企業(yè)持有現(xiàn)金如何影響勞動力需求？*
——來自上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

□陳建偉 王軼

內容提要 企業(yè)的流動性管理如何影響勞動力需求是一個關系到宏觀流動性政策是否能夠穩(wěn)定就業(yè)形勢的重要問題。本文通過構建一個包含流動性約束的工作搜尋模型，認為企業(yè)需要持有流動性資產(chǎn)應對經(jīng)營不確定性和工作匹配沖擊，這將會降低企業(yè)創(chuàng)造崗位和雇傭員工的數(shù)量?；谏鲜泄緮?shù)據(jù)和工具變量識別策略的回歸結果表明，企業(yè)持有現(xiàn)金比率顯著降低了員工雇傭規(guī)模，表明企業(yè)基于經(jīng)營和謹慎預防動機而持有一定比率的現(xiàn)金會抑制勞動力需求。異質性分析表明，低固定資產(chǎn)密集型、高勞動成本密集型企業(yè)和民營企業(yè)的抑制性效應相對較顯著。進一步回歸分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的銷售人員、技術人員等崗位都因現(xiàn)金持有策略而被相對縮減。宏觀層面降低不確定性和提升勞動力市場匹配效率緩解企業(yè)流動性偏好的政策有助于促進更加充分就業(yè)。

一、引言

實現(xiàn)高質量充分就業(yè)是積極就業(yè)政策的重要目標。宏觀上，保持流動性合理充裕是穩(wěn)定總需求和促進充分就業(yè)的重要政策措施，其重要出發(fā)點在于流動性對緩解企業(yè)融資約束和增加勞動力需求的積極作用。然而在微觀企業(yè)層面，持有流動資產(chǎn)是否有利于企業(yè)擴大雇傭規(guī)模還沒有太多堅實的經(jīng)驗證據(jù)。尤其是當企業(yè)面臨外部融資約束時，為了支付員工工資和應對各種不確定性必須要提高內部流動性資產(chǎn)持有量，甚至有企業(yè)雇主為了保持流動性而削減企業(yè)員工雇傭規(guī)模。由此一個亟待回答的重要問題是：企業(yè)持有流動資產(chǎn)的行為是否會限制企業(yè)的勞動力需求？其相關作用機制是怎樣的？回答這些問題，有助于我國政府更好地認識微觀企業(yè)就業(yè)崗位創(chuàng)造過程及其影響因素，為暢通貨幣政策穩(wěn)就業(yè)傳導渠道提供政策參考。

本文通過上市公司面板數(shù)據(jù)檢驗企業(yè)持有現(xiàn)金資產(chǎn)對企業(yè)員工規(guī)模變化的因果效應，對上述問題進行了探索。企業(yè)持有的現(xiàn)金資產(chǎn)，是指一種流動性強、能快速變現(xiàn)的包括銀行存款在內的資產(chǎn)。全球范圍內，企業(yè)持有現(xiàn)金是一種普遍現(xiàn)象。2008 年美國金融危機爆發(fā)后，研究者們觀察到企業(yè)積累的現(xiàn)金規(guī)模上升而同期員工人數(shù)卻呈下降趨勢（Bacchetta et al.，2019）。經(jīng)驗觀察到的企業(yè)現(xiàn)金持有與企業(yè)用工規(guī)模之間的負相關關系是否代表著一種因果關系，還有待實證研究來檢驗。由于企業(yè)雇傭和現(xiàn)金持有水平通常是企業(yè)應對外部市場環(huán)境變化而做出的決策結果，究竟是因為企業(yè)持有更高比例的現(xiàn)金而導致更低的就業(yè)規(guī)模，還是因為企業(yè)規(guī)模小而需要保持更高的現(xiàn)金持有率，是一個經(jīng)驗上亟待識別的難點。

為了解決識別問題，本文尋求一種在經(jīng)驗上可行的工具變量策略，以隔離企業(yè)層面的特有沖擊對估計效應的干擾。具體而言，本文借助了相對外生的全國層面時間序列沖擊，與企業(yè)特有的沖擊響應因子構成一類交互項的工具變量。與現(xiàn)有文獻相比，本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在如下幾個方面：

首先，本文為更好地理解流動性如何影響勞動力需求提供了上市公司層面的經(jīng)驗證據(jù)。近年來一些文獻關注了流動性收縮和融資約束對就業(yè)的沖擊，其中重要的機制是企業(yè)因損失外部融資和信貸渠道，而不得不采取措施壓縮勞動雇傭規(guī)模和勞動成本。例如，有研究表明融資約束顯著地抑制了企業(yè)雇傭需求（張三峰和張偉，2016）；余明桂和王空（2022）的研究進一步表明，地方政府債務融資的擠出效應加劇了企業(yè)融資約束，從而抑制了企業(yè)雇傭勞動力規(guī)模。類似地，Mehrotra &Sergeyev（2020）的研究發(fā)現(xiàn)信貸渠道解釋了美國大衰退期間18%的就業(yè)下降，主要是信貸緊縮降低了企業(yè)的崗位創(chuàng)造。此外，Dong（2022）的研究證實了金融危機期間的信貸緊縮是貝弗里奇曲線向外移動和勞動力市場匹配惡化的關鍵驅動力。企業(yè)外部信貸融資市場收縮可能會提升企業(yè)流動資產(chǎn)的需求。本文的研究從上市公司角度提供了新的證據(jù)。

其次，本文為更好理解企業(yè)現(xiàn)金持有行為的經(jīng)濟后果提供了基于就業(yè)角度的經(jīng)驗證據(jù)。自2008 年全球金融危機爆發(fā)以來，發(fā)達國家企業(yè)現(xiàn)金持有水平顯著上升的現(xiàn)象吸引了大量研究者關注。Almeida et al.（2014）、Da Cruz et al.（2019）等文獻對持有現(xiàn)金的廣泛動機、影響因素和持有方法，以及持有現(xiàn)金的經(jīng)濟價值及其后果等一系列相關研究做出了很好的總結。然而從現(xiàn)有文獻進展來看，研究企業(yè)現(xiàn)金持有行為對勞動力雇傭需求的研究還很少。與本文相近的一篇文獻是Bacchetta et al.（2019），作者基于異質性企業(yè)的DSGE 模型模擬解釋了觀察到的企業(yè)現(xiàn)金持有率與就業(yè)之間的負相關關系。本文在發(fā)現(xiàn)上述關系的同時，還基于一個包含流動性約束的工作搜尋模型構建現(xiàn)金持有與企業(yè)雇傭之間的負向關系，而且本文使用企業(yè)層面的數(shù)據(jù)提供了企業(yè)持有現(xiàn)金比率對就業(yè)的因果效應估計。本研究為摩擦市場理論觀點提供了經(jīng)驗證據(jù)，金融市場和勞動力市場摩擦的相互作用，可能是理解企業(yè)流動資產(chǎn)持有行為對雇傭規(guī)模負效應的基石。

