中国货币政策利率传导有效性研究：中介效应和体制内外差异，本文主要内容关键词为：货币政策论文,中国论文,利率论文,效应论文,体制论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
货币政策如何影响实体经济是经济政策的核心问题。在利率市场化改革持续推进背景下，我国货币政策利率传导机制是否有效及其运作机理问题受到学术界、实务界和政府的密切关注。特别地，近年来我国中小企业融资难和融资贵的现象十分普遍，货币政策调整(特别是宽松货币政策)能否有效降低企业借款利率的问题也亟须回答。 实际上，学术界对货币政策传导机制的研究由来已久。虽然20世纪90年代以来一些经济学家指出，货币政策通过银行贷款渠道、资产负债表渠道等非古典的数量机制对实体经济施加作用(Taylor,1995; Bernanke and Gertler,1995; Kashyap and Stein,2000)，但传统上经济学家更加强调货币政策通过调控短期利率来影响实体经济的新古典价格机制(Jorgenson，1963；Tobin，1969)，例如，传统的凯恩斯IS-LM模型认为，经典的利率传导机制涵括以下环节：“货币政策变化→货币市场利率调整→信贷市场和金融市场利率变化→企业投资和家户消费调整→实际产出变化”(Bernanke and Blinder,1992; Taylor,1993)。特别地，2008年爆发金融危机之后，美国等发达经济体也面临着短端利率向银行贷款利率等长端利率传导不畅的困境，这激发了学术界对货币政策利率传导机制的兴趣(Gertler and Karadi,2013; Illes and Lombardi,2013)。 近年来，随着我国利率市场化改革不断推进和货币政策调控方式调整优化，对我国货币政策利率传导机制的研究也不断涌现。除了为数不多的几篇文献利用上市公司微观数据实证研究了货币政策通过利率渠道对企业投资施加了非线性影响之外①，现有文献大多运用格兰杰因果检验、VAR模型等计量方法从宏观加总数据切入实证考察我国货币政策的利率传导机制，得到的结论并不一致。一部分学者认为，在中国经济实践中，利率渠道仍不畅通，利率调整对实体经济影响效果微弱(Mehrotra，2007；Koivu，2009)，中国货币政策主要通过信贷和信用渠道对实体经济施加作用(周英章、蒋振声，2002；盛朝晖，2006；盛松成、吴培新，2008)。另一部分学者认为，随着我国利率市场化不断推进，货币政策利率传导渠道发生了体制转换，银行同业拆借利率等货币市场利率对产出、物价等经济变量的解释力度不断增强(姜再勇、钟正生，2010；张辉、黄泽华，2011)。 这些基于中国宏观数据的经验文献考察货币政策变化是否通过利率渠道对投资、消费等宏观加总变量施加了影响②，增进了我们对中国这一新兴市场经济货币政策传导机制的理解。但值得指出的是，受到宏观加总数据特点的限制，上述研究直接考察货币政策冲击如何通过货币市场利率变化影响了投资、消费、GDP等宏观经济变量，忽略了货币政策利率传导链条上的关键环节：货币市场利率变化导致信贷和金融市场上的利率调整。 一般而言，考察货币政策利率传导机制的一个自然选择应该是银行贷款数据。但是，由于我国利率市场化尚未完成，银行存贷款利率的自由调整受到不同程度的制约，商业银行更多地通过改变信贷规模来应对货币政策冲击，这样一来，运用银行贷款数据的实证分析可能不利于发现我国经济中已经存在的货币政策利率传导机制③。庆幸的是，近10年来，在证监会要求下我国上市公司发布公告披露了其涉及的委托贷款交易④，其中涵括了利率、期限、金额等丰富的借贷条款信息。