馬福春 鐘獻兵

摘? ?要：新常態(tài)下做好預期管理，優(yōu)化貨幣政策工具組合，有效發(fā)揮結(jié)構(gòu)性貨幣政策工具的精準滴灌成為貨幣當局重點關(guān)注的問題。本文基于2007—2019年我國上市企業(yè)季度面板數(shù)據(jù)，采用PVAR模型分析了多種貨幣政策工具組合操作對企業(yè)投資水平的定向調(diào)節(jié)作用和特質(zhì)調(diào)節(jié)效應。研究發(fā)現(xiàn)：央行溝通與貨幣政策行動呈寬松變動對企業(yè)的投資水平起到刺激作用，且貨幣政策行動指數(shù)刺激效應強于央行溝通指數(shù)。并且不同貨幣政策工具組合操作對企業(yè)投資水平的定向調(diào)節(jié)作用和特質(zhì)調(diào)節(jié)效應具有顯著差異。具體而言，一年期存款、中長期貸款、支農(nóng)再貸款對農(nóng)牧漁林業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應較好;M1、一年期存款、中長期貸款、再貼現(xiàn)、MLF對制造業(yè)企業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應顯著;準備金率的調(diào)整以及PSL對房地產(chǎn)企業(yè)特質(zhì)調(diào)節(jié)效應顯著;M0、中期借貸便利、抵押補充貸款、支小再貸款對信息科技企業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應相對較好;對民營企業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應相對較好的是MLF、PSL，對小型企業(yè)投資具有較好的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應的是M1、MLF、支小再貸款。因此，貨幣當局要強化言辭溝通，加強預期管理，拓寬貨幣政策對實體的投資效應，要基于貨幣政策工具對特征企業(yè)組合效應和特質(zhì)效應的差異而對貨幣政策工具進行選擇性操作，強化貨幣政策的定向調(diào)節(jié)效應。

關(guān)? 鍵? 詞：央行溝通;貨幣政策工具;企業(yè)投資;定向調(diào)控

中圖分類號：F821.0? ? ?文獻標識碼：A? ? ?文章編號：2096-2517（2022）02-0066-15

DOI：10.16620/j.cnki.jrjy.2022.02.007

一、引言

2018年下半年召開的中央政治局會議提出“穩(wěn)就業(yè)、穩(wěn)金融、穩(wěn)外貿(mào)、穩(wěn)外資、穩(wěn)投資、穩(wěn)預期”，準確判斷了當前我國的經(jīng)濟走勢，深刻分析了當前我國潛在的風險，明確指出未來一段時間經(jīng)濟金融工作的重心?！傲€(wěn)”中，“穩(wěn)預期”是其他五“穩(wěn)”的重要基礎(chǔ)和有效補充，央行在穩(wěn)預期中具有重要作用，其作用主要通過“言”和“行”來實現(xiàn)?！把浴奔赐ㄟ^言辭溝通來引導預期，“行”即通過貨幣政策工具的定向調(diào)控來加強預期管理，央行有效的“言”“行”管理，不僅對“六穩(wěn)”工作意義重大，而且對提高貨幣政策的精準性和有效性，同樣具有重要的現(xiàn)實意義。

央行預期管理主要是以言辭溝通為主[1-3]，近年來，我國央行與公眾的溝通明顯加強，對預期管理的重視程度顯著提升。 雖然言辭溝通重要性明顯，但央行的實際行動對公眾預期及其行為的影響同樣不容忽視。2019年貨幣政策執(zhí)行報告中強調(diào)“健全貨幣政策和宏觀審慎政策雙支柱調(diào)控框架，增強調(diào)控前瞻性、針對性和有效性，精準把握好調(diào)控的度，加強預期引導，穩(wěn)定市場預期，繼續(xù)靈活運用多種貨幣政策工具組合，強化政策協(xié)調(diào)，適時預調(diào)微調(diào)”，表明預期管理過程中不僅要有“言”，還要有“行”。為做好“行”，央行不斷強化貨幣政策的有效性和針對性， 進一步補充和完善了貨幣政策工具，推出了央行票據(jù)互換工具（CBS）、定向中期借貸便利（TMLF）等創(chuàng)新型貨幣政策工具，逐步搭建了定向型等不同類型貨幣政策工具組合操作的調(diào)控框架。貨幣政策工具的組合操作對激發(fā)不同貨幣政策工具的潛在動力，刺激企業(yè)投資，提高預期管理效果，發(fā)揮了顯著作用。

央行的言辭溝通和貨幣政策定向調(diào)節(jié)均能夠影響經(jīng)濟主體的行為，但具體而言，言辭溝通對經(jīng)濟主體的影響行為有多大？貨幣政策定向調(diào)節(jié)效應如何？這些問題都需進一步探討。為更加清晰地描述這些效果，本文選取對貨幣政策較為敏感的企業(yè)投資水平，來衡量央行言辭溝通效果和貨幣政策定向調(diào)控的效應，通過對企業(yè)投資、言辭溝通與貨幣政策工具定向調(diào)控效應之間的關(guān)系進行定量分析，為決策提供更加豐富的實證證據(jù)。

