资产负债表衰退背景下货币政策传导效率研究

张 男，孙 巍

(吉林大学 数量经济研究中心，吉林 长春 130012)

一、引 言

2020年初的新冠疫情引起的巨大波动不仅直接影响了各国的经济运行，同时也扰乱了金融市场的正常运转。此外，同时期出现的石油市场动荡，美国高收益债市场泡沫破裂，长期的股票回购可持续性、交易层面流动性缺失等风险进一步加剧了美国金融市场的调整压力，加大了经济的下行风险。随着经济大规模下滑在多国蔓延与美股骤降引起的巨大金融冲击，严重的全球经济衰退与金融危机可能难以避免。而探究金融危机爆发的深层次原因可以发现，2007年美国次贷危机后，学术界对金融危机的形成机理以及影响因素进行深入的审视与探索，资产负债表衰退这一引起金融危机的重要因素逐渐成为宏观经济调控相关领域的研究重点。所谓资产负债表衰退，是指在经济系统中，家庭或厂商等微观主体的资产负债表中负债比例上升时，上述微观主体将减少用于投资或消费的新增贷款需求，而将资金集中在债务偿还方面。尤其是在前期政策主导引起的资产价格阶段性上升过程中，若中央银行受其他经济体政策影响或需要稳定市场价格波动而放缓市场流动性时，由政策端引导的货币市场利率下降将致使金融、房地产等资产市场价格出现回落，以市场价格计价的资产比例回调推动整个经济体系的债务比例上升，市场行为偏好的转移会减少GDP构成成分中消费和投资部分并最终拉低宏观经济的产出增速。因此，针对资产负债表衰退的进一步研究，不仅能够探索金融危机产生的原因，同时能够为中国应对此次的全球经济衰退与金融波动提供良好的理论支持与经验证据。

自20世纪90年代起，金融工具的不断创新促使以美国为代表的发达国家实现了资产市场的迅速扩张与繁荣，同时经济系统中各个部门的资金借贷程度出现不断攀升的态势，为了能够减缓由金融市场引致的宏观经济非理性增长，美联储作为货币政策的主导机构在20世纪初实施了一系列的紧缩型政策以引导市场利率进入上行通道。截至2006年第三季度，美联储基准利率已突破5%，由于利率的大幅上升增加了市场中家庭部门新增贷款的资金成本，且在前期经济体系中的负债已经达到了一定比例，致使经济系统中各个部门对新增贷款的需求以及进一步购买固定资产的意愿锐减，资产市场价格随之下降并触发了一系列连锁反应，最终引致金融危机爆发。

资产负债表衰退引起的金融冲击以及随之而来的经济波动同样值得中国注意。自2008年起，全球主要经济体均步入经济下行周期，中国同样受到此轮金融危机的猛烈冲击。为了能够及时应对经济衰退的影响，中国政府出台了四万亿计划以振兴实体经济。然而在此强刺激政策的驱动下，中国经济体系中信贷供给和规模显著增加且各个部门资产负债表中的债务比例不断攀升，截至2017年底，中国宏观经济杠杆率已达到240%，降杠杆、稳杠杆逐步成为政策调控的一个重要目标。除此之外，资产价格泡沫在中国已然形成并不断扩大，资产价格波动的非理性趋势所体现出相应的市场风险也在不断累积。在货币政策方面，目前，中国利率已几近完全市场化，且中国货币政策操作模式正从数量型调控向价格型调控过渡，仅从理论分析的角度出发，随着多层次利率之间的传导效率提升，中央银行的价格型调控行为将影响资产价格发生相应的波动，而当货币当局出于主动调控或受其他经济体政策影响而引导利率上行时，资产负债表衰退现象的出现将加剧市场信贷的紧缩趋势并强化紧缩政策的效果与政策作用时间。

