資產(chǎn)流動性對我國貨幣政策傳導(dǎo)的影響
——企業(yè)投資行為視角

羅鑫 池曉輝 童小龍

（復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433）

一、引言

在貨幣政策影響經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出過程中，企業(yè)投資作為總需求的一部分深受宏觀貨幣政策的影響。資產(chǎn)負(fù)債表傳導(dǎo)渠道（Bernanke and Gertler，1995）表明，緊縮貨幣政策會增加債務(wù)利息支出，減少企業(yè)凈現(xiàn)金流，同時(shí)資產(chǎn)價(jià)格下跌也會導(dǎo)致企業(yè)資產(chǎn)價(jià)值縮水。而企業(yè)資產(chǎn)狀況惡化則加重了與貸方之間的代理沖突（李青原和王紅建，2013），增加了企業(yè)外部融資溢價(jià)與融資困難程度，導(dǎo)致企業(yè)投資規(guī)模收縮，并最終引起總產(chǎn)出下降。雖然貨幣政策的調(diào)控目標(biāo)是總產(chǎn)出等宏觀經(jīng)濟(jì)變量，但是這種影響是間接的。因此，只有實(shí)現(xiàn)貨幣政策向企業(yè)投資的有效傳導(dǎo)才能直接達(dá)到政策目標(biāo)（姜國華和饒品貴，2011）。

在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)過程中，作為信貸雙方信息不對稱的影響因素，資產(chǎn)流動性發(fā)揮著不可忽視的作用。具體而言，預(yù)期現(xiàn)金流與資產(chǎn)凈值的下降減少了企業(yè)的抵押價(jià)值，進(jìn)而加劇了逆向選擇與道德風(fēng)險(xiǎn)問題。嚴(yán)重的代理沖突引發(fā)了企業(yè)更高的外部融資溢價(jià)，抑制了企業(yè)的外部融資能力。如果沒有充足的流動資產(chǎn)為其投資項(xiàng)目融資，企業(yè)則不得不額外放棄有利可圖的投資機(jī)會。相反，企業(yè)資產(chǎn)流動性較高，可以緩解與貸方之間的信息不對稱，提高外部融資規(guī)模，從而增加投資支出。

資產(chǎn)流動性在減輕信貸雙方信息不對稱程度、降低企業(yè)外部融資溢價(jià)方面的作用得到了大量文獻(xiàn)的支持。流動性資產(chǎn)允許企業(yè)以較低成本出售自有資產(chǎn)以償還債務(wù)，因此緩解了信貸雙方的代理沖突，降低了資金成本（Ortiz-Molina and Phillips，2014），增強(qiáng)了債務(wù)融資能力（Morellec，2001），進(jìn)而提高企業(yè)投資的靈活性。Flor and Hirth（2013）指出，企業(yè)資產(chǎn)流動性是決定投資—現(xiàn)金流敏感性的重要因素，流動性越高，其資產(chǎn)清算價(jià)值與重置性越高，從而外部融資成本越低。Joseph et al.（2020）認(rèn)為，現(xiàn)金持有更多的企業(yè)可以利用內(nèi)部資金償付利息、更換資本設(shè)備以及為盈利的投資項(xiàng)目提供資金，進(jìn)而影響企業(yè)投資決策。因此，持有流動資產(chǎn)不僅能為企業(yè)提供更多內(nèi)部資金來源，其良好的抵押價(jià)值更能保障債權(quán)人的利益，緩解信貸雙方信息不對稱，提高企業(yè)債務(wù)融資能力，最終影響企業(yè)投資決策。

雖然貨幣政策在向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)過程中，資產(chǎn)流動性發(fā)揮著關(guān)鍵作用，但是這種重要性在最近幾年才得到學(xué)者們的關(guān)注。Jeenas（2019）認(rèn)為，資產(chǎn)流動性賦予企業(yè)更多的內(nèi)部資金與更高的債務(wù)融資能力，因此在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中產(chǎn)生了抵消作用。Joseph et al.（2020）發(fā)現(xiàn)，持有更多流動資產(chǎn)導(dǎo)致企業(yè)受外部信貸周期的影響較小，更能保持投資的平滑。此外，李青原和王紅建（2013）在研究資產(chǎn)抵押性影響企業(yè)投資行為時(shí)，分析了貨幣政策對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。然而，其直接采用貨幣供給作為貨幣政策的代理變量，這一方法無法剔除企業(yè)部門對貨幣政策變動的預(yù)期，只能分析宏觀貨幣政策對微觀企業(yè)行為的影響效應(yīng)，無法用于微觀企業(yè)特征對宏觀貨幣政策傳導(dǎo)效果的研究。

