上市企业杠杆率水平与货币政策中介目标选择

巴曙松

中南财经政法大学 金融学院，湖北 武汉 430073

中国银行业协会，北京 100033

秦 怡

中南财经政法大学 金融学院，湖北 武汉 430073

一、引言

2019年中央经济会议明确提出“中国金融体系总体健康、具备化解各类风险的能力”，意味着金融企业去杠杆进程的基本结束，而非金融企业杠杆率变化仍值得关注。本文认为中国企业(1)如无特别说明，本文中企业杠杆率均指非金融企业杠杆率。本文以上市企业作为样本，因此研究结论仅聚焦于上市企业。杠杆率水平变化的过程大致分为两个阶段，即杠杆率“越去越高”阶段和杠杆率高位企稳的阶段，下文分别统称为阶段一(2011～2015年)和阶段二(2016至今)。

但是，企业杠杆率企稳不代表杠杆率问题不再受重视。国有企业和头部民企占据大量流动性资源，以政绩为导向的地方政府甚至默许企业的铺张投资行为，这对民营中小微企业融资形成挤压，出现的流动性分层问题可能会加重中小微企业的财务负担。这与国企、民企“杠杆率分化”现象(钟宁桦等，2016[1]；张晓晶等，2018[2])和“杠杆率悖论”(宋国青，2014[3]；刘晓光和张杰平，2016[4]；王韧和李志伟，2019[5])有着内在一致性。

中国“十三五”规划要求货币政策调控框架转型，从数量型转向价格型，核心是中介目标由货币供应量到利率的转换和调控工具的灵活丰富以及配套制度的建立健全。本文认为在数量型调控下，中央银行采用数量型降杠杆方式、“一刀切”政策、窗口指导和信用配给可能会扭曲资源配置的效率，加剧前述的流动性分层，加之经济下行压力加大，从而导致“杠杆率悖论”的出现。本文拟从货币供应量和杠杆率的关系入手，说明锚定货币供应量进行调控可能缺乏效率。反之，在调控框架转型过程中更多锚定利率进行市场化、价格型的调控可能更占优。本文认为企业杠杆率水平和货币政策中介目标之间可能存在联系，后者通过货币政策传导效率来影响前者。因此，本文以2011～2018年1278家沪深两市A股非金融上市公司为研究样本，探究上市非金融企业杠杆率水平与货币政策中介目标之间存在的联系。

本文可能的存在的边际贡献在于：一是建立了上市企业杠杆和货币政策中介目标之间的联系，说明了在当前货币政策调控框架转型中，选取货币市场基准利率作为中介目标的必要性。由于鲜有文献建立了企业杠杆和货币政策中介目标之间的联系，因此本文同时丰富了杠杆率和货币政策方面的文献。二是本文在机制检验的过程中，提出了企业间所有制性质差异可能是该联系存在的证据，丰富了企业产权性质和竞争中性方面的相关文献，为企业混合所有制改革的合理性提供又一佐证。

二、文献回顾

(一)货币政策中介目标选择的历史逻辑

1984年中国工商银行从央行的分设标志中国二级中央银行体制初步建立。此前货币政策直接配置资源，囿于“大财政，小银行”和专有银行向中央银行透支的特点，中国货币政策的中介目标是国家银行的货款限额，各层次的货币供应量仅是一种监测指标(吴晓灵，1992[6])。陈元(1992)[7]认为中国中央银行也把货币供应量也作为货币政策的中介目标，意指短期内应更多关注M1。事实上，这两个指标是一个事物的两个面，既有联系，也有区别(周骏，2010[8])。中央银行于1998年取消信贷规模控制，货币供应量作为货币政策的中介目标正式登上历史舞台。而关于货币供应量的有效性，则众说纷纭。货币供应量的变化长期对实际经济没有系统性影响，但对物价会产生永久性影响(刘斌，2002[9])。中央银行选择中介目标更多关注其名义锚功能，但货币供应量可能严重干扰了舆论判断和公众预期，因此，“货币供应量不宜再作为中介目标”(夏斌和廖强，2001[10])。