那么，理论层面的分析是否与中国的实际情况相符？利率市场化进程和资产负债表衰退这两个重要因素如何影响紧缩型货币政策的传导效率？为了进一步探究以上两个问题，本文将从中国的资产负债表衰退与中国利率市场化进程不断深化这一复杂背景出发，对货币政策调控、特别是紧缩的货币政策在不同利率市场化与资产负债表衰退背景下的传导效率以及紧缩调控对宏观经济的影响进行深入地分析与探究，以期在完善相关研究框架的基础上为中国未来的货币政策提供坚实的理论与实证依据，夯实中国货币政策的学术依据。

二、文献综述

2008年国际金融危机后，各国学者在货币政策调控路径识别方面进行了大量分析，并试图从资产负债表衰退这一因素出发，探索如何防范紧缩性货币政策引致的系统性金融风险。有学者指出，相比于资产水平，当市场整体债务水平较高时，货币当局实施缩紧银根的政策会传导至资产市场并使相关价格回落，金融机构出于风险控制目的而收紧放贷规模，家庭部门和生产部门会因资金约束调整资金使用偏好，并调整负债比例且收敛投资行为，从而延长经济运行处于下行周期的时间[1]。

Umutlu[2]利用面板数据模型分析了杠杆率波动对非金融企业投资水平变化的影响机制，并指出，对于Tobin Q较低的企业，企业负债比例的增加将对其投资水平产生负向冲击。Cooper[3]使用2011年的面板数据检验了金融危机和经济衰退后家庭部门资产负债表变化情况，认为在考虑资产负债表衰退的情况下，家庭部门会通过债务优先偿还的方式调整资产负债表结构，并且会同时改变风险承受偏好以降低风险资产头寸。Mian等[4]指出，当资产负债表出现时，经济参与者将对市场发展前景产生较高的不确定性和悲观情绪，市场行为偏好将从风险承担转向风险规避，使市场消费受到抑制并降低货币政策调控的有效性，从而延长经济衰退的时间并加剧经济下行的趋势。Giroud和Mueller[5]通过对微观主体的数据进行实证分析后发现，当宏观经济受紧缩型货币政策调控作用而进入下行区间后，资产负债表渠道对紧缩型政策具有放大效应，且负债比例较高的企业经营状况恶化较为显著，进一步拖后了经济复苏的启动时点。Pintus和Suda[6]在构建经济周期模型时考虑了私人部门预期因素在财务冲击下的宏观作用，研究指出，当私人部门的预期具有非理性特征时，经济中杠杆率的变化将会对产出、投资以及其他宏观经济总量的波动产生显著的放大效应。Aronoff[7]系统且详细地介绍了资产负债表衰退形成后中央银行的政策困境，并指出，若货币政策的利率渠道不存在传导阻碍，那么中央银行对物价水平、产出波动等变量的调控会引起资产负债表衰退，但该现象会加深价格型政策对宏观经济的冲击效果并增加货币政策调控的不确定性，因而有必要对资产负债表衰退这一因素在紧缩型货币政策传导中的作用进行深入分析。Borio和Hofmann[8]认为，当经济体出现资产负债表衰退现象后，中央银行为了刺激经济复苏而实施的扩张型政策的传导效率会出现一定程度的下降。

尹中立[9]认为，中国部分行业在21世纪初期出现过局部的资产负债表衰退现象，而在经济新常态时期，中国宏观经济杠杆率已达到历史性的峰值，在此背景下，为了能够有效缓解并防范债务风险，资产负债表衰退将成为货币政策领域中不容忽视的重要议题[10]。汪勇等[11]通过在DSGE模型中引入资产负债表衰退来探索该因素对紧缩型货币政策调控路径的影响，并指出，当中央银行引导利率进入上行区间后，企业债务比例波动因股东性质不同而变化，此外，资产负债表衰退对国企和私企产出的影响同样存在异质性特征。而中国人民银行南京分行课题组等[12]则在相似的模型框架下研究了扩张型政策的调控效果变化情况，认为资产负债表因素会降低数量型政策对经济总量的刺激作用。

