結構性貨幣政策對我國企業投融資影響研究
——基于DSGE模型的分析

■張博，丁聰，陸穎，尹相榮

一、引言與文獻綜述

近些年，我國經濟發展已經步入新常態，經濟結構不斷優化升級，全要素生產率的提高推動經濟由高速增長邁向高質量發展。然而，自改革開放以來粗放的經濟發展方式積累了規模可觀的經濟總量，但長期的非均衡發展方式導致結構性問題日益凸顯，如信貸資金流向與經濟結構不匹配，傳統貨幣政策釋放的信貸資金主要流向房地產、地方融資平臺等利潤高和相對有保障的領域，貨幣政策傳導機制的不暢通造成民營企業融資難、融資貴，政策資金難以流向國民經濟發展的薄弱環節，導致在總體流動性合理充沛的情況下，呈現出結構性的流動性缺口特征。2008年美國爆發的次貸危機先后席卷美、英、日、歐等發達經濟體，造成嚴重的破壞，世界經濟呈現出“總量需求增長緩慢、經濟結構深度調整”的特征，為應對此次危機帶來的不利影響，各國中央銀行在危機初期實施了擴張性的貨幣政策和財政政策，但政策效果有限，難以實現預期的目標。在此背景下，各經濟體的中央銀行開始嘗試定向操作以便進一步疏通傳導機制。

綜上所述，結構性貨幣政策的實施既有結構性矛盾產生的內因，也有外部風險因素帶來的外因，在兩者的共同作用下，為有效規避風險，結構性貨幣政策已經成為我國現階段一種主動且必然的選擇。2013年以來，為應對經濟新常態下貨幣政策環境的變化，達到中性貨幣政策下經濟結構調整與優化的目標，實現資金導流與精準滴灌，中國人民銀行創設了包括常備借貸便利（SLF）與中期借貸便利（MLF）在內的一系列結構性貨幣政策工具，以解決經濟結構調整與高質量可持續發展，引導政策資金流向特定領域。已有研究結構性貨幣政策對微觀主體投資和融資影響的文獻主要包括以下兩個方面：

一是結構性貨幣政策對國有企業投資和融資的影響。歐陽志剛和薛龍（2017）討論了結構性貨幣政策工具的組合調節效應和特質調節效應對不同行業投資的影響效果，研究發現中期借貸便利（MLF）和常備借貸便利（SLF）兩種工具的特質調節效應對國有企業和民營企業的投資行為均有比較好的效果。馮明和伍戈（2018）研究發現，采取定向降準等結構性貨幣政策工具并不能徹底解決我國重點領域和薄弱環節存在的根本問題，他們提議運用大數據對小微企業的身份進行核實，并建立小微企業征信管理體系，實施更精準地滴灌，引導資金流向實體經濟。同時，他們認為應該提升對國有企業的硬約束，與民營企業公平競爭。楚爾鳴等（2019）研究發現，從結構看，即使中央銀行保持總體貨幣政策的穩健中性，實施了結構性貨幣政策工具，并輔之以積極的財政政策和穩健的貨幣政策，資金也不能有效地流向真正需要資金的實體經濟，民營企業的融資約束尚存，甚至由于缺乏有效監督，政策性資金流向國有企業和地方政府融資平臺的情況很普遍。中小微企業融資難和融資貴的問題依然沒有得到有效解決，政府的目標與市場中主體的目標存在結構性錯位，這是我國貨幣政策傳導渠道存在阻塞的主要原因。他們認為應該深入研究結構性貨幣政策的理論框架和傳導機制，在已有經驗事實的基礎上，疏通貨幣政策傳導渠道，使結構性貨幣政策成為我國經濟結構調整和轉型發展的推進器。