而且，作为一种规避金融监管的创新性金融工具，在委托贷款交易中，贷款者根据资金供求、借款企业风险等因素综合决定委托贷款利率，其利率水平往往突破了当时中央银行针对借贷利率变化幅度的相关规定。在我们手工搜集整理的委托贷款样本中，借贷利率分布在0到21.6%的较大范围内，均值为7.855%，利率波动幅度也较大(标准差为3.89%)。显然，与受到价格管制的银行信贷相比，委托贷款是一种利率市场化程度较高的借贷交易。这为我们从企业借贷行为这一微观视角考察货币政策利率传导机制提供了很好的素材。 基于此，我们以委托贷款为研究对象，构建理论模型剖析货币政策利率传导机制，强调了信息不对称这一金融市场不完美因素的作用，并结合我国特殊制度环境因素探讨了货币政策利率传导的体制内外差异。在此基础上，我们手工搜集整理了我国2007-2013年上市公司委托贷款公告以获得企业借贷数据，并通过上市公司年报、企业网页等多种渠道搜集了所有制属性、企业年龄等借款企业特征信息，然后，运用这一独特数据从“货币政策变化→货币市场利率变化→信贷市场和金融市场利率调整”切入实证考察中国货币政策利率传导机制。具体地，本文将回答以下问题：第一，货币政策松紧程度是否对企业借款利率产生影响？第二，货币政策松紧程度对企业借款利率的作用是否存在中介效应：在多大程度上货币政策通过影响货币市场利率而对企业借款利率施加作用？第三，货币政策松紧状态对借款利率的影响是否因为企业特征而表现出差异？ 本文实证检验结果表明，货币政策松紧程度会显著影响企业借款利率。一方面，法定存款准备金率与企业借款利率显著正相关；另一方面，央行票据发行利率上升1个基点，企业借款利率平均会上升0.68个基点。同时，我们通过中介效应检验揭示出，货币政策通过上海银行间同业拆放利率(Shibor)对企业借款利率施加影响，以Shibor为中介变量的中介效应占货币政策总效应的比重高达83%。 而且，进一步的研究发现，货币政策对借款利率的影响因借款企业是否处于体制内而表现出显著差异。其一，对民营企业而言，委托贷款借款利率往往处于较高水平，货币政策松紧与否未能对其施加作用，与之形成鲜明对比的是，国有企业借款利率对货币政策松紧状况的反应十分灵敏，货币政策对国有企业借款利率的作用存在显著的以Shibor为中介变量的中介效应；其二，对非关联型委托贷款而言，企业借款利率一直处于高位运行状态，货币政策未能对其产生影响，与之不同，当借款企业与发放贷款的上市公司存在股权关联关系时，企业借款利率与货币政策紧缩程度显著正相关，货币政策对其借贷利率的影响在一定程度上通过货币市场利率Shibor传导。 本文的贡献主要有两个。 第一，由于我国银行存贷款利率自由调整受到制约、涵括借贷条款信息的微观数据难以获得等原因，现有考察货币政策利率传导机制的文献主要运用宏观数据进行研究，因而未能考察“货币政策变化→货币市场利率调整→信贷市场和金融市场利率变化”这一重要环节。值得强调的是，考虑到我国尚处于利率市场化进程、金融市场体系动态演化等现实因素，货币市场利率是否衔接了货币政策和信贷市场利率这一问题显得尤为重要。本文在理论分析基础上，利用手工搜集整理的上市公司委托贷款公告这一独特数据进行实证检验，不仅能揭示出货币政策如何通过影响货币市场利率而对企业借款利率施加作用，在边际上拓展了对中国货币政策利率传导的相关研究，而且还有助于我们认识和理解货币政策如何影响委托贷款这一重要影子银行机制，对影子银行监管及相关的金融风险问题有重要的借鉴意义。 