综上所述，目前对于资产负债表衰退的研究多数集中在分析该因素对不同类型货币政策调控效果的影响作用，无论是使用面板数据模型还是DSGE模型，上述文献在构建实证模型时默认的基础条件是货币政策的利率渠道已经实现了完全畅通。本文考虑到中国的利率市场化机制仍处在逐渐形成的过程中，因而笔者认为，有必要结合中国的实际情况对利率市场化程度进行参数化处理并引入DSGE模型，充分分析在不同市场化程度下，资产负债表衰退对紧缩型货币政策传导效率的冲击作用，在完善相关领域研究框架的基础上为中国未来货币政策的制定提供坚实的理论与经验依据。

三、基于利率市场化和资产负债表衰退的DSGE模型构建

本文将从家庭部门、生产部门(包括中间品生产商和最终品生产商)、金融部门(包括中央银行和商业性金融机构)的行为方程出发构建DSGE模型，以模拟经济系统的运行模式。模型中将参考Koo[13]、汪勇等[11]研究中的模型构建方法，将资产负债表衰退因素引入行为方程以刻画该因素对市场流动性供需关系的影响作用。除此之外，部分模型将对利率市场化程度赋予指数化特征以评估不同市场化程度下的紧缩型货币政策效果。

(一)家庭部门

假设家庭具有同质性特征，对于∀t且t≠0，在t期中家庭部门通过劳动获得报酬，并获得t-1期所持有全部存款的利息以及因持有生产和销售部门的股份而获得红利和利润分成，在此预算约束下，家庭部门通过优化消费和储蓄行为来最大化终身效用的现期期望值。则家庭部门的行为方程如下：

(1)

其中，H表示家庭部门；UH,t表示家庭部门在t期的效用函数；CH,t表示家庭部门在t期实施的消费行为支出；E表示期望因子；βH和η分别表示家庭部门的固定贴现因子和惯性参数，根据一年定期存款利率均值3%计算得到βH约为0.9900，同时，参考栗亮和刘元春[14]的研究，将η参数校准为0.6000；Lt为有偿劳动的工作时间；χ表示劳动供给弹性系数的倒数，参考王云清等[15]的取值，将χ参数校准为2.0000；ν表示相关调整参数，参考汪勇等[11]的研究，将其参数校准为2.5000。在式 (1) 中，当t=0时，CH,t-1=0。用BH,t表示家庭部门在获得相关资金收入后在金融机构的存款；用RH,t-1表示上一期利率水平；πt表示物价水平的波动情况；Wt表示有偿劳动的单位劳动报酬；Divt和Ft分别表示家庭部门持有相关企业股份而分配得到的红利以及利润，则家庭部门在各个时期的预算约束如下：

(2)

其中，CH,t和Lt含义与前文相同。式 (1)和 式 (2) 构成了家庭部门的行为方程，具体而言，在式 (2) 的约束下，家庭部门通过对消费时间和工作时间进行分配选择从而将自身效用最大化。

(二)生产部门

1. 中间品生产商

中间品生产商负责半成品的生产，并由最终品生产商对产品进行组装与销售。在传统的经济模型中，生产部门的目标是通过技术、资本以及劳动的投入来生产并获取最大化的利润。同时，中间品生产商需要合理配置资产负债表结构，则其资产负债表结构如下：

(3)

(4)

其中，Dt含义与前文相同。根据严金国[16]的研究，将ξ参数校准为0.1500。而中间品生产商因经营资金问题向金融机构借款时，金融机构将对中间品生产商设置约束条件，假设中间品生产商贷款价值比参数为m，RE,t表示中间品生产商在金融结构的借款成本，那么中间品生产商约束条件如下：

(5)