基于此，本文借鑒 Gertler and Karadi（2015）、劉紅忠等（2019）以及 Altavilla et al.（2019）的方法，采用利率互換高頻數(shù)據(jù)識別了貨幣政策沖擊，并進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為季度頻率的沖擊序列。結(jié)合我國上市企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，本文從微觀企業(yè)視角分析了資產(chǎn)流動性在我國貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中的作用。研究發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)流動性對我國貨幣政策向企業(yè)投資的傳導(dǎo)效果具有顯著的抵消作用。換言之，資產(chǎn)流動性過高會抵消貨幣政策引致的投資變動規(guī)模。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：首先，基于我國企業(yè)資產(chǎn)流動性特征事實(shí)，考察了資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的影響。與現(xiàn)有研究相比，本文采用的貨幣政策沖擊序列有效剔除了企業(yè)部門對貨幣政策變動的預(yù)期成分，從而更好地識別了資產(chǎn)流動性影響貨幣政策傳導(dǎo)效果的因果關(guān)系。其次，本文從微觀企業(yè)視角反向研究貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，進(jìn)一步豐富了宏觀貨幣政策與微觀企業(yè)行為的互動關(guān)系領(lǐng)域的研究。而現(xiàn)有研究主要集中于貨幣政策影響資產(chǎn)流動性以及流動資產(chǎn)影響企業(yè)投資行為方面，研究微觀企業(yè)的資產(chǎn)特征影響宏觀貨幣政策傳導(dǎo)的文獻(xiàn)并不多見。再則，本文研究有助于從資產(chǎn)流動性視角理解貨幣政策資產(chǎn)負(fù)債表傳導(dǎo)渠道，進(jìn)而更好地理解貨幣政策在企業(yè)內(nèi)部傳導(dǎo)的黑箱。

本文的后續(xù)安排如下：第二部分是研究假說的提出；第三部分為本文的實(shí)證研究設(shè)計(jì)；第四部分為實(shí)證結(jié)果與分析；第五部分則對上述結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步討論；第六部分為總結(jié)與啟示。

二、研究假說

更多的流動資產(chǎn)不僅為企業(yè)提供更多的融資來源，而且提高了企業(yè)經(jīng)營的靈活性，同時(shí)緩解了信貸雙方的代理沖突，最終影響企業(yè)投資行為。首先，資產(chǎn)流動性可以為企業(yè)提供更多的內(nèi)部資金來源。充足的內(nèi)部資金使得企業(yè)受宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊的影響較?。℅opalan et al.，2012；Ze-To，2016），從而可以更好地抓住有利可圖的投資機(jī)會。其次，資產(chǎn)流動性較差的企業(yè)出售實(shí)物資產(chǎn)時(shí)，必須付出較高的折扣成本，降低了企業(yè)出售資產(chǎn)籌集現(xiàn)金的能力，導(dǎo)致可供投資的資金不足。尤其面臨經(jīng)營困難時(shí)，資產(chǎn)流動性較差的企業(yè)很難縮減運(yùn)營規(guī)模以籌集現(xiàn)金，這種非生產(chǎn)性負(fù)擔(dān)加劇了企業(yè)的財(cái)務(wù)困境風(fēng)險(xiǎn)（Lang et al.，1995；Ortiz-Molina and Phillips，2014）。出于預(yù)防性動機(jī)，企業(yè)會額外縮減投資規(guī)模。再則，資產(chǎn)流動性允許企業(yè)以較低成本出售自有資產(chǎn)以償還債務(wù)，當(dāng)公司違約或者面臨破產(chǎn)時(shí)債權(quán)人可以更容易獲得這部分抵押資產(chǎn)，從而保障了債權(quán)人的利益（Campello et al.，2012）。因此，資產(chǎn)流動性緩解了信貸雙方的信息不對稱，降低了企業(yè)外部融資溢價(jià)，提高債務(wù)融資能力，從而企業(yè)投資支出增加。

綜上，資產(chǎn)流動性在拓寬企業(yè)融資來源，提高經(jīng)營靈活性與緩解代理沖突方面的作用，會影響貨幣政策對企業(yè)投資的傳導(dǎo)效果。具體而言，在緊縮貨幣政策沖擊下，銀行信貸供給能力下降，對企業(yè)信貸審批要求提高，企業(yè)面臨較高的外部融資溢價(jià)，導(dǎo)致企業(yè)投資規(guī)模收縮。此時(shí)，資產(chǎn)流動性較高的企業(yè)不僅可以充分利用自身的內(nèi)部資金，而且可以通過出售資產(chǎn)籌集資金以彌補(bǔ)外部融資的下降。同時(shí)較高的資產(chǎn)流動性，提高了企業(yè)的資產(chǎn)抵押價(jià)值，降低了企業(yè)與銀行的信息不對稱，進(jìn)而提高了企業(yè)的債務(wù)融資能力。因此，資產(chǎn)流動性緩解了企業(yè)的融資困難，抵消了緊縮貨幣政策沖擊效果。而在寬松貨幣政策沖擊下，企業(yè)融資成本下降，企業(yè)投資規(guī)模普遍擴(kuò)張?；谌谫Y成本低的優(yōu)勢，資產(chǎn)流動性較高的企業(yè)會充分利用手中的流動資產(chǎn)為投資項(xiàng)目融資，而非把債務(wù)作為邊際融資來源（Sharpe and Suarez，2015）。因此，資產(chǎn)流動性較高的企業(yè)對寬松貨幣政策沖擊的投資敏感性較低（Jeenas，2019）。