但货币供应量的局限性并不能否认其作为中介目标的重要性，货币供应量增长率变化不仅对物价水平变化有着明显影响，还与经济的一些实际变量相关(盛松成和吴培新，2008[11])。只要能创造出与中介目标功能相适应的相应货币控制机制，货币供应量作为中介目标便具有合理性(范从来，2004[12])。但上一轮国际金融危机后，以平衡“货币供给=货币需求”等式为手段、平衡“总供给=总需求”等式为目的的货币政策调控受到这一时期影子银行、金融创新以及金融监管当局监管竞次影响，其有效性受到质疑。因为经济主体的货币需求函数趋于复杂化，且货币需求函数的变化难以被观测，所以以货币供应量作为中介目标的的传统货币调控逐渐失效。2018年，中国取消公布广义货币量目标。

(二) 货币供应量与企业杠杆率

在阶段一，宏观流动性格局发生了较大变化，预期通胀导致央行被动地和主动地收紧货币。李扬(2015)[13]研究表明该时期企业杠杆率有高企倾向。在该阶段，中央银行于2015年放开存款利率。由于存在事实上的利率双轨制(徐忠，2018[14])，基准利率的价格信号作用并未充分体现，中央银行仍锚定货币供应量。由于经济结构的缓慢变化难以观测或观测周期较长，当货币条件发生变化时，某些隐含变量可能并不随之调整，或者随之反向调整，这与货币供给理论的核心(即货币是否中性)相一致：货币政策长期中性，中短期有效(lucas，1972[15]；Galí，2002[16])。于此同时，杠杆率却“越降越高”。直观地理解，以货币供应量作为中介目标的政策调控可能适得其反地推高了杠杆率。

从理论层面讲，可能存在如下几点关联。第一，广义货币供给可测性不足，通过收缩货币的方式来收缩信用，结果可能适得其反。流动性的大范围收缩导致市场竞争主体不得不求助于商业信用等非银行信用，反而间接抬高了市场融资利率。银行可能出现囤积流动性的现象(牛慕鸿等，2017[17])，企业融资和偿债成本增加，为防止破产不得不借新偿旧，从而导致资产负债率攀升。商业竞争非中性、所有制歧视和地方政府“竞标赛”(周黎安，2007[18]；聂辉华等，2012[19]；纪敏等，2017[20])则放大了这一影响。第二，广义货币供给可控性降低。基础货币通常由中央银行直接投放，可控性较强，但中央银行对货币乘数的控制局限于法定准备金部分，当准备金率不常变动时，货币乘数取决于利率(周骏，2010)。但利率内生于经济体系，这一阶段央行提高利率的边际效应可能并不明显，从而货币乘数成为一个不稳定且内生于经济的变量。货币供给可控性降低的直接结果是中央银行对总需求的调节能力下降，且由于货币政策时滞的存在，总需求(进而融资需求)调整缓慢，反而出现逆周期现象，杠杆率自然攀升。第三，相关性减弱。广义货币量作为中介目标的核心在于其与实际经济指标的相关性，这是实现最终目标的基础。广义货币和实际经济指标的相关性减弱，与产出的长期稳定关系被破坏(王曦和金钊，2019[21])，名义经济变量价格水平的变化是综合现象，不存在费雪方程描述的对应关系(徐忠，2017[22])。传统货币政策中介目标和工具难以适应这一时期包含“调结构”在内的的经济目标多元化。中央银行为“稳增长，保就业”投放的货币在金融系统空转，银行理财、非标债权、名股实债、委托贷款、信托贷款等“大行其道”、“自我滋生”，染指实体经济，导致杠杆率高企。

