高智賢，李 成，劉生福

一、引 言

“貨幣政策立場”辭措由來已久，但之前多為新聞媒體所熟稔，隨著2008年全球金融危機的爆發(fā)，貨幣政策立場才逐漸進入學(xué)者的視野。金融機構(gòu)的順周期性和系統(tǒng)重要性銀行的“大而不倒”被指責為本輪危機的禍根。因此，立足宏觀審慎視角，貨幣當局不僅應(yīng)堅持逆周期調(diào)控原則，從時間維度降低系統(tǒng)性風險的積累；而且需緊扣差異化監(jiān)管需求，從空間維度減小系統(tǒng)性風險的失衡。作為傳達中央銀行調(diào)控意圖的關(guān)鍵變量，貨幣政策立場對商業(yè)銀行的親周期性與“大而不倒”特征起到了抑制減弱的效果，還是發(fā)揮了推波助瀾的作用呢？如果是前者，能否將其與宏觀審慎工具相配合以實現(xiàn)金融穩(wěn)定的目標？若是后者，又能否通過妥善運用宏觀審慎工具來消餌此類潛在風險？這些關(guān)鍵問題的回答，對于政策制定與理論研究都意義深遠。

國內(nèi)外學(xué)者對貨幣政策立場的研究主要集中于以下三方面。

第一，從信息經(jīng)濟學(xué)視角切入，剖釋貨幣政策立場的內(nèi)涵與重要性。Fung和 Yuan［1］、索彥峰和范從來［2］均指出貨幣政策立場是相對產(chǎn)出增長和價格穩(wěn)定目標，貨幣政策是寬松還是緊縮的數(shù)量化衡量，其本質(zhì)是貨幣當局披露的信息。貨幣政策立場信息在政府的調(diào)控計劃與企業(yè)的經(jīng)營決策中舉足輕重［3］。正如斯蒂格利茨所指出的，現(xiàn)代經(jīng)濟中，信息而不是現(xiàn)金才是大部分交易所需的，信息儼然成為了貨幣經(jīng)濟的核心［4］。然而，早期經(jīng)濟學(xué)家通常把關(guān)于信息的討論安排在腳注中，他們認為將交易成本、不完美信息等諸如此類的因素考慮在內(nèi)只會使問題復(fù)雜化而不會給人以啟示。隨著信息經(jīng)濟學(xué)的日臻成熟，經(jīng)濟學(xué)家對信息的厭惡情緒有所彌散，但這貌似僅限于微觀經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域，大多宏觀經(jīng)濟學(xué)家對信息仍抱有敬而遠之的態(tài)度，尤其在貨幣政策的研究中，更是如此。

第二，從貨幣政策框架著手，探索貨幣政策立場的科學(xué)量化。貨幣政策立場的測度方法一般分為三類：（1）敘事描述法。這一方法最早由Friedman和Schwartz［5］提出，后經(jīng) Romer和 Romer［6］發(fā)展，強調(diào)依據(jù)中央銀行記錄的會議文件，判讀貨幣政策的松緊態(tài)勢，并利用虛擬變量直接定義貨幣政策緊縮年度。其不足在于：一是主觀性過強，難免有失偏頗；二是沒有區(qū)別內(nèi)生成分與外生成分；三是信息量有限，無法具體量化政策寬松或緊縮的力度。（2）指標測度法。該方法通過對貨幣政策指標進行濾波處理，分離內(nèi)生成分與偏差成分，其中，內(nèi)生成分代表正常的經(jīng)濟形勢與合理的目標訴求下，中央銀行應(yīng)向經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)生供給的貨幣增量，而偏差成分則被視為外生的貨幣供給，用于體現(xiàn)貨幣政策立場［7］。指標測度法的不足在于其分解過程會受到指標選擇、濾波方法等因素的影響，導(dǎo)致識別結(jié)果缺乏一致性與穩(wěn)健性［8］。特別是指標選擇時，學(xué)者意見更是莫衷一是。部分學(xué)者認為應(yīng)選用中介目標［9］，但中介目標不僅受到中央銀行“政策因素”的控制，還受到經(jīng)濟走勢“市場因素”的影響［10］。因此，采用中介目標量化貨幣政策立場很可能是有偏差的。也有部分學(xué)者建議選用操作目標［11］，但我國的貨幣政策操作目標并不明確。有些研究表明我國貨幣政策操作目標是單一的［12］，有些研究則指出我國貨幣政策操作目標是多重的［13］。這一問題使得運用操作目標衡量貨幣政策立場并不現(xiàn)實。（3）“新息”測度法。此法基于VAR模型的格蘭杰因果檢驗與方差分解技術(shù)，在驗證貨幣政策操作工具對實體經(jīng)濟活動的預(yù)測能力后，以其新息來代表貨幣政策立場。Sims［14］最早使用名義貨幣供給M1的新息衡量了美聯(lián)儲的貨幣政策立場。此后，Bernanke和 Blinder［15］、Bernanke和 Mihov［16］分別基于 VAR模型、半結(jié)構(gòu)SVAR模型測度了貨幣政策新息及其經(jīng)濟效果。但據(jù)此衡量貨幣政策立場并非完美，因為該方法僅使用了貨幣政策代理變量的未預(yù)期成分，而實際上大多時候正是其預(yù)期成分反映了貨幣政策立場［17］。