二是結構性貨幣政策對民營企業投資和融資的影響。一部分學者認為存在積極的影響。自2013年以來，中國人民銀行施行了一系列結構性貨幣政策工具，這些政策工具較合理地調節了銀行體系的流動性，雖然有部分政策資金流向國有企業，但仍明顯改善了民營企業的融資環境，特別是小微民營企業，這一判斷得到了數據分析的有力支撐。同時，結構性貨幣政策工具還通過差異利率調整有效降低了非對稱沖擊對經濟波動的影響（劉瀾飚等，2017；歐陽志剛和薛龍，2017；呂風勇，2018）。許道文和白晶潔（2017）研究發現，結構性貨幣政策有力支持了“三農”和中小微企業的發展，有效引導政策資金流向實體經濟。陳書涵等（2019）和笪哲（2020）研究發現，定向降準能夠有效緩解小微企業融資問題，不僅降低了小微企業的融資成本，還可以引導貨幣市場中長期利率穩步下降，定向降準政策對提高企業的經營業績具有積極的影響。孔丹鳳和陳志成（2021）構建了一個以商業銀行為資金往來中心的經濟模型，該模型包含定向中期借貸便利為代表的價格型結構性貨幣政策，用于研究結構性貨幣政策如何緩解民營、小微企業融資約束。

另一部分學者持質疑觀點。封北麟和和孫家希（2016）的研究發現我國結構性貨幣政策工具都是階段性施策，提供的資金支持都是短期行為，而我國結構性資金短缺的很多領域都需要長周期資金，雙方時效性不匹配，因而效果有限。萬沖和朱紅（2017）的研究對結構性貨幣政策的運用提出了質疑，首先結構性貨幣政策的實施屬于非市場化行為，是政府通過行政手段干預資金的流向，導致信貸結構的扭曲，影響了利率傳導機制的正常運行，短期利率的變化難以傳導到長期利率，進而導致市場價格和經濟的不穩定。笪哲（2020）將定向降準與中期借貸便利納入到商業銀行信貸決策模型，實證分析發現中期借貸便利（MLF）對民營企業融資的效果顯著，但對小微企業的影響效果不明顯。

綜上所述，關于結構性貨幣政策如何影響我國有企業業投融資的問題還有待深入研究，特別是需要從理論模型的視角探討結構性貨幣政策實施的效果，明晰在結構性貨幣政策下，民營企業的融資成本是否切實降低？民營企業獲得的政策資金是否用于擴大投資？民營企業投資水平的提升是否存在擠出效應，緩解國有企業的過度投資等問題，從整體看，匯率沖擊因素對我國有企業業投資和融資會產生哪些影響？這些變化是否會影響結構性貨幣政策施策的獨立性等宏觀影響？

二、模型構建

在新凱恩斯模型的基礎上，馬家進（2018）將金融摩擦、隱性擔保和企業異質性引入DSGE模型，討論了這些特征對宏觀經濟主要變量的影響機制。本文根據我國的實際情況，增加結構性貨幣政策和匯率沖擊兩個要素，匯率沖擊因素的引入將封閉經濟模型拓展為相對開放的經濟模型，增強了模型的解釋力度。結構性貨幣政策的引入，符合我國推進供給側結構性改革的現實背景以及經濟進入增速階段性回落的“新常態”，可以更準確地刻畫我國經濟中存在的結構性問題。

（一）家庭

家庭通過選擇消費Ct、勞動Nt和儲蓄Dt以期實現各期效用貼現值之和最大化，對應的效用函數為：

其受到的預算約束條件為：

其中，Pt為消費品價格，Wt為勞動工資率，Rd

t為存款利息率，Πt為企業轉移至家庭的未分配利潤，Tt表示一次性征收的總量稅。構造拉格朗日函數以求解家庭最優化問題：

其中，λt表示拉格朗日乘子，用來表示家庭效用的影子價格。分別對Ct、Nt和Dt求偏導，可以得到的一階條件為：

令實際工資率wt=Wt/Pt，定義通貨膨脹率πt=Pt/Pt-1，進一步整理式（4）—（6），可得：

（二）資本品企業

資本品企業向消費者企業購買一定數量的消費品作為投資品It，向企業家回購折舊后的資本品（1-δ）Kt，其中，δ表示折舊率，生產出可供下一期使用的資本品Kt+1并出售給企業家，其運動方程為：