二、文獻綜述

（一）央行溝通的效應

央行溝通是中央銀行通過各種渠道與市場進行交流，傳遞關(guān)于貨幣政策等相關(guān)信息，意在降低信息不對稱，達到預期引導，實現(xiàn)政策目標。主要研究角度有：國外學者認為，央行溝通對利率、匯率等指標的顯著影響會造成金融市場波動[4-5]。央行信息披露影響通脹預期，信息披露可以作為通貨膨脹預期管理的有效工具，通過強化央行信息披露，加強言辭溝通，可緩解預期的不確定性，且信息披露能較好地對預期進行闡述和分析[6-8]。從國內(nèi)來看，部分學者關(guān)注了言辭溝通對居民預期的影響，認為央行言辭溝通的精準度對貨幣政策的效果有顯著的正相關(guān)關(guān)系，央行溝通準確度越高，越能提升貨幣政策效果，強化了通脹預期管理;反之，央行溝通的通脹預期管理效果較差。央行溝通行為顯著影響了通脹預期且效果優(yōu)于傳統(tǒng)的貨幣政策工具，言辭溝通和價格型政策在宏觀經(jīng)濟的某些領(lǐng)域發(fā)揮了一定作用，效果相對顯著[9-13]。央行言辭溝通對信貸、金融等市場會產(chǎn)生顯著影響， 并且通過對利率、社會公眾預期將影響效果傳遞到企業(yè)，進而影響企業(yè)投資水平。對于企業(yè)投資而言，央行言辭溝通的影響效果依賴于貨幣政策工具的實施，言行一致時言辭溝通顯著影響企業(yè)投資，且“言”與“行”的偏離越小溝通越有效[3，12，14]。

（二）貨幣政策工具定向調(diào)控效應

貨幣政策調(diào)控效應是社會公眾和學術(shù)界關(guān)注的重點，如何來衡量貨幣政策定向調(diào)控效應也是當前的難點。對貨幣政策工具定向調(diào)控效應，學者主要從以下幾個方面進行研究：（1）以利率、信貸渠道理論為基礎(chǔ)，研究貨幣政策的效應。首先，以企業(yè)資本結(jié)構(gòu)來研究貨幣政策的效應。貨幣政策變化通過影響信貸供給改變利率水平，進而通過消費需求和投資水平來影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)[15-18]。其次，通過企業(yè)投資水平來研究貨幣政策的定向調(diào)控作用。一方面，貨幣政策工具中的貨幣供給量、存款準備金率、利率等都會影響企業(yè)的投資水平，其中影響效果較為顯著、 影響時間較長的是貨幣供給量和利率，但針對不同性質(zhì)、 不同規(guī)模的企業(yè)影響程度不一樣，并且貨幣政策對企業(yè)的投資存在非對稱效應。另一方面，貨幣政策能夠通過企業(yè)投資將政策效果傳導到實體經(jīng)濟，其傳導途徑包括貸款的可得性、利率、非對稱性及資產(chǎn)負債表等。貨幣政策通過影響信貸供給、利率和準備金率等政策工具，刺激或抑制企業(yè)的投資水平，造成實體經(jīng)濟的擴張或收縮，進而形成經(jīng)濟周期[19-24]。再次，以企業(yè)存貨調(diào)整研究貨幣政策傳導的微觀效應。貨幣政策影響商業(yè)銀行的信用擴張能力， 擴張性貨幣政策可增加信貸投放，刺激企業(yè)投資; 而在緊縮期企業(yè)存貨投資增長靠商業(yè)信用支持， 導致緊縮性貨幣政策效果顯著性不強。另外，存貨投資存在“符號之謎”，其與利率呈正向變動，但與M2呈反向變動，且利率波動對企業(yè)存貨投資的影響存在異質(zhì)性，強融資約束的企業(yè)受到的抑制效果較強[25-30]。（2）基于貨幣政策的風險承擔渠道理論研究貨幣政策的效應。目前對風險的研究側(cè)重于貨幣政策與商業(yè)銀行風險承擔之間的關(guān)系，而對企業(yè)風險承擔的研究較少，但是企業(yè)風險承擔對貨幣政策的實施效果有著不可替代的作用，會使貨幣政策沖擊效應對實體企業(yè)產(chǎn)生較大影響[31]。不同規(guī)模的企業(yè)對貨幣政策的風險敏感程度存在異質(zhì)性，大企業(yè)的風險承擔隨著貨幣政策的寬松而提高，且貨幣政策可以通過改變企業(yè)的風險投資行為推動實體經(jīng)濟的長期發(fā)展[32，34]。（3） 運用向量自回歸（VAR）模型研究貨幣政策定向調(diào)節(jié)效應。從理論來看，貨幣政策沖擊效應存在較大波動性、不穩(wěn)定性和連續(xù)性[24，35]，向量自回歸（VAR）模型可以較好地呈現(xiàn)貨幣政策效果的連續(xù)效應[36]。朱新蓉等（2013）采用面板向量自回歸分析方法，分析了貨幣政策與企業(yè)資產(chǎn)負債表之間的關(guān)系，表明貨幣政策傳導的企業(yè)資產(chǎn)負債表渠道基本有效，但資產(chǎn)負債表傳導效應的企業(yè)存在非對稱性和時滯性，且時滯性對不同行業(yè)有差異[37]。方興等（2017）基于時變參數(shù)向量自回歸（TVP-VAR）模型研究發(fā)現(xiàn)，第三方支付在產(chǎn)出渠道增強了貨幣政策有效性，在價格渠道則削弱了貨幣政策有效性[38]。 歐陽志剛等（2017） 使用面板數(shù)據(jù)采用FAVAR模型揭示了不同貨幣政策工具對不同企業(yè)的定向、特質(zhì)調(diào)節(jié)效應[24]。