第二，货币政策传导的新古典价格机制从名义工资和价格刚性出发，考察货币政策如何通过调控短期利率对投资、消费等实体经济活动施加作用，而对非新古典数量机制强调的信息不对称、市场分割等金融市场不完美因素关注得不够，这可能是学术界难以解释次贷危机以来发达国家遭遇“货币市场利率向银行贷款利率传导不畅”困境的原因之一(Boivin et al.,2010; Gertler and Karadi,2013)。我们以中国新兴转轨经济为背景，从借款企业所有制属性及其是否与放贷的上市公司存在股权关联两个视角切入，考察了信息不对称、融资歧视等金融市场不完美因素对货币政策利率传导的影响。本文研究是将金融市场不完美因素引入新古典价格机制的一个有益尝试。我们的理论分析和经验结果表明，与宽松货币政策显著降低体制内企业借款利率不同，对体制外企业而言，其借款利率长期处于高位，货币政策的利率传导机制失效。这不仅增进了对我国特定制度背景下货币政策利率传导机制的认识和理解，而且对思考次贷危机以来发达国家的货币政策利率传导问题具有一定启发意义。 另外，除了上述贡献，本文还有重要的现实意义。一直以来，我国金融体系都因为广大中小企业融资难、融资成本高等问题而饱受诟病，近年来，我国政府希望通过调整货币政策以降低其融资成本。然而，本文经验分析表明，从委托贷款这一影子银行机制的实践看，趋于宽松的货币政策虽然能降低国有企业等体制内企业的借贷利率，但却未有效解决民营企业等体制外企业借贷利率居高不下的问题。 货币政策利率传导机制的这种体制内外差异具有重要的政策含义。一方面，全面降准等货币供给总量调整措施并不会降低体制外企业的借款利率，差异性货币政策对降低体制外企业融资成本十分必要，中期借贷便利等针对“三农”和中小企业的定向调控工具可能更有效。另一方面，要想切实提高货币政策对体制外企业借贷利率的作用，必须进一步推进和深化金融改革以缓解融资歧视、信息不对称等金融市场不完美因素的负面影响，比如放宽金融市场准入，发展面向体制外企业的中小银行、民营银行等金融机构，加快利率市场化改革，以夯实货币政策利率传导机制的微观基础。 本文以下结构：第二部分分析了制度背景；第三部分是对我国货币政策利率传导的理论分析；第四部分是实证研究设计；第五部分是实证结果及分析；第六部分从体制内外维度实证考察货币政策利率传导机制的差异性；第七部分是结论。 二、制度背景分析 改革开放以来，我国逐步建立并不断完善市场经济制度，货币政策也随之动态调整；同时，本文所用数据较为独特，是上市公司委托贷款公告披露的企业间借贷交易。基于此，本节从中国货币政策演变历程和委托贷款实践现状两个方面进行简要的制度背景分析。 (一)我国货币政策演变历程回顾 自1984年中国人民银行专门行使中央银行职能以来，我国货币政策随着市场经济体制建立和完善而不断调整。1998年取消银行贷款规模控制之后，中国人民银行实施的货币政策由直接调控向间接调控转变，并逐步确立了由最终目标、中间目标和政策工具等构成的货币政策框架，货币政策在我国宏观调控中发挥的作用越来越重要。然而，与成熟市场经济国家相比，我国金融市场化改革还未完成，金融抑制和市场分割现象严重，利率、汇率等资金价格管制政策仍在发挥作用，这些因素使得我国货币政策的实施环境和传导机制错综复杂。 一方面，与西方发达国家一般以利率为中介目标⑤不同，我国货币政策中介目标随着经济体制演化而不断调整。1998年以前央行直接通过调控银行信贷规模调节经济，之后货币政策传导表现出兼具货币供应量和信贷规模双重中介目标的特点(盛松成、吴培新，2008)，近年来才逐渐关注货币政策冲击对利率的影响。另一方面，为了有效调控经济，在我国复杂经济制度环境下，数量型和价格型货币政策工具并存。而且，随着我国市场经济不断完善，数量型工具的局限性不断显现，货币政策开始从准备金总量调控向利率调控转变。 