(三) 利率与企业杠杆率

数量型调控的核心中介目标选取是货币供应量，但中国货币数量调控的有效性因金融市场的快速发展与金融工具创新带来的金融脱媒显得日益不足(徐忠，2017)，存在信用配给的情况下，会扭曲资源配置，因此，价格型调控更具有优势，强化价格型调控必要性和迫切性趋于上升(张晓慧，2015[23])。因此，为适应经济高质量发展的需要，深入推进金融供给侧结构性改革，以货币供应量为中介目标的由数量调控框架应转向价格调控为主的市场化调控(徐忠，2018)。作为资金的价格，利率在货币政策传导机制中起到以市场化方式配置金融资源的重要作用，作为中介目标，利率则成为“价格调控”的核心。以利率为中介目标的价格型货币政策调控依赖于利率市场化、发达的金融市场和微观主体基础。中国货币政策最终目标的多维度要求中央银行执行货币政策以“稳物价，保增长”时还须考虑其“调结构，维稳定，促改革”的职能，因此，中国人民银行在进行货币政策操作时不仅顾及到总量，还深入推进金融体系改革。也因此，当前中国金融市场不断纵深拓展，持续推进利率市场化改革，以满足价格型调控的需要。

考察杠杆率的内部结构，存在的怪诞现象有二：一是2016年前规模以上工企业杠杆率下降的同时，非金融企业部门杠杆快速上升(纪敏等，2017)；二是规模以上工企业中民营企业部分出现了显著地去杠杆，国有企业杠杆延续上升趋势(钟柠桦等，2016)，出现杠杆率“剪刀差”。但2016年后杠杆率总体开始走低，并保持稳定状态。根据纪敏等(2017)杠杆率公式——微观杠杆率=宏观杠杆率*资产负债率，合理解释应是企业效益得到改善或融资约束改善。“十三五”规划中明确提出加快推进利率市场化进程，促进货币政策调控政策框架由数量型转向价格型，2016年中央银行将差别动态准备金制度上升至宏观审慎政策。不同于“一刀切”的数量政策，在价格型框架下，央行更少关注总量目标，更多采用结构性工具和审慎型工具(如杠杆率、存贷比、流动性比率)进行流动性调控和约束商业银行行为，通过变动货币市场利率间接影响市场利率，调动如定向降准等工具进行流动性的“精准滴灌”，建立“三档两优”制度赋能普惠金融和绿色金融，充分调动经济主体活力，改善经济“三期叠加”下的融资约束，提高企业效益。实证研究表明，央行R007和 MLF 利率两个操作利率品种对中枢利率——国债利率和贷款利率的传导效应总体增强(徐忠，2018)。利率传导渠道畅通，中央银行利率调控能力增强，对增强微观经济主体敏感度、充分响应宏观政策变化和利用价格工具调节企业杠杆意义重大。

本文在回顾相关文献和进行理论关系探讨后，发现当前探讨货币政策中介目标合理性的文献较多，研究杠杆率与经济增长、风险和经济衰退的文章不少，但将二者联系起来的文献鲜有。因此，本文借助“杠杆率悖论”这一概念，在前人研究的基础上，进行货币政策中介目标和上市企业杠杆率水平的关系探讨，拟建立二者的联系。

三、理论框架与研究假说

(一)杠杆率与货币供应量

关于杠杆率的定义，根据宏观或微观而有别，又因研究目的而有异，本文杠杆率为非金融企业杠杆率，用公式表述为：

lev=D/GDP

(1)

由于本文研究目的是探究不同的中介目标(进而不同的传导机制)选取对杠杆率的影响，因此首先定义：

lev(M)=D(M)/GDP(M)

(2)

其中，lev表示企业杠杆率；D=D(M)表示负债；GDP=GDP(M)表示国内生产总值；M表示广义货币供应量。当货币政策中介目标选取为货币供应量时，由于存在信息不对称和信贷配给，中央银行通过影响企业信贷可得程度来影响投资和最终目标。因此，考虑到货币政策的信贷传导渠道，企业杠杆率lev=lev(M)。货币供应量作为中介目标的原因其一是它与经济变量间的相关性，因此GDP=GDP(M)。

假设lev(M)关于M连续，对式(2)中lev(M)关于M进行求导：

(3)

化简(3)式，导出：

(4)

其中，式(4)中(dD/D)/(dM/M)为企业负债关于货币供应量变动的弹性(敏感度)；(dGDP/GDP)/(dM/M)为总收入关于货币供应量变动的弹性(敏感度)：

(5)