最后，本文還為更好地克服企業(yè)現(xiàn)金持有的內生性提供了基于工具變量策略的可行思路。工具變量策略是解決公司財務類變量內生性的常用辦法，而常見的行業(yè)均值或內生變量的滯后項不太可能是充分可靠的工具變量（Larcker &Rusticus，2010）。因此，有必要尋找一種可以隔離企業(yè)層面未觀測到的生產(chǎn)率等因素沖擊的工具變量。本文嘗試的一種方法是，利用企業(yè)外部融資所面臨的貨幣政策不確定性指標作為外部資金供給沖擊。貨幣政策是影響企業(yè)外部資金供給的關鍵因素，因此貨幣政策不確定性將會對企業(yè)籌資現(xiàn)金流產(chǎn)生沖擊，這是保證工具變量兩階段策略的第一階段線性相關的基礎。而且實證研究已經(jīng)證明了貨幣政策通過信貸利差和金融摩擦等渠道對企業(yè)行為的影響（Husted et al.，2020）。依據(jù)這一思路，本文利用貨幣政策不確定性的時間序列變化構造了一個企業(yè)持有現(xiàn)金比率的工具變量。

本文剩余部分結構安排如下：第二部分構建了一個含流動性約束的工作搜尋模型，討論了均衡狀態(tài)下企業(yè)流動資產(chǎn)持有量與雇傭規(guī)模之間的關系；第三部分報告了本文的工具變量識別策略和數(shù)據(jù)來源；第四部分報告了現(xiàn)金持有率對企業(yè)員工總數(shù)的基準回歸與工具變量回歸結果，并通過工具變量證偽性檢驗表明了工具變量策略的合理性；第五部分是效應異質性和可能的機制分析；最后是本文的結論與政策建議。

二、企業(yè)流動性資產(chǎn)持有與雇傭規(guī)模：基于工作搜尋模型

本文的理論推斷是，在不完美的勞動力市場和外部融資約束環(huán)境下，企業(yè)必須要維持一定的流動資產(chǎn)以應對經(jīng)營不確定性和員工離職等風險沖擊。均衡條件下企業(yè)持有的流動資產(chǎn)與雇傭規(guī)模呈負相關。為了更好地說明這一點，本部分將參照Boeri et al.（2018）等研究的做法，將企業(yè)流動性約束引入標準的工作搜尋模型，并討論勞動力市場匹配效率如何影響均衡的變量關系。

假定經(jīng)濟中有大量風險中性的企業(yè)與工人，企業(yè)可以雇傭多名工人，而工人不參與在職搜尋。由于勞動力市場存在搜尋摩擦，代表性企業(yè)需要首先設置崗位空缺，然后以一個相對外生的匹配率在勞動力市場匹配到工人。不失一般性，假定勞動力市場搜尋崗位的工人數(shù)為，空缺的崗位數(shù)為。單位時間內搜尋工人與崗位空缺的匹配速率由一次齊次函數(shù)表示，符合Inada 條件。令代表勞動力市場的景氣度，θ 越大表明勞動力市場的崗位空缺相對越多，這對求職者相對更有利。定義企業(yè)崗位空缺的匹配率為，工人面臨的匹配率為，其中q’（θ）<0。

（一）企業(yè)創(chuàng)造崗位空缺與搜尋工人

企業(yè)進入后獲得的生產(chǎn)率外生給定為a，雇傭工人數(shù)量為n，產(chǎn)出為y（n；a），向工人支付的工資為w（n；a）。參照Acemoglu &Hawkins（2014）模型設定，假定企業(yè)計劃增加數(shù)量為v 的崗位空缺，面臨的值函數(shù)J（n；a）表達如下：

其中，r 代表單位時間折現(xiàn)率。單位時間內企業(yè)雇傭關系受到兩類因素的沖擊，分別為企業(yè)經(jīng)營面臨的退出率δ 和在職員工離職率s，為分析簡便假定兩類因素都是外生給定。企業(yè)退出意味著所有員工失業(yè)，而員工離職意味著企業(yè)將失去員工為企業(yè)創(chuàng)造的價值。Jn（n；a）代表增加一名員工為企業(yè)帶來的邊際價值，這里假定新招聘員工與在職員工具有相同的勞動生產(chǎn)率。c（v）代表企業(yè)要招聘員工所付出的總成本，v 代表需要招聘的崗位空缺數(shù)。q（θ）為企業(yè)面臨的崗位匹配率，取決于勞動力市場景氣程度θ。當勞動力市場呈現(xiàn)出崗位空缺相對更多而搜尋工人相對更少的景氣局面，企業(yè)崗位空缺的匹配速率下降。

為了節(jié)約搜尋成本，假定企業(yè)設定的最優(yōu)崗位空缺數(shù)取決于如下優(yōu)化問題：

（二）工人搜尋崗位空缺與匹配

代表性工人在勞動力市場尋找就業(yè)機會，其搜尋狀態(tài)下的價值一方面取決于失業(yè)收益，另一方面來源于匹配就業(yè)后形成的價值增量。假定代表性求職工人的值函數(shù)可以表示為：

其中，z 代表求職者失業(yè)狀態(tài)下的收益（如失業(yè)保險金等非就業(yè)性收入來源），θq（θ）為求職者面臨的勞動力市場匹配率。W（n；a）代表工人在一個員工規(guī)模為n、生產(chǎn)率為a 的企業(yè)就業(yè)狀態(tài)下的價值，表述為：

聯(lián)立式（3）和（4）可以得到：

由式（5）可知，工人就業(yè)獲得的福利增加W（n；a）-U 與工資w（n；a）正相關，但是與工人面臨的各類失業(yè)風險δ+s 負相關。

（三）工資決定機制

工人工資w（n；a）取決于企業(yè)與代表性員工的討價還價，一旦工資設定機制確定則所有員工獲得相同的工資。參照工作搜尋理論模型中對工資設定的通用假定，員工和雇主以固定比例共享就業(yè)匹配剩余。就業(yè)匹配的總剩余來自兩部分，其一是企業(yè)獲得的就業(yè)剩余Jn（n；a）；其二是工人從失業(yè)轉向就業(yè)狀態(tài)獲得的福利增量W（n；a）-U，其中W（n；a）、U 分別代表工人在就業(yè)狀態(tài)下的值函數(shù)。工人分享的份額為β∈（0，1），則有：

聯(lián)合式（5）和式（6）可得員工的工資確定機制：

根據(jù)式（7）右側可知，員工工資由兩部分組成：一是員工在企業(yè)的邊際價值Jn（n；a），二是員工的就業(yè)機會成本z。

（四）企業(yè)持有流動資產(chǎn)與均衡的就業(yè)規(guī)模

如果外部融資市場是完美的，企業(yè)可以通過經(jīng)營價值J（n；a）來為支出融資。但是外部融資是存在摩擦的，為了防止出現(xiàn)意外、按時支付工資與招聘費用、防止外部信貸額度收緊，企業(yè)必須要儲備一定的現(xiàn)金等流動性資產(chǎn)。假定企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的自有流動性資產(chǎn)為M（n；a），定義企業(yè)最低自有流動性儲備為，用來抽象地代表企業(yè)因預防性儲蓄動機所需要持有的最低現(xiàn)金額度，越高意味著企業(yè)為維護穩(wěn)定運營所需要儲備的流動性資產(chǎn)越多。例如，當Mˉ為負意味著企業(yè)可以凈負現(xiàn)金流經(jīng)營。依定義有如下約束：

