企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)分析

■任 杰，王 裕，孫 紅

企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)分析

■任 杰，王 裕，孫 紅

以2007～2014年隸屬于企業(yè)集團(tuán)的A股上市公司為樣本，從債權(quán)人的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)存在企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染現(xiàn)象。實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)集團(tuán)內(nèi)前一年有企業(yè)發(fā)生15%的大幅業(yè)績(jī)下滑后，集團(tuán)內(nèi)第二年其他成員單位的債務(wù)融資成本會(huì)受到傳染而上升。并且國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)方面存在差異，國(guó)有企業(yè)抵抗危機(jī)傳染的能力更強(qiáng)。

企業(yè)集團(tuán)；債務(wù)融資成本；傳染效應(yīng)

任杰（1988-），山東濰坊人，中國(guó)人民保險(xiǎn)集團(tuán)股份有限公司博士后科研工作站，管理學(xué)博士，研究方向?yàn)楣矩?cái)務(wù)；王裕（1986-），山東章丘人，中國(guó)信達(dá)資產(chǎn)管理股份有限公司博士后科研工作站，管理學(xué)博士，研究方向?yàn)楣矩?cái)務(wù)與公司治理；孫紅（1971-），山東濰坊人，山東省濰坊商業(yè)學(xué)校，會(huì)計(jì)學(xué)碩士，講師，研究方向?yàn)闀?huì)計(jì)理論。（北京100031）

一、引言

國(guó)內(nèi)外大量文獻(xiàn)已經(jīng)證明了集團(tuán)內(nèi)不同成員單位之間存在著傳染現(xiàn)象，即危機(jī)在集團(tuán)內(nèi)成員單位之間的傳導(dǎo)的確存在：Boonea和Ivanovb（2012）的研究證明了集團(tuán)內(nèi)成員單位的破產(chǎn)宣告會(huì)對(duì)集團(tuán)關(guān)聯(lián)公司產(chǎn)生傳染；Aharony和Swary（1983）、Lang和Stulz（1992）、Allen和Gale（2000，2008）都通過(guò)研究銀行破產(chǎn)宣告對(duì)其他企業(yè)股價(jià)的影響，證實(shí)了銀行間的借貸關(guān)系可以引發(fā)危機(jī)的傳染；我國(guó)學(xué)者黃俊、陳信元和張?zhí)焓妫?013）證明了存在以現(xiàn)金流、投資和債務(wù)規(guī)模為傳導(dǎo)途徑的集團(tuán)內(nèi)業(yè)績(jī)傳染。然而已有文獻(xiàn)對(duì)于集團(tuán)債務(wù)融資成本是否會(huì)受到危機(jī)傳染鮮有關(guān)注。

債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)是從債權(quán)人的角度出發(fā)，是對(duì)已有傳染現(xiàn)象的補(bǔ)充和拓展。在我國(guó)，債務(wù)融資仍舊是企業(yè)的主要融資渠道，企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)更加值得關(guān)注。本文結(jié)合國(guó)內(nèi)外對(duì)傳染的定義和已有研究成果，將企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)定義為：當(dāng)集團(tuán)前一年有企業(yè)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑后，對(duì)第二年集團(tuán)內(nèi)其他成員單位的債務(wù)融資成本產(chǎn)生影響的現(xiàn)象。同時(shí)，本文將前一年發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑的企業(yè)稱為源頭企業(yè)，將集團(tuán)內(nèi)第二年可能受到傳染的企業(yè)稱為目標(biāo)企業(yè)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

已有文獻(xiàn)表明，企業(yè)集團(tuán)各個(gè)子公司之間存在相互影響的現(xiàn)象。Allen和Babus、Acemoglu（2012）、William等（2013）都證明了由于集團(tuán)內(nèi)部存在多種連接關(guān)系，因此一個(gè)企業(yè)的大幅業(yè)績(jī)下滑會(huì)傳導(dǎo)到其他關(guān)聯(lián)企業(yè)；Dongchuhl（2013）構(gòu)建模型證明了流動(dòng)性危機(jī)在集團(tuán)兩個(gè)成員單位之間的傳染。但是對(duì)于導(dǎo)致集團(tuán)內(nèi)部各個(gè)子公司之間相互影響的因素，已有研究結(jié)果各異。