在资产负债表理论中，若经济参与者的资产负债表结构显著恶化，那么中间品生产商针对利润与债务偿还以及投资偏好将有所改变，换言之，利润和调整资产负债表结构会成为中间品生产商同时关注的焦点。鉴于此，模型中针对企业偏好的转变过程进行了细化规定，并假设企业经济行为存在惯性，因此，企业目标由利润最大化转至利润增长与债务水平降低双重目标需要一定的时间。可以明确的是，当资产负债表结构处于合理区间内时，中间品生产商通常会追求利润最大化；而当资产负债表衰退这一现象发生时，债务风险、经营风险等因素都将成为生产部门决策生产行为的影响因素，企业的阶段性发展目标也将向偿还债务进行转移。因此，本文参考刘斌[19]的研究，将所有者权益作为影响实现利润目标的概率分布Prt的关键因素，则利润目标概率分布Prt如下：

(6)

其中，nt表示所有者权益与其均衡水平的偏移情况；e表示自然对数的底数；ψ表示中间品生产商目标变更的快慢程度，为了能够充分说明模型中生产部门对资产负债表结构变化的敏感性，本文将其设定为1.0000[19]。则中间品生产商的最优化行为如下：

(7)

2. 最终品生产商

(8)

(三)商业性金融机构

本文参考Iacoviello[22]的研究，对商业性金融机构的行为进行刻画。假设商业性金融机构行为的目的是在其资本约束和预算约束的限制内实现效用最大化，则其效用函数如下：

(9)

其中，B表示商业性金融机构；CB,t表示商业性金融机构在t期的支出；E与η含义与前文相同；βB表示相应的贴现系数，为了能够满足存款利率低于贷款利率的条件，本文参考刘斌[19]的研究，将βB参数调整为0.9500。因商业性金融机构的资金约束受到其市场放贷行为的影响，BG,t表示商业性金融机构持有的政府部门无风险债券，则商业性金融机构的资本约束如下：

BH,t≤ρ(BH,t-1-Dt-1-BG,t-1)+(1-ρ)(γEDt+γGBG,t)

(10)

其中，G表示政府部门；BH,t和Dt含义和前文相同；ρ表示惯性参数，参考Iacoviello[22]的研究，将ρ参数调整为0.2300；γE和γG分别表示商业性金融机构对生产部门和政府部门的资金转移参数并以之表示商业性金融机构对相应主体的放款倾向，γE，γG∈[0,1]，此处参考Iacoviello[22]的研究，将γE和γG参数分别校准为0.9000和1.0000。值得注意的是，当经济系统中各个部门的资金供需关系没有形成市场化决定机制时，金融机构将因自身的资本结构或信息不对称等摩擦因素而主观调整γE和γG，并导致中央银行政策利率向其他层次市场利率进行传导时产生阻碍，因而本文利用商业性金融机构资本约束中的γE和γG来近似衡量利率市场化程度，则商业性金融机构的预算约束如下：

(11)

(四)政府部门和货币当局

政府部门将通过向生产部门进行征税来获取财政收入，并通过发行无风险债券的方式来对政府资金进行补充支撑，τ表示厂商应缴的税率，RG,t、BG,t、πt、Yt和Xt含义与前文相同，则政府部门采购为Gt时其资金约束如下：

(12)

(13)

在货币当局方面，假设其调控行为满足如下价格型规则：

(14)

上文模型构建较为详细地对经济系统进行了模拟刻画，为了避免冗余的参数设定，在此对模型进行部分简化。具体而言，不妨假设家庭部分通过在金融中介机构进行存款以换取无风险收益，这与金融机构购买政府无风险债券行为的本质相似，因而假设RH,t与RG,t相等，即RH,t=RG,t=Rt，且中央银行通过对Rt进行调控以对宏观经济进行影响。

四、数据选取和参数估计

(一)数据选取

本文选取1997年第一季度至2018年第四季度作为数据样本区间，并将产出Yt、通货膨胀πt和利率Rt设定为内生可观测变量，数据来源于中经网统计数据库。数据预处理方法简要如下，为了消除价格因素的影响，以1997年第一季度作为基期，根据名义GDP和其实际增速计算得到实际GDP并使用该数值作为Yt的数据。在衡量物价波动方面，使用CPI与数值100的差值作为πt的数据。而在利率方面，根据张小宇和刘金全[24]的数据处理方法，将银行间7天同业拆借利率的月度值根据相关交易量进行加权求和推算得到相应的季度值并将其作为Rt的数据。