假说1a：广义货币供应量作为中介目标降低了货币政策传导效率，推高了杠杆率。

假说1b：广义货币供应量作为中介目标提高了货币政策传导效率，拉低了杠杆率。

假说1c：广义货币供应量作为中介目标对杠杆率的影响不显著。

(二) 杠杆率与利率

货币供应量和利率是一个事物的两个面(周骏,2010)，紧密联系，相互作用，因此利率R=R(M)，式(2)可改写为：

lev[M(R)]=D[M(R)]/GDP[M(R)]

(6)

在论证杠杆率和利率关系之前，本文作下述说明。

1. dGDP/dR<0。根据凯恩斯总需求理论，总收入是消费、投资、政府购买和净出口四大需求的总和，且投资需求和利率呈反向变动。为简化分析，本文假定除投资需求以外的其他需求均外生于经济，故dGDP/dR<0。

2. dM/dR<0。正常情况下，中央银行在货币市场上投放或回收流动性，调整基准利率，传导至债券市场的短长期债券，进而影响商业银行成本与收益，再传导至市场利率。基础货币增加或减少扩大了货币供应量，利率则降低或提高。

3. dGDP/dM>0或<0。货币当局选择利率作为中介目标的重要原因是，货币供应量与经济增长的长期稳定关系减弱，因此变动方向不确定.

4. dD/dM>0。正常情况下，当中央银行选择利率作为中介目标时，意味着货币当局调节信用(进而货币)的能力较强，该情况下货币和信用应同向变动，因此dD/dM>0。

假设lev[M(R)]关于R连续，对(2)式中lev[M(R)]关于R进行求导：

(7)

化简式(3)，导出：

(8)

其中，式(4)中(dD/D)/(dM/M)为企业负债关于货币供应量变动的弹性(敏感度)；(dGDP/GDP)/(dM/M)为总收入关于货币供应量变动的弹性(敏感度)：

(9)

如果假定短期内负债的货币弹性、总收入的货币弹性和利率的货币弹性保持不变，则式(9)表明，当负债的货币弹性小于总收入的货币弹性，且利率的货币弹性小于0时(3)因为dM/dR<0，不难看出利率的货币弹性是小于0的。，lev(M)的一阶导数大于零，且不难证明二阶导数也大于零(4)证明方式与上页脚注相同。。这表明企业杠杆率随利率正向变动，且变动速度越来越快。若负债的货币弹性小于总收入的货币弹性，当中央银行降低利率货币供应量时，杠杆率下降，且下降速度较快，反之则反是。式(9)也意味着杠杆率存在最大值，也即当货币的负债弹性等于总收入的货币弹性时，企业杠杆率达到最大值。2016年后，中央银行货币政策调控框架转型过程中，更少关注总量指标，更多看重价格指标，并保持流动性合理充裕，利用结构性和审慎型工具进行调控，采用“精准滴灌”的方式引导资金流向重点领域和薄弱环节(徐忠，2018)，企业效益的改善逐步化解了杠杆率“越去越高”窘境。尽管当前中国企业杠杆率仍在高位区间运行，但和欧美主要发达国家相比，不存在显著的系统性风险。

与现有文献中讨论杠杆率与经济增长(或波动)的关系(如王桂虎，2016[24]；马勇和陈雨露，2017[25]；刘晓光和张杰平，2016)、杠杆率与风险之间的关系等(如马建堂等，2016[26])不同，本文理论框架建立杠杆率和货币政策中介目标之间的联系，这对处置残留杠杆问题和货币政策调控框架转型具有启示作用。但也存在不足，如一些假定的设定(5)但也合乎现实与情理。和只能解释2011年后杠杆率的变化等，均供未来的研究进行探讨。因此，为研究广义货币供应量对杠杆率的影响，本文提出以下假设：

假说2a：利率作为中介目标降低了货币政策传导效率，推高了杠杆率。

假说2b：利率作为中介目标提高了货币政策传导效率，拉低了杠杆率。

假说2c：利率作为中介目标对杠杆率影响不显著。

(三) 杠杆率与货币供应量、利率

考虑到中国正处于货币政策调控框架的转型期，货币当局通常不只关注某一单一中介目标。因此式(2)可改写为：

(10)