基于上述分析，本文提出如下研究假說：

資產(chǎn)流動性在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中發(fā)揮抵消作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）實(shí)證方法

為了分析資產(chǎn)流動性在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中的作用，本文遵循Ottonello and Winberry（2018）與Jeenas（2019）的研究思路，將貨幣政策沖擊變量與資產(chǎn)流動性變量的交互項(xiàng)引入到回歸方程中，采用如下計(jì)量模型估計(jì)資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的影響：

1.被解釋變量

Investi,t表示t期企業(yè)i的投資水平，等于t期固定資產(chǎn)投資除以期初固定資產(chǎn)凈值（徐明東和陳學(xué)彬，2012），固定資產(chǎn)投資等于購建固定資產(chǎn)支付的現(xiàn)金減去處置固定資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額。

2.解釋變量

Liquidityi,t-1表示t-1期企業(yè)i的資產(chǎn)流動性。由于企業(yè)持有資產(chǎn)的流動性不盡相同，因此本文參照Gopalan et al.（2012）、Ortiz-Molina and Phillips（2014）以及Ze-To（2016）等的研究，對不同資產(chǎn)進(jìn)行加權(quán)得到如下四種口徑的資產(chǎn)流動性：首先，企業(yè)貨幣資金具有完全的流動性，因此資產(chǎn)流動性定義為貨幣資金/期初總資產(chǎn)，表示為Liq_1；其次，非現(xiàn)金流動資產(chǎn)能夠以較低的成本轉(zhuǎn)化為現(xiàn)金，因此資產(chǎn)流動性可定義為（貨幣資金/期初總資產(chǎn)）*1 +（非現(xiàn)金流動資產(chǎn)/期初總資產(chǎn)）*0.5，表示為Liq_2；再則，廠房、設(shè)備等有形資產(chǎn)比成長機(jī)會、商譽(yù)等無形資產(chǎn)更具流動性，因此資產(chǎn)流動性可定義為（貨幣資金/期初總資產(chǎn)）*1 +（非現(xiàn)金流動資產(chǎn)/期初總資產(chǎn)）*0.75 +（有形資產(chǎn)/期初總資產(chǎn)）*0.5，表示為Liq_3；最后，為了衡量現(xiàn)有資產(chǎn)與增長期權(quán)的流動性，采用期初市值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，因此資產(chǎn)流動性可定義為（貨幣資金/期初市值）*1 +（非現(xiàn)金流動資產(chǎn)/期初市值）*0.75 +（有形資產(chǎn)/期初市值）*0.5，表示為Liq_4。

Shockt表示貨幣政策沖擊變量。由于微觀企業(yè)主體對央行貨幣政策行動會產(chǎn)生預(yù)期，從而單純采用虛擬變量與貨幣政策工具度量貨幣政策沖擊會存在嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。因此，本文遵循劉紅忠等（2019）的高頻識別方法有效剔除企業(yè)部門對貨幣政策變動的預(yù)期成分。具體而言，首先，選擇7天回購利率的利率互換作為貨幣政策沖擊變量，同時(shí)選取央行貨幣政策執(zhí)行報(bào)告發(fā)布、存款準(zhǔn)備金率以及存貸款基準(zhǔn)利率調(diào)整作為識別我國貨幣政策沖擊的工具變量。其次，在樣本區(qū)間2006年三季度至2018年二季度內(nèi)，分別統(tǒng)計(jì)三種貨幣政策工具變量調(diào)整時(shí)點(diǎn)對應(yīng)的日內(nèi)利率互換變動，從而得到日度頻率的貨幣政策沖擊序列。再則，將日度頻率的貨幣政策沖擊序列轉(zhuǎn)化為季度頻率的沖擊序列。由于貨幣政策執(zhí)行報(bào)告按季度發(fā)布，因此將執(zhí)行報(bào)告發(fā)布引致的貨幣政策沖擊序列單獨(dú)作為季度頻率的沖擊序列。同時(shí)遵循 Wong（2019）簡單時(shí)間加總方法將一個(gè)季度內(nèi)發(fā)生的利率互換變動數(shù)據(jù)簡單加總，得到簡單加總的沖擊序列。此外，本文也遵循 Ottonello and Winberry（2018）的加權(quán)時(shí)間加總的方法將一個(gè)季度內(nèi)發(fā)生的利率互換變動數(shù)據(jù)按兩次沖擊之間的天數(shù)在該季度內(nèi)的比重加權(quán)匯總，得到加權(quán)加總的沖擊序列。