接下來將討論企業(yè)均衡雇傭水平n*和崗位空缺v*的決定機制與過程。

為了方便計算解析解，假定企業(yè)的產(chǎn)出函數(shù)為y（n；a）=an，企業(yè)崗位空缺的設置和匹配成本為c（v）=v2/2。對式（2）求最優(yōu)化的一階條件，得到最優(yōu)的崗位空缺設置為：

一旦企業(yè)達到均衡的雇傭規(guī)模n*，企業(yè)沒有激勵增加或減少雇傭員工數(shù)量。因此，企業(yè)創(chuàng)造崗位搜尋工人的唯一目的是彌補員工離職產(chǎn)生的職位空缺。在這種均衡狀態(tài)下，單位時間內企業(yè)因員工離職造成的就業(yè)減量，等于新匹配的就業(yè)增量，即均衡狀態(tài)下如下條件成立：

考慮到過多持有流動資產(chǎn)會增加企業(yè)的額外負擔，甚至會導致一些低生產(chǎn)率企業(yè)退出市場，因此均衡條件下企業(yè)持有的流動資產(chǎn)是各種條件綜合作用下的最低水平，即式（8）取等號。聯(lián)合式（7）、式（9）與（10）代入等式（8），得到如下方程：

命題：保持其他條件相同，若企業(yè)需要儲備的最低額度現(xiàn)金水平提高，將會導致企業(yè)縮減員工雇傭規(guī)模n*以及降低相應的崗位創(chuàng)造規(guī)模。

命題的經(jīng)濟直覺在于，在其他條件不變的情況下，受不利形勢沖擊的企業(yè)為了維持必要的現(xiàn)金儲備將縮小崗位創(chuàng)造和員工雇傭以節(jié)約短期現(xiàn)金開支，而企業(yè)進一步擴大雇傭規(guī)模將消耗企業(yè)的現(xiàn)金儲備。勞動力市場存在著搜尋摩擦，雇傭工人所占用的現(xiàn)金支出分為兩部分：一是為雇傭工人而創(chuàng)造崗位空缺和投入招聘費用；二是匹配成功后每期生產(chǎn)所支付的工資報酬。某種意義上，一些本可以由現(xiàn)金轉換為新崗位空缺和生產(chǎn)機會而產(chǎn)生的收益，構成了企業(yè)持有現(xiàn)金的機會成本。給定勞動力市場的匹配效率，企業(yè)雇傭更多員工意味著需要付出更多崗位空缺成本和招聘成本以維持企業(yè)內部就業(yè)均衡。因為企業(yè)雇傭工人和生產(chǎn)運營需要占用強流動性的現(xiàn)金，但是外部融資約束等非預期沖擊促使企業(yè)控制雇傭勞動支出以節(jié)約現(xiàn)金支出需求，所以企業(yè)勞動力需求與企業(yè)現(xiàn)金及其等價物儲備規(guī)模負相關。

值得補充的是，本文模型沒有直接說明企業(yè)持有的最低現(xiàn)金資產(chǎn)水平是如何決定的，而這相對于勞動力搜尋匹配過程而言是外生的。事實上，持有現(xiàn)金是企業(yè)確保合理流動性的最慣用方式。在Da Cruz et al.（2019）所總結的文獻中，已有研究關注了企業(yè)過度持有現(xiàn)金的謹慎動機、交易成本動機、投機動機等，而企業(yè)的委托代理沖突、產(chǎn)品市場競爭、融資約束和信貸供給沖擊等也是重要的影響因素。就動機而言，本文所描述的場景更接近于預防性儲蓄使得企業(yè)需要從經(jīng)營收入中保留部分現(xiàn)金以備未來經(jīng)營之需。

三、研究設計與數(shù)據(jù)說明

（一）識別策略

前文理論部分說明了企業(yè)現(xiàn)金持有規(guī)模與企業(yè)員工雇傭規(guī)模負相關。為了檢驗從企業(yè)現(xiàn)金持有到員工雇傭規(guī)模的因果關系，本部分首先參照Bacchetta et al.（2019）設定如下基準面板數(shù)據(jù)模型：

其中，i、t 分別代表企業(yè)個體和年份；lnEmpit為取自然對數(shù)形式的企業(yè)員工總數(shù)；CasRit代表企業(yè)持有的現(xiàn)金比率；Zit為一組企業(yè)層面的控制變量；c 是常數(shù)項。β、γ 是待估參數(shù)；θi代表未觀測的企業(yè)個體效應，δt代表不隨個體變化的時間效應；?it為誤差項。

β 是本文核心參數(shù)，代表了企業(yè)持有現(xiàn)金比率對就業(yè)規(guī)模的因果效應。如果企業(yè)現(xiàn)金持有比率與企業(yè)勞動力需求因素無關，那么固定效應回歸得到的估計系數(shù)可以解釋為因果效應。但是這一假設過于理想化，早期研究表明規(guī)模較小和風險較高的企業(yè)持有較大比例的現(xiàn)金（Opler et al.，1999），這意味著企業(yè)持有現(xiàn)金比率水平可能是就業(yè)規(guī)模小的結果。此外，企業(yè)的決策權配置也會影響現(xiàn)金持有（劉嫦和趙銳，2021）。同時仍然可能存在著一些未被控制變量組Zit捕捉的因素，同時影響著企業(yè)對流動性和勞動力的需求。因此，要識別企業(yè)現(xiàn)金持有率對企業(yè)就業(yè)規(guī)模的因果效應，必須要克服逆向因果關系和遺漏變量等因素造成的偏差。

本文選擇使用工具變量策略來隔離企業(yè)層面影響效應估計的內生性因素。工具變量wit的設計參照Nunn &Qian（2014）的思想，采取外生沖擊與內生暴露交乘的形式，具體構造方法為：wit=St。其中，St代表一類影響企業(yè)流動性需求但又獨立于勞動力需求的因素（外生），代表著企業(yè)特有的沖擊響應因子（內生）。其中，本文選擇使用Huang &Luk（2020）計算的中國貨幣政策不確定性指數(shù)作為時間序列沖擊St，具體是將原數(shù)據(jù)中按月計算的指數(shù)取均值得到年度指數(shù)時間序列。具體的計算方法為：假定代表性企業(yè)i 在年份t的經(jīng)營性現(xiàn)金流凈值為正、投資性和融資現(xiàn)金流凈值為負，則設定Dit=1，=∑Dit/T。在企業(yè)現(xiàn)金流量表中，現(xiàn)金流來源分別是經(jīng)營性現(xiàn)金流、投資性現(xiàn)金流和籌資現(xiàn)金流，而現(xiàn)金流是凈流入還是凈流出對企業(yè)調整流動資產(chǎn)持有決策很重要。如果企業(yè)經(jīng)營性凈現(xiàn)金流為正而其余兩類為負，表明企業(yè)經(jīng)營情況尚屬正常而且對外投資和償還籌資正常，既不是處于高速增長也不是處于經(jīng)營困難階段。因此，代表樣本觀測期內企業(yè)正常穩(wěn)定運營的平均傾向。