对式(10)分别关于M、R求一阶偏导数，得到式(11)和式(12):

(11)

(12)

(13)

由式(13)可知，若假定短期内负债的利率弹性和总收入的利率弹性保持不变，负债的利率弹性大于总收入的利率弹性，一阶导数小于零，且不难证明二阶导数也小于零，表明企业杠杆率随利率正向变动，但变动速度越来越慢。反之则反是。

因此，为研究两者合力对杠杆率的影响，本文提出以下假设：

假说3a：广义货币供应量和利率降低了货币政策传导效率，推高了杠杆率。

假说3b：广义货币供应量和利率提高了货币政策传导效率，拉低了杠杆率。

假说3c：广义货币供应量和利率作为中介目标对杠杆率影响不显著。

下文将围绕以上理论框架中变量间可能存在的关系，使用计量模型对上述假说进行检验。

四、计量模型与数据选择

(一) 模型构建

基于本文研究目的，本文设定基准固定效应模型如下：

levit=c+α1Mt+γXit+δZit+Γi+γt+εit

(14)

levit=c+α1Mt+β1Rt+γXit+δZit+Γi+γt+εit

(15)

考虑到中介目标对杠杆率的可能非线性影响以及货币政策调控框架转型中，央行更加频繁地采用价格和数量调控相结合的方式，本文在式(14)的基础上引入货币供应量和利率的交互项，以检验假说3：

levit=c+α1Mt+β1Rt+μ1Mt×Rt+γXit+δZit+Γi+γt+εit

(16)

其中，levit表示第i公司在第t期的杠杆率(6)为防止回归系数过小，实际回归时对杠杆率做乘以1000的处理。，定义为Dit/GDPt，表示第i公司在第t期的借款总额，GDPt表示第t期的国内生产总值；Mt、Rt为本文核心解释变量，表示第t时的广义货币供应量M2的增速和货币市场基准利率(以一年期Shibor作为代理变量)；Γi是第i个公司的个体效应；γt是第t期的时间效应；εit表示第i公司t期的误差项；Xit表示微观控制变量；Zit表示宏观控制变量。由于被解释变量(levit)既有微观因素，又有宏观成分，因此，为减轻潜在的内生性问题，须考虑微观和宏观两个层面的代表指标对杠杆率的影响。

1. 微观控制变量的选择。(1)公司规模(lnsizeit)，选取总资产的自然对数来度量。(2)负债(7)为防止回归系数过小，实际回归时对负债做乘以10000000的处理。(Dit)，选取公司借款总额来度量。理论上讲，其他条件不变的情况下，该指标对杠杆率的影响为正。(3)盈利能力(ROAit)。公司的总资产回报率(ROA)是关于公司资产盈利能力的指标，也是金融机构提供融资必然看重的指标之一，因此对负债存在影响。一般ROA越高说明公司盈利能力越强，越有可能获得贷款。(4)所有制归属(SOEit)。若第i家上市公司在第t期属于国有企业，SOEit=1；否则，SOEit=0。不少研究(马骏和王红林，2014[27]；纪洋等，2016[28])表明中国的非国有企业在融资中存在所有制歧视，因此设置所有制归属的虚拟变量以控制影响。

2. 宏观控制变量的选择。(1)经济增长状况(lngdpt)，选取实际国内生产总值的自然对数进行衡量。(2)消费者信心指数(CCIt)。消费者信心指数反应了消费者对未来经济走势的情况、对市场的情绪以及对自身收入的预期状况。(3)经济结构(ctri2t,ctri3t)，选取第二产业产值占经济总产值的比重和第三产业产值占经济总产值的比重。经济增长动能转换和经济结构调整通常会伴随经济阵痛，可能会导致经济增长以更快的速度下行，引发杠杆率的升高。(4)直接融资(S,B)，选取股票市场境内上市公司总市值占名义GDP的比重(s)和债券市场每年度年底总市值占名义GDP的比重(b)的来度量。资本市场的发展会导致直接融资对间接融资的替代效应，对杠杆率可能会存在负向效应。