此外，設定資本品的價格為Qt，設定投資品It與消費品的價格Pt一致，則資本品企業的利潤函數為：資本品企業通過決定投資It達到各期利潤貼現值之和的最大化：

令資本品的實際價格qt=Qt/Pt，并將（4）代入（12），整理可得：

（三）企業

企業部門包含國有企業和民營企業，其中國有企業L包括消費品企業和國有企業家兩部分，民營企業H由消費品企業和民營企業家構成，消費品企業和企業家分別負責國有企業和民營企業的生產和融資決策。

1.國有企業

國有企業由消費品廠商L和企業家L構成，其中，前者負責國有企業的生產，后者負責國有企業的融資決策。

（1）消費品廠商

消費品廠商L的生產函數為：

假定消費品廠商L面臨的是一個完全競爭市場，其最優化問題為：

對式（15）的資本KL，t和勞動NL，t求偏導，可得一階條件：

（2）企業家

在t期末，企業家L以Qt的價格向資本品企業購買下一期的資本品KL，t+1，資金來源主要包括兩部分，其中，一部分為銀行貸款LL，t，另一部分自有資金VL，t，即：

因此，企業家面臨的杠桿率lL，t為總資產除以自有資金，即：

假設在t+1期，企業經營效益發生變化，為刻畫這一變化，假定企業家會受到一個異質沖擊ωL，t+1，使得其資本品KL，t+1出現增加或減少，其中，ωL，t+1服從均值為1的對數正態分布，其累積分布函數為Ft（ωL，t+1），即：

因此，企業家L在t+1期的總收入為：

企業家L擁有政府部門對提供的其隱性債務擔保，在t+1期，政府對企業家貸款的擔保金額為BL，t+1，擔保比例反映了政府對企業債務的擔保程度。在t+1期，國有企業家需要償還上一期的貸款本息由于企業家的經營風險由異質性沖擊ωL，t+1所決定，因此存在一個破產閾值ωL，t+1：當ωL，t+1<ωL，t+1時，企業家將無力還清負債，貸款只能違約；相反，當ωL，t+1>ωL，t+1時，企業家能夠按時還清貸款本息決定如下：

將上式兩邊同時除以Vt，進一步整理可得：

在t+1期，銀行向家庭吸收存款Dt+1，假設存款中流向企業家的規模為DL，t+1，向企業家發放貸款LL，t+1，則從數量上看有：

銀行回收貸款本息和的期望值等于銀行支付的存款利息，即：

其中，μ表示壞賬監督（處理）成本占銀行總資產的比例，將上式兩邊同除以Vt，進一步整理可得貸款合同的約束條件公式：

在隱性擔保的設定下，國有企業和政府實際上為關聯方，因此二者利潤可以直接加總，在t期末，企業家和政府對于下一期的預期利潤為：

在式（22）的約束下，企業家將選擇破產閾值ωL，t和杠桿率lL，t以最大化預期利潤，再次結合式（22），將lL，t進一步改寫為關于ωL，t的函數，即：

企業家L的外部融資溢價水平SPL，t為：

企業家L的凈資產VL，t為：

進一步地，令qt=Qt/Pt，πt=Pt/Pt-1，vL，t=VL，t/Pt，可以將式（20）、（21）和（28）改寫：

2.民營企業

民營企業由消費品廠商H和企業家H構成，其中，前者負責民營企業的生產，后者負責民營企業的融資決策。

（1）消費品廠商

消費品廠商H的生產函數為：

假定消費品廠商H處于一個完全競爭市場中，其最優化問題為：

對式（33）的資本KH，t和勞動NH，t求偏導，可得一階條件：

（2）企業家

在t期末，企業家H以Qt的價格向資本品企業購買下一期的資本品KH，t+1，資金來源主要包括兩部分，其中，一部分為銀行貸款LH，t，另一部分自有資金VH，t，即：

因此，企業家H的杠桿率lH，t為總資產除以自有資金，即：

企業家H受到銀行貸款合同的約束條件公式：

企業家H貸款決策的一階條件：

企業家H的外部融資溢價水平SPH，t為：

企業家H的凈資產VH，t為：

進一步地，令qt=Qt/Pt，πt=Pt/Pt-1，vH，t=VH，t/Pt，可以將式（39）、（40）和（45）改寫：

（四）消費品企業

在模型中引入價格粘性，這就需要在模型中添加最終品企業部門和中間品企業部門。按照一般的設定，中間品通過一個CES生產函數進行加總后得到最終品。其中，最終品為完全競爭市場的成果，而中間品企業則面臨壟斷競爭的市場格局。