第三，從宏觀審慎思想出發(fā)，研究貨幣政策立場的風險承擔傳導(dǎo)渠道?！昂暧^審慎政策”框架是一個新的概念，但其并不陌生，只不過在危機之后，人們把一些應(yīng)對危機的改進政策加以歸納，也形成了一些新的提法，并放在“宏觀審慎”的框架里，成為各國理論和政策界的共識［18］。在這一新的框架下，貨幣政策立場顯得尤為重要，因為從金融穩(wěn)定的視角出發(fā)貨幣政策立場并非中性［19］。因此，理解貨幣政策立場的宏觀審慎意涵異常必要。貨幣政策立場的風險承擔渠道實質(zhì)上是對信貸傳導(dǎo)渠道的補充。信貸渠道認為，中央銀行通過變動利率水平，影響企業(yè)的外部融資溢價，進而改變實際支出與生產(chǎn)活動，形成一種利率渠道的放大機制。Kiyotaki和Moore［20］等實證檢驗了信貸渠道的存在性。國內(nèi)學(xué)者也基本認可信貸渠道在我國貨幣政策傳導(dǎo)機制中的主導(dǎo)地位［21］。風險承擔渠道則強調(diào)，貨幣政策立場通過改變金融中介的主觀風險偏好，可以影響商業(yè)銀行的貸款決策與資產(chǎn)定價，并最終作用于金融穩(wěn)定［22］。張雪蘭和何德旭，等對我國貨幣政策風險承擔渠道的存在性問題進行了實證檢驗［19］。

已有文獻對貨幣政策立場及其宏觀審慎意涵進行了卓有成效的探索，本文旨在以下方面對現(xiàn)有研究進行擴展：第一，通過改進傳統(tǒng)的信貸傳導(dǎo)模型，剖析貨幣政策立場與逆周期資本監(jiān)管對商業(yè)銀行“順周期”行為與“大而不倒”特征的影響。第二，從時間維度與空間維度切入，探索了貨幣政策和審慎監(jiān)管在宏觀調(diào)控與金融穩(wěn)定中的協(xié)同機制。第三，運用“文本挖掘法”對《中國貨幣政策執(zhí)行報告》中有效文本的挖掘、挑選與合成，構(gòu)建反應(yīng)中央銀行姿態(tài)的貨幣政策立場指數(shù)，客觀、科學(xué)地量化了貨幣政策立場。

二、模型構(gòu)建與命題提出

（一）理論基礎(chǔ)

傳統(tǒng)貨幣政策信貸傳導(dǎo)理論認為，中央銀行通過調(diào)整法定存款準備金率、中央銀行票據(jù)、再貸款等操作工具，可以改變貨幣供應(yīng)量、實際利率等中介目標，進而影響商業(yè)銀行的資金來源，實現(xiàn)對銀行信貸的調(diào)控。次貸危機后，學(xué)者們重新審視了貨幣政策傳導(dǎo)理論，風險承擔渠道作為一種獨特的傳導(dǎo)機制被提出［23］。植入貨幣政策立場，考慮風險承擔渠道后，中央銀行還可通過披露貨幣政策目標、政策策略等信息，釋放貨幣政策立場與意圖［24］，繼而影響金融中介的預(yù)期和風險偏好，加劇商業(yè)銀行的信貸波動，并強化其順周期行為。與此同時，運用逆周期資本緩沖等宏觀審慎工具配合貨幣政策，以調(diào)節(jié)銀行經(jīng)營行為與風險承擔，削減系統(tǒng)性風險也備受推崇［25］。此類資本規(guī)則會通過監(jiān)管財務(wù)杠桿等指標，對商業(yè)銀行的信貸決策產(chǎn)生總量和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，影響貨幣政策信貸渠道效果［26］，如圖1所示。

圖1 植入貨幣政策立場和宏觀審慎工具的信貸傳導(dǎo)

鑒于銀行信貸在我國社會融資中地位顯赫，信貸擾動已成為經(jīng)濟波動與系統(tǒng)性風險的重要驅(qū)動因素。通過各類工具的相互配合，實現(xiàn)信貸投放的平穩(wěn)、系統(tǒng)風險的控制和貨幣政策信貸渠道的暢通無疑對宏觀經(jīng)濟健康發(fā)展裨益良多。基于上述剖析，本文認為從宏觀審慎“逆風向調(diào)節(jié)”時間維度出發(fā)，通過貨幣政策工具、信息披露工具與宏觀審慎工具的有效配合，有助于減緩商業(yè)銀行的親周期性。

進一步講，由于產(chǎn)權(quán)特征、制度建設(shè)與管理經(jīng)驗等方面的差異，不同類型商業(yè)銀行的風險承擔對貨幣政策沖擊具有異質(zhì)反應(yīng)［8］。從邏輯上講，貨幣政策若對商業(yè)銀行的風險偏好具有非對稱作用，那么，其對商業(yè)銀行的信貸決策和親周期行為也應(yīng)具有非線性影響。于是，本文預(yù)期貨幣政策工具調(diào)整、貨幣政策立場轉(zhuǎn)變時，不同類型商業(yè)銀行的信貸響應(yīng)具有結(jié)構(gòu)差異。因此，從宏觀審慎“差異化調(diào)控”空間維度考慮，監(jiān)管當局應(yīng)全面把握商業(yè)銀行的異質(zhì)性特征，設(shè)計具有針對性的差別資本充足率監(jiān)管要求，以緩解金融風險的空間失衡。