綜上，本文得到三種季度頻率的貨幣政策沖擊序列，其描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示?？梢钥闯?，發(fā)布政策報(bào)告引致的沖擊序列數(shù)據(jù)精度要高于加權(quán)加總序列，而簡單加總序列精度相對較差1對數(shù)據(jù)進(jìn)行簡單加總與加權(quán)加總會損失數(shù)據(jù)的精度，因此本文將貨幣政策執(zhí)行報(bào)告發(fā)布引致的沖擊序列用于基準(zhǔn)回歸分析，而將加總序列用于研究結(jié)論的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。。值得注意的是，貨幣政策沖擊變量的正值與負(fù)值分別表示緊縮與寬松，數(shù)值的大小表示貨幣政策沖擊的強(qiáng)度。為了表述的方便，本文將貨幣政策沖擊變量乘以-1，從而Shockt為正值表示貨幣政策寬松沖擊。

表1 貨幣政策沖擊變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.控制變量

參照喻坤等（2014）以及王宇偉等（2019）等的研究，本文還控制了企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營水平、成長性、現(xiàn)金流水平、盈利能力以及資產(chǎn)負(fù)債率。Sizei,t-1表示t-1期企業(yè)i的規(guī)模，定義為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Growi,t-1表示t-1期企業(yè)i的成長性，定義為營業(yè)收入增長率；Cflowi,t-1表示t-1期企業(yè)i的現(xiàn)金流，定義為采用總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化的經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額；Profiti,t-1表示t-1期企業(yè)i的盈利能力，定義為采用總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化的凈利潤；Levi,t-1表示t-1期企業(yè)i的資產(chǎn)負(fù)債率，定義為總負(fù)債除以總資產(chǎn)。本文進(jìn)一步控制行業(yè)固定效應(yīng)μi與時(shí)間固定效應(yīng)γt。但是納入時(shí)間固定效應(yīng)后，貨幣政策沖擊變量Shockt會被時(shí)間固定效應(yīng)吸收，因此上述面板計(jì)量模型沒有包含Shockt項(xiàng)2限于文章篇幅，本文樣本數(shù)據(jù)下貨幣政策沖擊對企業(yè)投資行為的總體效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可向作者索取。。為了避免上述回歸模型可能存在的內(nèi)生性問題，本文將企業(yè)層面的控制變量均取滯后一期。

上述計(jì)量模型中，貨幣政策沖擊變量Shockt與資產(chǎn)流動性變量Liquidityi,t-1的交互項(xiàng)系數(shù)β1是本文重點(diǎn)關(guān)注的參數(shù)。為了便于說明，本文對資產(chǎn)流動性變量Liquidityi,t-1進(jìn)行均值為0，方差為1的標(biāo)準(zhǔn)化，從而交互項(xiàng)系數(shù)β1解釋為當(dāng)資產(chǎn)流動性向上偏離平均流動性一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，上調(diào)1 BP貨幣政策沖擊引致的投資變動的邊際影響。基于本文研究假說，預(yù)期交互項(xiàng)系數(shù)β1為負(fù)值，即資產(chǎn)流動性在我國貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中具有抵消作用。