上述研究為本文提供了有益借鑒，與已有的研究相比，本文的主要邊際貢獻可以歸結(jié)如下：（1）理論視角。根據(jù)現(xiàn)有文獻在企業(yè)投資行為的影響因素中引入了央行言辭溝通和實際行動，并采用不同貨幣政策工具組合研究其對企業(yè)投資水平的影響，分析了不同貨幣政策工具對企業(yè)投資的定向調(diào)節(jié)效應。（2）實證視角。一方面參考相關(guān)文獻構(gòu)造了央行溝通指數(shù)和實際行動指數(shù)分別衡量央行的“言”和“行”;另一方面基于A股上市公司的面板數(shù)據(jù)，采用GMM和PVAR模型研究分析不同貨幣政策工具對特征企業(yè)的調(diào)節(jié)效應。（3）變量視角。為有效解決不同類型、規(guī)模、性質(zhì)的企業(yè)對貨幣政策敏感性不同的問題，將選取的存款準備金、 支小再貸款等15個貨幣政策工具分類為數(shù)量型、價格型、結(jié)構(gòu)性、定向型貨幣政策工具，凸顯貨幣政策工具組合的定向效應和特質(zhì)性，較為全面地驗證了貨幣政策工具的調(diào)節(jié)效應。

三、模型設(shè)定和變量選取

（一）PVAR模型（面板向量自回歸）

本文采取面板向量自回歸（PVAR）模型進行分析，該模型能較好地融合傳統(tǒng)VAR模型與面板數(shù)據(jù)模型的優(yōu)點，能夠準確地分析遇到?jīng)_擊時各個變量的動態(tài)反應， 還能有效控制不可觀測的個體異質(zhì)性。PVAR模型如下：

其中，Yi，t是截面?zhèn)€體i在t時點N個可觀測變量的N×1向量，Xi，j-k為可觀測的確定性嚴格外生變量的N×1向量，？椎t，追i，j為N×N的待估系數(shù)，？酌i表示個體i的N個不可觀測的個體效應，ε為隨機誤差項。如果模型（1）中滯后內(nèi)生變量和外生變量的系數(shù)不隨時間發(fā)生變化，稱模型（1）為個體固定效應向量自回歸模型。

為了揭示貨幣政策工具對企業(yè)投資水平的影響，設(shè)定如下模型來考察貨幣政策對企業(yè)投資水平的沖擊效應。

在（2）式中，？祝是待估計參數(shù)，i代表個體變量，t代表時間變量，Z為被解釋變量，為企業(yè)的投資水平（invt）。 f為截距效應;X為解釋變量。因為本文主要目的是分析央行溝通、貨幣政策工具對企業(yè)投資水平的影響，所以解釋變量分為兩部分，第一部分是央行溝通和貨幣政策工具變量，第二部分是控制變量，包括托賓Q等與企業(yè)經(jīng)營投資需求和供給相關(guān)的控制變量。因此，模型可以具體表述如下：

+?t fi+εi+μit （3）

其中，MP為核心解釋變量， 包括央行溝通、貨幣政策工具（數(shù)量型、結(jié)構(gòu)性、價格型、定向型貨幣政策工具），X為控制變量，包括凈資產(chǎn)收益率等財務變量。

（二）變量的選取

1.被解釋變量

被解釋變量為投資水平（invt）。參照相關(guān)文獻[39-40]采用企業(yè)各季度購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)的現(xiàn)金與期初總資產(chǎn)之比來衡量企業(yè)投資水平。

2.核心解釋變量

（1）央行溝通指數(shù)（ci）

目前對央行溝通指數(shù)的測量有兩種方法，一種是網(wǎng)絡搜索賦值方法[41-42];另外一種是關(guān)鍵詞詞頻法[3，43-44]。從文獻整理來看，關(guān)鍵詞詞頻法較為合理，因此本文參照相關(guān)文獻構(gòu)建央行溝通指數(shù)。

其中，word（xit）表示溝通措詞i在t時期出現(xiàn)的頻率，m（xi）和sd（xi）分別表示措詞出現(xiàn)頻率的均值和標準差，αi是措辭i的權(quán)重。參照王偉宇等（2019）[3]的研究，本文選取的貨幣政策措詞與措詞權(quán)重如表1所示。

（2）貨幣政策行動指數(shù)（ai）

采用基準利率和準備金率調(diào)整、公開市場操作、再貸款、再貼現(xiàn)、常備借貸便利（SLF）、中期借貸便利（MLF）和抵押補充貸款（PSL）等貨幣政策工具的變動情況構(gòu)造貨幣政策行動指數(shù)，具體如下：

其中，ait表示t時期的貨幣政策實際行動指數(shù);ait表示t時期第i種貨幣政策工具的調(diào)整或操作幅度;maxi表示第i種貨幣政策工具在樣本期內(nèi)調(diào)整或操作幅度絕對值的最大值，βi表示第i種貨幣政策工具的類型信息，βi取-1時為緊縮類型，取+1時為寬松類型。

（3）貨幣政策工具因子

首先選取貨幣政策工具變量（見表2），為進行下一步估計，分別對價格型、數(shù)量型、結(jié)構(gòu)性和定向型的信息集提取因子，分別稱之為價格型貨幣政策工具因子（MP_ jg）、數(shù)量型貨幣政策工具因子（MP_sl）、結(jié)構(gòu)性貨幣政策工具因子（MP_ jgx）和定向型貨幣政策工具因子（MP_dx）。