（二）基本假設(shè)與模型構(gòu)建

信貸傳導(dǎo)渠道的理論模型分為三類：基于商業(yè)銀行多期價值最大化的動態(tài)局部均衡模型；基于商業(yè)銀行單期利潤最大化的靜態(tài)局部均衡模型；基于IS-LM分析框架的靜態(tài)一般均衡模型。由于動態(tài)局部均衡模型存在股利分配與資本轉(zhuǎn)入不同期的固有缺陷，且本文旨在厘清調(diào)控銀行信貸、維護金融穩(wěn)定時，傳統(tǒng)貨幣政策工具、信息披露工具與宏觀審慎政策工具三者之間的配合機理，故下文通過在Kopecky和Van Hoose的靜態(tài)局部均衡模型中引入貨幣政策立場與逆周期資本監(jiān)管要求，建立理論分析框架［27］。本文的模型具有以下兩點改進。首先，將銀行貸款區(qū)分為高風險與低風險兩種，借助該分類引入商業(yè)銀行的風險偏好，以探討貨幣政策立場如何干預(yù)銀行信貸。其次，將權(quán)益資本獨立出來，通過此做法引進資本充足率要求，以剖析宏觀審慎工具如何監(jiān)管銀行信貸，鑒于巴塞爾協(xié)議Ш顯著強調(diào)了逆周期資本緩沖的重要性，這一設(shè)定更加合理。由此，商業(yè)銀行的信貸決策行為受到了存款準備金、貨幣政策立場與逆周期資本監(jiān)管的共同約束。模型的基本假設(shè)如下：

假設(shè)1：完全競爭的商業(yè)銀行體系中，存在一個代表性銀行，該銀行追求利潤最大化。

假設(shè)2：代表性銀行的資產(chǎn)負債表為：R+G+LH+LL＝D+K。其中，R為法定存款準備金，G為政府債券，LH為銀行向高風險企業(yè)發(fā)放的貸款，LL為銀行向低風險企業(yè)發(fā)放的貸款，二者之和為銀行信貸總量L，即LH+LL＝L，D為銀行存款，K為權(quán)益資本。同時，假設(shè)中央銀行不為準備金支付利息，且政府債券市場、存貸款市場以及資本市場充分競爭。因此，債券與貸款的收益率、存款與資本的成本率均外生給定，依次為常數(shù) rG、rLH、rLL、rD與 rK。鑒于我國直接融資難度較高，本文認為資本的成本率高于債券與貸款的收益率，即滿足rK≥rLH≥rLL≥rG。

假設(shè)3：存款準備金約束：R＝αD。其中，α為法定存款準備金率，滿足0＜α＜1。商業(yè)銀行的存款全部源于中央銀行的貨幣創(chuàng)造，即經(jīng)濟體系的貨幣供給完全取決于式D＝R／α，于是，可將準備金R作為貨幣供應(yīng)量的代理變量。

假設(shè)4：貨幣政策立場約束：LH／LL＝P（T）。其中，P為商業(yè)銀行的風險偏好，T為中央銀行的貨幣政策立場。根據(jù)貨幣政策立場風險承擔傳導(dǎo)渠道，P的高低主要取決于T的松緊，同時，由于銀行“天生”具有風險厭惡偏好［28］，所以，令0≤ P（T）≤1。

假設(shè)5：逆周期資本監(jiān)管約束：K／L＝θ。其中，θ為法定最低資本充足率，其隨經(jīng)濟周期逆向變動，但始終滿足0＜θ＜1。代表性銀行為實現(xiàn)利潤最大化，必有動力持續(xù)發(fā)放貸款，直至銀行的實際資本充足率等于最低監(jiān)管要求θ。

假設(shè)6：商業(yè)銀行日常運營時，需要對資產(chǎn)項目進行管理，并產(chǎn)生如下的二次型管理成本函數(shù)，即C＝（g／2）G2+（l／2）L2。其中，g和 l分別表示債券與貸款的單位管理成本系數(shù)，且滿足g≤l。為引入商業(yè)銀行的結(jié)構(gòu)差異，假設(shè)不同銀行的g相同，但l有所不同。

根據(jù)前述假設(shè)，代表性商業(yè)銀行的目標函數(shù)與約束條件如下：

（三）模型求解與命題提出

將式（2）的約束條件代入目標函數(shù)式（1），替換變量G、LH、LL、D、K以及 C，得到 π關(guān)于決策變量 L和政策變量R、T與θ的函數(shù)。然后，令π對L求一階導(dǎo)數(shù)，解得代表性銀行的最優(yōu)貸款規(guī)模L。

其中，Δ1＝rG-rK-g＜0，＝（1-α）／α＞0。進一步，對L進行比較靜態(tài)分析，將其分別對基礎(chǔ)貨幣R、貨幣政策立場T與資本充足率θ求偏導(dǎo)，以考察三者對銀行信貸的影響。

式（4）表明，商業(yè)銀行的信貸規(guī)模與貨幣當局的基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)正相關(guān)。該式描繪了經(jīng)典的貨幣政策信貸渠道：中央銀行提高貨幣供應(yīng)會增加商業(yè)銀行的可貸資金，導(dǎo)致銀行信貸擴張。

式（5）表明，商業(yè)銀行的信貸總量與中央銀行的貨幣政策立場呈正相關(guān)關(guān)系。該式表述了貨幣政策立場的風險承擔渠道：貨幣政策立場放松或收緊時，商業(yè)銀行會主動提高或降低風險偏好，進而加大或減少信貸供給。于是，從信貸傳導(dǎo)渠道考慮，貨幣政策立場并非中性，長期積極的貨幣政策立場會加劇商業(yè)銀行的親周期性，并強化貨幣政策工具的信貸擴張效應(yīng)。也正是基于此，持續(xù)寬松的“格林斯潘推動”被大量學(xué)者指責為醞釀2008年全球金融危機的溫床。