(二)参数贝叶斯估计

模型的待估参数主要集中在政策反应函数以及外生冲击方程中。具体而言，参考Liu和Zhang[25]的分析，对价格型货币政策反应函数的参数进行赋值，将利率平滑参数rR设定为0.8100，将πt和Yt相应对数值的反应系数rπ和rY分别设定为0.1500和0.5200；根据Liu和Zhang[25]、刘斌[19]、Iacoviello[22]的相关研究，对技术方程自回归参数技术冲击、货币政策冲击的分布类型，先验均值和标准差进行设定，令ρA= 0.8800，ρG= 0.7000，标准差均为0.1000；σR= σA=σG= 0.0100，标准差均为0.2000。DSGE模型参数贝叶斯估计结果，如表1所示。

表1 DSGE模型参数贝叶斯估计结果

从表1中可以看出，估计参数的先验均值和后验均值较为接近但仍出现了些许偏移，而通过观察参数的后验分布并参考刘斌[19]的相关分析，参数估计具有稳健性，因而后续研究将基于上述贝叶斯估计后验分布进行脉冲响应分析，以基于中国实际宏观经济数据来模拟不同模型设置下紧缩型货币政策所引起的宏观经济反馈效应。

五、紧缩型货币政策的实际经济效应分析

为了能够充分说明资产负债表在货币政策传导机制中的重要作用，在本节中将前文构建的模型设定为基础模型 (模型一)，在该模型框架下，中央银行在实施货币政策后将对生产部门的资产负债表相关比例形成冲击，并对政策调控效果产生影响，而为了能够量化对比模型中含有资产负债表机制所产生的调控路径变化，本节中将省略资产负债表机制的模型设定为对比模型 (模型二)，即经济系统中的生产部门不再关注资产负债表中负债部分的比例，对生产部门进行模型设定不将总资产进行具体负债与权益的分类，而仅以利润最大化作为其经济行为的主要目标。在模型一和模型二不同框架下分析产出、投资、杠杆率与通胀对紧缩型货币冲击的脉冲响应情况，结果如表2所示。

表2产出、投资、杠杆率与通胀对紧缩型货币冲击的脉冲响应表

从表2中可以看出，当中央银行实施紧缩型货币政策引导市场利率进入上行区间后，模型一和模型二的产出和投资均出现了不同程度的下降。具体而言，模型一框架下产出因利率正向波动而下降约1.7400%，在3期后进入正向波动区间，且8期后产出恢复至稳态水平；而模型二框架下产出下降约0.7300%，且在5期后恢复至稳态水平。在投资方面，在模型一框架下，紧缩型货币政策冲击下投资下降约0.9800%，并在8期后回归至稳态；而在模型二框架下，投资下降约0.4500%，并在4期后恢复至稳态。针对模型二的基础情形，当经济系统受到利率的正向冲击后，生产部门因资金成本上升而减少扩产项目或转型项目的设备投入进而降低市场中的资本水平，而无论从式 (8) 中的生产函数还是国民经济核算的角度出发，生产资本以及投资的下降将会导致经济系统整体产出水平的下降。值得注意的是，本节中模型的设置存在差异性，即在模型一种考虑了货币政策传导机制中的资产负债表因素，当中央银行对基准利率进行正向调控时，生产部门资产负债表中的权益部分相对于负债规模出现相应的减值，而生产部门经济行为的目标将不仅局限于利润最大化，而是加入了降低负债比例的目标，在此情况下，企业投资资金会因债务的提前清偿而被占用。进而相比于模型二的情况，模型一中的投资负向波动幅度更大，在经过经济系统中其他部门的综合作用下，产出会出现更进一步的缩减，且在模型一中考虑资产负债表因素后，经济体系中产出和投资需要更长的时间向新的稳定状态进行恢复调整。