在我国货币政策框架动态演化背景下，一个重要问题是：我国货币当局采用的货币政策工具是否以及如何通过影响中介变量而对实体经济施加作用？部分学者认为，在计划和市场共存的复杂环境下，价格型和数量型货币政策工具并存，货币政策传导机制是一个难以分辨的黑箱(Dickinson and Lin，2007)；部分学者强调，货币政策传导表现出以信贷和信用渠道为主的传导机制，利率传导渠道有待疏通(蒋瑛琨等，2005；张辉、黄泽华，2011)。 近年来，我国金融市场化改革不断推进，2013年7月银行贷款利率放开下限，2014年银行存款利率浮动范围也进一步扩大，存款保险制度逐步建立，有望最终实现利率市场化，可以预见将来货币政策传导机制将进一步表现出以利率渠道为主导。然而，我国经济制度环境下货币政策如何发挥作用的经验证据十分稀少，本文从上市公司披露的委托贷款这一市场化程度较高的借贷交易数据切入，考察货币政策利率传导机制，重点关注利率传导的中介效应和体制内外差异，这对理解利率市场化背景下货币政策如何影响经济具有重要意义。 (二)委托贷款实践现状 改革开放以来，虽然我国市场经济体制初步建立并逐渐完善，但此过程中政府在金融资源的配置中起到关键性作用(白俊、连立帅，2012)。一方面，国有商业银行主导的银行体系和股票市场等正式金融制度向国有经济倾斜，忽视民营经济，大量金融资源流向低效率的国有企业，快速发展的民营经济面临着信贷不足的困境(Brandt and Li，2003；鲁晓东，2008)；另一方面，无论是股票市场、债券市场等直接融资渠道，还是商业银行实施的间接融资手段，都青睐大型企业，而对中小企业关注不够，导致广大中小企业的正常融资需求不能得到满足(林毅夫、李永军，2001；郑曙光，2012)。 简言之，与大型企业(国有企业)享有融资便利、拥有大量富余现金流量不同，广大中小企业(民营企业)的正常融资需求不能得到满足。此时企业之间就存在私下调剂资本的诉求。然而，金融管制限制了非金融企业之间的直接借贷。一方面，从间接融资机制看，我国《贷款通则》明确规定只有合法金融机构能发放贷款；另一方面，从直接融资机制看，企业债门槛很高，大量需要资金的企业无法通过发行债券融通资金。这样一来，委托贷款就应运而生。作为我国特殊制度环境下的创新性金融工具，委托贷款实践表现出以下特点。 其一，从利率决定维度看，与银行贷款利率受到管制不同，由于规避了金融监管，委托贷款利率市场化程度较高。具体而言，在委托贷款交易中，贷款者根据资金供求、借款企业风险等因素综合自主地决定借贷利率，其利率水平往往突破了当时中央银行针对借贷利率变化幅度的相关规定。例如，在我们手工搜集整理的委托贷款样本中，借贷利率分布在0到21.6%的较大范围内，均值为7.855%，利率波动幅度也较大(标准差为3.89%)。 其二，从贷款数量维度看，作为一种影子银行机制，委托贷款是企业难以通过银行、股票及债券市场等正规金融渠道获得资金的替代性融资选择，这导致借款企业对委托贷款资金的需求十分缺乏价格弹性。具体而言，一方面，对股权关联企业之间的委托贷款交易而言，当受到融资约束的企业向其股权关联企业借款时，共同利益关系不仅会降低借贷利率(钱雪松等，2013)，而且会促使贷款企业根据借款企业的实际资金需求决定贷款数量。此时，委托贷款额度主要取决于借款企业运营过程中的资金缺口，而委托贷款利率对贷款数额的影响不大。 另一方面，对非股权关联企业之间的委托贷款交易而言，在不能从正规金融渠道获得资金及市场化委托贷款利率非常高企的背景下，企业选择通过委托贷款向非关联企业借款本身就反映出其融资需求具有很强的刚性，这会导致委托贷款额度往往表现出十分缺乏价格弹性。例如，我国实践中房地产行业存在很多高息委托贷款现象(徐锐，2008；谢静，2011)。