其中，Δ2＝rLL+rLHP（T）-rK-rKP（T）＜0。

式（6）表明，商業(yè)銀行的信貸投放與監(jiān)管部門的資本充足率要求負向相關(guān)。該式從時間維度刻畫了逆周期資本監(jiān)管（動態(tài)資本充足率）的宏觀審慎意涵：經(jīng)濟形勢向好時，提高資本充足率監(jiān)管要求，會迫使商業(yè)銀行計提資本緩沖，遏制其信貸擴張的沖動，進而防止實體經(jīng)濟過熱，降低系統(tǒng)性風險積累；相反，經(jīng)濟形勢趨緊時，降低資本充足率要求，可以促進商業(yè)銀行釋放緩沖資本，保證信貸穩(wěn)定，減緩銀行“惜貸”造成實體經(jīng)濟的進一步惡化。

式（4）與式（5）分別描述了貨幣供應(yīng)量與貨幣政策立場對銀行信貸的調(diào)控效應(yīng)，但不難發(fā)現(xiàn)二者均包含了對銀行貸款管理成本l的考量，這是否意味著管理成本的差異會導(dǎo)致不同類型的商業(yè)銀行對貨幣政策的響應(yīng)具有異質(zhì)性呢？因而，繼續(xù)將式（4）與式（5）對變量l求交叉偏導(dǎo)，可知：

式（7）與式（8）顯示，商業(yè)銀行管理成本越低，對貨幣供應(yīng)量與貨幣政策立場的敏感性越高，順周期特征越顯著。已有研究表明，與城市商業(yè)銀行相比，大中型商業(yè)銀行的管理費用較低［23］。此外，國際貨幣基金組織（IMF）與巴塞爾委員會（BCBS）也指出，規(guī)模龐大的商業(yè)銀行，系統(tǒng)重要性程度較高。由此推斷，相對非系統(tǒng)重要性銀行而言，系統(tǒng)重要性銀行對貨幣政策工具與信息披露工具的響應(yīng)較大，親周期性特征也更為明顯。因而，針對具有系統(tǒng)重要性的商業(yè)銀行，額外的資本監(jiān)管要求有助于降低“大而不倒”造成的金融隱患，保證經(jīng)濟平穩(wěn)運行。

根據(jù)前述理論基礎(chǔ)剖析與模型求解結(jié)果，提出本文的兩個命題：

命題1：中央銀行增加基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)、放松貨幣政策立場會導(dǎo)致商業(yè)銀行的信貸擴張，并加劇銀行系統(tǒng)的親周期性，而監(jiān)管當局提高資本充足率要求會減少商業(yè)銀行的信貸投放。也即，逆周期的動態(tài)資本監(jiān)管能夠從時間維度緩解銀行順周期性導(dǎo)致的系統(tǒng)性風險積累。

命題2：基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)調(diào)整、貨幣政策立場轉(zhuǎn)變時，商業(yè)銀行的反應(yīng)具有結(jié)構(gòu)差異，相對非系統(tǒng)重要性銀行而言，系統(tǒng)重要性銀行的響應(yīng)更加積極，“親周期性”尤為明顯，而差異化的資本充足率監(jiān)管要求可以弱化銀行的異質(zhì)性反應(yīng)。也即，更為嚴格的附加資本監(jiān)管能夠從空間維度解決銀行“大而不倒”造成的系統(tǒng)性風險失衡。

三、變量定義與研究設(shè)計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)中國人民銀行的界定，本文選擇5家系統(tǒng)重要性銀行、32家非系統(tǒng)重要性銀行作為研究樣本①5家系統(tǒng)重要性銀行包括工商銀行、農(nóng)業(yè)銀行、中國銀行、建設(shè)銀行、交通銀行。32家非系統(tǒng)重要性銀行包括渤海銀行、成都銀行、大連銀行、東莞銀行、富滇銀行、光大銀行、廣東順德銀行、廣發(fā)銀行、廣州銀行、貴陽銀行、漢口銀行、恒豐銀行、華夏銀行、徽商銀行、民生銀行、南昌銀行、寧波銀行、寧夏銀行、平安銀行、浦發(fā)銀行、齊魯銀行、齊商銀行、青島銀行、泉州銀行、廈門國際銀行、廈門銀行、溫州銀行、興業(yè)銀行、招商銀行、浙商銀行、中信銀行、重慶銀行。。數(shù)據(jù)來源于Bankscope數(shù)據(jù)庫、CEIC數(shù)據(jù)庫、《中國貨幣政策執(zhí)行報告》以及《中國金融統(tǒng)計年鑒》，時間跨度為2001—2013年。

（二）變量定義

1．被解釋變量

令對數(shù)化的商業(yè)銀行貸款規(guī)模作為被解釋變量L。通過觀測商業(yè)銀行貸款規(guī)模與資產(chǎn)規(guī)模的核密度概率分布發(fā)現(xiàn)與非系統(tǒng)重要性銀行相比，系統(tǒng)重要性銀行的貸款規(guī)模與資產(chǎn)規(guī)模較大，基本位于75%分位右端。同時，兩類銀行的分布并不是通常的正態(tài)分布，系統(tǒng)重要性銀行的分布具有明顯的尖峰性，而非系統(tǒng)重要性銀行的分布則呈現(xiàn)出拖尾的特征。