工具變量的有效性依賴于一組假設，其中相關性假設和排除性限制假設最關鍵也最受關注。相關性假設是指，工具變量與內生解釋變量相關。從文獻來看，工具變量與內生變量的相關性條件能夠滿足。例如，祝繼高和陸正飛（2009）的研究表明貨幣政策收緊可能會提高企業(yè)現(xiàn)金持有水平，而余靖雯等（2019）的研究也表明政策不確定性也會影響企業(yè)現(xiàn)金持有率。相關性假設可以通過統(tǒng)計工具來加以檢驗，例如在工具變量兩階段回歸中檢驗第一階段回歸系數(shù)顯著性和整體線性關系，后文將會報告相關性假設的檢驗統(tǒng)計量。

工具變量有效性的排除性限制假設是指，限制或排除了工具變量對結果變量的直接影響或通過其他因素對結果產(chǎn)生影響，亦即工具變量唯一地通過內生變量對結果變量產(chǎn)生影響（Imbens，2014）。這一假設無法直接利用統(tǒng)計量來檢驗，只能通過對工具變量、內生解釋變量與結果變量之間實質性關系的知識來論證排除性限制的合理性。具體到本文背景下，如果要證偽排除性假設的有效性，那么就需要找到貨幣政策不確定性通過其他非現(xiàn)金儲備渠道影響企業(yè)勞動力需求的證據(jù)。

從文獻進展來看，貨幣政策不確定性引起的“實物期權”效應和融資約束效應，可能是威脅本文工具變量有效性的重要渠道。不確定性影響實體經(jīng)濟活動有三個潛在傳導渠道，其一是“實物期權”效應（real-option effect），即不確定性引起企業(yè)暫停投資和雇傭工人（Bloom，2009），這是觀望態(tài)度導致的投資推遲。其二是預防儲蓄效應，如果企業(yè)在不確定性環(huán)境中經(jīng)營并且進入資本市場獲得借貸的機會有限，那么企業(yè)會發(fā)現(xiàn)持有更多的現(xiàn)金作為緩沖是有益的。因此，再融資風險是決定現(xiàn)金持有量的關鍵因素（Harford et al.，2014）。反過來，更好地進入債務市場可以減輕不確定性對公司現(xiàn)金儲備政策的影響（Favara et al.，2021）。其三是金融市場摩擦帶來的融資成本效應，即不確定性通過影響信貸利差進而影響企業(yè)投資行為（Gilchrist et al.，2014）。綜合來看，“實物期權”效應和融資成本效應意味著貨幣政策不確定性可以直接引發(fā)企業(yè)做出暫停投資和雇傭的決策，而預防儲蓄效應最終仍然會反映為企業(yè)的現(xiàn)金流變化。本文通過偽造性測試的方法，來檢驗“實物期權” 效應或其他可能存在的非現(xiàn)金持有因素是否傳導了工具變量對結果變量的影響。具體通過以下兩種辦法來實現(xiàn)：

第一，使用財政政策不確定性指數(shù)重新構造工具變量回歸，檢驗“實物期權”效應的存在性。如果“實物期權”效應直接傳導了貨幣政策不確定性對企業(yè)投資和雇傭行為的影響，那么可以預期財政政策不確定性同樣應該存在“實物期權”效應，使用財政政策不確定構造的工具變量應該得到相似顯著性的回歸結果。因為財政政策與貨幣政策通常具有較強的相關性，研究也發(fā)現(xiàn)地方政府隱性債務擴張會導致金融風險水平上升（尹李峰和姚馳，2022），所以財政政策不確定性與貨幣政策不確定性在引起“實物期權”效應方面可能存在著高度相似性。如果財政政策不確定性工具變量的回歸結果與貨幣政策不確定性工具變量不同，那么很難認為“實物期權”效應破壞了工具變量排除性限制的假設基礎。

第二，使用融資約束指標重新構造內生解釋變量回歸，檢驗融資約束效應。如果借助貨幣政策不確定性構造的工具變量，不是排除性地通過企業(yè)現(xiàn)金持有渠道作用于企業(yè)雇傭，那可以預期融資約束也可能是重要的作用渠道。原因在于，貨幣政策主要通過調節(jié)社會信貸供給來影響總需求，而信貸額度是企業(yè)補充流動資金的重要渠道，因此貨幣政策不確定性非常有可能造成企業(yè)額外的融資約束。有研究證實，企業(yè)融資約束（感知到的融資難度）對企業(yè)雇傭需求有顯著負向影響（張三峰和張偉，2016）。有鑒于此，本文將核心解釋變量替換為企業(yè)融資約束指標進行工具變量兩階段回歸，以考察回歸結果與基準結果是否相似。融資約束指標的計算參照Hadlock &Pierce（2010）的做法，利用企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模和上市年齡構建。

（二）變量設定與數(shù)據(jù)說明

本文所用的企業(yè)數(shù)據(jù)來自上市公司財務報表數(shù)據(jù)，考慮到上市公司數(shù)據(jù)中企業(yè)員工人數(shù)信息在2011 年之前缺失較多，本文實際使用的年份跨度是2011—2020 年。所使用的企業(yè)樣本為工業(yè)企業(yè)樣本。

核心解釋變量：現(xiàn)金比率（CasR），以企業(yè)期初現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額與總資產(chǎn)的比值表示。具有較高流動性的資產(chǎn)應該是一類具有較高安全邊際和較強變現(xiàn)能力的資產(chǎn)，結合數(shù)據(jù)可得性本文選擇使用企業(yè)現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物作為企業(yè)持有現(xiàn)金的代理指標。由于不同企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模和績效存在較大差異，直接使用現(xiàn)金等價物水平值可能存在誤導，因此參照Bacchetta et al.（2019）的做法除以企業(yè)總資產(chǎn)作為測度現(xiàn)金的相對指標。與此同時，考慮到企業(yè)流動資產(chǎn)用于償還流動債務的需求，本文也使用企業(yè)期初現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額與流動負債的比值作為備選的解釋變量。

被解釋變量：員工總數(shù)（lnEmp），以企業(yè)員工總數(shù)取自然對數(shù)表示。為了增強基準回歸的說服力，本文也計算了企業(yè)員工增長率、按總資產(chǎn)規(guī)模平均的員工相對數(shù)作為備選被解釋變量。如果現(xiàn)金比率與核心被解釋變量之間的關系是穩(wěn)健的，那么可以預期對備選因變量的回歸結果也會大致保持穩(wěn)定。為了進一步考察企業(yè)現(xiàn)金持有率對不同類型崗位需求的影響，本文根據(jù)數(shù)據(jù)特點設置了分類員工變量。分別是：銷售人員（lnEmpSale）、生產(chǎn)人員（lnEmpProd）、技術人員（lnEmpTech）、行政人員（lnEmpAdmn），分別以企業(yè)的銷售人員、生產(chǎn)人員、技術人員和行政人員人數(shù)取自然對數(shù)表示；本科學歷（lnEmpBA），以企業(yè)本科學歷員工人數(shù)取自然對數(shù)表示。