Cabrales（2014）、Acemoglu（2012）以及Boone和Ivanov（2012）都認(rèn)為集團(tuán)組織形式能夠影響傳染效應(yīng)的結(jié)果。Cabrales（2014）認(rèn)為組織形式越分散，組織之間聯(lián)系越小，越能夠減小業(yè)績(jī)沖擊的傳染；Acemoglu（2012）發(fā)現(xiàn)企業(yè)之間的關(guān)聯(lián)形式不同，受到產(chǎn)出沖擊傳導(dǎo)效應(yīng)的程度也有所差別；Boone和Ivanov（2012）發(fā)現(xiàn)存在戰(zhàn)略聯(lián)盟關(guān)系的公司之間，破產(chǎn)宣告有更大的反應(yīng)。

也有學(xué)者認(rèn)為，是集團(tuán)內(nèi)部的信息共享機(jī)制導(dǎo)致了傳染效應(yīng)的發(fā)生。Brown和Drake（2014）發(fā)現(xiàn)，集團(tuán)之間的網(wǎng)絡(luò)連接可以解釋避稅行為；Cai等（2014）同樣發(fā)現(xiàn)有交叉董事會(huì)成員的多個(gè)公司，表現(xiàn)出相似的信息披露決策；Chiu等（2013）發(fā)現(xiàn)如果一個(gè)企業(yè)的股東同時(shí)兼任集團(tuán)內(nèi)其他企業(yè)的股東，其中一家企業(yè)如果做了盈余管理，那么目標(biāo)企業(yè)做盈余管理的可能性就很大。

很多學(xué)者認(rèn)為由于資本在集團(tuán)內(nèi)部轉(zhuǎn)移導(dǎo)致了傳染效應(yīng)的發(fā)生。Aharony和Swary（1983）、Lang和Stulz（1992）、Allen和Gale（2000，2008）都認(rèn)為銀行間的借貸關(guān)系可以引發(fā)危機(jī)的傳染。

但是，是否國(guó)外資本市場(chǎng)中的企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)的敏感性與中國(guó)企業(yè)集團(tuán)一樣？是否中國(guó)A股上市公司之間債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)的敏感性與中國(guó)非上市公司傳染效應(yīng)的敏感性一樣？已有文獻(xiàn)鮮有這方面的專門研究。

（二）假說(shuō)的提出

由于債權(quán)人與集團(tuán)內(nèi)部存在信息不對(duì)稱，有兩種途徑會(huì)導(dǎo)致企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本的傳染效應(yīng)。第一，集團(tuán)內(nèi)某一企業(yè)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑，其他企業(yè)的內(nèi)部支持行為，會(huì)導(dǎo)致目標(biāo)企業(yè)把低成本籌到的資金轉(zhuǎn)移給發(fā)生危機(jī)的源頭企業(yè)；第二，受傳染的企業(yè)存在相同風(fēng)險(xiǎn)暴露的可能。Dongchuhl（2013）認(rèn)為當(dāng)一家企業(yè)出現(xiàn)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，債權(quán)人會(huì)認(rèn)為兩家子公司的模式相近，對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度相近，兩家子公司會(huì)做出類似的投資決策。因此當(dāng)集團(tuán)內(nèi)一家子公司出現(xiàn)了大幅業(yè)績(jī)下滑，集團(tuán)內(nèi)其他子公司很可能發(fā)生同樣的風(fēng)險(xiǎn)暴露問(wèn)題。據(jù)此，本文首先對(duì)我國(guó)隸屬于企業(yè)集團(tuán)的A股上市公司的債務(wù)融資成本傳染敏感性進(jìn)行檢驗(yàn)，提出假設(shè)1：

H1：如果集團(tuán)內(nèi)前一年有企業(yè)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑，那么第二年集團(tuán)內(nèi)其他成員單位的債務(wù)融資成本會(huì)受到傳染而提高。

黃俊、陳信元和張?zhí)焓妫?013）將隸屬于企業(yè)集團(tuán)的非上市公司息稅前利潤(rùn)相比前一年下降超過(guò)20%，作為發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑事件的確定標(biāo)準(zhǔn)。而本文的研究對(duì)象是隸屬于企業(yè)集團(tuán)的A股上市公司，樣本與其有顯著差別。因此本文分別將超過(guò)10%、15%、20%、25%的息稅前利潤(rùn)的下降定義為發(fā)生了大幅業(yè)績(jī)下滑事件，檢驗(yàn)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑事件是否會(huì)對(duì)集團(tuán)內(nèi)其他成員企業(yè)債務(wù)融資成本產(chǎn)生傳染現(xiàn)象。