2．核心解釋變量

①貨幣政策工具。下文選擇貨幣供應(yīng)量M1增速作為基礎(chǔ)貨幣R的代理變量。

②貨幣政策立場。從多重不確定的政策目標與紛繁復(fù)雜的政策工具中，識別與量化貨幣政策立場是實證分析的關(guān)鍵。權(quán)衡已有方法的利弊，本文沿襲敘事描述法的思想，并運用“文本挖掘法”進行拓展，通過對中國人民銀行每個季度發(fā)布的《貨幣政策執(zhí)行報告》中相關(guān)文本的挖掘、挑選與組合，構(gòu)建反應(yīng)中央銀行姿態(tài)的貨幣政策立場指數(shù)。具體過程如下：

第一，基于層疊隱馬爾可夫模型（CHMM），挖掘初始措辭。對2001—2013年52期的《中國貨幣政策執(zhí)行報告》進行分詞處理，得到貨幣當局關(guān)于宏觀經(jīng)濟（向好、低迷、一般）、商品物價（過高、過低、平穩(wěn)）、政策走向（積極、消極、穩(wěn)?。┕?大類9小種措辭②每一小類措辭均囊括了多種具體描述，如措辭“政策積極”包含了下調(diào)利率、增加貨幣、逆回購、降息與放松5種描述。囿于篇幅，本文并未具體列出措辭的具體描述，如有需要，可與筆者聯(lián)系。。同時，統(tǒng)計各措辭在每期報告中出現(xiàn)的頻率③措辭i的頻率 ＝∑j具體描述j在當期報告中出現(xiàn)的次數(shù) ／當期報告總字數(shù) ×10000。，作為量化貨幣政策立場的基本數(shù)據(jù)。

第二，借助單因素方差分析與均值檢驗，篩選有效措辭。參考馬草原和李成的經(jīng)驗，將我國貨幣政策劃分為緊縮區(qū)制1、中性區(qū)制2與寬松區(qū)制3，并在此基礎(chǔ)上對各措辭進行方差分析與均值檢驗［29］。結(jié)果如表1所示。首先，根據(jù)F值剔除區(qū)分度不顯著的3類措辭；其次，通過對比區(qū)制均差刪除單調(diào)性不一致的2類措辭；最后，對余下區(qū)分度良好和單調(diào)性一致的4類措辭進行歸一處理、方向調(diào)整和年份平均④措辭“經(jīng)濟向好”與“物價過高”的符號調(diào)整為負向，余下2類措辭的符號為正。因此，T為正數(shù)，代表貨幣政策立場放松，T為負數(shù)，表明貨幣政策立場收緊。，以便進行后續(xù)指數(shù)合成。

第三，以離差占比為權(quán)重對有效措辭進行加權(quán)，合成貨幣政策立場指數(shù)T，結(jié)果如圖2。“文本挖掘法”量度的貨幣政策立場與我國現(xiàn)實高度一致。圖2顯示，2001年至2003年，為應(yīng)對亞洲金融危機，治理國內(nèi)通貨緊縮，我國中央銀行連續(xù)實行擴張的貨幣政策。2004年，我國經(jīng)濟出現(xiàn)局部過熱，為實現(xiàn)軟著陸，中央銀行貨幣政策立場轉(zhuǎn)緊。2005年，國內(nèi)經(jīng)濟態(tài)勢良好，貨幣政策立場態(tài)度相對中性。2006-2007年，為了治理銀行流動性過剩，遏制物價指數(shù)抬頭，中央銀行貨幣政策立場全面轉(zhuǎn)緊。2008年至2009年，由于國際經(jīng)濟形勢惡化與國內(nèi)市場信心不足，貨幣政策立場轉(zhuǎn)向?qū)捤伞?010-2011年，國內(nèi)投資增速高位回升，物價水平溫和上漲，貨幣政策立場趨緊。2012年，在周期回落與結(jié)構(gòu)調(diào)整的雙重壓力下，貨幣政策立場放松。2013年，面對國內(nèi)出現(xiàn)的低增長高通貨膨脹，中央銀行貨幣政策立場較為穩(wěn)健。

與“敘事描述法”相比①根據(jù)“敘事描述法”以及我國貨幣政策走勢，將2001年、2002年、2003年、2005年、2008年、2009年與2012年的貨幣政策立場指數(shù)定義為1，其余年份定義為0。，“文本挖掘法”的優(yōu)點包括：首先，提取的措辭全面系統(tǒng)，包括貨幣當局對經(jīng)濟發(fā)展、物價水平以及政策走向的判斷，具有客觀性與完整性；其次，依據(jù)的文本為季度報告，信息量豐富，可提高后續(xù)實證的穩(wěn)健性；再次，定質(zhì)分析與定量分析相結(jié)合，既能判斷貨幣政策立場的態(tài)度，又能量化貨幣政策立場的強度，具有更強的科學(xué)性。

表1 措辭的單因素方差分析與均值檢驗

圖2 2001—2013年我國貨幣政策立場走勢

③宏觀審慎工具。借鑒金鵬輝，等的做法，本文引入資本監(jiān)管政策啞變量作為宏觀審慎工具資本充足率要求的代理變量［30］。在本文的研究區(qū)間內(nèi)，銀監(jiān)會的資本監(jiān)管政策主要經(jīng)歷了兩次調(diào)整：第一次是2004年頒布的《商業(yè)銀行資本充足率管理辦法》，要求商業(yè)銀行逐步達到8%的資本充足率；第二次是2010年下發(fā)的《2010年大型銀行監(jiān)管工作意見》，文件明確指出商業(yè)銀行資本充足率需達到11．5%的監(jiān)管紅線。因此，令2004年與2010年的取值為1，其它年份設(shè)為0。

