資產流動性對我國貨幣政策傳導的影響
——企業投資行為視角

羅鑫 池曉輝 童小龍

（復旦大學經濟學院，上海 200433）

一、引言

在貨幣政策影響經濟總產出過程中，企業投資作為總需求的一部分深受宏觀貨幣政策的影響。資產負債表傳導渠道（Bernanke and Gertler，1995）表明，緊縮貨幣政策會增加債務利息支出，減少企業凈現金流，同時資產價格下跌也會導致企業資產價值縮水。而企業資產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），增加了企業外部融資溢價與融資困難程度，導致企業投資規模收縮，并最終引起總產出下降。雖然貨幣政策的調控目標是總產出等宏觀經濟變量，但是這種影響是間接的。因此，只有實現貨幣政策向企業投資的有效傳導才能直接達到政策目標（姜國華和饒品貴，2011）。

在貨幣政策向企業投資傳導過程中，作為信貸雙方信息不對稱的影響因素，資產流動性發揮著不可忽視的作用。具體而言，預期現金流與資產凈值的下降減少了企業的抵押價值，進而加劇了逆向選擇與道德風險問題。嚴重的代理沖突引發了企業更高的外部融資溢價，抑制了企業的外部融資能力。如果沒有充足的流動資產為其投資項目融資，企業則不得不額外放棄有利可圖的投資機會。相反，企業資產流動性較高，可以緩解與貸方之間的信息不對稱，提高外部融資規模，從而增加投資支出。

資產流動性在減輕信貸雙方信息不對稱程度、降低企業外部融資溢價方面的作用得到了大量文獻的支持。流動性資產允許企業以較低成本出售自有資產以償還債務，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），增強了債務融資能力（Morellec，2001），進而提高企業投資的靈活性。Flor and Hirth（2013）指出，企業資產流動性是決定投資—現金流敏感性的重要因素，流動性越高，其資產清算價值與重置性越高，從而外部融資成本越低。Joseph et al.（2020）認為，現金持有更多的企業可以利用內部資金償付利息、更換資本設備以及為盈利的投資項目提供資金，進而影響企業投資決策。因此，持有流動資產不僅能為企業提供更多內部資金來源，其良好的抵押價值更能保障債權人的利益，緩解信貸雙方信息不對稱，提高企業債務融資能力，最終影響企業投資決策。

雖然貨幣政策在向實體經濟傳導過程中，資產流動性發揮著關鍵作用，但是這種重要性在最近幾年才得到學者們的關注。Jeenas（2019）認為，資產流動性賦予企業更多的內部資金與更高的債務融資能力，因此在貨幣政策向企業投資傳導中產生了抵消作用。Joseph et al.（2020）發現，持有更多流動資產導致企業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）在研究資產抵押性影響企業投資行為時，分析了貨幣政策對上述關系的調節效應。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部門對貨幣政策變動的預期，只能分析宏觀貨幣政策對微觀企業行為的影響效應，無法用于微觀企業特征對宏觀貨幣政策傳導效果的研究。

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據識別了貨幣政策沖擊，并進一步轉化為季度頻率的沖擊序列。結合我國上市企業財務數據，本文從微觀企業視角分析了資產流動性在我國貨幣政策向企業投資傳導中的作用。研究發現，資產流動性對我國貨幣政策向企業投資的傳導效果具有顯著的抵消作用。換言之，資產流動性過高會抵消貨幣政策引致的投資變動規模。

本文的邊際貢獻在于：首先，基于我國企業資產流動性特征事實，考察了資產流動性對貨幣政策傳導效果的影響。與現有研究相比，本文采用的貨幣政策沖擊序列有效剔除了企業部門對貨幣政策變動的預期成分，從而更好地識別了資產流動性影響貨幣政策傳導效果的因果關系。其次，本文從微觀企業視角反向研究貨幣政策傳導機制，進一步豐富了宏觀貨幣政策與微觀企業行為的互動關系領域的研究。而現有研究主要集中于貨幣政策影響資產流動性以及流動資產影響企業投資行為方面，研究微觀企業的資產特征影響宏觀貨幣政策傳導的文獻并不多見。再則，本文研究有助于從資產流動性視角理解貨幣政策資產負債表傳導渠道，進而更好地理解貨幣政策在企業內部傳導的黑箱。