具体地，当房地产企业由于市场不景气而需要大量资金时，货币政策或管制原因使银行无法满足其融资需求，此背景下，尽管委托贷款利率较高，为了保证房地产项目顺利进行，房地产企业无奈之下仍通过委托贷款融资以弥补既定的资金缺口。实际上，实践中贷款企业通过发放高利率委托贷款获取高额利润就是一个例证(仇子明，2011；唐曜华，2012)。 由于能满足借贷双方和金融中介等经济主体各自的利益诉求，委托贷款在我国蓬勃发展。如图1所示，我国委托贷款从无到有，规模已从最初的175亿元增长到2014年年末的9.33万亿元，年平均增速达到29.4%，在社会融资规模中所占比例高达15.27%。显然，作为一种广义影子银行机制，委托贷款已经成为我国正式金融制度安排之外的重要资本配置方式。 但可能是受到数据可得性问题的限制，学术界对委托贷款这一广义影子银行机制的规范研究十分稀少。特别地，货币政策变化是否传导到委托贷款利率？货币政策对委托贷款利率施加作用的机理是怎样的？紧缩货币政策是否会促使委托贷款利率过高而诱发金融风险？这些问题都亟须解答。本文从企业间委托贷款数据切入考察货币政策对委托贷款利率的影响，这有助于我们加深对委托贷款这一影子银行机制的认识和理解，进而对政府部门加强影子银行监管和金融风险防范具有重要的启发和借鉴意义⑥。
图1 中国委托贷款增量规模和增速 三、我国货币政策利率传导机制的理论分析 在经济制度环境不断演化、货币政策动态调整的背景下，中国货币政策利率传导机制错综复杂。为厘清我国货币政策利率传导机制，本部分从理论层面展开分析，具体思路如下。首先，在梳理我国货币政策利率传导路径的基础上，构建一个分析我国利率传导的理论模型；然后，分析完美市场条件下的货币政策利率传导，并进一步剖析信息不对称这一金融市场不完美因素对货币政策利率传导的影响；最后，结合我国特殊制度环境因素，运用理论模型分析我国货币政策利率传导的体制内外差异。 (一)理论模型构建 货币政策传导的新古典价格机制认为，货币政策影响企业借款利率的经典路径由以下环节组成(Boivin et al.，2010)：第一，货币当局通过政策工具影响短期货币市场利率；第二，短期市场利率通过债券市场上的跨期套利机制对债券市场的长期利率施加影响；第三，债券市场的长期利率通过跨市场套利机制与信贷市场的长期利率产生联动关系。 然而，值得强调的是，与发达国家存在成熟完善的债券市场不同，很多新兴市场国家金融市场不发达，债券收益率的期限结构并未建立，这会导致从货币市场利率到债券市场长期利率的传导不畅，此时，新兴市场国家的货币政策利率传导表现出由货币市场利率直接影响信贷市场利率的特点(Sander and Kleimeier,2004; Gopalan and Rajan,2015)。 特别地，作为新兴市场国家，中国债券市场发展滞后。一方面，企业债市场发展不足，公开发行和交易规模较小；另一方面，国债市场的培育起步较晚，国债期限品种结构不健全⑦，而且银行间国债市场和交易所国债市场相互分割，国债流动性低。这些缺陷导致我国国债利率期限结构表现出与成熟国债市场显著不同的特点，不仅即期利率变动不连续，而且长期利率波动较大(康书隆、王志强，2010)。考虑到这一现实因素，在借鉴相关研究基础上，我们以“货币政策变化→货币市场利率调整→信贷市场利率变化”的路径考察我国货币政策利率传导⑧。 在构建理论模型之前，需要强调的是，正如前文指出的那样，作为一种影子银行机制，委托贷款是企业难以通过银行、股票及债券市场等正规金融渠道获得资金的替代性融资选择，这导致借款企业对委托贷款资金的需求十分缺乏价格弹性。这就使得贷款企业在确定借贷利率过程中具有一定的市场垄断力量。