3.控制變量

選取的影響企業(yè)投資需求和供給的控制變量為企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）、企業(yè)規(guī)模（Size）、財務杠桿（Lev）、現(xiàn)金持有（Cash）、托賓Q值（TobinQ）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）和銷售收入（Xxsr）等。

（三）變量的統(tǒng)計描述

本文選取2007年第1季度至2019年第1季度的A股上市企業(yè)和貨幣政策數(shù)據(jù)為研究樣本，其中企業(yè)財務數(shù)據(jù)來自于CSMAR（國泰安數(shù)據(jù)庫），貨幣政策相關(guān)數(shù)據(jù)來自于WIND資訊。本文為了更加準確地分析，對數(shù)據(jù)進行了篩選：一方面，刪除資產(chǎn)負債率、 銷售成長率大于100%和托賓Q大于10的企業(yè);另一方面，本文研究的是非金融企業(yè)的投資水平， 因此刪除金融類上市企業(yè)和被ST或PT的企業(yè)。最終樣本企業(yè)3458家，共49個季度的面板數(shù)據(jù)，總計103 407個觀測值。為防止異常值，對分析樣本的財務數(shù)據(jù)進行縮尾處理，將其調(diào)整到（1%，99%）的取值范圍內(nèi)。變量的描述性統(tǒng)計如表3所示，其中企業(yè)投資水平的均值為0.034，央行溝通指數(shù)和貨幣政策實際行動指數(shù)均值分別為1.759、0.01。

本文還分析了我國上市企業(yè)的投資水平分布，如圖1所示，可以看出上市企業(yè)的投資水平主要集中在0～0.05之間，呈右偏態(tài)勢。

圖2表示的是央行溝通指數(shù)和貨幣政策行動指數(shù)的變動趨勢?？梢钥闯龆呋就较蜃儎?，波動幅度在不同時點有差異，有時行動指數(shù)為0但央行溝通仍具有傾向性， 二者偶爾還反方向變動?？傮w上看，2006—2011年央行溝通和貨幣政策調(diào)整幅度頻繁， 而且2009年金融危機期間的央行溝通和貨幣政策調(diào)整幅度最大。2013年以后， 言辭溝通、貨幣政策行動相對平穩(wěn)，這些與現(xiàn)實情況是較為吻合的。

四、實證分析

（一）央行溝通、貨幣政策行動對企業(yè)投資的影響

首先，采用GMM模型對企業(yè)面板數(shù)據(jù)進行分析，其中總樣本回歸分析了央行溝通指數(shù)和貨幣政策行動指數(shù)對企業(yè)投資水平的影響，結(jié)果如表4所示?？梢钥闯?，不管是單獨分析還是全部分析，央行溝通指數(shù)與貨幣政策行動指數(shù)都對企業(yè)投資產(chǎn)生了顯著的正向影響，說明寬松方向的央行溝通與貨幣政策行動對企業(yè)的投資水平起到了刺激作用，并且貨幣政策行動指數(shù)對企業(yè)投資水平的影響強于央行溝通指數(shù)。表4中第3至第5列給出了央行溝通與貨幣政策行動之間的偏離程度對企業(yè)投資水平的影響。偏離程度越大，央行溝通對企業(yè)投資水平的刺激越大于貨幣政策行動。通過加入偏離度與央行溝通、貨幣政策工具行動指數(shù)的交乘項可以看出，央行溝通與偏離度的交乘項前系數(shù)顯著為負，表明偏離程度上升將弱化央行溝通對企業(yè)投資水平的影響。從偏離度與貨幣政策行動的交乘項來看，系數(shù)顯著為正，而貨幣政策行動指數(shù)前系數(shù)為負，但不顯著?？梢姡斬泿耪咝袆优c言辭溝通差異較大時，貨幣當局的“言”和“行”對企業(yè)投資的影響均變小。

其次，細分了貨幣政策工具，分別分析了貨幣政策工具因子對企業(yè)投資的影響（見表5）?？傮w來看，數(shù)量型貨幣政策工具（MP_sl）對企業(yè)的投資水平有顯著負影響，表明數(shù)量型貨幣政策（MP_sl）對企業(yè)的投資水平有抑制作用。而其他貨幣政策工具對企業(yè)投資水平顯著為正， 表明均能促進企業(yè)的投資水平，其中對企業(yè)投資水平刺激最強的是價格型貨幣政策工具（MP_ jg）。另外，通過使用貨幣政策工具組合，原本為抑制企業(yè)投資水平的數(shù)量型貨幣政策轉(zhuǎn)負為正，說明貨幣政策工具組合使用更能發(fā)揮其應有的效果。

最后，還將企業(yè)進行分組（見表5）②。分規(guī)?？?，定向型貨幣政策（MP_dx）只對中型企業(yè)和小型企業(yè)的投資水平有顯著正影響，且對小型企業(yè)投資水平的影響效果強于中型企業(yè)。分企業(yè)性質(zhì)來看，貨幣政策工具組合下數(shù)量型貨幣政策（MP_sl）和定向型貨幣政策（MP_dx）對民營企業(yè)投資水平的刺激作用顯著強于國有企業(yè)。