（二）數(shù)據(jù)來源

考慮到本文構(gòu)建的貨幣政策沖擊序列涵蓋2006年第三季度到2018年第二季度，因此選取相應(yīng)區(qū)間的中國A股非金融類上市公司季度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為研究樣本。在剔除了樣本期內(nèi)被ST和PT過的公司和刪除主要變量缺失樣本后，得到樣本企業(yè)3126家，共48個(gè)季度的非平衡面板數(shù)據(jù)。為了降低異常值帶來的估計(jì)誤差，本文對所有企業(yè)財(cái)務(wù)變量進(jìn)行了1%水平的Winsorize縮尾處理，同時(shí)剔除資不抵債的企業(yè)。上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于CCER中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫，計(jì)算貨幣政策沖擊變量的數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和中國人民銀行網(wǎng)站。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2匯報(bào)了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。企業(yè)資產(chǎn)流動性的均值（中位數(shù)）從窄口徑到寬口徑依次為0.1918（0.1469）、0.3918（0.3834）、0.7298（0.7286）與0.4960（0.4385），整體而言流動資產(chǎn)在總資產(chǎn)規(guī)模中占據(jù)不少比例，可以看出我國上市公司比較重流動資產(chǎn)的持有。企業(yè)投資活動均值為0.2386，高于中位數(shù)0.0969，總體來看投資積極性較高的企業(yè)占據(jù)更大比例。盈利能力、成長性與現(xiàn)金流均值分別為0.0263、0.3670與1.8495，反映了我國上市公司增長較快的特點(diǎn)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表3給出了本文研究假說的檢驗(yàn)結(jié)果，即檢驗(yàn)資產(chǎn)流動性在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中的作用。第（1）列至第（4）列表示資產(chǎn)流動性不同統(tǒng)計(jì)口徑下的檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列Liquility與Shock的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.00272（在1%水平下顯著），說明在采用貨幣資金度量資產(chǎn)流動性情形下，當(dāng)資產(chǎn)流動性向上偏離平均水平一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，上調(diào)100BP貨幣政策沖擊引致的企業(yè)變動額外下降4.08%（-0.00272*0.1500*100）。第（2）列Liquility與Shock的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.00252（在1%水平下顯著），說明在納入非現(xiàn)金流動資產(chǎn)度量資產(chǎn)流動性情形下，當(dāng)資產(chǎn)流動性向上偏離平均水平一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，上調(diào)100BP貨幣政策沖擊引致的企業(yè)變動額外下降4.22%（-0.00252* 0.1675*100）。第（3）列Liquility與Shock的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.00201（在1%水平下顯著），說明在納入有形資產(chǎn)度量資產(chǎn)流動性情形下，當(dāng)資產(chǎn)流動性向上偏離平均水平一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，上調(diào)100BP貨幣政策沖擊引致的企業(yè)變動額外下降7.72%（-0.00297* 0.2598*100）。第（4）列Liquility與Shock的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.00207（在1%水平下顯著），說明考慮增長期權(quán)情形下，當(dāng)資產(chǎn)流動性向上偏離平均水平一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，上調(diào)100BP貨幣政策沖擊引致的企業(yè)變動額外下降6.06%（-0.00207* 0.2927*100）。因此，上述檢驗(yàn)結(jié)果證明了本文提出的研究假說，即資產(chǎn)流動性在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中產(chǎn)生了抑制作用。這說明持有較多的流動資產(chǎn)不僅降低了企業(yè)對債務(wù)融資的依賴程度，而且充足的內(nèi)部資金也提高了企業(yè)經(jīng)營靈活性，導(dǎo)致企業(yè)投資行為受外部貨幣政策沖擊的影響較小。這一結(jié)果與Jeenas（2019）、Silva（2019）等的研究結(jié)論保持一致3Jeenas（2019）基于美國企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)流動性較高的企業(yè)對借貸成本的變化并不敏感，因此資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果具有抵消作用。Silva（2019）則指出，耐用產(chǎn)品行業(yè)中的資產(chǎn)流動性低，擔(dān)保能力差，對貨幣政策沖擊更具有敏感性。。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在控制變量方面，資產(chǎn)流動性（Liquility）對企業(yè)投資具有顯著的促進(jìn)作用，表明持有較多的流動資產(chǎn)增強(qiáng)了企業(yè)的融資能力，從而更能抓住有利可圖的投資機(jī)會；企業(yè)成長性（Grow）對投資行為也具有正向影響，表明成長機(jī)會較多的企業(yè)投資支出也較多；資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）對企業(yè)投資具有顯著的負(fù)向影響，表明債務(wù)規(guī)模過高會限制企業(yè)債務(wù)融資能力，進(jìn)而降低了投資支出。Lev與Shock的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明資產(chǎn)負(fù)債率對貨幣政策傳導(dǎo)效果具有放大作用。盈利能力（Profit）對企業(yè)投資行為也具有顯著的正向影響，表明企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，更能抓住投資機(jī)會，這與連玉君和蘇治（2009）、于蔚等（2012）的研究保持一致。

（二）機(jī)制分析

央行貨幣政策態(tài)勢會改變企業(yè)的融資環(huán)境，進(jìn)而影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿。出于預(yù)防性動機(jī)的目的，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平高的企業(yè)可能會放棄部分風(fēng)險(xiǎn)高但凈現(xiàn)值為正的投資機(jī)會（蘇坤，2016），風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平低的企業(yè)更有可能擴(kuò)大投資支出。在緊縮貨幣政策沖擊下，企業(yè)面臨更高的債務(wù)利息支出、更少的信貸規(guī)模以及更苛刻的信貸條件，進(jìn)而引發(fā)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平上升。在寬松貨幣政策沖擊下，企業(yè)面臨更低的融資成本、更高的信貸規(guī)模與更便利的融資條件（閆先東和朱迪星，2018），企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也會下降。因此，資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的影響可能與企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平有關(guān)。