此背景下，与Thakor等(1981)、Ruthenberg和Landskroner(2008)等研究揭示的银行贷款利率决定机制类似，贷款企业索取的贷款利率将由以下部分组成：(1)贷款企业获取资金时支付的边际成本(或自有资金的机会成本)；(2)为补偿借款企业风险需要的溢价；(3)垄断力量使企业能够索取的利率溢价。 考虑到这一现实因素，在借鉴Rousseas(1985)、De Bondt(2002)等考察货币政策影响银行贷款利率理论文献的基础上，我们构建了委托贷款的边际成本定价模型⑨，以细致剖析货币政策的利率传导，模型如下所示： i=α+βf(mr) (1) 其中，i是委托贷款利率；α是贷款定价时的加成项，它测度贷款企业索取的利率溢价，具体由借款企业风险溢价、市场力量引致的利率溢价等部分组成，其大小取决于借款者风险状况、市场力量、借贷双方关系等因素；mr是货币市场利率，f(mr)表示贷款企业获取资金时支付的边际成本(或自有资金的机会成本)；当货币政策趋紧促使mr升高时，金融市场上资金供给趋紧，对委托贷款交易中的贷款企业而言，其外部融资成本和自有资金的机会成本会提高，这导致企业贷款的边际成本上升(即
f/
mr＞0)，进而促使最大化自身利益的贷款企业提高委托贷款利率。简言之，mr作为中介变量将货币政策变化和委托贷款利率连接起来。β是测度货币市场向企业借贷市场传导的系数，β越大表明货币政策利率传导效率越高。 (二)货币政策利率传导机制的一般分析 首先，我们分析完美市场条件下的货币政策利率传导。实际上，在完全竞争、信息完备的完美市场条件下，贷款利率等于其边际成本，而且贷款利率对边际成本的导数等于1，此时货币政策调整导致的货币市场利率变化会完全传导到企业借款利率。 为了给下文理论分析提供一个比较基准，我们运用边际成本定价模型阐释完美市场条件下的利率传导。与(1)式类似，在完美市场条件下，我们给出贷款利率表达式：
其中，
为贷款利率，
为贷款企业索取的利率溢价，
是测度货币市场向企业借贷市场传导的系数，mr为货币市场利率。必须说明的是，(1')式是站在贷款人(lender)角度所给出的利率定价公式，这是以下推理的基础。 其一，完美市场条件下
。首先需要指出的是，尽管借款者自身所具有的异质性风险不会凭空消失，但在完美市场条件下，贷款者不仅可以构建与借款者异质性风险相关的阿罗—德布鲁状态证券抵消这一异质性风险，还可以构造出一种全市场贷款组合完全消除借款者的异质性风险。在此背景下，如果贷款者针对借款者异质性风险索取不同的风险溢价，那么，完备市场条件下就会出现利用这一风险溢价差异的套利机会，完全竞争市场会耗尽此种套利机会，因而，在完美市场条件下，对所有贷款者而言，它们索取的风险溢价应该相等。进一步地，如果贷款者索取的相同风险溢价大于0，由于完备市场条件下总有贷款者能够索取相对更低的风险溢价，那么，在完全竞争市场的竞争压力下，为了避免被挤出市场，索取零风险溢价是所有贷款者的最优策略。综合以上分析可知：
=0。 其二，完美市场条件下
=1。信息完备情形下信贷市场上的理性预期和无成本套利机制会使利率期限结构的预期理论成立，此时长期利率是未来短期利率预期的加权平均值。这样一来，当央行“舞动”利率的短端，必然改变市场对未来短期利率的预期，从而引发长期利率的被动调整。而且，此时不是某个单一短期利率预期会发生改变，而是所有的短期利率预期均会改变，这会导致央行所主导的货币市场短期利率变动能完全传导到长端利率上，即
=1。基于以上分析，我们给出完美市场情形下货币政策利率传导的命题1。 命题1：在信息完备和完全竞争的完美市场条件下，
=0，