1.最終品企業

在完全競爭的市場結構下，最終品企業使用中間品Yt（j）生產最終品Yt：

其中，ε為中間品的不變替代彈性，最終品Yt的價格為Pt，中間品Yt（j）的價格為Pt（j），最終品企業通過選擇Yt（j）以最大化其利潤：

對Yt（j）求偏導，可得一階條件為：

整理可得：

由完全競爭市場的零利潤條件可得：

整理可得：

2.中間品企業

中間品企業j∈[0，1]投入資本Kt（j）和勞動Nt（j）以獲得產出Yt（j），生產函數為：

中間品企業可以選擇勞動Nt（j）和資本Kt（j）以最小化成本：

構造拉格朗日函數，即：

其中，MCt（j）表示拉格朗日乘子。分別對式（58）中的勞動Nt（j）和資本Kt（j）求偏導，可得一階條件為：

拉格朗日乘子MCt（j）是中間產品Yt（j）的邊際成本，證明如下：

將式（59）除以式（60），整理可得：

將式（59）改寫為：

去掉下標j，式（63）改寫為：

令mct=MCt/Pt，wt=Wt/Pt，則式（64）變為：

結合式（52）和（61），可得中間品企業的利潤函數為：

參照Calvo（1983）的設定方法，在每一期只有（1-ζP）比例的中間品企業可以自由調整價格Pt（j），其余企業只能以Pt-1（j）的價格進行定價，因此，在t期，當中間品企業能自由地調整價格時，其選擇最優價格Pt（j）以最大化各期利潤貼現值之和：

對式（68）的Pt（j）求偏導，可得一階條件為：

將公式（69）進一步改寫為：

進一步可整理為：

式（71）右側與j無關，因此所有可以自由調整價格的企業都選擇作為最優價格，式（71）可以簡化為：

其中，X1，t和X2，t分別為：

（五）政府和央行

政府通過向家庭征收總稅額PtTt以支付政府支出PtGt，即：

其中，Gt服從：

其中，gt表示財政政策沖擊。

此外，中央銀行實行貨幣政策以調節經濟，貨幣政策服從泰勒規則，具體形式為：

將式（82）取對數進行線性化，得到：

而民營企業處于相對寬松的貨幣政策環境，在物價上漲過快或經濟產出增速過快的情況下，中央銀行提高基準利率Rd的力度更小，即Ψπ，H和Ψy，H較低，設定Ψπ，H和Ψy，H僅相當于τ比例的Ψπ，L和Ψy，L，當τ=0.6時，有：

綜上所述，結構性的貨幣政策規則為：

（六）市場出清和外生沖擊

假定經濟中的勞動量Nt服從：

國有企業占比為Ψ，民營企業占比為1-Ψ，則有：

由于民營企業不受政府擔保，因此將國有企業擔保比例bL，t進一步簡化為bt，經濟總資源的約束條件變為：

外生沖擊方面，假設存在3個外生沖擊，分別為兩類企業的全要素生產率沖擊AL，t和AH，t，以及貨幣政策沖擊，上述沖擊均服從以下的AR（1）過程：

（七）均衡條件和穩態求解

模型的均衡條件由式（7）、（8）、（9）、（13）、（14）、（18）、（19）、（22）、（23）、（26）、（27）、（29）、（30）、（31）、（32）、（36）、（37）、（41）、（42）、（43）、（44）、（46）、（47）、（48）、（65）、（75）、（76）、（77）、（79）、（81）、（89）、（90）、（91）、（92）、（93）、（94）、（95）等38個方程構成（其中，式（87）中包含兩個方程）。對應地，模型包含38個內生變量，分別為

