货币政策与房地产流动性风险范文

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《南方金融杂志》2014年第七期

一、理论假设与实证设计

（一）流动性平滑效应的引出。根据Fazzari和Petersen（1993）的研究成果，固定资本投资与营运资本投资对现金流具有竞争效应。所以，对融资约束企业而言，在遭遇现金流冲击时，会降低调整成本更低的营运资本来“平滑”不可逆（调整成本更高）的固定投资。这一平滑效应可借助模型（1）表现：模型（1）中核心变量的定义及其计量口径详见表2，而∑Controls通常包括：Size（规模）、MB（市值账面比）、Lev（杠杆率）、Age（上市年龄）、C（资本成本）等控制变量（本文实证检验过程保留了资本成本因素，并增加了资本成本的平方，从而考察房地产行业资本成本与固定投资之间是否存在非线性关系）。从模型（1）的设定形式看，若固定投资“平滑”效应成立，则营运资本投资（ΔNWC）对固定投资（I）的回归系数β2应显著为负。然而，在宏观冲击条件下，除固定投资平滑外，营运资本管理还存在另一重要特征：流动性平滑——即面临高融资约束的企业，往往出于“预防性动机”，将原本被商业信用或存货所占用的资本，转化为现金等流动性较强的资产，从而使得“流动性”营运资本投资不断“提升”。于博等（2013）从预防性动机首次提出了上述流动性平滑的理论预期并进行了相应的实证设计。其基本研究思想是将营运资本定义为净营运资本（NWC），并参照王竹泉（2007）的研究，将NWC细分为经营性营运资本（ORWC）和流动性营运资本（LRWC），其中：LRWC=（现金或现金等价物+应收利息+应收股利）-（短期借款+应付股利+应付利息）。ORWC=（存货+应收账款+应收票据+其它应收款+预付账款）-（应付账款+应付票据+预收账款+应付职工薪酬+应付税费+其它应付款）。前者的管理目标是保证企业的流动性和偿债能力，后者的管理目标则更侧重于周转效率和盈利能力。资金会在ORWC与LRWC两种状态下转换，如企业加强存货周期及商业信用的回收与优化管理，会导致存货水平下降，并通过现金流，转入LRWC（如转为现金等货币资产）。更重要的是，当“经济周期”和“宏观调控”等因素通过影响实体经济投资需求及金融系统货币供给从而对企业现金流造成较大负面冲击时，企业出于预防性动机，往往会对流动性更强的资产产生更大的持有偏好，这将导致企业在现金流冲击下更加倾向于削减那些流动性更弱、调整成本更高的资产（如存货或商业信用），而对那些流动性强、调整成本低的资产（如现金或现金等价物）不仅不进行削减，反而呈现出更高的积累倾向。在此基础上，于博等（2013）提出了流动性平滑假说，即预期ORWC的下降不仅承担着平滑固定投资的作用，还承担着补充现金等强“流动性”投资（LRWC）的作用。根据这一理论预期，LRWC应呈现出更高的积累偏好，即ΔLRWC应存在“增长”趋势，从而说明企业并非通过降低LRWC来平滑固定投资；相反，ORWC将呈现“下降”趋势，因为企业不仅通过降低它来平滑固定投资，而且还通过降低它来补充LRWC。由此引发两个可验证的特征：第一，若固定投资平滑的存在，则ΔNWC（净营运资本投资）的下降速度应至少快于固定投资；若流动性平滑存在，则ΔORWC的下降速度也应快于ΔNWC。为此，本文特别提供了对上述变量运行特征的比较分析过程，具体如表1所示。表1显示，ΔNWC呈现出“跨期”下降特征（即D.ΔNWC<0），且下降的速度快于固定投资，说明“固定投资”平滑成立。此外，表1中也列示了△ORWC的分年度数据。比较发现，2008年与2009年相比，ΔORWC的“跨期”下降的幅度（将近90%）明显高于ΔNWC下降的幅度，即使剔除掉2008年经济危机的影响，将2009年与2007年相比，ΔORWC下降的比例也达到87%，而ΔNWC仅下降了约10%。这一特征无疑为“流动性”平滑效应的存在提供了证据。第二，既然营运资本（NWC）对“固定投资”的平滑效应事实上是借助ORWC的下降来实现的，那么，当使用ΔORWC替换模型（1）中的ΔNWC时（如模型（2）所示），其回归系数也应显著为负。与此同时，由于ΔORWC下降幅度大于ΔNWC，而当期固定投资被平滑的程度是固定的，所以，ΔORWC平滑固定投资的能力（表现为模型（2）中的β2）相比ΔNWC对固定投资的平滑能力（表现为模型（1）中的β2）应该更低——因为需要下降更多才能补充一个单位的固定投资，而多下降的部分则用于补充现金等强流动性资产。换言之，模型（2）中的β2（简称β22）应“大于”模型（1）中的β2（简称β21），因为β2是对平滑效率的一种反映，由于ΔORWC对固定投资的平滑效率“更低”，故回归系数的绝对值应“更小”（注意β2为负。上述分析既提供了检验流动性平滑的机制（即检验β22是否大于β21），又提供了比较流动性平滑强度的方法——比较β21与β22的偏离度，偏离度越大，说明每补充一个单位的固定投资，需要消耗的ΔORWC越高，而多余的消耗全部转入了ΔLRWC，即意味着流动性平滑的程度更高。上述比较机制为检验企业“流动性平滑”的“异质性”特征提供了方法。因为融资约束水平越高的企业，其固定投资与ΔNWC的现金流竞争效应越强（即β21越低）；同时，其预防性动机也越高，即利用ORWC补充LRWC的动机更强，所以其流动性平滑程度应该越高，即“偏离度”应该越大。综上所述，本文提出如下假设：假设1：在外生冲击时期（2007-2011年），房地产行业存在利用营运资本进行固定投资平滑及流动性平滑的行为特征（体现为模型（1）与模型（2）中的β2均应显著为负，且后者大于前者）。假设2：融资约束越高的企业，上述两种平滑效应越显著（体现为与全样本组相比，用融资约束组估计模型（1）的β2时，β2更低；对于两模型的β2偏离度，融资约束组比全样本组更大）。