本文的后續安排如下：第二部分是研究假說的提出；第三部分為本文的實證研究設計；第四部分為實證結果與分析；第五部分則對上述結果進行進一步討論；第六部分為總結與啟示。

二、研究假說

更多的流動資產不僅為企業提供更多的融資來源，而且提高了企業經營的靈活性，同時緩解了信貸雙方的代理沖突，最終影響企業投資行為。首先，資產流動性可以為企業提供更多的內部資金來源。充足的內部資金使得企業受宏觀經濟沖擊的影響較小（Gopalan et al.，2012；Ze-To，2016），從而可以更好地抓住有利可圖的投資機會。其次，資產流動性較差的企業出售實物資產時，必須付出較高的折扣成本，降低了企業出售資產籌集現金的能力，導致可供投資的資金不足。尤其面臨經營困難時，資產流動性較差的企業很難縮減運營規模以籌集現金，這種非生產性負擔加劇了企業的財務困境風險（Lang et al.，1995；Ortiz-Molina and Phillips，2014）。出于預防性動機，企業會額外縮減投資規模。再則，資產流動性允許企業以較低成本出售自有資產以償還債務，當公司違約或者面臨破產時債權人可以更容易獲得這部分抵押資產，從而保障了債權人的利益（Campello et al.，2012）。因此，資產流動性緩解了信貸雙方的信息不對稱，降低了企業外部融資溢價，提高債務融資能力，從而企業投資支出增加。

綜上，資產流動性在拓寬企業融資來源，提高經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投資的傳導效果。具體而言，在緊縮貨幣政策沖擊下，銀行信貸供給能力下降，對企業信貸審批要求提高，企業面臨較高的外部融資溢價，導致企業投資規模收縮。此時，資產流動性較高的企業不僅可以充分利用自身的內部資金，而且可以通過出售資產籌集資金以彌補外部融資的下降。同時較高的資產流動性，提高了企業的資產抵押價值，降低了企業與銀行的信息不對稱，進而提高了企業的債務融資能力。因此，資產流動性緩解了企業的融資困難，抵消了緊縮貨幣政策沖擊效果。而在寬松貨幣政策沖擊下，企業融資成本下降，企業投資規模普遍擴張。基于融資成本低的優勢，資產流動性較高的企業會充分利用手中的流動資產為投資項目融資，而非把債務作為邊際融資來源（Sharpe and Suarez，2015）。因此，資產流動性較高的企業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：

資產流動性在貨幣政策向企業投資傳導中發揮抵消作用。

三、研究設計

（一）實證方法

為了分析資產流動性在貨幣政策向企業投資傳導中的作用，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流動性變量的交互項引入到回歸方程中，采用如下計量模型估計資產流動性對貨幣政策傳導效果的影響：

1.被解釋變量

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

2.解釋變量

Liquidityi,t-1表示t-1期企業i的資產流動性。由于企業持有資產的流動性不盡相同，因此本文參照Gopalan et al.（2012）、Ortiz-Molina and Phillips（2014）以及Ze-To（2016）等的研究，對不同資產進行加權得到如下四種口徑的資產流動性：首先，企業貨幣資金具有完全的流動性，因此資產流動性定義為貨幣資金/期初總資產，表示為Liq_1；其次，非現金流動資產能夠以較低的成本轉化為現金，因此資產流動性可定義為（貨幣資金/期初總資產）*1 +（非現金流動資產/期初總資產）*0.5，表示為Liq_2；再則，廠房、設備等有形資產比成長機會、商譽等無形資產更具流動性，因此資產流動性可定義為（貨幣資金/期初總資產）*1 +（非現金流動資產/期初總資產）*0.75 +（有形資產/期初總資產）*0.5，表示為Liq_3；最后，為了衡量現有資產與增長期權的流動性，采用期初市值進行標準化，因此資產流動性可定義為（貨幣資金/期初市值）*1 +（非現金流動資產/期初市值）*0.75 +（有形資產/期初市值）*0.5，表示為Liq_4。

Shockt表示貨幣政策沖擊變量。由于微觀企業主體對央行貨幣政策行動會產生預期，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重的內生性問題。因此，本文遵循劉紅忠等（2019）的高頻識別方法有效剔除企業部門對貨幣政策變動的預期成分。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，同時選取央行貨幣政策執行報告發布、存款準備金率以及存貸款基準利率調整作為識別我國貨幣政策沖擊的工具變量。其次，在樣本區間2006年三季度至2018年二季度內，分別統計三種貨幣政策工具變量調整時點對應的日內利率互換變動，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化為季度頻率的沖擊序列。由于貨幣政策執行報告按季度發布，因此將執行報告發布引致的貨幣政策沖擊序列單獨作為季度頻率的沖擊序列。同時遵循 Wong（2019）簡單時間加總方法將一個季度內發生的利率互換變動數據簡單加總，得到簡單加總的沖擊序列。此外，本文也遵循 Ottonello and Winberry（2018）的加權時間加總的方法將一個季度內發生的利率互換變動數據按兩次沖擊之間的天數在該季度內的比重加權匯總，得到加權加總的沖擊序列。