（二）貨幣政策工具組合的定向調(diào)節(jié)效應

貨幣政策傳導效果存在時滯性和持續(xù)性，貨幣政策工具的操作需要經(jīng)過傳導過程才能作用于企業(yè)投資水平， 且對企業(yè)投資的影響具有持續(xù)性，而簡單的回歸分析較難分析和驗證貨幣政策傳導效應，因此本文采用PVAR模型分析貨幣政策工具對企業(yè)投資水平的影響效應。研究貨幣政策動態(tài)傳導效應的標準方法是PVAR的脈沖響應函數(shù)，其表示隨機擾動項一個標準差的沖擊對其他變量當期和未來值變化的情況。

1.央行溝通、貨幣政策行動指數(shù)的定向調(diào)節(jié)效應

整體來看央行溝通和貨幣政策行動指數(shù)對企業(yè)投資水平的調(diào)節(jié)效應（見圖3）。圖中縱坐標表示分析變量受到的沖擊，橫坐標表示沖擊的時期數(shù)①，外邊兩條線為置信區(qū)間的上限和下限，中間是脈沖響應函數(shù)曲線，因為選取的是季度數(shù)據(jù)，因此將變量沖擊作用的時期數(shù)設(shè)定為16個季度（4年）?？梢钥闯觯瑢τ谌珮颖径?，當企業(yè)投資水平受到一個單位正標準差的沖擊時，企業(yè)投資水平對自身的一個標準差的沖擊響應逐漸收斂;央行溝通的一個標準差的沖擊對企業(yè)投資水平影響最初逐漸減小，在第3期后逐漸增加，并在第5期后收斂;貨幣政策行動的一個標準差的沖擊對企業(yè)投資水平影響最初減少，在第2期逐步增大，并在第6期后收斂。這說明央行溝通與貨幣政策行動指數(shù)先行于企業(yè)自身的影響。

2.不同貨幣政策工具的定向調(diào)節(jié)效應

（1）貨幣政策工具組合對不同行業(yè)②的調(diào)節(jié)效應

從行業(yè)看（見圖4），對農(nóng)牧漁林業(yè)來說，MP_? jg的沖擊對其投資水平的組合調(diào)節(jié)效應在當期都為正值，之后趨于0，說明MP_? jg的正沖擊能刺激農(nóng)牧漁林業(yè)的投資;MP_sl的沖擊對其投資水平的組合調(diào)節(jié)效應在當期都為正值， 之后趨于0;MP_? jgx的沖擊對農(nóng)牧漁林投資水平的影響不顯著;MP_dx的沖擊當期都為負值，后上升并趨于0，說明MP_dx的正沖擊會抑制農(nóng)牧漁林企業(yè)的投資水平，但存在滯后性。

對制造業(yè)來說，MP_? jg的對其投資水平的組合調(diào)節(jié)效應有正向沖擊， 但是先下降為負值并趨于0，表明MP_? jg對制造業(yè)企業(yè)的投資水平有促進作用， 但存在滯后性;MP_sl的沖擊對其投資水平的組合調(diào)節(jié)效應在當期都為正值，能對企業(yè)的投資起到刺激作用;MP_? jgx的沖擊對制造業(yè)企業(yè)投資水平的組合調(diào)節(jié)效應在當期都為正值， 先上升后下降并趨于0， 表明MP_? jgx的正沖擊短期內(nèi)會促進制造業(yè)企業(yè)投資水平;MP_dx對制造業(yè)企業(yè)投資水平有負沖擊，后趨向于0，說明MP_dx的正沖擊會抑制制造業(yè)企業(yè)的投資水平。

對房地產(chǎn)業(yè)來說，MP_? jg的沖擊對其投資水平的組合調(diào)節(jié)效應在當期都為負值，之后上升為正并趨向于0，表明MP_? jg對房地產(chǎn)企業(yè)的投資水平有促進作用， 但存在滯后性;MP_sl的沖擊對房地產(chǎn)企業(yè)投資水平的調(diào)節(jié)效應在當期都為正值，之后下降并趨于0;MP_? jgx的沖擊對房地產(chǎn)企業(yè)投資水平的組合調(diào)節(jié)效應在當期都為負值，先上升后下降并趨于0， 表明MP_? jgx的正沖擊會抑制房地產(chǎn)企業(yè)投資水平，且存在滯后性;MP_dx對房地產(chǎn)企業(yè)投資水平的組合調(diào)節(jié)效應的沖擊為負值，說明MP_dx的正沖擊會抑制房地產(chǎn)企業(yè)的投資水平。

對信息科技行業(yè)來說，MP_? jg對其沖擊當期都為正值，表明MP_? jg對信息科技企業(yè)的投資水平有刺激作用;MP_sl的沖擊對信息科技企業(yè)投資水平的組合調(diào)節(jié)效應在當期都為正值， 之后下降并趨于0;MP_? jgx的沖擊對信息科技企業(yè)投資水平的組合調(diào)節(jié)效應不顯著;MP_dx的沖擊對信息科技企業(yè)投資水平的組合調(diào)節(jié)效應在當期都為負值，然后先上升并趨向于0，說明MP_dx的正沖擊會抑制信息科技企業(yè)的投資水平。

（2）貨幣政策工具組合對不同規(guī)模企業(yè)的調(diào)節(jié)效應

分規(guī)模看（見圖5），對大型企業(yè)，MP_? jg對其有正向沖擊，先下降后上升并趨于0，說明MP_? jg對大型企業(yè)的投資具有促進作用且持續(xù)時間較長;MP_sl對大型企業(yè)投資有正向沖擊，后下降并趨于0， 說明MP_sl對大型企業(yè)的投資具有促進作用;MP_? jgx的正向沖擊對大型企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應為正值， 說明MP_? jgx對大型企業(yè)的投資具有促進作用;MP_dx對大型企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應有負向沖擊，先下降后上升并趨于0，說明MP_dx對大型企業(yè)的投資具有抑制作用，且存在滯后性。