=1，货币市场利率完全传导到企业借款利率。 命题1表明，在完美市场条件下，货币市场利率变化会完全传导到企业借款利率。但经济实践中存在信息不对称等金融市场不完美因素，这将如何影响货币利率传导呢？ 实际上，Stiglitz和Weiss(1981)等研究早就指出，在信贷市场存在信息不对称的背景下，贷款者提高利率不仅会因为逆向选择问题降低借款申请者的质量，而且会引发借款者事后的道德风险问题而加剧贷款风险。如果用p(i)表示借款企业不能按期还款付息的违约概率，那么
p(i)/
i＞0。此时，当货币政策趋紧促使mr提高而导致资金成本上升时，追求盈利的贷款企业本应该提高委托贷款利率，但提高利率会因为信息不对称引发的逆向选择和道德风险问题而降低贷款企业的期望收入，因而贷款企业会权衡利弊审慎考虑是否提高利率或降低利率提高幅度。基于此，我们用命题2刻画信息不对称情形下的货币政策利率传导。 命题2：在信息不对称情形下，对于需求十分缺乏价格弹性的委托贷款而言，如果[1-p(i)-i(
p/
i)]＜0，那么β＜1，货币政策利率部分传导到企业借款利率。 证明：贷款企业的期望收入为[1-p(i)]iQ(i)，其中借款利率为i=α+βf(mr)，借款数量为Q(i)。将贷款企业期望收入对β求导得到：
由于f(mr)＞0，(A)式符号取决于[1-p(i)-i(
p/
i)]Q+[1-p(i)]i(
Q/
i)的符号。需要强调的是，借款企业对委托贷款的需求十分缺乏价格弹性，即
Q/
i取值很小。下面先给出
Q/
i=0情形下的证明，然后放松该限定进行论证。 当
Q/
i=0时，
｛[1-p(i)]iQ(i)｝/
β的符号取决于[1-p(i)-i(
p/
i)]Q。由于Q＞0，因而，如果[1-p(i)-i(
p/
i)]＜0，那么(A)式小于0，此时，为了最大化期望贷款收益，贷款企业会降低β，这样一来，
i/
mr=β(
f/
mr)会因为β下降而降低。 实际上，我们并不需要
Q/
i=0的严格假设。具体地，在[1-p(i)-i(
p/
i)]Q＜0的前提下，(A)式第一项为负，第二项为正，只要
Q/
i较小使得第二项绝对值小于第一项绝对值，那么(A)式就小于0，此时，β会下降进而降低货币政策利率传导效率。证毕。 命题2表明，与完美市场情形下利率完全传导不同，在一定条件下，借贷市场的信息不对称使得货币政策利率变化只能部分传导到企业借款利率。 接下来，在信息不对称阻碍货币政策利率完全传导的前提下，我们从信息不对称程度大小和借贷利率高低两个方面切入，进一步剖析货币政策利率传导受阻程度的差异。为简化分析，在下文阐述中，我们假设企业对委托贷款的需求完全缺乏价格弹性⑩(即
Q/
i=0)。 其一，借贷双方之间的信息不对称程度往往不同。与信息不对称较小情形相比，当借贷双方之间的信息不对称程度较大时，信息不对称诱发的逆向选择和道德风险问题将更加严重，不仅p(i)较大，而且提高利率导致违约概率提高得更多，即
p/
i将相对更大。由最大化期望贷款收益的一阶条件
[1-p(i)]i/
β=[1-p(i)-i(
p/
i)]f(mr)=0可知，
=｛[(1-p(i))/(
p/
i)]-α｝/f(mr)。这样一来，信息不对称程度增加会通过提高p(i)和
p/
i而降低利率传导系数β，由此得到推论1。 推论1：在信息不对称阻碍货币政策利率传导的前提下，信息不对称程度越大，β越小，货币政策利率传导效率越低。 其二，借贷利率大小差异也会影响货币政策利率传导效率。具体而言，当i已经处于较高水平时，不仅p(i)较大，而且进一步提高i使得信息不对称诱发的逆向选择和道德风险问题愈加严重，这会导致
p/
i也越大，此时，由
=｛[(1-p(i))/(