（二）外生货币调控与内生平滑效应的交互作用分析。企业进行流动性平滑的目的，是增强现金等货币资产，进而提高短期资产的流动能力及短期偿债能力。本文认为，流动性平滑的水平，体现了企业对现金等强流动性资产的“持有偏好”，而该偏好主要与企业的预防性动机有关。现有文献多角度证实了企业的“流动性”偏好与预防性动机正相关。Almeidaetal.(2004)基于预防性动机分析了企业现金的跨期配置问题，证明了预防性动机形成了跨期现金积累特征。Baumetal.（2005）从宏观经济与个体不确定性角度建立了现金持有的“预防性动机”模型，证实了当宏观经济或个体不确定性增强时公司现金等流动性资产配置规模会增加。Batesetal（.2008）考察了1980-2006期间，美国企业出于预防性动机，具有不断增加以现金资产为代表的流动性水平的行为特征。Han和Qiu（2007）证明了融资约束公司的流动性需求对现金流量的波动更敏感，因为融资约束会造成公司在当前和未来的投资之间进行跨期平衡。当未来现金流风险不能被完全分散时，这种跨期平衡，会使融资约束公司有更强的“预防性动机”而持有更多的现金。于博（2014）以我国房地产上市企业为样本，证明了预防性动机是导致投资-现金流敏感度与融资约束呈现非线性关系的核心动因。鉴于宽松货币政策能够改善融资约束和化解宏观不确定性，所以，本文预期宽松的货币政策不仅对“固定投资平滑”具有缓解效应，而且宽松货币政策还将有助于缓解预防性动机、降低企业流动性平滑水平。模型（3）和（4）可用来检验货币政策变动对两种平滑效应的影响强度。模型（3）和（4）中，Mt-1表示上一期的广义货币供给增速，作为货币政策波动的变量；CT表示资本成本，具体计算口径参考表2。考虑到现有文献对资本成本与投资之间非线性关系的论述，本文在模型中均引入了资本成本的平方项。β7是模型（3）和（4）考察的重点，其用于描述货币政策对两种平滑效应的影响作用。本文认为：货币政策越宽松，ΔNWC与I的竞争效应越低，企业进行固定投资平滑的程度也越低。因此，β73应显著为正（β73显著为正，说明货币政策越宽松，竞争效应越低）；与此同时，考虑到货币政策越宽松，对于稳定宏观预期，提升交易性需求，降低企业预防性动机的影响作用越大，越能够引导企业减少流动性储备，增加投资，从而达到降低流动性平滑程度的效果。因此，β74应显著为负（β74显著为负，说明货币政策越宽松。由于β23随着货币政策放松而提高，故β24与β23的“偏离度”缩减，即流动性平滑程度降低）。综上所述，本文提出如下假设：假设3：外生冲击时期（2007-2011年），货币政策越宽松，其对企业固定投资平滑和流动性平滑的影响（缓解）程度越大（体现为β73为正，模型6中的β74为负）。