對于中型企業(yè)而言，MP_? jg的正向沖擊對其投資水平為正值， 先下降為負值后上升并趨于0，說明MP_? jg對中型企業(yè)的投資具有促進作用， 但存在滯后性;MP_sl對中型企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應有正向沖擊，后下降并趨于0，說明MP_sl對中型企業(yè)的投資具有促進作用;MP_? jgx的正向沖擊對中型企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應為正值，后下降并趨于0， 說明MP_? jgx對中型企業(yè)的投資具有促進作用;MP_dx對中型企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應有負向沖擊，然后先下降后上升并趨于0，說明MP_dx對中型企業(yè)的投資具有抑制作用。

對于小型企業(yè)而言，MP_? jg的正向沖擊對小型企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應為正值，先下降后上升并趨于0，說明MP_? jg對小型企業(yè)的投資具有促進作用;MP_sl的正向沖擊對小型企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應為正值，后下降并趨于0，說明MP_sl對小型企業(yè)的投資具有促進作用;MP_? jgx對小型企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應有負向沖擊，后上升為正值并趨于0， 說明MP_? jgx對小型企業(yè)的投資具有促進作用， 但存在滯后性;MP_dx的正向沖擊對小型企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應為負值， 后上升并趨于0，說明MP_dx對小型企業(yè)的投資具有抑制作用。

（3）貨幣政策工具組合對不同性質(zhì)企業(yè)的調(diào)節(jié)效應

分企業(yè)性質(zhì)來看（見圖6），對國有企業(yè)而言，MP_? jg對其有正向沖擊，但之后逐漸下降為負值后上升并趨于0，表明MP_? jg實現(xiàn)了對國有企業(yè)的調(diào)控， 但存在滯后性;MP_sl對國有企業(yè)組合調(diào)節(jié)效應有正向沖擊，之后下降并趨向于0，說明MP_sl可以促進國有企業(yè)增加投資;MP_? jgx對國有企業(yè)組合效應有正向沖擊， 說明MP_? jgx能促進國有企業(yè)投資;MP_dx對其有負向沖擊， 表明MP_dx抑制國有企業(yè)投資，但存在滯后性。

對民營企業(yè)而言，MP_? jg對其組合調(diào)節(jié)效應有正向沖擊， 表明MP_? jg實現(xiàn)了對民營企業(yè)的調(diào)控， 可促進其投資水平;MP_sl對民營企業(yè)有正向沖擊調(diào)節(jié)效應， 說明MP_sl可以促進民營企業(yè)增加投資;MP_? jgx對民營企業(yè)組合效應有正向沖擊效應， 說明能促進民營企業(yè)投資;MP_dx對民營企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應有負向沖擊效應， 表明MP_dx對民營企業(yè)有較好的組合調(diào)節(jié)效應。

（4）小結(jié)

總體而言，MP_??? jg的定向調(diào)控效應，分行業(yè)看，MP_? jg的正向沖擊對房地產(chǎn)業(yè)企業(yè)投資具有抑制作用，其余行業(yè)起促進作用;分規(guī)?？?，MP_? jg的正向沖擊可以促進不同規(guī)模企業(yè)的投資; 分性質(zhì)看，MP_? jg可以促進不同性質(zhì)企業(yè)的投資，但對國有企業(yè)的投資存在滯后性。

MP_sl的定向調(diào)控效應，其均可以促進不同行業(yè)、不同規(guī)模、不同性質(zhì)企業(yè)的投資。

MP_? jgx的定向調(diào)控效應，分行業(yè)看，MP_? jgx對房地產(chǎn)業(yè)、制造業(yè)企業(yè)投資起促進作用，但對房地產(chǎn)企業(yè)存在滯后性， 對其余企業(yè)影響不顯著;分規(guī)?？?，MP_? jgx的正向沖擊可以促進不同規(guī)模企業(yè)的投資，但對小型企業(yè)投資存在滯后性;分性質(zhì)看，MP_? jgx可以促進不同性質(zhì)企業(yè)的投資。

MP_dx的定向調(diào)控效應， 分行業(yè)看，MP_dx對分析的行業(yè)起抑制作用; 分規(guī)?？矗琈P_dx實現(xiàn)了對不同規(guī)模企業(yè)的調(diào)控， 但對大型企業(yè)存在滯后性; 分性質(zhì)看，MP_dx實現(xiàn)了對不同性質(zhì)企業(yè)投資的調(diào)控，但對國有企業(yè)存在滯后性。

（三）貨幣政策工具對企業(yè)投資的特質(zhì)定向調(diào)節(jié)效應

貨幣政策工具組合沖擊效應揭示了不同種類的貨幣政策工具形成潛在沖擊對企業(yè)投資的調(diào)節(jié)效應①。若消除不同貨幣政策工具產(chǎn)生的沖擊，反映的是貨幣政策工具的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應對企業(yè)投資的影響②。