基于此，本文遵循余明桂等（2013）以及蘇坤（2016）的研究，采用資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差與極差分別度量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，具體公式如下：

同時(shí)，采用逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法分析資產(chǎn)流動性影響貨幣政策傳導(dǎo)效果的影響機(jī)制。中介效應(yīng)模型（溫忠麟等，2014）可表示為：

第一步，對式（2）進(jìn)行估計(jì)，檢驗(yàn)資產(chǎn)流動性在貨幣政策沖擊影響風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平中的調(diào)節(jié)作用；第二步，對式（3）進(jìn)行估計(jì)，檢驗(yàn)加入中介變量后，資產(chǎn)流動性是否仍對貨幣政策傳導(dǎo)效果產(chǎn)生抵消作用。表4給出了分別以資產(chǎn)收益率標(biāo)準(zhǔn)差與極差作為中介變量的回歸結(jié)果。當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平采用ROA標(biāo)準(zhǔn)差度量時(shí)，第一步估計(jì)結(jié)果表明，資產(chǎn)流動性對貨幣政策引致的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平變動具有抵消作用。進(jìn)一步，第二步估計(jì)結(jié)果表明，加入中介變量后，資產(chǎn)流動性仍對貨幣政策傳導(dǎo)效果產(chǎn)生抵消作用，而且企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平對投資行為存在顯著的負(fù)向影響。當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平采用ROA極差度量時(shí)，估計(jì)結(jié)果保持一致。以上分析表明，資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的影響與企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平有關(guān)。

表4 機(jī)制分析回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步討論

（一）產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性

國有企業(yè)具有較強(qiáng)的政治關(guān)聯(lián)性，使其容易得到銀行貸款以及股權(quán)融資的支持（林毅夫和李志赟，2004），即便出現(xiàn)業(yè)績虧損也可得到政府注資或者補(bǔ)貼（Dong and Putterman，2003）。因此，當(dāng)遭受外部貨幣政策沖擊時(shí)，國有企業(yè)利用流動資產(chǎn)拓寬融資渠道的意愿并不強(qiáng)烈，資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的影響也較小。而非國有企業(yè)融資約束程度較高，更加看重流動資產(chǎn)擴(kuò)寬融資渠道的優(yōu)勢，因此非國有企業(yè)的資產(chǎn)流動性在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中發(fā)揮著更大的抑制作用。

表5給出了資產(chǎn)流動性影響貨幣政策傳導(dǎo)效果的產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果。根據(jù)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，本文設(shè)定虛擬變量State。企業(yè)為非國有企業(yè)時(shí)，State為1，否則為0。在模型中加入Liquility×Shock×State交互項(xiàng)后的回歸結(jié)果顯示，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)資產(chǎn)流動性在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中具有更強(qiáng)的抵消作用。上述分析證明了，非國有企業(yè)出于預(yù)防性動機(jī)的目的，更加注重持有流動資產(chǎn)，進(jìn)而對貨幣政策沖擊表現(xiàn)出更加強(qiáng)烈的敏感性。

表5 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析

（二）成長異質(zhì)性

進(jìn)一步說，本文根據(jù)總資產(chǎn)成長率、企業(yè)年齡與賬面市值比中位數(shù)將企業(yè)分為高成長性企業(yè)和低成長性企業(yè)，并分析資產(chǎn)流動性影響貨幣政策傳導(dǎo)效果的成長性差異。企業(yè)成長較快時(shí)期，凈現(xiàn)金流與資產(chǎn)抵押價(jià)值較少，同時(shí)企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)較高（Hyytinen and Pajarinen，2007），導(dǎo)致與銀行之間信息不對稱問題更加嚴(yán)重（Petersen and Rajan，1994）。而低成長性企業(yè)發(fā)展時(shí)間長、有形資產(chǎn)抵押價(jià)值較高，同時(shí)良好的信貸關(guān)系，使其面臨較低的外部融資溢價(jià)。因此，低成長性企業(yè)資產(chǎn)流動性較高的話，外部融資溢價(jià)會進(jìn)一步下降，從而對貨幣政策傳導(dǎo)效果具有更強(qiáng)的抑制作用。