綜上，本文得到三種季度頻率的貨幣政策沖擊序列，其描述性統計結果如表1所示。可以看出，發布政策報告引致的沖擊序列數據精度要高于加權加總序列，而簡單加總序列精度相對較差1對數據進行簡單加總與加權加總會損失數據的精度，因此本文將貨幣政策執行報告發布引致的沖擊序列用于基準回歸分析，而將加總序列用于研究結論的穩健性檢驗。。值得注意的是，貨幣政策沖擊變量的正值與負值分別表示緊縮與寬松，數值的大小表示貨幣政策沖擊的強度。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計結果

3.控制變量

參照喻坤等（2014）以及王宇偉等（2019）等的研究，本文還控制了企業規模、經營水平、成長性、現金流水平、盈利能力以及資產負債率。Sizei,t-1表示t-1期企業i的規模，定義為總資產的自然對數；Growi,t-1表示t-1期企業i的成長性，定義為營業收入增長率；Cflowi,t-1表示t-1期企業i的現金流，定義為采用總資產標準化的經營活動現金流凈額；Profiti,t-1表示t-1期企業i的盈利能力，定義為采用總資產標準化的凈利潤；Levi,t-1表示t-1期企業i的資產負債率，定義為總負債除以總資產。本文進一步控制行業固定效應μi與時間固定效應γt。但是納入時間固定效應后，貨幣政策沖擊變量Shockt會被時間固定效應吸收，因此上述面板計量模型沒有包含Shockt項2限于文章篇幅，本文樣本數據下貨幣政策沖擊對企業投資行為的總體效應檢驗結果可向作者索取。。為了避免上述回歸模型可能存在的內生性問題，本文將企業層面的控制變量均取滯后一期。

上述計量模型中，貨幣政策沖擊變量Shockt與資產流動性變量Liquidityi,t-1的交互項系數β1是本文重點關注的參數。為了便于說明，本文對資產流動性變量Liquidityi,t-1進行均值為0，方差為1的標準化，從而交互項系數β1解釋為當資產流動性向上偏離平均流動性一個標準差時，上調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，預期交互項系數β1為負值，即資產流動性在我國貨幣政策向企業投資傳導中具有抵消作用。

（二）數據來源

考慮到本文構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，因此選取相應區間的中國A股非金融類上市公司季度財務數據作為研究樣本。在剔除了樣本期內被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3126家，共48個季度的非平衡面板數據。為了降低異常值帶來的估計誤差，本文對所有企業財務變量進行了1%水平的Winsorize縮尾處理，同時剔除資不抵債的企業。上市公司財務數據來源于CCER中國經濟金融數據庫，計算貨幣政策沖擊變量的數據來源于Wind數據庫和中國人民銀行網站。

（三）描述性統計結果

表2匯報了各變量的描述性統計結果。企業資產流動性的均值（中位數）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），整體而言流動資產在總資產規模中占據不少比例，可以看出我國上市公司比較重流動資產的持有。企業投資活動均值為0.2386，高于中位數0.0969，總體來看投資積極性較高的企業占據更大比例。盈利能力、成長性與現金流均值分別為0.0263、0.3670與1.8495，反映了我國上市公司增長較快的特點。