(二) 数据选择及描述性统计

本文被解释变量、解释变量以及控制变量均来自Wind数据库。数据处理方面，通过剔除异常值和缺失值，并删去金融类企业，最终选定1278家沪深两市A股非金融上市公司作为研究样本。样本覆盖跨度为2011～2018年，年度数据则采用上式公司年报数据，月度数据通过算术平均转化为年度数据。表1为样本的描述性统计结果。描述性统计结果显示杠杆率、负债的波动起伏较大，利率和货币增速波动较小。但描述性统计结果难以表征数据背后的信息与逻辑，下文拟使用计量方法探究上市企业杠杆率变化与货币政策中介目标之间的联系。

表1 主要回归变量描述性统计

五、实证分析

(一) 货币供应量对杠杆率的影响

表2表示货币供应量对杠杆率的影响分析。本文在模型中放入杠杆率和货币供应量增速的交叉项，以考察货币供应量对杠杆率的非线性影响。在固定效应基准模型中，不存在控制变量时，货币供应量增速的系数α1为负(但不显著)；在模型中加入一系列控制变量后，α1的估计系数显著为正；但在模型中放入杠杆率和货币供应量增速的交互项后，α1的估计系数在1%的显著性水平下显著为负，支持“杠杆率悖论”的经济现实，同时与理论框架分析中所提假说1a吻合：广义货币供应量作为中介目标降低了货币政策传导效率，推高了杠杆率。在对比回归(3)中，结果不具备可比性：一是由于剔除了诸多不显著的控制变量；二是在除对比回归(3)以外的固定效应模型中，股市值占比(S)的估计系数均不显著，有理由怀疑对比回归(3)系数的可信度。由于本文中lev数值较小，所以在纳入杠杆率和货币供应量增速的交叉项后，货币供应量增速的“合成”系数仍然为负，回归结果支持了假说1a。另外，值得注意的是S的估计系数几乎均不显著，这说明股票市场并未发挥对间接融资的替代作用，客观说明“大力发展多层次资本市场，提高直接融资比重”的必要性。

表2 货币供应量对杠杆率的影响分析

续表2

ROA-0.001***(0.000)0.001***(0.000)0.001***(0.000)D0.0010***(0.000)0.001***(0.000)0.001***(0.000)-0.001***(0.000)SOE-0.007***(.003)-0.001**(0.000)-0.007**(0.003)CCI0.001***(0.001)0.001***(0.000)0.001***(0.000)0.0001***(0.000)Ctri2-1.528***(0.255)-1.051***(0.108)-1.504***(0.255)1.169***(0.119)Ctri3-1.810***(0.221)-1.180***(0.112)-1.796***(0.222)1.326***(0.125)S0.001(0.001)0.001(0.000)0.001(0.001)-0.001**(0.000)B0.014*(0.007)0.016***(0.002)0.016*(0.008)-0.022***(0.002)Cons0.088***(0.008)1.086***(0.207)0.990***(0.100)0.063***(0.016)0.990***(0.203)-0.996***(0.099)个体效应是是是是是是年份效应是是是是是是观测数102241022410224102241022410224公司数127812781278127812781278

注：表中*、**、***分别表示变量在10%、5%和1%的显著性水平下显著；括号内为标准误差

(二) 利率对杠杆率的影响

表3表示利率对杠杆率的影响分析。结果表明，对于货币市场利率的回归系数，除基准回归(1)和对比回归(2)以外的估计系数β1均为正，说明利率的提高会造成杠杆率的上升，利率的降低会导致杠杆率下降，这支持本文的假说2b：利率作为中介目标提高了货币政策传导效率，拉低了杠杆率。在货币政策调控框架转型中，与“一刀切”的、直接的、数量化的政策不同，货币政策更注重“精准滴灌”的、间接的、市场化的调控。这与经济直觉相符，以调节利率为主的市场化手段可以优化资源配置，加强调控的效率。这客观上反映中国的利率传导机制效率有所改善。