若要對模型進行求解，首先需要求解各個變量的穩態值，并對模型中的參數進行校準賦值。穩態是指變量長期均衡所處的狀態，即Xt+1=Xt-1=Xt=X，從實際操作看，將變量的時間下標去掉后即可得到其穩態值。例如，將通貨膨脹率πt的穩態值設為1，由式（79）可知的穩態值為1，由式（76）和（77）可知x1，t和x2，t的穩態值分別為：x1=mcY/[C（1-ζPβ）]和x2=Y/[C（1-ζPβ）]等，對于內生變量穩態值的求解，可以參見馬家進（2018）。

三、參數估計

參數估計包括兩方面：一是通過現有文獻直接校準得到；二是通過貝葉斯估計方法得到。其中，通過現有文獻直接校準得到的參數值以及文獻來源（見表1），通過貝葉斯估計得到的參數值以及相關信息（見表2）。

表1 通過現有文獻直接校準得到的參數值以及文獻來源

對于其余參數，使用貝葉斯估計方法得到，其中，外生沖擊參數和政策持續系數的先驗信息主要參照劉斌（2008），政策反應系數的先驗信息則主要參照徐海霞和呂守軍（2019）。

對于參數后驗值，鑒于模型包含3個外生沖擊，因此需要選擇3組實際經濟數據與之匹配，按照大多數文獻的做法，采用實際GDP、CPI環比指數、人民幣一年期存款基準利率作為模型中產出、通貨膨脹和政策利率的代理變量，數據來源于國家統計局網站和Wind資訊，使用的數據區間為2013—2019年，對實際GDP進行對數化處理，使用HP濾波和X12模型對數據進行趨勢過濾和季節性調整后，最后利用Metropolis—Hastings算法進行20000次模擬得到參數的后驗均值和置信區間。參數先驗信息和后驗信息見表2。

表2 通過貝葉斯估計得到的參數值

四、模型分析

（一）結構性貨幣政策對主要經濟變量的影響

由模型構建內容可知，在一個單一貨幣政策下，可以將貨幣政策規則表達為：

結構性的貨幣政策規則可以表示為：

接下來模擬寬松貨幣政策環境下單一貨幣政策和結構性貨幣政策的效果，考慮一個單位負向標準差的基準利率沖擊下，經濟的主要變量：的脈沖響應圖，模擬結果見圖1。

結合圖1可以看出，在結構性貨幣政策下，民營企業和國有企業的融資成本在政策實施的初期均出現了下降，投資規模均有所提升。具體來講，從投資量看，結構性貨幣政策促進了國有企業IL和民營企業投資量IH的提高，結合脈沖響應圖來看，國有企業直達第17期左右，常規貨幣政策與結構性貨幣政策的IL才趨于一致，從數值大小看，國有企業的投資量IL在20期后轉為負值，背后的原因可能是在結構性貨幣政策的作用下，效率更高的民營企業投資對國有企業存在一定程度的擠出效應，導致國有企業長期投資量邊際遞減。民營企業IH在15期左右轉為負值，其政策效應下降的速度甚至快于常規貨幣政策，背后的原因可能是民營企業獲得政策資金的傳導渠道不暢通，金融歧視和政府隱性擔保依舊是金融資源配置不公平的重要原因，結構性貨幣政策短時間內的確發揮了作用，但從模型推導看，該政策還不能作為長期政策使用。從融資利率來看，結構性貨幣政策在初期降低了民營企業的融資利率和國有企業的融資利率，其效果相較單一貨幣政策更加平緩，有平滑經濟波動的效果。從圖1可以看出，結構性貨幣政策對國有企業和民營企業融資利率的影響趨勢基本一致，均是先下降，再上升轉為正值，后在第10期左右波動衰減收斂為0，相比較看，結構性貨幣政策對民營企業融資利率的效果更好。

圖1 一單位負向基準利率沖擊下主要經濟變量的脈沖響應圖

（二）匯率沖擊因素對主要經濟變量的影響

在相對開放的經濟環境下，匯率是影響國內經濟變量走勢的重要渠道，其中，歐美國家實施非常規貨幣政策，經過幾輪的量化寬松，對我國貨幣產生溢出效應，匯率下降意味著人民幣升值。由于我國匯率主要受歐美國家影響，實行有管理的浮動匯率，為保證實證結論的無偏性，在結構性貨幣政策下，嘗試構建了匯率沖擊→通貨膨脹→企業投融資的傳導渠道。對于模型的設定，選擇在通貨膨脹率變量πt上加入沖擊。具體形式如下：