表2 變量的描述性統計

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果分析

表3給出了本文研究假說的檢驗結果，即檢驗資產流動性在貨幣政策向企業投資傳導中的作用。第（1）列至第（4）列表示資產流動性不同統計口徑下的檢驗結果。第（1）列Liquility與Shock的交互項系數為-0.00272（在1%水平下顯著），說明在采用貨幣資金度量資產流動性情形下，當資產流動性向上偏離平均水平一個標準差時，上調100BP貨幣政策沖擊引致的企業變動額外下降4.08%（-0.00272*0.1500*100）。第（2）列Liquility與Shock的交互項系數為-0.00252（在1%水平下顯著），說明在納入非現金流動資產度量資產流動性情形下，當資產流動性向上偏離平均水平一個標準差時，上調100BP貨幣政策沖擊引致的企業變動額外下降4.22%（-0.00252* 0.1675*100）。第（3）列Liquility與Shock的交互項系數為-0.00201（在1%水平下顯著），說明在納入有形資產度量資產流動性情形下，當資產流動性向上偏離平均水平一個標準差時，上調100BP貨幣政策沖擊引致的企業變動額外下降7.72%（-0.00297* 0.2598*100）。第（4）列Liquility與Shock的交互項系數為-0.00207（在1%水平下顯著），說明考慮增長期權情形下，當資產流動性向上偏離平均水平一個標準差時，上調100BP貨幣政策沖擊引致的企業變動額外下降6.06%（-0.00207* 0.2927*100）。因此，上述檢驗結果證明了本文提出的研究假說，即資產流動性在貨幣政策向企業投資傳導中產生了抑制作用。這說明持有較多的流動資產不僅降低了企業對債務融資的依賴程度，而且充足的內部資金也提高了企業經營靈活性，導致企業投資行為受外部貨幣政策沖擊的影響較小。這一結果與Jeenas（2019）、Silva（2019）等的研究結論保持一致3Jeenas（2019）基于美國企業財務數據發現，資產流動性較高的企業對借貸成本的變化并不敏感，因此資產流動性對貨幣政策傳導效果具有抵消作用。Silva（2019）則指出，耐用產品行業中的資產流動性低，擔保能力差，對貨幣政策沖擊更具有敏感性。。

表3 基準回歸結果

在控制變量方面，資產流動性（Liquility）對企業投資具有顯著的促進作用，表明持有較多的流動資產增強了企業的融資能力，從而更能抓住有利可圖的投資機會；企業成長性（Grow）對投資行為也具有正向影響，表明成長機會較多的企業投資支出也較多；資產負債率（Lev）對企業投資具有顯著的負向影響，表明債務規模過高會限制企業債務融資能力，進而降低了投資支出。Lev與Shock的交互項系數顯著為正，表明資產負債率對貨幣政策傳導效果具有放大作用。盈利能力（Profit）對企業投資行為也具有顯著的正向影響，表明企業盈利能力越強，更能抓住投資機會，這與連玉君和蘇治（2009）、于蔚等（2012）的研究保持一致。

（二）機制分析

央行貨幣政策態勢會改變企業的融資環境，進而影響企業風險承擔意愿。出于預防性動機的目的，風險承擔水平高的企業可能會放棄部分風險高但凈現值為正的投資機會（蘇坤，2016），風險承擔水平低的企業更有可能擴大投資支出。在緊縮貨幣政策沖擊下，企業面臨更高的債務利息支出、更少的信貸規模以及更苛刻的信貸條件，進而引發企業風險承擔水平上升。在寬松貨幣政策沖擊下，企業面臨更低的融資成本、更高的信貸規模與更便利的融資條件（閆先東和朱迪星，2018），企業的風險承擔水平也會下降。因此，資產流動性對貨幣政策傳導效果的影響可能與企業的風險承擔水平有關。

基于此，本文遵循余明桂等（2013）以及蘇坤（2016）的研究，采用資產收益率的標準差與極差分別度量風險承擔水平，具體公式如下：

同時，采用逐步檢驗回歸系數的方法分析資產流動性影響貨幣政策傳導效果的影響機制。中介效應模型（溫忠麟等，2014）可表示為：

第一步，對式（2）進行估計，檢驗資產流動性在貨幣政策沖擊影響風險承擔水平中的調節作用；第二步，對式（3）進行估計，檢驗加入中介變量后，資產流動性是否仍對貨幣政策傳導效果產生抵消作用。表4給出了分別以資產收益率標準差與極差作為中介變量的回歸結果。當風險承擔水平采用ROA標準差度量時，第一步估計結果表明，資產流動性對貨幣政策引致的風險承擔水平變動具有抵消作用。進一步，第二步估計結果表明，加入中介變量后，資產流動性仍對貨幣政策傳導效果產生抵消作用，而且企業風險承擔水平對投資行為存在顯著的負向影響。當風險承擔水平采用ROA極差度量時，估計結果保持一致。以上分析表明，資產流動性對貨幣政策傳導效果的影響與企業的風險承擔水平有關。