再来分析不同模型框架下生产部门杠杆率与通胀对货币政策冲击的响应情况。具体而言，当利率正向冲击作用于经济体系中时，由于权益与负债比例的变化导致杠杆率出现正向约2.3100%的波动，并在8期后恢复至稳态水平；而通胀的响应与产出响应、投资响应的情况类似，在模型一框架下，物价水平所呈现的负向波动在响应程度和恢复稳态所需时间上均要大于模型二。

综上所述，当经济系统中考虑资产负债表传导渠道时，在紧缩型货币政策的作用下，产出、通胀以及投资等指标的响应程度均要大于忽略该机制的基础情形，虽然恢复稳态时间的延长易产生政策调控效果的不确定性，但是笔者认为，考虑资产负债表渠道的模型可以对经济系统进行更加充分的刻画，且恢复稳态时间的延长也可以更加准确地描述紧缩型货币政策的调控效果，并为中国货币政策的制定提供相应的启示，因而后续分析将基于模型一来重点分析不同利率市场化程度下紧缩型货币政策的调控效果，以说明利率市场化对货币政策调控路径的影响。

六、基于不同利率市场化程度下的紧缩型货币政策效果评估

为了进一步说明利率市场化在货币政策调控体系中的作用，本文将对利率市场化程度进行不同赋值，并对比分析在模型参数差异性设定下，产出、投资、杠杆率、通胀等宏观经济变量对紧缩型货币政策冲击的响应情况。产出与投资对紧缩型货币政策的脉冲响应情况，如表3所示。

表3产出与投资对紧缩型货币政策的脉冲响应表

本文将模型中的利率市场化程度的代理变量γ分别设定为0.8000、0.9000和1.0000，以此来模拟利率市场化程度的上升。从表3中可以看出，在不同利率市场化程度下，紧缩型货币政策冲击引起的产出和投资的脉冲响应函数走势基本相似，但变量响应程度和恢复稳态的时间存在差异性。当γ=0.8000时，利率的1单位正向冲击分别引起产出和投资下降1.2100%和0.9200%，并分别在8期和7期后恢复至稳态水平；当γ=0.9000时，利率冲击分别引起产出和投资下降约1.8100%和1.1300%，随后产出和投资在恢复稳态所需时长方面与γ=0.8000时相似；而当市场实现完全市场化后，紧缩型货币政策冲击导致产出和投资下降2.6900%和1.4800%，并在7期和8期后回归至稳态。

不难发现，随着利率市场化程度的不断提高，产出和投资的负向响应程度逐步增加，变量恢复稳态的时间减少，其原因在于利率市场化的推进有助于各个层次利率传导效率的提升，贷款利率上升引致资本市场利率增加的程度随利率市场化程度增加，而资产价格不同程度的缩减所产生的投资紧缩效应将叠加至总产出，进而导致投资和产出的负向波动程度的改变。另外，当资本市场的资金供需之间存在市场化机制时，因资产负债表因素导致的投资负向波动将引起投资需求的缩减并进一步引致资金成本即利率的下降，缩减了利率冲击下各变量进行稳态调整所需时间，而利率下降的幅度及其向其他市场的传导效率因利率市场化程度的不同而存在差异，最终导致投资和产出向稳态进行回归的时间存在差异。杠杆率与通胀对紧缩型货币政策的脉冲响应情况，如表4所示。

表4杠杆率与通胀对紧缩型货币政策的脉冲响应表

从表4中可以看出，对于杠杆率的响应而言，当利率市场化参数设定为0.8000、0.9000和1.0000后，杠杆率分别正向波动1.5200%、2.3200%和4.8100%，且三种情况下的响应曲线均在7期后回归至稳态水平；对于紧缩型货币政策冲击所产生的通胀响应而言，不同利率市场化参数模型设定下通胀分别下降2.4000%、3.3000%和5.0000%，且回归稳态所需的时间分别为6期、5期和4期。可见，利率市场化程度的增加将提高紧缩型货币政策的传导效率和调控效率。