其中，exchanget表示外匯沖擊，其中，exchanget滿足：

由圖2可知，從理論的角度出發，加入匯率沖擊因素后，在結構性貨幣政策下，民營企業的投資量IL和國有企業的投資量IH都出現了不同程度的下降，其中國有企業在第3期探底回升，在15期左右轉為正值，民營企業在第5期探底回升，25期后尚未恢復到正常階段，由此說明國有企業的投資水平不論是恢復時間還是恢復程度都優于民營企業，其背后的原因可能在于政府的隱性擔保為國有企業恢復生產提供了堅實的基礎。從融資利率看，民營企業的融資利率R和國有企業的融資利率均出現了短暫的上升，并在第6期左右下降為負值，之后逐漸收斂為0。

圖2 一單位負向匯率沖擊下主要經濟變量的脈沖響應圖

通過對比圖1和圖2可以發現，受匯率沖擊因素的影響下，國有企業和民營企業均出現投資水平下降，但融資利率并沒有如預想的那般出現明顯下降，而是振幅縮窄，并且在匯率沖擊初期出現一定程度的升高。其中，由模型推導可知，在我國結構性貨幣政策下，受匯率的沖擊，企業融資利率變化的趨勢與歐美國家實施量化寬松、負利率等非常規貨幣政策方向不完全一致。李若楊（2020）研究發現，我國缺乏貨幣政策獨立性的表現是，我國銀行隔夜拆借利率受美國聯邦基金利率影響，二者發生同向變動，而中國銀行隔夜拆借利率受美國聯邦利率沖擊影響為負，表明中國貨幣政策具有獨立性。綜上所述，由模型推導可知，結構性貨幣政策具有獨立性，其施策不受匯率沖擊因素的影響。

五、結論與建議

結合中國國情，構建DSGE模型量化評估結構性貨幣政策對我國國有企業和民營企業投資、融資的經濟效應，得出以下結論：第一，在結構性貨幣政策下，民營企業和國有企業的融資成本在政策實施的初期均出現了下降，投資規模均有所提升。具體來講，結合脈沖響應圖來看，國有企業的投資量在20期后轉為負值，背后的原因可能是在結構性貨幣政策的作用下，效率更高的民營企業投資對國有企業存在一定程度的擠出效應，導致國有企業長期投資量邊際遞減。民營企業在15期左右轉為負值，其政策效應下降的速度甚至快于常規貨幣政策，背后的原因可能是民營企業獲得政策資金的傳導渠道不暢通，金融歧視和政府隱性擔保依舊是金融資源配置不公平的重要原因，結構性貨幣政策短時間內的確發揮了作用，但從模型推導看，該政策還不能作為長期政策使用。從融資利率來看，結構性貨幣政策對國有企業和民營企業融資利率的影響趨勢基本一致，均是先下降，再上升轉為正值，后在第10期左右波動衰減收斂為0，相比較來看，結構性貨幣政策對民營企業融資利率的效果更好。第二，受匯率沖擊因素的影響下，國有企業和民營企業均出現投資水平下降，但融資利率并沒有如預期出現明顯下降，而是振幅縮窄，并且在匯率沖擊初期出現一定程度的升高，由模型推導可知，結構性貨幣政策具有獨立性，其施策不受匯率沖擊因素的影響。

基于上述結論，本文提出以下對策建議：第一，疏通結構性貨幣政策的傳導路徑。由于存在信息不對稱、道德風險等問題，有很多主觀因素會影響商業銀行執行政策的效果，因此中央銀行應為商業銀行制定激勵相容政策，以制度為手段，疏通并完善銀行信貸渠道。第二，重視結構性貨幣政策的資金管理。結構性貨幣政策資金存在流向國有部門的情況，特別中部地區更加明顯，建議應制定規章制度，對實施的政策進行事后跟蹤落實，對資金的用途進行全流程監管。