表4 機制分析回歸結果

五、進一步討論

（一）產權異質性

國有企業具有較強的政治關聯性，使其容易得到銀行貸款以及股權融資的支持（林毅夫和李志赟，2004），即便出現業績虧損也可得到政府注資或者補貼（Dong and Putterman，2003）。因此，當遭受外部貨幣政策沖擊時，國有企業利用流動資產拓寬融資渠道的意愿并不強烈，資產流動性對貨幣政策傳導效果的影響也較小。而非國有企業融資約束程度較高，更加看重流動資產擴寬融資渠道的優勢，因此非國有企業的資產流動性在貨幣政策向企業投資傳導中發揮著更大的抑制作用。

表5給出了資產流動性影響貨幣政策傳導效果的產權異質性估計結果。根據企業的產權性質，本文設定虛擬變量State。企業為非國有企業時，State為1，否則為0。在模型中加入Liquility×Shock×State交互項后的回歸結果顯示，相較于國有企業，非國有企業資產流動性在貨幣政策向企業投資傳導中具有更強的抵消作用。上述分析證明了，非國有企業出于預防性動機的目的，更加注重持有流動資產，進而對貨幣政策沖擊表現出更加強烈的敏感性。

表5 產權異質性分析

（二）成長異質性

進一步說，本文根據總資產成長率、企業年齡與賬面市值比中位數將企業分為高成長性企業和低成長性企業，并分析資產流動性影響貨幣政策傳導效果的成長性差異。企業成長較快時期，凈現金流與資產抵押價值較少，同時企業違約風險較高（Hyytinen and Pajarinen，2007），導致與銀行之間信息不對稱問題更加嚴重（Petersen and Rajan，1994）。而低成長性企業發展時間長、有形資產抵押價值較高，同時良好的信貸關系，使其面臨較低的外部融資溢價。因此，低成長性企業資產流動性較高的話，外部融資溢價會進一步下降，從而對貨幣政策傳導效果具有更強的抑制作用。

表6給出了資產流動性影響貨幣政策傳導效果的成長異質性估計結果。根據總資產成長率的分組回歸結果，低成長性企業資產流動性與貨幣政策的沖擊交互項系數為-0.00229，表明當低成長性企業資產流動性向上偏離平均流動性一個標準差時，上調100BP貨幣政策沖擊引致的企業投資變動額外下降3.44%（-0.00229*0.1500*100）；相應地，高成長性企業的資產流動性向上偏離平均流動性一個標準差時，上調100BP貨幣政策沖擊引致的企業投資變動額外下降3.08%（-0.00205*0.1500*100）。從而低成長性企業的資產流動性對貨幣政策傳導效果的抑制作用更加強烈。根據企業年齡與賬面市值比的分組回歸結果，同樣證明了上述結論。上述實證分析表明，相較于高成長性企業，低成長性企業的資產流動性會進一步降低企業的外部融資溢價，因此對貨幣政策傳導的抵消作用更加強烈。

表6 成長異質性分析

（三）融資約束異質性

本文還根據KZ指數、現金流波動性、企業規模劃分為高融資約束企業和低融資約束企業，分析資產流動性會影響貨幣政策傳導和融資約束差異來看，高融資約束企業面對同樣的投資機會具有更高的外部融資成本，而資產流動性會降低企業的外部融資溢價。因此，對于高融資約束型企業，資產流動性對貨幣政策傳導效果的抵消作用相對較弱。而低融資約束企業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則會進一步降低企業的外部融資溢價。因此，低融資約束企業資產流動性對貨幣政策傳導效果的抵消作用更加強烈。

表7給出了資產流動性影響貨幣政策傳導效果的融資約束異質性估計結果。根據KZ指數的分組回歸結果，低融資約束企業的資產流動性與貨幣政策沖擊交互項系數為-0.00276，表明當低融資約束企業資產流動性向上偏離平均流動性一個標準差時，上調100BP貨幣政策沖擊引致的企業的投資變動額外下降4.14%（-0.00276*0.1500*100）；而高融資約束企業的資產流動性與貨幣政策沖擊交互項系數并不具有統計顯著性。根據現金流波動性與企業規模的分組回歸結果，同樣證明了上述結論。上述實證分析表明，相較于高融資約束企業，低融資約束企業的資產流動性會進一步緩解增強企業的融資能力，從而對貨幣政策傳導的抵消作用更加強烈。

表7 融資約束異質性分析

（四）穩健性分析

為了避免核心變量的度量方法對研究結論的影響，本文進一步替換企業投資與貨幣政策沖擊度量方式，將企業投資定義為固定資產變化值除以期初總資產（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加總貨幣政策沖擊序列分別驗證本文研究結論的穩健性。