已有文獻(xiàn)都證明國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在獲取債務(wù)融資方面有很大的不同（丁庭選和潘克勤，2008；王善平和李志軍，2011），但是都沒(méi)有具體從企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本被傳染這個(gè)角度來(lái)考慮。債權(quán)人和企業(yè)之間的信息不對(duì)稱程度最能夠解釋獲得貸款的難易程度。因此我們預(yù)計(jì)，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)預(yù)計(jì)可能表現(xiàn)出不同的債務(wù)融資成本傳染效果。據(jù)此，提出第二個(gè)假設(shè)：

H2：非國(guó)有企業(yè)債務(wù)融資成本受到的傳染效應(yīng)更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本選擇

本文擬采用隸屬于企業(yè)集團(tuán)的全部A股上市公司作為基礎(chǔ)樣本。受到樣本數(shù)據(jù)可得性的限制，本文沒(méi)有考慮一個(gè)企業(yè)集團(tuán)內(nèi)非上市子公司的情況。同時(shí)，由于會(huì)計(jì)核算的差異，也沒(méi)有考慮集團(tuán)在境外上市的子公司。樣本的數(shù)據(jù)搜集總體上分兩步：一是手動(dòng)篩選企業(yè)集團(tuán)；二是刪除金融企業(yè)。考慮到會(huì)計(jì)準(zhǔn)則一致性問(wèn)題，本文的樣本期間為2007年至2014年。

（二）變量選擇和度量

表1 有關(guān)變量的定義和度量

1.被解釋變量。本文的被解釋變量是企業(yè)債務(wù)融資成本，用三種不同的方式來(lái)度量，分別用costdebt1、costdebt2和costdebt3來(lái)表示。

本文手動(dòng)搜集了利息支出，用長(zhǎng)期借款、短期借款、一年內(nèi)到期的非流動(dòng)性負(fù)債和應(yīng)付債券四項(xiàng)之和作為有息負(fù)債的度量。用利息支出除以有息負(fù)債，即為本文的costdebt1（見(jiàn)表1）；本文同時(shí)從現(xiàn)金流量表中手動(dòng)搜集了分配鼓勵(lì)、利潤(rùn)或償付利息所支付的現(xiàn)金，再減去分配股利所支付的現(xiàn)金，得到現(xiàn)金流量表中的利息支付，再除以有息債務(wù)就得到costdebt2；最后本文用上市公司所發(fā)行的短期融資券的實(shí)際利率進(jìn)行衡量。這在以往對(duì)于企業(yè)債務(wù)融資成本的度量中是被忽略的。因此也是本文的一大創(chuàng)新。

2.解釋變量。本文最主要的解釋變量是“集團(tuán)內(nèi)前一年是否有企業(yè)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑”。黃俊等（2013）將企業(yè)息稅前利潤(rùn)較前一年下降超過(guò)20%，定義為發(fā)生了大幅業(yè)績(jī)下滑。本文沿用黃俊、陳信元、張?zhí)焓妫?013）的做法，仍舊將息稅前利潤(rùn)作為業(yè)績(jī)的衡量指標(biāo)。

如果前一年集團(tuán)內(nèi)有企業(yè)發(fā)生了大幅業(yè)績(jī)下滑，那么同一集團(tuán)內(nèi)其他成員企業(yè)post值均取1，否則取0。如果前一年集團(tuán)內(nèi)有多個(gè)公司發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑，則將這些發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑的公司都定義為源頭公司，第二年其他子公司的post取值仍舊為1。為了避免源頭企業(yè)第二年的業(yè)績(jī)可能受到前一年自身業(yè)績(jī)的影響，如果源頭企業(yè)前一年發(fā)生了大幅業(yè)績(jī)下滑，那么在第二年將源頭企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)剔除。其他控制變量具體如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

模型（1）主要檢驗(yàn)了什么程度的業(yè)績(jī)下滑能夠引起集團(tuán)內(nèi)其他成員單位債務(wù)融資成本被傳染致上升。

其中posti，t-1代表如果集團(tuán)內(nèi)第t-1年有i企業(yè)發(fā)生了大幅業(yè)績(jī)下滑，即考察集團(tuán)內(nèi)前一年是否有企業(yè)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑；costdebtj，t代表第t年j企業(yè)的債務(wù)融資成本，考察集團(tuán)內(nèi)其他成員單位的債務(wù)融資成本是否受到了傳染；∑controlvariables為影響債務(wù)融資成本的控制變量，具體見(jiàn)表1。

模型（2）檢驗(yàn)了國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)，當(dāng)集團(tuán)內(nèi)前一年有源頭企業(yè)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑后，集團(tuán)內(nèi)其他成員企業(yè)債務(wù)融資成本受到的傳染效應(yīng)是否有顯著區(qū)別。