1. MP_sl的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應。 分行業(yè)看，M0和M1對研究的所有行業(yè)的企業(yè)投資沖擊效應較大， 說明M0、M1對這些行業(yè)的企業(yè)投資具有較好的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應;M2對房地產(chǎn)和信息科技行業(yè)企業(yè)的投資水平起促進作用，但存在滯后性。分規(guī)?？?，M0、M1、M2對不同規(guī)模企業(yè)投資的沖擊效應較大，表明其均對大中小型企業(yè)投資具有顯著的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應。分性質(zhì)看，M0、M1對國有企業(yè)和民營企業(yè)的投資沖擊均為正;M2對民營企業(yè)有負向沖擊，會抑制民營企業(yè)的投資水平， 對國有企業(yè)能促進其投資，但存在滯后性。

2. MP_??? jg的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應。分行業(yè)看，tycj和zys對研究的所有行業(yè)的企業(yè)投資沖擊效應較大，但作用效果持續(xù)時間短， 且對部分行業(yè)存在滯后性，說明tycj和zys對這些行業(yè)的企業(yè)投資短期內(nèi)有較好的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應;dqck和zcqdk對研究的所有行業(yè)的企業(yè)投資形成了符合預期的沖擊效應。分規(guī)模看，tycj和zys對大中型企業(yè)投資沖擊效應較大，特質(zhì)調(diào)節(jié)效應較好， 但存在滯后性;tycj對小型企業(yè)的沖擊效果不顯著，zys對小型企業(yè)投資形成了符合預期的沖擊;dqck和zcqdk對研究的企業(yè)投資具有較好的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應，但對中小型企業(yè)的調(diào)節(jié)效應存在滯后性;ztx均對企業(yè)投資形成了符合預期的沖擊， 但對小型企業(yè)的沖擊效果較好。分性質(zhì)看，tycj和zys對民營企業(yè)投資沖擊效應較大， 有較好的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應，但存在滯后性。

3. MP_? jgx的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應。 分行業(yè)看，SLF對除房地產(chǎn)外的行業(yè)企業(yè)投資沖擊效應較大，說明這種貨幣政策工具對這些行業(yè)的企業(yè)投資具有較好的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應，但對于制造業(yè)和信息科技業(yè)企業(yè)投資的沖擊效應存在滯后性;MLF對制造業(yè)、 信息科技企業(yè)投資沖擊效應較強且符合預期;PSL對研究的所有行業(yè)的企業(yè)投資形成了符合預期的沖擊效應。 分規(guī)?？?，SLF對大中小型企業(yè)投資沖擊效應較大， 但對大中型企業(yè)的調(diào)節(jié)效應存在滯后性;MLF對大中小型企業(yè)投資沖擊效應較大，說明這種貨幣政策工具對大中型企業(yè)投資具有較好的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應;PSL對大中小型企業(yè)投資形成了符合預期的沖擊效應。 分性質(zhì)看，SLF對國有、民營企業(yè)的投資沖擊較大， 但存在滯后性;MLF對民營企業(yè)投資形成了符合預期的沖擊效應，PSL對國有、 民營企業(yè)投資形成了符合預期的沖擊效應。

4. MP_dx的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應。 分行業(yè)看，zxzbj和dxzbj對研究的所有行業(yè)的企業(yè)投資沖擊效應較大， 但對信息科技企業(yè)的投資調(diào)節(jié)效應不顯著;znzdk對農(nóng)牧漁林業(yè)、 制造業(yè)的企業(yè)投資形成了符合預期的沖擊效應;zxzdk對制造業(yè)、信息科技的企業(yè)投資沖擊效應較大，但存在滯后性。分規(guī)模看，dxzbj對小型企業(yè)投資沖擊效應較大， 表明大型金融機構(gòu)的準備金率調(diào)整可較好地抑制小型企業(yè)投資水平;znzdk對中型企業(yè)投資沖擊較大，而zxzdk對大中小企業(yè)的投資沖擊較大。 分性質(zhì)看，zxzbj和dxzbj對國有企業(yè)投資沖擊效應較大， 能夠較好地調(diào)控國有企業(yè)投資水平;znzdk對民營企業(yè)投資形成了符合預期的沖擊效應;zxzdk對國有、民營企業(yè)投資沖擊較大。