3．控制變量

鑒于理論模型得到的是銀行信貸供給方程，而實證分析使用的則為包含企業(yè)信貸需求因素的均衡數(shù)據(jù)，若不能將信貸需求從信貸供給方程中剝離出去，則容易遭受“識別障礙”，掩蓋真實的信貸渠道傳導(dǎo)機制。此外，銀行信貸供給行為還受到了信貸管理政策、行業(yè)競爭結(jié)構(gòu)以及銀行自身特征的影響［31］，以是，本文共涉及四個層面的控制變量。

首先，我們選用GDP增長率（DGDP）控制宏觀信貸需求；其次，使用二值虛擬變量（POLI）表示信貸政策，“信貸規(guī)模管理”工具于1998年被取消，但在通貨膨脹高漲的2008年與2010年中央銀行又將其重拾，因此，令2008、2010年份的POLI取1，其余年份取0；再次，采用在華外資機構(gòu)數(shù)目增速（FORE）與前4大銀行資產(chǎn)占比增速（CR4）控制行業(yè)開放度與集中度的影響；最后，選取對數(shù)化的銀行資產(chǎn)規(guī)模（LNA）與流動資產(chǎn)占比（FLOW），控制銀行個體資產(chǎn)負債強度的影響。

（三）研究設(shè)計與方法選擇

根據(jù)前述理論分析與變量定義，設(shè)計如下實證模型：

其中，i為銀行截面，t為時間截面，c為常數(shù)項，ai為銀行固定效應(yīng)，εit為隨機誤差項?？紤]到銀行信貸擴張的慣性，式（9）還引入了貸款規(guī)模的滯后項作為解釋變量。系數(shù)β1描述了基礎(chǔ)貨幣對銀行信貸的影響大??；β2刻畫了貨幣政策立場對銀行信貸的干預(yù)作用；β3度量了資本監(jiān)管政策對銀行信貸的調(diào)控力度。

依據(jù)式（9），首先檢驗命題1。實證方程由于引入了因變量的滯后項作為解釋變量，且銀行貸款規(guī)模與資產(chǎn)規(guī)模存在互為因果的聯(lián)立關(guān)系，從而難以避免內(nèi)生性問題。傳統(tǒng)估計方法會導(dǎo)致參數(shù)估計結(jié)果有偏，為此，本文擬選用能夠克服內(nèi)生性難題與弱工具變量問題的系統(tǒng)廣義矩估計（SYSGMM）方法檢驗命題1。根據(jù)理論分析，我們預(yù)期回歸結(jié)果中系數(shù)β1與β2顯著為正，而系數(shù)β3顯著為負。

然后，檢驗命題2。由于樣本銀行的信貸分布并不具有標準的正態(tài)性，因此，下文并沒有采用文獻中經(jīng)常出現(xiàn)的交互項回歸或者分組回歸方法，而是選擇Koenker［32］提出的面板分位數(shù)回歸來檢驗商業(yè)銀行的異質(zhì)性反應(yīng)。根據(jù)商業(yè)銀行貸款規(guī)模的核密度分布狀況，本文選取25%、50%、75%與90%共4個具有代表性的分位點，我們預(yù)期不同分位數(shù)的回歸結(jié)果中，系數(shù)β1與β2具有顯著差異，且隨著分位數(shù)的增加，二者將呈現(xiàn)上漲態(tài)勢。

四、實證結(jié)果分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗

面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗時，首先需要判斷截面是否獨立，若截面獨立，采用一代面板單位根檢驗即可；若截面相關(guān)，則需采用二代面板單位根檢驗。截面獨立性CD檢驗的結(jié)果顯示，銀行層面的3個變量L、LNA、FLOW均具有截面依存性，因此，選用二代單位根方法進行變量的平穩(wěn)性分析?；诮孛嫦嚓P(guān)增廣DF模型構(gòu)造的CIPS檢驗表明，變量LNA存在單位根，也即其并不平穩(wěn)。

傳統(tǒng)處理非平穩(wěn)變量的方法是進行差分，但陳強認為差分后變量的經(jīng)濟含義與原始序列并不相同，若希望繼續(xù)使用原始序列進行回歸，則需要考察變量之間的長期均衡關(guān)系，即進行協(xié)整檢驗。據(jù)此，基于誤差修正模型，展開抽樣次數(shù)為500的協(xié)整檢驗。由于所有檢驗統(tǒng)計量均具有顯著性，因而變量之間存在均衡關(guān)系，可直接運用原始序列進行回歸①限于篇幅，本文并未具體列出具體檢驗結(jié)果，若有需要，煩請與筆者聯(lián)系。。

（二）貨幣政策與宏觀審慎政策對銀行信貸的調(diào)控效應(yīng)

為檢驗三類政策工具對銀行信貸行為與親周期特征的影響效應(yīng)，運用系統(tǒng)廣義矩估計回歸式（9），估計結(jié)果與相關(guān)檢驗列示于表2。四類模型均通過了AR（2）檢驗與Sargan檢驗，表明實證分析依據(jù)的動態(tài)模型與選擇的工具變量不僅合理而且有效。