其中，posti，t-1代表如果集團(tuán)內(nèi)第t-1年有i企業(yè)發(fā)生了大幅業(yè)績(jī)下滑，即考察集團(tuán)內(nèi)前一年是否有企業(yè)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑；costdebtj，t代表第t年j企業(yè)的債務(wù)融資成本，考察集團(tuán)內(nèi)其他成員單位的債務(wù)融資成本是否受到了傳染；state代表所有權(quán)性質(zhì)，為啞變量。當(dāng)企業(yè)為國(guó)有企業(yè)時(shí)，state取1，否則取0。交叉項(xiàng)posti，t-1*statej，t主要用來(lái)檢驗(yàn)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)受到的傳染效應(yīng)是否會(huì)不同；∑controlvariables為影響債務(wù)融資成本的控制變量，具體見(jiàn)表1。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

表2 企業(yè)集團(tuán)傳染效應(yīng)的敏感性分析

平下顯著。

（5）表3中回歸方程的解釋變量均為costdebt1。

表2的回歸結(jié)果顯示了分別將10%、15%、20%、25%的息稅前利潤(rùn)的下滑程度作為發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑的判斷標(biāo)準(zhǔn)，將發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑事件post對(duì)企業(yè)債務(wù)融資成本costdebt1進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)是否存在債務(wù)融資成本被傳染的現(xiàn)象。

（一）債務(wù)融資成本傳染敏感性檢驗(yàn)

解釋變量post對(duì)企業(yè)債務(wù)融資成本的回歸系數(shù)分別為0.01390、0.0140、0.0143，都在1%的水平上顯著為正。表明當(dāng)集團(tuán)前一年發(fā)生超過(guò)15%、20%、25%的息稅前利潤(rùn)下滑后，會(huì)分別引起第二年集團(tuán)內(nèi)其他成員單位債務(wù)融資成本上升1.39%、1.40%和1.43%。這表明只要前一年息稅前利潤(rùn)下滑幅度超過(guò)15%，就會(huì)引起集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染現(xiàn)象。當(dāng)企業(yè)前一年發(fā)生超過(guò)10%的息稅前利潤(rùn)的下降，并不會(huì)引起第二年集團(tuán)債務(wù)融資成本被傳染：post對(duì)企業(yè)債務(wù)融資成本costdebt的回歸結(jié)果并不顯著。因此本文將企業(yè)前一年息稅前利潤(rùn)下降超過(guò)15%定義為發(fā)生了大幅業(yè)績(jī)下滑事件。growth、cfo、intcov、fixrate都按照1%的水平進(jìn)行了縮尾處理。

表3 三種不同方法檢驗(yàn)傳染效應(yīng)

（2）括號(hào)內(nèi)的數(shù)字是調(diào)整異方差之后的t值。

（3）***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。

（二）企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)的檢驗(yàn)

本文通過(guò)手動(dòng)搜集上市公司年報(bào)，用三種不同的方法對(duì)債務(wù)融資成本進(jìn)行了度量。表3報(bào)告了將大幅業(yè)績(jī)下滑事件post分別對(duì)costdebt1、costdebt2和costdebt3進(jìn)行回歸的結(jié)果。post對(duì)costdebt1、costdebt2、costdebt3的回歸系數(shù)分別為0.0139、0.0154和0.012，都在1%的水平上顯著為正。這表明當(dāng)集團(tuán)內(nèi)前一年有企業(yè)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑事件后，會(huì)引起第二年集團(tuán)內(nèi)其他成員企業(yè)債務(wù)融資成本上升1.39%（或1.54%、1.2%）?；貧w結(jié)果表明不論用哪種方法度量企業(yè)債務(wù)融資成本，企業(yè)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)都是穩(wěn)健的。

（三）國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在傳染效應(yīng)方面是否有差別growth、cfo、intcov、fixrate都按照1%的水平進(jìn)行了縮尾處理。

表4 所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)集團(tuán)傳染效應(yīng)

