义的货币政策紧缩年度虚拟变量和…
货币政策对银行信贷与商业信用互动关系影响研究 饶品贵 姜国华 * 内容提要：本文结合企业产权性质，研究货币政策变化对银行信贷与商业信用互动关以提供我国货币政策信贷传导机制的微观证据。基于我国特定货币政策环境系的影响， 定义的货币政策紧缩年度虚拟变量和…
货币政策对银行信贷与商业信用互动关系影响研究 饶品贵 姜国华 * 内容提要：本文结合企业产权性质，研究货币政策变化对银行信贷与商业信用互动关以提供我国货币政策信贷传导机制的微观证据。基于我国特定货币政策环境系的影响， 定义的货币政策紧缩年度虚拟变量和…
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