綜上所述，貨幣政策工具的組合效應和特質(zhì)效應對企業(yè)的調(diào)節(jié)具有顯著差異，這種差異的存在意味著對不同調(diào)節(jié)目標可以有針對性地選取貨幣政策工具。分行業(yè)看，M1、dcck、zcqdk和znzdk對農(nóng)牧漁林企業(yè)效果較佳;dqck、zcqdk、ztx、M1、M2、MLF、PSL和dxzbj、znzdx對制造業(yè)企業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應相對較好;dqck、zcqdk、ztx、M1、PSL和dxzbj、zxzbj對房地產(chǎn)企業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應相對較好;dqck、zcqdk、M1、MLF、PSL和zxzdk對信息科技企業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應相對較好。 分規(guī)模看，MP_sl、MP_jgx和MP_dx對小型企業(yè)投資的組合調(diào)節(jié)效應相對較好，而且MP_sl中的M1、MP_ jg中的ztx、MP_ jgx中的MLF和MP_dx中的zxzdk對小型企業(yè)投資具有較好的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應。分性質(zhì)看，MP_? jgx對民營企業(yè)投資具有較好的組合調(diào)節(jié)效應， 且MP_? jgx中MLF、PSL對民營企業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應相對較好。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文采用上市企業(yè)2007—2019年季度面板數(shù)據(jù)，研究了央行言辭溝通、貨幣政策行動指數(shù)以及多種貨幣政策工具對企業(yè)投資水平的影響，同時采用PVAR模型分析了不同貨幣政策工具組合操作對企業(yè)投資水平的定向調(diào)節(jié)作用和特質(zhì)調(diào)節(jié)效應。研究顯示：（1）GMM模型分析發(fā)現(xiàn)央行溝通指數(shù)與貨幣政策行動指數(shù)都對企業(yè)投資產(chǎn)生了顯著的正向影響，寬松方向的央行溝通與貨幣政策行動對企業(yè)的投資水平起到了刺激作用，且貨幣政策行動指數(shù)對企業(yè)投資水平的影響強于央行溝通指數(shù)。不同貨幣政策工具在央行溝通下對企業(yè)投資水平的影響中，MP_dx對中型企業(yè)和小型企業(yè)的投資水平有顯著正影響，且對小型企業(yè)投資水平的影響效果強于中型企業(yè);MP_sl和MP_dx對民營企業(yè)投資水平的刺激作用顯著強于國有企業(yè)。（2）PVAR模型中不同貨幣政策工具對企業(yè)投資水平的定向調(diào)節(jié)效應顯示，MP_? jg對農(nóng)牧漁林、制造業(yè)、信息科技企業(yè)和小型企業(yè)具有較好的組合調(diào)節(jié)效應，MP_sl對農(nóng)牧漁林、制造業(yè)企業(yè)的組合調(diào)節(jié)效應較好，MP_? jgx對制造業(yè)企業(yè)、大型企業(yè)和民營企業(yè)的組合效應更為顯著，MP_dx對制造業(yè)、 信息科技企業(yè)以及小型企業(yè)和民營企業(yè)定向調(diào)節(jié)效應顯著。（3） 通過分析不同貨幣政策工具的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應發(fā)現(xiàn)，M1、一年期存款、中長期貸款、支農(nóng)再貸款對農(nóng)牧漁林業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應較好;對制造業(yè)企業(yè)而言，一年期存款、中長期貸款、再貼現(xiàn)、MLF的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應更顯著;準備金率調(diào)整以及PSL對房地產(chǎn)企業(yè)特質(zhì)調(diào)節(jié)效應顯著;MLF、PSL、 支小再貸款對信息科技企業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應相對較好;MLF、PSL對民營企業(yè)的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應相對較好;M1、MLF、 再貼現(xiàn)和支小再貸款對小型企業(yè)投資具有較好的特質(zhì)調(diào)節(jié)效應。

（二）政策建議

一是強化央行言辭溝通，拓寬貨幣政策對實體企業(yè)的投資效應。 央行溝通的本意在于緩解信息不對稱， 使公眾真正了解相關(guān)政策的出臺背景及目的，引導市場形成理性判斷和預期，以達到期望的政策目標。 在新時代更為錯綜復雜的經(jīng)濟金融形勢下，特別是隨著央行的貨幣政策逐漸由數(shù)量型目標向價格型目標轉(zhuǎn)型， 央行言辭溝通的重要性更加凸顯。從央行溝通與企業(yè)的投資行為來看，在不同的政策周期以及針對不同類型的企業(yè)，言辭溝通的作用仍存在不確定性。目前單純依靠央行的言辭溝通很難達到刺激投資需求的作用，只有通過金融領(lǐng)域的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革才能真正有效地改善市場的融資環(huán)境，從而激發(fā)各類經(jīng)濟主體，尤其是民營企業(yè)的投資欲望。

二是創(chuàng)新貨幣政策工具，強化貨幣政策的定向調(diào)節(jié)效應。分析表明貨幣政策工具的組合操作形成難以觀察的潛在沖擊效應，對企業(yè)投資形成特有的調(diào)節(jié)效應。為實現(xiàn)調(diào)節(jié)目標，下一步應基于貨幣政策對不同企業(yè)的定向調(diào)節(jié)效應而對貨幣政策工具進行選擇性操作，在保持總量穩(wěn)定的基礎(chǔ)上，著力創(chuàng)新和運用結(jié)構(gòu)性、定向型的貨幣政策工具，疏通貨幣政策傳導機制，加大金融對實體經(jīng)濟特別是民營和小微企業(yè)的支持力度，強化考核，引導資金流向民營經(jīng)濟、小微企業(yè)等領(lǐng)域，實現(xiàn)精準滴灌。

三是疏通貨幣政策傳導機制，提高貨幣政策的調(diào)控效應。貨幣政策工具最終能否實現(xiàn)對企業(yè)投資的調(diào)節(jié)，把貨幣政策信號傳遞到實體經(jīng)濟，最主要的是發(fā)揮好金融機構(gòu)的傳導紐帶作用。因此，要提高金融機構(gòu)信貸投放意愿， 提高銀行貨幣政策傳導效率;要拓寬資本補充渠道，鼓勵金融機構(gòu)在境內(nèi)外市場發(fā)行資本工具，降低貸款業(yè)務發(fā)展的資本約束;要提高貸款自主定價能力，開發(fā)和完善貸款定價模型，改善對高風險客戶的惜貸傾向，使信貸投放在商業(yè)上可持續(xù);要提升風險管理水平，建立健全的風險管理體系，提高風險識別、計量、監(jiān)測和控制的能力， 為信貸業(yè)務的持續(xù)穩(wěn)健發(fā)展提供支撐。通過不斷疏通貨幣政策傳導機制，切實將貨幣政策作用傳導到實體經(jīng)濟，實現(xiàn)貨幣政策對企業(yè)投資的定向調(diào)節(jié)作用。

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