表3 利率对杠杆率的影响分析(8)不放入R×lev的交互项主要是因为当前中国的中介目标仍是货币供应量，故只在模型分析中扣除货币供应量的非线性影响。(9)字数原因，故省略掉控制变量回归结果(下同)。若需结果，可向作者索取。

续表3

M×lev4.249***(0.062)4.249***(0.062)Cons0. 084***(0.008)1.276***(0.196)1.081***(0.105)0.066***(0.014)1.687***(0.203)-0.996***(0.120)个体效应是是是是是是年份效应是是是是是是观测数102241022410224102241022410224公司数127812781278127812781278

注：表中*、**、***分别表示变量在10%、5%和1%的显著性水平下显著。

(三)货币供应量和利率对杠杆率的影响

表4代表货币供应量和利率对杠杆率的影响。根据理论框架及前述分析结果，在本文考察的时间区间内，货币供应量和利率对杠杆率的影响为相反的方向，因此，理论上而言两者对杠杆率的作用方向不确定。由于以上稳健性回归的结果和基准回归的结果相差甚远，本文认为，若同时选用广义货币供应量和利率作为中介目标，二者对杠杆率作用的方向不确定，这可能取决于中央银行的独立性、偏好和货币政策时滞等因素。尽管表4结果不能支持假说3a或3b，但至少拒绝了假说3c：广义货币供应量和利率作为中介目标对杠杆率影响不显著。

表4 货币供应量和利率对杠杆率的影响

注：表中*、**、***分别表示变量在10%、5%和1%的显著性水平下显著

(四)进一步分析：机制检验

前文报告了研究结果且相应的假说得到支持，为进一步考虑并检验导致上述结果出现的路径，本文提出可能存在的机制是所有权差异性质。在原模型的基础之上，将货币供应量增速和所有权性质虚拟变量的交互项(M×SOE)纳入原模型，基准模型修改为：

levit=c+α1Mt+α1Mt×SOEit+γXit+δZit+Γi+γt+εit

(17)

当且仅当货币供应量增速和所有权性质虚拟变量的交互项系数小于0时，所有权性质差异这一影响机制得证。同样也可以引入利率和所有权性质虚拟变量的交互项(R×SOE)，当且仅当货币供应量增速和所有权性质虚拟变量的交互项系数大于0时，所有权性质差异这一影响机制得证。

表5 所有权差异的机制检验

注：表中*、**、***分别表示变量在10%、5%和1%的显著性水平下显著

综合固定效应模型(基准)和固定效应模型(对比)的第(1)和第(3)列来看，货币供应量增速和所有权性质虚拟变量的交互项系数小于0，所有权性质差异这一影响机制得证(表5)。综合固定效应模型(基准)和固定效应模型(对比)的第(2)和第(3)列来看，利率和所有权性质虚拟变量的交互项系数大于0，认为上述影响机制得证。在机制验证回归中，除固定效应模型(基准)第(3)列的利率系数以外，核心解释变量的系数正负与上文吻合，客观上说明该机制检验的合理性。

国有企业的存在(或所有权性质差异)强化了杠杆率背离现象或“杠杆率悖论”。当货币当局锚定货币供应量时，若出现经济过热(如M2增长过快)的情况，货币当局可能会立即回收流动性，从而导致市场上的货币不足，但前期宽信用仍存在余热。由于企业迫切获得资金，但在信用配给的情况下，银行等金融机构会选择优先满足国有企业，非国有企业被挤到非正规融资市场，通过扭曲的方式获得资金不仅会增加银行坏账率，反而更会激化企业的道德风险，从而刺激杠杆率持续上升，而所有制差异便是“加速因子”。同样的分析适用于当货币当局锚定利率时，若利率和所有权性质虚拟变量的交互项(R×SOE)系数大于0，则认为国有企业的存在阻碍了货币政策降杠杆的效率。对数形式回归结果亦成立。

(五) 稳健性检验

计量模型回归中，变量间互为因果、选择偏误、随时间变化的企业区域和行业特征以及异常值的存在可能会导致结果存在偏误，因此为保证结果的可靠程度，本文拟进行如下几方面的稳健性检验。