控制變量：流動負債率（CurLiaR），以企業(yè)流動負債占總負債的比率表示，控制企業(yè)為支付員工工資而持有現(xiàn)金的影響；總營收（lnRev），以企業(yè)營業(yè)總收入取對數(shù)表示，控制企業(yè)因經(jīng)營收入變化而產(chǎn)生的現(xiàn)金流變化及其對員工雇傭規(guī)模的影響；總資產(chǎn)（lnAT），控制企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模而產(chǎn)生的流動性管理需求的影響；杠桿率（LeveR），以企業(yè)總負債與負債及股東權益總計的比值表示，控制企業(yè)杠桿率變化對持有現(xiàn)金和勞動力成本管理的影響。

變量描述性統(tǒng)計報告見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、回歸結果分析

（一）基準回歸結果

首先對基準模型（13）進行雙向固定效應回歸，將基準結果報告在表2 中。為了有利于對比控制變量的引入在多大程度上影響了核心自變量對因變量的回歸系數(shù)，回歸時分不引入控制變量和引入控制變量的模型，標準誤聚合到企業(yè)個體層面。

從表2 中報告的第（1）列和第(2）列基準結果來看，企業(yè)現(xiàn)金持有率與企業(yè)員工數(shù)的關系顯著為負。將第(2）列的系數(shù)估計結果作為基準，可以看出在控制其他企業(yè)特有變量和雙向固定效應基礎上主要解釋變量系數(shù)仍表現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性。加入控制變量的估計值相對未加控制變量的估計值有一定程度的變化，反映出控制變量確實對企業(yè)現(xiàn)金比率和勞動力需求產(chǎn)生了影響。表2 中報告的對員工增長率和員工相對數(shù)的回歸結果，依然保持了負向關系，進一步表明固定效應估計的方向可能是穩(wěn)定的?？紤]到企業(yè)可以通過削減員工數(shù)量以機械地節(jié)約現(xiàn)金流的事實，本文核心解釋變量包含了現(xiàn)金的實物期權價值，一定程度上反映了未來的經(jīng)營對勞動力需求的可能調整方向。因此，基準回歸結果是否在控制內生性問題后還能保持穩(wěn)健，需要進一步多方診斷和測試。

表2 企業(yè)現(xiàn)金比率對勞動雇傭規(guī)模的OLS 回歸

（二）工具變量回歸與穩(wěn)健性檢驗

本部分報告工具變量回歸結果，包括工具變量簡約式回歸(IV-reduced）和兩階段回歸(IV-2SLS）。為了解決有關模型設定、樣本選擇和變量設定等問題，本部分也設計了一些穩(wěn)健性檢驗模型。檢驗結果報告在表3 中，其中每一個系數(shù)估計結果都代表一次獨立的回歸，IV 兩階段回歸結果還報告了標準化系數(shù)以分析回歸結果的經(jīng)濟顯著性。具體分析如下：

1.引入行業(yè)趨勢項。一些行業(yè)層面的異質性特征可能會引起企業(yè)現(xiàn)金持有偏好的變化，因此有必要在回歸中控制未觀測的行業(yè)趨勢。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性選擇以兩位數(shù)行業(yè)大類（2011 年國標行業(yè)分類）表征不同行業(yè)，引入行業(yè)-時間趨勢項再回歸，得到的結果報告在表3 中的第(1）列。結果表明，企業(yè)層面勞動力需求與現(xiàn)金持有率之間存在負向關系。

2.使用平衡樣本。由于最新上市公司樣本在未上市年份的財務報表信息不可得，基準回歸樣本是一份不平衡的面板數(shù)據(jù)，因此使用樣本時間段內都被觀測到的企業(yè)平衡樣本回歸來檢驗樣本不平衡性在多大程度上干擾了基準結果。平衡樣本回歸結果報告在表3 中的第(2）列，無論是簡約式還是兩階段回歸結果，都與第(1）列結果非常接近。需要補充的是，平衡樣本回歸得到的兩階段系數(shù)絕對值稍大，這可能意味著早上市企業(yè)相對于晚上市企業(yè)在現(xiàn)金比率影響效應方面的一些細小差異?；诖丝梢源笾峦茰y，樣本不平衡不至于破壞觀測到的企業(yè)現(xiàn)金比率對企業(yè)員工規(guī)模的負向關系。

3.使用制造業(yè)樣本。制造業(yè)企業(yè)與非制造業(yè)企業(yè)在外部資金需求和經(jīng)營模式方面存在的系統(tǒng)性差異可能導致估計結果失真。有鑒于此，根據(jù)企業(yè)行業(yè)分類信息選出制造業(yè)樣本進行再回歸，結果報告在表3 的第(3）列。制造業(yè)樣本的回歸系數(shù)仍然穩(wěn)健為負，表明制造業(yè)企業(yè)仍然存在著現(xiàn)金持有比率對企業(yè)雇傭員工規(guī)模的抑制效應。不同的是，制造業(yè)樣本估計得到的系數(shù)絕對值相對列(1）有所下降，這可能意味著制造業(yè)企業(yè)員工雇傭規(guī)模對企業(yè)現(xiàn)金持有率的響應彈性稍低。

4.被解釋變量縮尾。大樣本數(shù)據(jù)很難避免異常值問題，一些測量誤差也可能會干擾基準效應估計?？紤]到偏離均值較大的觀測都有可能屬于異常值，本文對被解釋變量兩端各縮尾2.5%進行回歸，結果報告在表3 中的第(4）列。工具變量的回歸結果顯示，企業(yè)現(xiàn)金比率對被解釋變量的回歸系數(shù)仍然顯著為負，且標準化系數(shù)也非常接近基準結果。基于這一回歸結果，本文認為異常值問題不太可能干擾估計系數(shù)的穩(wěn)健性。

5.引入額外交互項。本文工具變量的構造使用了全局層面的時間序列沖擊，然而可能存在著一些遺漏的未觀測因素與這一沖擊相關，同時也影響企業(yè)的勞動力需求。因此，有必要考慮其他時間序列沖擊通過相類似的渠道對企業(yè)產(chǎn)生作用。本文重點考慮了兩類因素，一類是貨幣中單位活期存款增速，與企業(yè)特有的沖擊響應因子取交互項以控制全局流動資產(chǎn)儲備對企業(yè)的影響；另一類是城鎮(zhèn)在崗職工平均實際工資增長率，同樣取交互項以控制工資增長因素對企業(yè)的影響。與此同時，將工具變量交互項設計中的企業(yè)特有沖擊響應因子替換為樣本期內企業(yè)平均的資產(chǎn)負債率，與貨幣政策不確定性指數(shù)時間序列取交互項。引入新設計的三類交互項，回歸結果報告在表3中的第（5）列。結果顯示，新增加交互項并沒有吸收企業(yè)現(xiàn)金持有率對因變量的負效應，而且工具變量第一階段結果仍然保持了與未引入上述變量的回歸結果相似性。由此可以推斷，一些宏觀層面 的因素不太可能通過本文所闡述的渠道對企業(yè)的流動資產(chǎn)持有效應造成太大干擾。