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，資產流動性影響貨幣政策傳導效果的回歸結果。結果顯示，企業資產流動性在貨幣政策向企業投資傳導中仍具有抵消作用。但是采用加權加總的貨幣政策沖擊序列時，回歸結果雖然為負，但不具有統計顯著性。這與數據加總損失一定的精度有關。盡管如此，改變核心變量度量方法后，本文的研究結論仍舊得到支持。

表8 穩健性檢驗：簡單加總的貨幣政策沖擊

注：回歸在公司層面進行聚類分析，并采用穩健標準誤；Liq_1、Liq_2、Liq_3與Liq_4表示采用不同口徑資產流動性時的回歸結果；*、**和***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。

表9 穩健性檢驗：加權加總貨幣政策沖擊

進一步地分析，本文識別的貨幣政策沖擊變量是基于央行發布貨幣政策執行報告引致的互換利率變動，因此捕捉了央行管理市場預期的態度。王宇偉（2019）在構建央行溝通指數過程中發現，央行言辭溝通的頻數以及“預期管理”關鍵詞的詞頻在2010年第三季度之后出現了顯著上升。說明央行預期管理重要性在此節點前后不一致，因此選取2010Q3作為一個區間分割點。此外，2015年第四季度中央經濟工作會議提出了去杠桿政策，考慮到外生政策變動對企業投資行為的影響，選取2015Q4作為一個區間分割點。因此，本文以2010Q3—2015Q4作為新的研究區間，分析改變樣本區間對本文研究結論的影響。

表10匯報了改變樣本區間后，資產流動性影響貨幣政策傳導效果的回歸結果。不難看出，改變樣本區間后，企業資產流動性在貨幣政策向企業投資傳導中仍具有抵消作用。以第（1）列回歸結果為例，企業資產流動性與貨幣政策沖擊的交互項系數為-0.00245，表明當企業資產流動性向上偏離平均流動性一個標準差時，上調100BP貨幣政策沖擊引致的企業投資變動規模額外下降3.68%（-0.00245*0.15*100%）。其余各列回歸結果保持一致。綜上所述，改變樣本區間后，本文的研究結論仍舊得到支持。

表10 穩健性檢驗：改變樣本區間

六、結論與啟示

流動資產不僅為企業提供了充足的內部資金來源，同時作為一種抵押保障，緩解了與銀行之間的信息不對稱，降低了企業的外部融資溢價。而貨幣政策傳導的資產負債表渠道表明貨幣政策通過影響企業的預期現金流與資產凈值，改變了與銀行之間的信息不對稱程度，進而影響了企業的融資能力，并最終導致企業投資發生變化。因此，在貨幣政策向企業投資傳導過程中，資產流動性會影響其傳導效果。

基于此，本文研究了資產流動性對我國貨幣政策傳導的影響。研究發現，第一，資產流動性在拓寬企業融資來源、提高經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投資傳導中發揮著抵消作用；第二，機制分析表明，資產流動性對貨幣政策傳導效果的抵消作用與企業的風險承擔水平有關。持有較多的流動資產減輕了貨幣政策沖擊對企業風險承擔水平的影響；第三，資產流動性對貨幣政策傳導效果的抵消作用在非國有企業、低成長性企業與低融資約束企業中更加強烈。

本文從微觀企業資產流動性視角研究貨幣政策傳導機制，具有明確的政策含義。當中央銀行運用貨幣政策工具調控宏觀經濟時，企業部門資產流動性水平會影響貨幣政策傳導效力。如果忽略了資產流動性對貨幣政策傳導效果的抵消作用，貨幣政策傳導效果可能大打折扣。因此，央行進行貨幣政策操作時，如果企業部門資產流動性水平較高，會使貨幣政策效果大打折扣，此時中央銀行的政策操作應該避免效力不足；相反，如果企業部門資產流動性水平較低，會提高貨幣政策效力，此時中央銀行的政策操作應該避免用力過猛。

本文從微觀企業視角反向研究貨幣政策傳導機制，進一步豐富了宏觀貨幣政策與微觀企業行為的互動關系領域的研究，有助于從資產流動性視角理解貨幣政策資產負債表傳導渠道。宏觀貨幣政策與微觀企業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的行為，而微觀企業的資產負債特征也會影響貨幣政策的傳導效果。因此，從微觀企業視角反向研究貨幣政策傳導機制具有一定的理論與現實意義。