1. 解释变量滞后一期。尽管本文的解释变量为宏观变量，但由于本文的被解释变量中亦存在宏观变量，为排除互为因果的关系，因此考虑将本文的解释变量滞后一期放入基本方程，以检验结果的稳健性。本文发现，将解释变量置换为一阶滞后变量后，结果依然稳健。

2. 倾向得分匹配法(PSM)。根据所有制性质，非金融企业可以分为国有企业和非国有企业，为增加结果的可信度，将国有企业作为处理组，非国有企业作为对照组，采用倾向得分匹配的方法来降低样本自选择可能造成的偏误。先筛选个体特征与国有企业相近的非国有企业，再将处理组和对照组放入基准模型，结果表明本文主要结论仍然成立。

3. 样本异常值处理。上文实证分析部分剔除了缺失值，本节拟对潜在样本异常值进行处理，消除或减轻样本异常值对实证结果的影响。处理异常值的典型方法有缩尾处理(Winsorize):分别将样本前1%、后1%的数值置换为1%分位数值、99%分位数值。经检验，主要结论仍然成立。

六、结论与政策启示

本文借助“杠杆率悖论”的概念，选取2011～2018年1278家沪深两市A股非金融上市公司作为研究样本，以探究上市企业杠杆率和货币政策中介目标之间的关联，通过模型设计和机制解释，得到两点结论。第一，在广义货币供应量增速惯性下行时，继续采用货币供应量作为中介目标，会导致杠杆率向相反的方向变化。以货币供应量作为中介目标进行宏观调控可能会引发数量扭曲，进而诱发价格扭曲，一味以货币供应量的高低来判定流动性是否过剩将导致杠杆率向反方向变动；若同时选用广义货币供应量和利率作为中介目标，二者对杠杆率作用的方向不确定，但货币市场利率与杠杆率呈同向变化，货币当局选用货币市场利率作为中介目标在当前经济高质量发展的背景显得更有效率，更利于企业降杠杆；企业所有制性质差异可能是该联系存在的证据。第二，国有企业的存在(或所有权性质差异)强化了杠杆率背离现象或“杠杆率悖论”。当货币当局锚定货币供应量时，若出现经济过热(如M2增长过快)的情况，货币当局可能会立即回收流动性，从而导致市场上的货币不足，但前期宽信用仍存在余热。企业迫切获得资金，但在信用配给的情况下，银行等金融机构会选择优先满足国有企业，非国有企业被挤到非正规融资市场(纪洋等,2016)。通过扭曲的方式获得资金不仅会增加银行坏账率，反而更会激化企业的道德风险，从而刺激杠杆率持续上升，而所有制差异便是“加速因子”。

基于以上结论，本文提出如下政策启示。第一，鉴于企业杠杆和货币政策中介目标之间存在如上关系，处置当前“剩余”杠杆率的问题不宜给予货币供应量更多的关注，相反应该淡化数量目标。但货币供应量仍具参考价值和信号作用，并不意味着未来中央银行应当立即放弃货币供应量作为中介目标，而应逐步降低对数量目标的关注程度，并且结合社会融资规模来综合判研当前的货币供应状况。第二，坚持当前货币政策调控转型框架，更多关心价格目标，疏通货币政策信号渠道，完成中介目标由数量型向价格型的转换。“双轨利率”是当前货币政策中介目标难以即刻转向利率的“绊脚石”，应持续推进LPR改革来降低对“基准轨”的路径依赖，通过双方自行商议和随行就市的方式来降低市场融资成本。企业财务成本降低，经营环境改善，企业“借旧偿新”的压力减小，这对降低企业杠杆具有重要意义。第三，“改革是化解风险的唯一出路”，通过深化经济体制体制改革，尤其是国有企业和民营企业的交叉持股，能够推进混合所有制改革，缓解流动性分层问题。未来通过货币政策拉动经济增长来做大分母的方式可能效果会不显著，因此中央政府应综合施策，减税降费，结合财政政策和相应的文化、制度以及教育等方面的长效机制来创造经济增长新动能。