七、结论与政策建议

随着2020年初新冠疫情在全世界不断蔓延，严重的全球性经济衰退与金融危机可能难以避免。本文结合经济危机生成要素中的资产负债表衰退这一原因，以及现阶段中国利率市场化程度不断加深这一基本趋势，构建了包含资产负债表衰退因素与利率市场化程度要素的DSGE模型，以期进一步分析金融危机产生的原因，同时为中国应对此次全球性经济衰退与金融波动提供良好的理论支持与经验证据。

第一，当在模型中考虑资产负债表衰退因素时，中央银行紧缩型货币政策对产出、通胀以及投资等指标的影响均要大于忽略资产负债表衰退因素的情形，同时资产负债表衰退背景下，各宏观经济变量在经历货币政策冲击后回归稳态的时间出现了相应的延长。这意味着现阶段资产负债表渠道是中国货币政策传导的重要方式之一，在货币政策的研究中考虑资产负债表渠道可以对经济系统进行更加充分的刻画，能够更加准确地描述紧缩型货币政策的调控效果。具体而言，资产负债表衰退的存在使紧缩型货币政策对宏观经济变量的影响效果更加显著，中央银行收紧银根将会进一步引起产出、投资等的下降，不利于中国宏观经济的长期增长。此外，资产负债表衰退背景下各宏观经济变量在货币政策冲击后回归稳态的时间延长，这种现象不仅增加了货币政策调控的累积效果，同时也增加了中央银行货币政策调控的不确定性。

第二，在资产负债表衰退背景的基础上，进一步分析中国利率市场化程度变化对货币政策调控效果的影响可以发现，随着利率市场化程度的不断提高，紧缩型货币政策对产出和投资造成的负向影响程度逐步增加，且影响增加程度与利率市场化程度之间并不存在线性关系。与此同时，相关变量回归稳态的时间随利率市场化程度的增加而减少，这意味着利率市场化的不断推进将增加紧缩型货币政策的传导效率以及调控效率，同时减少由于宏观经济变量收缩期延长引起的政策不确定性与金融风险。

综上所述，资产负债表衰退现象的存在对中国的货币政策传导有显著的影响，同时对企业的融资成本、投资水平等均有重要作用。资产负债表衰退会放大中央银行紧缩型货币政策对宏观经济以及企业的影响，增加货币政策调控效果的不确定性，并会带来金融风险隐患。随着中国金融体制的不断完善，利率市场化水平与金融改革力度的不断加深，在提升货币政策传导效率的同时合理把控金融风险已经成为国民经济健康持续发展的重要目标以及关键保障。因此，根据以上研究结论，本文提出如下政策建议：

第一，就企业而言，应该重点针对自身的经营行为进行合理的债务结构整合，并且根据宏观经济走势的变动，及时在利润最大化和负债最小化之间切换。特别是对未来经济预期下降时，更应该避免过高的企业负债进而导致企业为修复资产负债表而“惜贷”，最终引起由于企业过度压缩信贷与减少负债导致的货币政策失灵。而对中央银行而言，其货币政策制定应对宏观企业资产结构进行反应，以避免由资产负债表衰退引起的货币政策不确定性与金融风险的上升。

第二，尽管现阶段中国的利率市场化已经取得了阶段性的成果，但利率双轨制的存在表明不同层次利率之间的传导机制仍然存在欠缺，阻碍了中央银行政策利率向金融市场及实体经济的传导，阻碍了利率调节作用的发挥和资金配置效率的提高，增加了货币政策调控的难度。且传导渠道的不畅通以及各个市场中利率的市场化定价机制尚未完全形成，将在一定程度上影响中央银行对宏观经济的调控能力。因此，为进一步防控金融风险的出现，合理评估利率市场化给货币政策带来的影响，充分发挥货币政策在宏观调控体系中的重要作用，中央银行应逐步取消利率双轨制、积极解决市场信贷错配问题，并进一步推进和加大中国利率市场化程度，健全市场化的利率形成机制，加强和提高中央银行政策传导与调控效率，进一步完善中国的货币政策调控框架，维护宏观经济健康稳定增长。