（2）括號(hào)內(nèi)的數(shù)字是調(diào)整異方差之后的t值。

（3）***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。

表4報(bào)告了所有權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)的影響。post對(duì)企業(yè)債務(wù)融資成本costdebt1、costdebt2和costdebt3的回歸系數(shù)分別為0.0134、0.0129和0.0120，仍然都在1%的水平上顯著為正，且都略小于未加入交互項(xiàng)post*state時(shí)的回歸結(jié)果，這表明交互項(xiàng)具有一定的解釋力度。交互項(xiàng)post*state對(duì)企業(yè)債務(wù)融資成本costdebt1和costdebt2的回歸系數(shù)分別為-0.0073、-0.0031，都在10%的水平上顯著為負(fù)，表明集團(tuán)內(nèi)前一年同樣存在大幅業(yè)績(jī)下滑事件后，國(guó)有企業(yè)的債務(wù)融資成本上升幅度更小，即國(guó)有企業(yè)受到的企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)更小。這主要是因?yàn)閲?guó)企的內(nèi)部控制更好、信息披露更加透明，因此債權(quán)人與國(guó)有企業(yè)之間的信息不對(duì)稱程度更小。當(dāng)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑事件后，債權(quán)人對(duì)國(guó)企集團(tuán)內(nèi)其他成員單位借款利率提高的幅度更小。綜上所述，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑后的集團(tuán)傳染效應(yīng)方面確實(shí)存在差異，國(guó)有企業(yè)更不容易受到傳染效應(yīng)的不良影響。

五、結(jié)論及啟示

本文主要檢驗(yàn)了三個(gè)問(wèn)題：第一，隸屬于企業(yè)集團(tuán)的A股上市公司之間是否存在債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)；第二，什么程度的大幅業(yè)績(jī)下滑會(huì)導(dǎo)致企業(yè)集團(tuán)債務(wù)融資成本致傳染效應(yīng)的發(fā)生；第三，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在企業(yè)集團(tuán)傳染效應(yīng)方面有何差異。通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)，本文主要有以下發(fā)現(xiàn)：

第一，隸屬于企業(yè)集團(tuán)的A股上市公司之間存在債務(wù)融資成本的傳染效應(yīng)。且當(dāng)集團(tuán)內(nèi)前一年有企業(yè)發(fā)生超過(guò)15%的大幅業(yè)績(jī)下滑后，債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)是顯著的。并且不論用哪種方法度量企業(yè)債務(wù)融資成本，傳染效應(yīng)的結(jié)果都是穩(wěn)健的。

第二，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在集團(tuán)債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)方面存在差異，國(guó)有企業(yè)更不容易受到傳染效應(yīng)的不良影響。當(dāng)集團(tuán)內(nèi)前一年有企業(yè)發(fā)生大幅業(yè)績(jī)下滑后，相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)而言，國(guó)有企業(yè)債務(wù)融資成本上升幅度更小。

本文的研究結(jié)論表明，隸屬于企業(yè)集團(tuán)的A股上市公司對(duì)于源頭企業(yè)大幅業(yè)績(jī)下滑事件反應(yīng)更為敏感。而國(guó)有企業(yè)抵抗大幅業(yè)績(jī)下滑的不良影響的能力更強(qiáng)，更不容易受到債務(wù)融資成本傳染效應(yīng)的影響。

[1]Aharony and Swary，“Contagion effects of bank failures:evidence from capital markets”，Journal of Business,1983，56(3):305～332.

[2]Allen,F.and D.Gale,Financial contagion, Journal of Political Economy，2000，108(1):1～33.

[3]Anton，M.and C.POLK，Connected Stocks.The Journal of Finance，2014，69(3):1099～1127.

[4]Ashbaugh-Skaife，D.W.Collins and R.LaFond, The effects of corporate governance on firms’credit ratings.Journal of Accounting and Economics,2006，42(1):203～243.

[5]Beasley M.S，An empirical analysis of the relation between the board of director composition and financial statement fraud.The Accounting Review. 1996，71(4):443～465.

[6]Boone，A.L.andV.I.Ivanov，Bankruptcy spillover effects on strategic alliance partners.Journal of Financial Economics,2012，103(3):551～569.

[7]Cabrales，Gottardi and Vega-Redondo，Risksharing and contagion in networks.Working paper, SSRN.2014.

[8]Cai，Y，et al，Board interlocks and the diffusion of disclosure policy.Review of Accounting Studies, 2014，19(3):p.1086～1119.

[9]Chiu，P，S.H.Teoh and F.Tian,Board Interlocks and Earnings Management Contagion.The Accounting Review，2013，88(3):915～944.

[10]黃俊，陳信元，張?zhí)焓?公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效傳染效應(yīng)的研究[J].管理世界,2013，(03):111～118.

[11]侯景波，王李.銀行集團(tuán)風(fēng)險(xiǎn)并表管理探討[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2014，(09):63～66.

F832.332

A

1006-169X（2017）04-0015-05

本文受到國(guó)家自然科學(xué)基金（71302001）資助。