表3 工具變量與穩(wěn)健性回歸結果

6.引入因變量的滯后項。面板數(shù)據(jù)結構總是會存在著時間序列相關，盡管本文使用了聚合到企業(yè)層面的標準誤來控制一些自相關問題造成的干擾，但是仍然無法完全剔除這一問題?？尚械慕鉀Q辦法是增加因變量的滯后項，作為對誤差項自相關的一種近似，在動態(tài)面板結構下考察核心解釋變量系數(shù)是否會發(fā)生大幅度的變化。引入因變量滯后項的結果報告在表3 中的第（6）列，工具變量回歸結果表明核心解釋變量對因變量的負向關系并沒有改變。工具變量簡約式回歸結果沒有太大變化，而工具變量兩階段回歸系數(shù)絕對值有一定幅度下降，表明滯后的被解釋變量吸收了一部分效應。

另外，基準回歸中的現(xiàn)金持有率計算方式也存在一定的可討論性。如果企業(yè)持有現(xiàn)金是為了應對流動性約束，那么當外部資金獲得更容易，企業(yè)的流動性約束就能有效緩解。流動負債能夠在一定程度上反映企業(yè)獲得外部短期融資的能力，故本文使用現(xiàn)金與流動負債的比值作為備選的解釋變量。使用備選變量的相關回歸結果報告在表3 中的最后一行系數(shù)，結果表明現(xiàn)金比率的備選變量仍然得到了顯著為負的估計值，而且標準化系數(shù)與原有解釋變量的相應回歸標準化系數(shù)高度接近。上述分析意味著，改變核心解釋變量的測度并沒有從根本上動搖基準結果。

接下來討論工具變量相關性假設和弱工具變量檢驗結果。工具變量相關性是支持工具變量策略有效性的主要假設之一，弱相關性的工具變量將造成弱識別問題。從現(xiàn)有文獻的普遍做法來看，檢驗相關性假設的主要做法是檢驗第一階段回歸系數(shù)與總體線性關系的統(tǒng)計顯著性，以考察工具變量與內生變量是否弱相關或在多大程度上是弱相關。具體而言，單一工具變量的第一階段回歸系數(shù)直觀上表征了工具變量與內生解釋變量的相關系數(shù)及其統(tǒng)計顯著性，若統(tǒng)計不顯著則表明工具變量弱相關。C-D F 統(tǒng)計量（Cragg-Donald Wald F）和K-P rk F 統(tǒng)計量（Kleibergen-Paap Wald rk F）代表工具變量弱識別檢驗結果，前者適用于誤差獨立同分布的假定，后者適用于異方差穩(wěn)健標準誤包括聚合標準誤。經(jīng)驗法則要求Cragg-Donald F 統(tǒng)計量大于10，這表明工具變量兩階段的估計偏差相對OLS 估計偏差比較小，可拒絕弱識別的原假設。但是，這一經(jīng)驗值并不能簡單地套用在誤差非獨立同分布的情形。

表3 報告的一階段估計系數(shù)以及F 統(tǒng)計量結果拒絕了弱識別的原假設，表明工具變量策略的相關性假設有統(tǒng)計證據(jù)。具體而言，表3 中不同模型設定的第一階段回歸系數(shù)均顯著為正，說明工具變量與內生解釋變量之間的相關性在統(tǒng)計意義上顯著；C-D F 統(tǒng)計量明顯超過了10，在經(jīng)驗法則下可以拒絕弱相關的原假設；此外，K-P rk F 統(tǒng)計量與C-D F 統(tǒng)計量相比有一定程度的縮小，但并沒有發(fā)生太大的偏離。由于兩類F 統(tǒng)計量適用的方差假設條件有差異，而本文在估計中假定方差存在一定的聚合結構（聚合到企業(yè)個體層面），嚴格意義上經(jīng)驗法則確定的臨界值10 并不能適用于異方差情形的弱識別檢驗結果判斷。分析來看，樣本量越大則工具變量兩階段回歸的弱識別偏差可能越小，而本文使用的上市公司長面板數(shù)據(jù)具有較大的樣本量，能夠有效降低兩階段回歸可能存在的弱識別偏差。

（三）工具變量排除性限制假設與證偽性測試

要確保工具變量策略有效，至少要使得相關性和排除性限制假設能得到滿足。盡管前文第一階段回歸結果顯示內生解釋變量與工具變量顯著相關并拒絕了弱識別原假設，但是排除性限制假設仍然可能受到一些未觀測因素的威脅。例如，一些與貨幣政策相關的宏觀時間序列變量可能影響企業(yè)勞動力需求，從而破壞排除性限制假設的根據(jù)。其經(jīng)濟直覺在于，企業(yè)勞動力需求既取決于企業(yè)自身發(fā)展預期，又受外部宏觀環(huán)境的影響。要使得排除性假設得到支持，必須要證偽這些外部因素不是唯一地通過內生解釋變量影響企業(yè)勞動力需求。如何診斷工具變量只通過內生解釋變量影響被解釋變量，目前沒有太好的辦法構造統(tǒng)計量進行假設檢驗，只能通過一些可行的證偽性測試來尋求提示性證據(jù)。有鑒于此，本部分的工具變量證偽性測試分為如下兩類，具體做法及分析如下：

第一類證偽性測試考察貨幣政策不確定性是否混雜了“實物期權” 效應影響企業(yè)員工雇傭規(guī)模。檢驗的思路是，如果貨幣政策不確定性工具變量回歸得到的影響是吸收了“實物期權”效應的結果，那么使用財政政策不確定性工具變量回歸得到的結果仍然能夠反映“實物期權”效應。因此，比較兩類工具變量對核心解釋變量的回歸結果，能夠在一定程度上檢驗是否基準回歸混雜了“實物期權”效應。

首先，使用不同計算方法構造貨幣政策不確定性工具變量進行回歸，標準化系數(shù)結果報告在表4 中的第（1）～（3）列?；鶞驶貧w中使用的貨幣政策不確定性，是根據(jù)月度不確定性指數(shù)取年度均值得到。假如宏觀貨幣政策不確定性真的通過企業(yè)特有響應因子影響了現(xiàn)金持有，那么使用月度不確定性指數(shù)取年內12 個月的中位數(shù)、最大值、變異系數(shù)（方差與均值比）同樣能夠度量年度貨幣政策不確定性程度?；诖?，分別使用貨幣政策不確定指數(shù)的中位數(shù)、最大值、變異系數(shù)與企業(yè)特有的響應因子取交互項，構造新的工具變量分別回歸。模型回歸結果表明，改變年度貨幣政策不確定性指數(shù)計算方法構造的工具變量，依然得到了與基準回歸相似的顯著為負的估計系數(shù)，標準化系數(shù)值也非常接近，這表明貨幣政策不確定性對企業(yè)的沖擊效應是穩(wěn)健的。