第一，在包含控制變量的基礎(chǔ)上，模型（1）、（2）、（3）依次將貨幣供應(yīng)量、貨幣政策立場與資本充足率要求作為唯一的解釋變量進行回歸?；貧w結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，解釋變量R與T的估計系數(shù)為正，而θ的估計系數(shù)為負，這與命題1的預(yù)期相一致，初步證實了中央銀行增加基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)、放松貨幣政策立場會導(dǎo)致信貸擴張，并且加劇金融系統(tǒng)的順周期性，而監(jiān)管當局提高資本充足率的要求則會降低商業(yè)銀行的信貸投放，緩和其親周期的特征。

第二，模型（4）同時囊括了三類政策變量與全部控制變量。與模型（1）-（3）相比，不難發(fā)現(xiàn)模型（4）的回歸結(jié)果中，作為本文最為關(guān)注的核心解釋變量，三個政策工具與銀行信貸的相互關(guān)系并未發(fā)生變動，這繼續(xù)驗證了命題1，并在一定程度上表明回歸結(jié)論的穩(wěn)健性。

第三，控制變量中，首先，企業(yè)信貸需求的回歸結(jié)果顯著為正，這符合經(jīng)濟學(xué)的基本規(guī)律，也與大多學(xué)者的研究一致。其次，政策變量“信貸規(guī)模管理”的估計結(jié)果為負，并通過了10%水平下的顯著性檢驗，表明貸款規(guī)模指標能夠有效強力地控制銀行信貸投放，但其與我國近年“定向微調(diào)”的貨幣政策調(diào)控意圖相去甚遠，并不宜經(jīng)常啟用。再者，行業(yè)開放度與集中度的回歸系數(shù)一負一正，意味著激烈的行業(yè)競爭能夠扼制商業(yè)銀行盲目的信貸擴張。最后，銀行資產(chǎn)規(guī)模的正向系數(shù)表明資產(chǎn)是銀行信貸供給的重要來源。銀行流動狀況的負向系數(shù)表明流動性提高會使銀行信貸發(fā)放與信貸收益受到限制，因此，管理者必須在兩者之間進行權(quán)衡。

表2 貨幣政策與宏觀審慎政策對銀行信貸的調(diào)控效應(yīng)

（三）貨幣政策對銀行信貸的異質(zhì)性影響

為檢驗貨幣政策對銀行信貸行為與親周期特征的異質(zhì)性影響，運用面板分位數(shù)回歸估計式（9），結(jié)果列示于表3。F檢驗表明，10%的置信水平下，核心解釋變量R與T的系數(shù)在4個分位數(shù)回歸中存在顯著差異，這驗證了基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)調(diào)整、貨幣政策立場轉(zhuǎn)變時，不同類型商業(yè)銀行的響應(yīng)具有結(jié)構(gòu)差異。具體分析如下：

表3 貨幣政策對銀行信貸的異質(zhì)性影響

第一，如圖3所示，隨著貸款規(guī)模分位數(shù)的增加，貨幣供應(yīng)量與貨幣政策立場的回歸系數(shù)均呈現(xiàn)上漲走勢①雖然在5%分位左端，貨幣政策立場的回歸系數(shù)略小于0，但其系數(shù)標準差卻十分巨大，因此，這一不顯著的回歸結(jié)果不會對整體結(jié)論產(chǎn)生實質(zhì)影響。。該結(jié)果意味著在控制資產(chǎn)規(guī)模與流動狀況的前提下，隨著系統(tǒng)重要性程度的提高，商業(yè)銀行對貨幣供應(yīng)量與貨幣政策立場的敏感性越來越高，順周期特征也愈發(fā)顯著。這一態(tài)勢與命題2的預(yù)期一致：貨幣政策對系統(tǒng)重要性銀行的信貸決策和親周期行為影響更加強烈，而對非系統(tǒng)重要性銀行的作用則略顯微弱。因此，針對系統(tǒng)重要性銀行，更為嚴格的附加資本監(jiān)管能夠減緩其親周期特征，降低“大而不倒”引發(fā)的系統(tǒng)性風險失衡，促進金融經(jīng)濟穩(wěn)定。

圖4 商業(yè)銀行對貨幣政策沖擊的異質(zhì)性響應(yīng)

第二，資本充足率的估計結(jié)果在不同分位數(shù)回歸中始終為負，雖然它們未通過系數(shù)差異的F檢驗，但均通過了10%水平下的顯著性檢驗。這表明對所有類型的商業(yè)銀行，監(jiān)管當局提高資本充足標準都能克制其在經(jīng)濟上行區(qū)間的信貸投放沖動，同樣，降低資本充足要求也均能減弱其在經(jīng)濟下行區(qū)間的“惜貸”行為。

第三，控制變量中，DGDP、CR4與LNA的回歸系數(shù)均為正值，且隨分位數(shù)的提高出現(xiàn)顯著增加，這表明旺盛的信貸需求、壟斷的行業(yè)結(jié)構(gòu)以及雄厚的資產(chǎn)規(guī)模對系統(tǒng)重要性銀行產(chǎn)生了尤為積極的正向影響。其次，信貸規(guī)模管理與銀行流動狀況的估計系數(shù)顯著小于零，但在不同分位數(shù)水平下沒有明顯差異。再次，行業(yè)開放度的估計系數(shù)為負，且絕對值不斷增大，這暗含外資銀行的涌入對貸款規(guī)模較大的銀行產(chǎn)生了更為嚴峻的沖擊與挑戰(zhàn)。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為確?？煽啃裕瑢Ρ疚奶岢龅拿}展開穩(wěn)健性分析。