表6給出了資產(chǎn)流動性影響貨幣政策傳導(dǎo)效果的成長異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果。根據(jù)總資產(chǎn)成長率的分組回歸結(jié)果，低成長性企業(yè)資產(chǎn)流動性與貨幣政策的沖擊交互項(xiàng)系數(shù)為-0.00229，表明當(dāng)?shù)统砷L性企業(yè)資產(chǎn)流動性向上偏離平均流動性一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，上調(diào)100BP貨幣政策沖擊引致的企業(yè)投資變動額外下降3.44%（-0.00229*0.1500*100）；相應(yīng)地，高成長性企業(yè)的資產(chǎn)流動性向上偏離平均流動性一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，上調(diào)100BP貨幣政策沖擊引致的企業(yè)投資變動額外下降3.08%（-0.00205*0.1500*100）。從而低成長性企業(yè)的資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的抑制作用更加強(qiáng)烈。根據(jù)企業(yè)年齡與賬面市值比的分組回歸結(jié)果，同樣證明了上述結(jié)論。上述實(shí)證分析表明，相較于高成長性企業(yè)，低成長性企業(yè)的資產(chǎn)流動性會進(jìn)一步降低企業(yè)的外部融資溢價(jià)，因此對貨幣政策傳導(dǎo)的抵消作用更加強(qiáng)烈。

表6 成長異質(zhì)性分析

（三）融資約束異質(zhì)性

本文還根據(jù)KZ指數(shù)、現(xiàn)金流波動性、企業(yè)規(guī)模劃分為高融資約束企業(yè)和低融資約束企業(yè)，分析資產(chǎn)流動性會影響貨幣政策傳導(dǎo)和融資約束差異來看，高融資約束企業(yè)面對同樣的投資機(jī)會具有更高的外部融資成本，而資產(chǎn)流動性會降低企業(yè)的外部融資溢價(jià)。因此，對于高融資約束型企業(yè)，資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的抵消作用相對較弱。而低融資約束企業(yè)擁有更低的融資成本、更多的融資渠道以及更便利的融資條件，使其獲取外部資金的難度較低。而持有更多的流動資產(chǎn)則會進(jìn)一步降低企業(yè)的外部融資溢價(jià)。因此，低融資約束企業(yè)資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的抵消作用更加強(qiáng)烈。

表7給出了資產(chǎn)流動性影響貨幣政策傳導(dǎo)效果的融資約束異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果。根據(jù)KZ指數(shù)的分組回歸結(jié)果，低融資約束企業(yè)的資產(chǎn)流動性與貨幣政策沖擊交互項(xiàng)系數(shù)為-0.00276，表明當(dāng)?shù)腿谫Y約束企業(yè)資產(chǎn)流動性向上偏離平均流動性一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，上調(diào)100BP貨幣政策沖擊引致的企業(yè)的投資變動額外下降4.14%（-0.00276*0.1500*100）；而高融資約束企業(yè)的資產(chǎn)流動性與貨幣政策沖擊交互項(xiàng)系數(shù)并不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。根據(jù)現(xiàn)金流波動性與企業(yè)規(guī)模的分組回歸結(jié)果，同樣證明了上述結(jié)論。上述實(shí)證分析表明，相較于高融資約束企業(yè)，低融資約束企業(yè)的資產(chǎn)流動性會進(jìn)一步緩解增強(qiáng)企業(yè)的融資能力，從而對貨幣政策傳導(dǎo)的抵消作用更加強(qiáng)烈。

表7 融資約束異質(zhì)性分析

（四）穩(wěn)健性分析

為了避免核心變量的度量方法對研究結(jié)論的影響，本文進(jìn)一步替換企業(yè)投資與貨幣政策沖擊度量方式，將企業(yè)投資定義為固定資產(chǎn)變化值除以期初總資產(chǎn)（童盼和陸正飛，2005），并采用簡單加總貨幣政策沖擊序列以及加權(quán)加總貨幣政策沖擊序列分別驗(yàn)證本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8與表9分別給出了替換投資變量以及貨幣政策沖擊序列后，資產(chǎn)流動性影響貨幣政策傳導(dǎo)效果的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，企業(yè)資產(chǎn)流動性在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中仍具有抵消作用。但是采用加權(quán)加總的貨幣政策沖擊序列時(shí)，回歸結(jié)果雖然為負(fù)，但不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。這與數(shù)據(jù)加總損失一定的精度有關(guān)。盡管如此，改變核心變量度量方法后，本文的研究結(jié)論仍舊得到支持。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：簡單加總的貨幣政策沖擊

注：回歸在公司層面進(jìn)行聚類分析，并采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；Liq_1、Liq_2、Liq_3與Liq_4表示采用不同口徑資產(chǎn)流動性時(shí)的回歸結(jié)果；*、**和***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：加權(quán)加總貨幣政策沖擊