其次，使用上述同樣方法構造財政政策不確定性工具變量進行回歸，標準化系數(shù)結果報告在表4 中的第（4）～（6）列。如果本文使用貨幣政策不確定性指數(shù)構造的工具變量確實存在“實物期權”效應，那么使用財政政策不確定性指數(shù)構造工具變量進行估計，至少應該獲得與貨幣政策不確定性工具變量類似的顯著性結果。然而第（4）～（6）列結果表明，使用財政政策不確定性指數(shù)計算的各類工具變量的兩階段回歸結果盡管為負，但是都不在10%的水平下顯著。

第二類證偽性測試考察貨幣政策不確定性是否混雜了融資約束效應影響企業(yè)員工雇傭規(guī)模。檢驗思路同上，具體差異體現(xiàn)在將核心解釋變量現(xiàn)金比率替換為新的內生解釋變量融資約束（FinC）。標準化系數(shù)報告在表5，其中各列回歸結果并不顯著為正。比較兩類工具變量對核心解釋變量的回歸結果，以及將表5 的各列結果與表4中相應列回歸結果比較，不難發(fā)現(xiàn)工具變量沒有明顯地通過融資約束渠道限制企業(yè)雇傭。

表4 “實物期權”效應證偽性測試

表5 融資約束效應證偽性測試

此外，也有必要檢驗本文選定的時間序列沖擊是否通過其他的企業(yè)內部渠道影響企業(yè)行為。由于本文的工具變量構造采取的是交互項St，可能存在著一些未觀測的企業(yè)個體因素與和結果變量相關，使得本文的工具變量策略還可能存在著ωiSt的影響渠道。因此需要嘗試性地找到，并構造安慰劑工具變量來進行測試。

表6 額外的證偽檢驗

表6 報告的系數(shù)估計結果并不顯著，表明貨幣政策不確定性對企業(yè)的沖擊可能主要是通過企業(yè)流動性資產(chǎn)持有渠道而產(chǎn)生作用的。表6 中，第（1）、（4）列模型中使用的沖擊序列為貨幣政策不確定性指數(shù)取中位數(shù)，第（2）、（5）列模型中使用最大值，第（3）、（6）列模型中使用變異系數(shù)。第（1）～（6）列的結構盡管為負，但是都不顯著，且標準化系數(shù)絕對值也偏離前文的基準回歸結果。盡管不能據(jù)此得出基于貨幣政策不確定性的工具變量策略不存在其他影響渠道，但是通過經(jīng)營業(yè)績渠道和償債能力渠道發(fā)揮作用的可能性較小。進一步分析，上市公司財務信息包括三部分，資產(chǎn)負債表、現(xiàn)金流量表和損益表，貨幣政策不確定性沖擊也很大程度上會從三大表上得到體現(xiàn)。如果凈利潤能夠在一定程度上代表損益表，而流動比率反應資產(chǎn)負債表，那么排除上述兩類作用渠道后就剩下現(xiàn)金流量表的影響。而現(xiàn)金流量表中的信息也正是本文構造基準工具變量所使用的信息，據(jù)此可以認為本文的工具變量策略具有可靠性和穩(wěn)健性。

五、效應異質性與機制分析

（一）效應異質性

基準回歸得到的估計系數(shù)，表明保持其他條件相同情況下企業(yè)持有現(xiàn)金比率會抑制企業(yè)的勞動力需求。事實上保持其他條件不變的前提過于苛刻，因為貨幣政策不確定性可能意味著不同企業(yè)的外部融資可得性不同，或者企業(yè)內部財務狀況差異使得企業(yè)對外部沖擊做出的反應也有不同。即使這些差異不會破壞估計結果的穩(wěn)健性，然而深入了解企業(yè)聘用需求如何對現(xiàn)金比率變化做出不同的響應，也具有較強的現(xiàn)實意義。有鑒于此，本部分主要就一些可能影響同質平均效應估計的因素展開異質性分析。簡要的回歸和異質性分析報告如下：

第一類效應異質性來源于企業(yè)固定資產(chǎn)的密集度差異。一些行業(yè)企業(yè)發(fā)展前期需要投資形成龐大的固定資產(chǎn)，也有一些行業(yè)企業(yè)發(fā)展和就業(yè)擴張不依賴于大規(guī)模高密度的固定資產(chǎn)投資，因此企業(yè)的固定資產(chǎn)密集度及其對外部融資需求存在差異。中國銀監(jiān)會2009 年出臺了《固定資產(chǎn)貸款管理暫行辦法》，優(yōu)質的貸款項目能夠得到銀行的融資支持。因此以樣本區(qū)間內企業(yè)固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重來衡量固定資產(chǎn)密度，比重低于樣本中位數(shù)的定義為低密度企業(yè)，否則為高密度企業(yè)。本文進行低和高密度企業(yè)樣本回歸，得到的結果報告在表7 中第（1）和（2）列。結果顯示，低固定資產(chǎn)密度企業(yè)得到顯著的回歸結果，而高密度企業(yè)樣本回歸結果并不顯著。可能的原因在于，固定資產(chǎn)占比較低的企業(yè)更加依賴企業(yè)內部財務融資，因此持有現(xiàn)金資產(chǎn)會對企業(yè)就業(yè)造成更顯著的負面影響。

第二類異質性來源于企業(yè)勞動成本的密集度差異。既然企業(yè)持有現(xiàn)金的重要功能是支付員工報酬和應對勞動力市場沖擊，那么可以合理預期勞動成本密集度差異可以協(xié)助解釋效應異質性。以現(xiàn)金流量表中支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金占經(jīng)營活動現(xiàn)金流出額的比重衡量勞動成本密集度，企業(yè)平均的勞動成本密集度高于全樣本中位數(shù)為高勞動成本密集度企業(yè)，否則為低密集度企業(yè)。分樣本回歸結果報告在表7 中的第（3）和（4）列，結果顯示勞動成本密集度較高的企業(yè)回歸結果顯著，而低密集度企業(yè)回歸系數(shù)絕對值較大但并不顯著?？赡艿脑蛟谟冢瑒趧映杀久芗容^高的企業(yè)需要保留相對更高的流動性以按時支付員工報酬，因此勞動力需求對持有現(xiàn)金比率的響應更顯著。

第三類異質性來源于企業(yè)實控人的所有制差異。已經(jīng)有文獻發(fā)現(xiàn)不同所有制企業(yè)在獲得外部融資方面存在的差異，而且這種融資差異可能是導致就業(yè)結構性難題的重要原因。本文將樣本區(qū)間內屬于國企的年份所占比例超過50%的企業(yè)定義為國企。例如，一些自始至終都是國有企業(yè)的定義為1，而中間發(fā)生實控人變動和最終實控人是國資機構的則依據(jù)實際控制時間超過一半的標準定義為國企，否則是非國企。分樣本回歸結果報告在表7 的第（5）和（6）列，系數(shù)估計值顯示非國企樣本的負效應顯著，而標準化系數(shù)絕對值和標準誤估計都要低于國企樣本。可能的原因在于，非國企在調整勞動力雇傭方面靈活度更高，因此也更顯著地受到企業(yè)現(xiàn)金管理戰(zhàn)略的影響。