1．檢驗命題1。首先，系統(tǒng)廣義矩估計與面板分位數(shù)回歸中，核心解釋變量R與T的系數(shù)均為正，θ的系數(shù)也均為負，雖然有些結(jié)果并不顯著，但仍能間接表明本文研究是穩(wěn)健的。其次，借鑒大多數(shù)學(xué)者的做法，采用“敘事描述法”定義的貨幣政策緊縮年度虛擬變量與“指標測度法”使用的M1增速偏離成分作為貨幣政策立場的替代變量進行估計。結(jié)果如表4所示，解釋變量R、T與θ的符號與預(yù)期一致，再次確認了命題1，但基于替代變量回歸的系數(shù)顯著性小于基于貨幣政策立場指數(shù)的回歸結(jié)果，這意味本文構(gòu)建的貨幣政策立場指數(shù)更具科學(xué)性。最后，對樣本進行5%水平下的Winsor縮尾調(diào)整，然后進行回歸，根據(jù)表4可知，解釋變量R、T銀行信貸的正向關(guān)聯(lián)始終存在，同時θ也與銀行信貸負相關(guān)。穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果與前述基準分析相互呼應(yīng)，證實本文的研究結(jié)論并不會因估計方法、變量選擇與樣本容量的變動產(chǎn)生偏倚。

表4 命題1的穩(wěn)健性檢驗

2．檢驗命題2。首先，同樣采用貨幣政策立場的兩個替代變量進行分位數(shù)回歸，表5顯示，貨幣供應(yīng)量與貨幣政策立場的回歸系數(shù)均呈現(xiàn)出逐漸上漲的走勢，證實了系統(tǒng)重要性銀行對貨幣政策的響應(yīng)更為積極。同時，與基準回歸相比，各個控制變量的回歸系數(shù)并沒有發(fā)生巨大變化，只不過在較低分位水平的顯著性略差。其次，雖然分位數(shù)回歸對異常值具有很好的耐受性，但其回歸結(jié)果在分位左側(cè)仍呈現(xiàn)突變性，因此，針對Winsor 5%調(diào)整后的樣本再次進行分位數(shù)回歸，結(jié)果如表5。F檢驗的結(jié)果繼續(xù)支持命題2的說法。隨著分位數(shù)的增加，核心解釋變量R與T的系數(shù)具有與圖3一致但更加平穩(wěn)的趨勢，這可能是Winsor調(diào)整對極端值進行平滑處理的效果。穩(wěn)健性檢驗進一步印證了貨幣政策對系統(tǒng)重要性銀行的影響效果最為顯著。

表5 命題2的穩(wěn)健性檢驗

五、結(jié)論與啟示

為研究貨幣政策與審慎監(jiān)管之間的配合機制，本文構(gòu)建植入貨幣政策立場和資本充足率要求的信貸傳導(dǎo)微觀模型，并利用2001—2013年我國5家系統(tǒng)重要性銀行和32家非系統(tǒng)重要性銀行的面板數(shù)據(jù)進行了經(jīng)驗分析。研究發(fā)現(xiàn)：首先，中央銀行增加基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)、放松貨幣政策立場會促使商業(yè)銀行提高風險偏好，增大信貸投放，并加劇銀行系統(tǒng)的親周期性，反之亦然。監(jiān)管當局提高資本充足率要求會抑制商業(yè)銀行的信貸擴張沖動，也即，逆周期的動態(tài)資本監(jiān)管能從時間維度緩解銀行順周期性導(dǎo)致的系統(tǒng)性風險積累。其次，基礎(chǔ)貨幣供給調(diào)整、貨幣政策立場轉(zhuǎn)變時，商業(yè)銀行的響應(yīng)具有結(jié)構(gòu)差異，相對于非系統(tǒng)重要性銀行，系統(tǒng)重要性銀行的反應(yīng)更加強烈，“親周期性”更加顯著。差異化的資本充足率要求可以弱化銀行的異質(zhì)性反應(yīng)，也就是說嚴格的附加資本監(jiān)管能夠從空間維度解決銀行“大而不倒”導(dǎo)致的系統(tǒng)性風險失衡。

本研究可為我國貨幣政策與宏觀審慎政策在平穩(wěn)信貸投放、維護金融穩(wěn)定等方面的相互配合提供參考依據(jù)。首先，中央銀行應(yīng)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)各類政策工具，逐步構(gòu)建我國宏觀審慎監(jiān)管框架。從金融穩(wěn)定視角出發(fā)，貨幣政策工具與貨幣政策立場強化了商業(yè)銀行的順周期性與“大而不倒”，因此，中央銀行在工具操作和信息披露時，需要兼顧調(diào)控目標和穩(wěn)定需求，當二者難以協(xié)調(diào)時，輔以宏觀審慎工具進行平衡，以更好地抑制系統(tǒng)性風險，熨平經(jīng)濟波動，避免重蹈次貸危機的覆轍。其次，對于系統(tǒng)重要性銀行，一方面應(yīng)加強資本充足監(jiān)管，防范由于“大而不倒”造成的系統(tǒng)性風險。另一方面應(yīng)繼續(xù)深化所有權(quán)改革，推進利率市場化進程，鼓勵更多民營資本進入，逐步降低銀行業(yè)的壟斷程度，抹平系統(tǒng)重要性銀行與非系統(tǒng)重要性銀行對政策響應(yīng)的差距。同時，還應(yīng)謹慎選配政策工具，精準操控旋鈕力度，有序牽引銀行信貸行為和信貸規(guī)模，防止“一刀切”式的貨幣政策引發(fā)商業(yè)銀行反應(yīng)過度或反應(yīng)不足，提升貨幣政策調(diào)控的穩(wěn)妥性與針對性。

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