二、实证研究的变量、样本与方法

（一）变量的定义。各变量含义见表2。

（二）样本选择与内生性处理。借助国泰安数据库，本文选择了房地产业（J01）2007-2011年间的样本数据，并剔除了如下样本：1、截至2012年末，上市时间不满5年的企业或主营业务由其他行业转为房地产业、且转入后的经营年度低于5年的企业；2、ST类企业；3、单一年度营运资本或主要观测变量出现异常波动的企业；4、房地销售占主营业务收入的比重，近5年的平均值低于50%的企业；5、考察期内进行了资产重组的企业。最终，共计52家企业，237个样本。在估计方法上，本文采用2SLS/迭代GMM来控制营运资本的内生性问题。对于工具变量的选择，本文参考Fazzari和Petersen（1993）的方法，将ΔNWC（ΔORWC）的工具变量设定为：ROE-1、CFO-1、NWC-1（ORWC-1）。相应地，交叉乘项（如M-1*ΔORWC）的工具变量设置为M-1*ROE-1，M-1*CFO-1，M-1*ORWC-1。由于稳健性检验中引入了固定投资的滞后期（I-1），即在考虑投资惯性的条件下，进一步检验固定投资平滑/流动性平滑的存在性。因此，为处理ΔNWC、ΔORWC、It-1的多重内生性问题，本文采用差分GMM（一步法）进行估计。为分析货币政策对不同融资约束企业的异质效应，本文采用SA指数(Hadlock和Pierce，2010)计算了每个企业观测年度的融资约束水平，剔除了融资约束最低的25%的企业，构成“融资约束组”。为保证分类方法不存在显著的噪音影响，本文计算出融资约束状态在观测期内波幅超过一个等级变化（0.2为分位数单位）的比例低于总样本10%，即分类结果具有稳定性。

三、实证结果

（一）对假设1和假设2的检验与分析。为验证假设1，本文首先基于随机效应，采用G2SLS对模型（1）及模型（2）进行了分组检验（见表3）；其次，考虑到GMM在处理异方差方面的稳健性，本文采用“迭代GMM”法对模型（1）和（2）重新进行了分组检验（见表4）。上述两种检验的结果均表明：第一，△NWC的系数均为负，且融资约束组的系数低于全样本组。这说明固定投资平滑效应确实存在，且融资约束组的平滑程度更高；第二，无论是“全样本组”还是“融资约束组”，△ORWC回归系数始终大于△NWC的回归系数，即说明流动性平滑效应确实存在。同时，通过对比不同分组下两模型中β2的偏离度发现“，融资约束组”确实高于全样本组，从而说明流动性平滑不仅存在且具有异质性。

（二）对假设3的检验与分析。为检验假设3，即验证营运资本管理与货币政策调控之间的交互作用，本文采用固定效应2SLS对模型（3）和（4）进行了检验（见表5）。结果表明，各分组回归中，M与△NWC的交叉项系数均为正，说明货币政策越宽松△NWC的系数β2越高，能够越大程度地降低企业进行固定投资平滑的水平；而M与△ORWC的交叉项系数均为负，说明货币政策越宽松，越能缩小两模型中β2的距离，由于这一距离表示企业流动性平滑的程度，故宽松货币政策有助于缓解企业流动性平滑的程度，降低企业未来发生流动性危机的风险。这与本文假设3完全吻合。

四、稳健性检验

本文基于动态视角进一步验证了两种平滑效应在动态框架下的适用性（详见表6）。因为若两种平滑特征确实存在，则平滑作用的显著性不应在引入投资惯性（即It-1）后消失。动态回归结果表明：第一，房地产行业固定投资的惯性作用并不显著，这与刘康兵(2012)的结论一致。第二，各分组的ΔNWC系数依然为负，即存在固定投资平滑效应；且融资约束组的ΔNWC系数依然低于全样本组，即融资约束越强，营运资本的固定投资平滑效应越大。第三，任一分组下，ΔORWC的回归系数均大于ΔNWC系数，即“经营性”营运资本对流动性的平滑特征在动态框架下依然成立；且“融资约束组”系数偏离度在动态模型下依然大于全样本组，即企业融资约束越高，其利用ORWC进行流动性平滑的强度越大。这再次证明了本文假设的合理性。在表6中，AR(1)和AR(2)分别用于检验差分程（因为采用差分GMM）中误差项的序列相关性，本文结果支持残差序列一阶负相关，二阶不相关，回归结果具有统计有效性。HansenJ值及其对应的P值均说明无法拒绝原假设，即工具变量集总体有效，不存在过度识别。此外，本文还采用人民币信贷增速来代替广义货币供给增速，从而考察与假设2有关的交互效应。实证结果依然支持本文预期。限于篇幅，此处不再赘述，但相关回归数据留存备索。

五、研究结论

本文研究结论及其核心意义体现在以下方面：第一，企业为应对融资约束，呈现出调整营运资本平滑固定投资的能动性特征，且融资约束越强，固定投资的平滑效应越高。这一发现为解释中国经济在金融抑制背景下能够始终保持高速增长提供了内生性证据，也为协调宏观政策调控与企业内生治理提供了理论基础与优化路径。第二，面对宏观冲击，企业会调整存货与商业信用等“经营性”营运资本来补充短期流动性，且这一流动性平滑特征与融资约束水平正相关。这一发现将现有文献对营运资本管理的研究视野从“规模分析”延伸至“结构分析”，拓展了“营运资本平滑理论”的研究边界。第三，通过考察不同行业“流动性平滑”的强度，来为货币政策“定向”调控提供依据。从长期来看，过度的“流动性平滑”将加大企业未来发生债务风险的概率。因此，货币政策调控应采用差异化方式推进，即对于流动性平滑程度非常高的行业，为防范其远期债务风险，货币政策应适当考虑“定向宽松”。

作者：于博颜铭佳单位：天津财经大学经济学院