表7 效應異質性分析（IV-2SLS）

（二）潛在機制分析

前文已經(jīng)提供了持有現(xiàn)金比率降低企業(yè)員工雇傭規(guī)模的經(jīng)驗證據(jù)，考慮到企業(yè)內部存在勞動分工，目前尚不清楚的是現(xiàn)金比率是否同等程度地降低所有類型崗位的需求。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，本文按員工分類進行回歸，結果報告在表8。具體分析如下。

結果表明，現(xiàn)金比率對企業(yè)員工雇傭規(guī)模的影響更可能是通過技術和銷售一類崗位的變動來實現(xiàn)的，因為企業(yè)技術人員和銷售人員的負效應相對更大。從表8 報告的標準化系數(shù)來看，現(xiàn)金比率每提高一個標準差，造成企業(yè)技術人員和銷售人員下降的幅度相對最高。可能的原因在于，企業(yè)內部不同崗位存在著成本差異，使得不同崗位對現(xiàn)金比率變化的響應彈性存在差異。銷售人員和技術人員的工資與生產(chǎn)和行政人員的工資相比更高，結合異質性分析結論發(fā)現(xiàn)勞動成本密集度更高的企業(yè)效應顯著，由此可以推斷企業(yè)內部高成本的崗位更易受到現(xiàn)金比率的影響。不足之處在于缺乏不同類型員工的工資報酬精確信息，無法提供這兩類崗位的員工變化彈性較大是否是因為報酬高的直接經(jīng)驗證據(jù)。

表8 潛在機制分析（IV-2SLS）

此外，給定勞動力市場不同崗位匹配速率下的企業(yè)崗位空缺創(chuàng)造策略，也能夠在一定程度上解釋觀察到的經(jīng)驗關系。理論分析指出，為了維持企業(yè)雇傭人員動態(tài)平衡，企業(yè)需要保持與在崗員工規(guī)模成正比的崗位空缺規(guī)模。然而，維持崗位空缺需要占用企業(yè)的流動性資源。如果企業(yè)遭受現(xiàn)金流沖擊而需要提升持有現(xiàn)金比率，企業(yè)可以通過減少崗位空缺設定和壓縮招聘費用來節(jié)約現(xiàn)金流。而如果員工離職率不變或因現(xiàn)金流沖擊而上升，企業(yè)的員工流出大于流入，從而表現(xiàn)出就業(yè)規(guī)模的凈減少。由于企業(yè)崗位空缺和招聘人數(shù)相關信息缺失，這一機制留待未來進一步論證。

另外，表8 中還報告了現(xiàn)金比率對本科學歷員工數(shù)量取對數(shù)的回歸結果。經(jīng)濟意義上系數(shù)的變動幅度要小于總體人員減少幅度，表明企業(yè)內部員工變動存在著學歷差別，高學歷員工相對于低學歷員工的受影響幅度更小?？赡艿脑蛟谟?，上市公司普遍都是行業(yè)內競爭力較強的企業(yè)，對員工的學歷和能力要求比較高。而本科學歷的員工處于學歷分布的中高端，成為上市公司的主要招聘對象，因此企業(yè)在學歷層面的調整不太可能降低本科學歷的比例。

六、結論與政策建議

流動性管理是企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略的重要組成部分。盡管宏觀流動性寬松對穩(wěn)就業(yè)具有重要作用，但是企業(yè)持有流動資產(chǎn)究竟是促進還是抑制了企業(yè)雇傭員工規(guī)模，相關研究還很缺乏。為了調查企業(yè)持有流動性對員工雇傭規(guī)模的影響，本文構建了一個包含流動性約束的工作搜尋模型討論了流動性約束如何抑制雇傭規(guī)模，并利用上市公司數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。

本文理論分析表明，企業(yè)需要應對經(jīng)營風險和勞動力市場摩擦而儲備流動資產(chǎn)，均衡狀態(tài)下企業(yè)的雇傭規(guī)模與崗位創(chuàng)造規(guī)模正相關，而提高流動性儲備則會降低企業(yè)雇傭水平。通過利用工具變量識別策略，本文在上市公司數(shù)據(jù)層面識別了持有現(xiàn)金比率對員工雇傭規(guī)模的影響。工具變量兩階段回歸結果表明，企業(yè)現(xiàn)金比率顯著地降低了對數(shù)員工數(shù)量。這一結論在改變樣本設定、變量縮尾等檢驗下都保持穩(wěn)健。異質性分析表明，企業(yè)固定資產(chǎn)密集度、勞動成本密集度和企業(yè)所有制性質等因素，協(xié)助解釋了效應異質性。進一步的機制分析表明，企業(yè)很可能重點通過調整銷售人員和技術人員來應對流動性沖擊。

基于本文的研究結論，要通過管理宏觀流動性促進就業(yè)穩(wěn)定，以下兩點需要重點突破：

第一，要暢通宏觀貨幣政策流動性向企業(yè)流動性的傳導渠道，降低企業(yè)流動性資產(chǎn)持有偏好。凱恩斯主義宏觀調控政策理論已經(jīng)強調了市場流動性偏好對貨幣政策的重要含義，如果企業(yè)持有流動性資產(chǎn)的偏好非常大，那么企業(yè)的勞動力需求將會降至最低以及貨幣政策對穩(wěn)就業(yè)完全失效。因此，要采取有效措施降低企業(yè)對流動資產(chǎn)的持有偏好。研究表明，外部融資渠道不暢是導致企業(yè)提升流動資產(chǎn)持有比率的重要因素。而且，融資約束在企業(yè)擴大金融活動加劇金融風險過程中發(fā)揮重要中介作用（楊有紅和趙曉梅，2021）。因此要暢通貨幣政策作用渠道，保障企業(yè)合理充裕的流動性需求。在融資政策方面，要同等對待國有企業(yè)和非國有企業(yè)。通過降低企業(yè)持有現(xiàn)金比率，擴大企業(yè)崗位空缺創(chuàng)造和雇傭需求。

第二，要暢通公共就業(yè)服務政策向勞動力供需兩端的傳導渠道，提升勞動力市場匹配效率和降低工作搜尋成本。在摩擦性的勞動力市場，企業(yè)需要投入資源設置工作崗位和招聘員工以維持員工隊伍動態(tài)穩(wěn)定。一個匹配效率高的勞動力市場能夠最大程度地降低企業(yè)面臨的員工和崗位沖擊，從而有效緩解企業(yè)為穩(wěn)定雇傭所面臨的流動性資產(chǎn)儲備壓力。通過提升匹配效率、降低員工和崗位分離頻率，能在推動企業(yè)擴大就業(yè)規(guī)模的同時不至于占用過大比例的流動性。