進(jìn)一步地分析，本文識別的貨幣政策沖擊變量是基于央行發(fā)布貨幣政策執(zhí)行報(bào)告引致的互換利率變動，因此捕捉了央行管理市場預(yù)期的態(tài)度。王宇偉（2019）在構(gòu)建央行溝通指數(shù)過程中發(fā)現(xiàn)，央行言辭溝通的頻數(shù)以及“預(yù)期管理”關(guān)鍵詞的詞頻在2010年第三季度之后出現(xiàn)了顯著上升。說明央行預(yù)期管理重要性在此節(jié)點(diǎn)前后不一致，因此選取2010Q3作為一個(gè)區(qū)間分割點(diǎn)。此外，2015年第四季度中央經(jīng)濟(jì)工作會議提出了去杠桿政策，考慮到外生政策變動對企業(yè)投資行為的影響，選取2015Q4作為一個(gè)區(qū)間分割點(diǎn)。因此，本文以2010Q3—2015Q4作為新的研究區(qū)間，分析改變樣本區(qū)間對本文研究結(jié)論的影響。

表10匯報(bào)了改變樣本區(qū)間后，資產(chǎn)流動性影響貨幣政策傳導(dǎo)效果的回歸結(jié)果。不難看出，改變樣本區(qū)間后，企業(yè)資產(chǎn)流動性在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中仍具有抵消作用。以第（1）列回歸結(jié)果為例，企業(yè)資產(chǎn)流動性與貨幣政策沖擊的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.00245，表明當(dāng)企業(yè)資產(chǎn)流動性向上偏離平均流動性一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，上調(diào)100BP貨幣政策沖擊引致的企業(yè)投資變動規(guī)模額外下降3.68%（-0.00245*0.15*100%）。其余各列回歸結(jié)果保持一致。綜上所述，改變樣本區(qū)間后，本文的研究結(jié)論仍舊得到支持。

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：改變樣本區(qū)間

六、結(jié)論與啟示

流動資產(chǎn)不僅為企業(yè)提供了充足的內(nèi)部資金來源，同時(shí)作為一種抵押保障，緩解了與銀行之間的信息不對稱，降低了企業(yè)的外部融資溢價(jià)。而貨幣政策傳導(dǎo)的資產(chǎn)負(fù)債表渠道表明貨幣政策通過影響企業(yè)的預(yù)期現(xiàn)金流與資產(chǎn)凈值，改變了與銀行之間的信息不對稱程度，進(jìn)而影響了企業(yè)的融資能力，并最終導(dǎo)致企業(yè)投資發(fā)生變化。因此，在貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)過程中，資產(chǎn)流動性會影響其傳導(dǎo)效果。

基于此，本文研究了資產(chǎn)流動性對我國貨幣政策傳導(dǎo)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一，資產(chǎn)流動性在拓寬企業(yè)融資來源、提高經(jīng)營靈活性與緩解代理沖突方面的作用，使其在我國貨幣政策向企業(yè)投資傳導(dǎo)中發(fā)揮著抵消作用；第二，機(jī)制分析表明，資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的抵消作用與企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平有關(guān)。持有較多的流動資產(chǎn)減輕了貨幣政策沖擊對企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響；第三，資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的抵消作用在非國有企業(yè)、低成長性企業(yè)與低融資約束企業(yè)中更加強(qiáng)烈。

本文從微觀企業(yè)資產(chǎn)流動性視角研究貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，具有明確的政策含義。當(dāng)中央銀行運(yùn)用貨幣政策工具調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)，企業(yè)部門資產(chǎn)流動性水平會影響貨幣政策傳導(dǎo)效力。如果忽略了資產(chǎn)流動性對貨幣政策傳導(dǎo)效果的抵消作用，貨幣政策傳導(dǎo)效果可能大打折扣。因此，央行進(jìn)行貨幣政策操作時(shí)，如果企業(yè)部門資產(chǎn)流動性水平較高，會使貨幣政策效果大打折扣，此時(shí)中央銀行的政策操作應(yīng)該避免效力不足；相反，如果企業(yè)部門資產(chǎn)流動性水平較低，會提高貨幣政策效力，此時(shí)中央銀行的政策操作應(yīng)該避免用力過猛。

本文從微觀企業(yè)視角反向研究貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，進(jìn)一步豐富了宏觀貨幣政策與微觀企業(yè)行為的互動關(guān)系領(lǐng)域的研究，有助于從資產(chǎn)流動性視角理解貨幣政策資產(chǎn)負(fù)債表傳導(dǎo)渠道。宏觀貨幣政策與微觀企業(yè)行為之間的影響是雙向的，宏觀貨幣政策必然影響微觀企業(yè)的行為，而微觀企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債特征也會影響貨幣政策的傳導(dǎo)效果。因此，從微觀企業(yè)視角反向研究貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制具有一定的理論與現(xiàn)實(shí)意義。