p/
i)]-α｝/f(mr)可知，随着借贷利率i不断上升，β会表现出下降趋势。由此得到推论2。 推论2：在信息不对称阻碍货币政策利率传导的前提下，随着借贷利率不断上升，β会表现出下降趋势。 (三)货币政策利率传导的体制内外差异分析 作为新兴转轨经济，我国市场经济体制还不完善，金融领域存在普遍的融资歧视现象，银行、证券市场等正规金融制度对体制内外企业施加了不平等的系统性融资差异(Allen et al.，2005)。在我国金融体制不完善背景下，与享受融资优待的体制内企业(如国有企业、与政府和银行关系紧密的民营企业等)相比，受到正规金融制度冷落的体制外企业不仅融资难度更大，而且面临更高的融资成本。这种体制内外差异可能会扭曲货币政策利率传导。下面我们从借款企业是否与贷款企业存在股权关联、借款企业所有制属性等两个维度展开分析。 1.基于借贷双方是否存在股权关联关系视角的分析 在政府主导的集团发展战略、国企重组以及民营企业买壳上市等因素的作用下，我国形成了大量企业集团组织形式，它们通过集团财务公司等渠道实施内部资本配置活动，其重要形式是股权关联企业之间的委托贷款交易(11)；同时，我国制度环境下上市公司享有融资优待，它们不仅更容易获得银行贷款，而且还能通过增发、配股、企业债等直接融资渠道获得资金。此背景下，当上市公司向其股权关联企业发放委托贷款时，上市公司享有的融资优待会给其股权关联借款企业带来好处。一方面，股权关联企业内部资本市场运作可以缓解关联企业融资约束(李增泉，2008；黎来芳等，2009)；另一方面，股权关联企业间的委托贷款交易可能由于利益输送或“隧道效应”而降低借贷利率(邵军、刘志远，2007；张祥建，2007)。 基于此，我们将与贷款企业存在股权关联关系的借款企业界定为体制内企业，非股权关联借款企业为体制外企业。为方便阐述，股权关联企业间的委托贷款利率表达式记为：
，非关联企业之间借款利率表达式记为：
。 此时，体制内外企业在委托贷款交易中存在两个差异。其一，与非关联企业之间的委托贷款交易相比，股权关联企业间借贷时具有一定的信息优势。具体而言，作为参股方或控股方，企业一般会向其关联企业派出管理人员，股权关联企业之间往往因为产业链分布而存在经济业务往来，因而贷款企业对其股权关联借款企业具有信息优势。此背景下，由命题2和推论1可知，由于非股权关联借贷双方之间的信息不对称问题相对更严重，因而，在其他条件不变前提下，
倾向于大于
。 其二，贷款企业发放委托贷款的动机差异导致体制内外企业的借款利率不同。具体地，对于非关联企业之间的委托贷款而言，以盈利为目标的贷款企业会尽量索取较高利率，而且，非关联委托贷款往往是借款者无法通过银行信贷获得融资的替代性选择，借款者对委托贷款的需求一般缺乏弹性，这使借款企业在协商委托贷款利率时较为弱势，因而贷款定价加成项
处于较高水平；与之不同，当向股权关联企业发放委托贷款时，虽然贷款企业也会考虑放贷收益，但出于共同利益关系，其索取的
较小。这样一来
＞
，进而使得i[，ur]＞i[，r](12)，此时，由命题2和推论2可知，在其他条件不变前提下，
使得
倾向于大于
。 综合以上分析可以得到以下研究假设。 假设1：
＞
，与货币政策变化能有效传导到股权关联企业间委托贷款利率不同，对于非关联企业而言，其借款利率对货币政策冲击的反应不敏感。 2.基于借款企业所有制差异视角的分析 融资的所有制差异是我国经济实践中的特有现象。一方面，从金融制度维度看，以四大国有商业银行为主体的银行体系将扶持国有经济部门转型和发展当作首要任务，对民营经济实行所有制歧视(La Porta et al.，2002；林毅夫、李志赟，2005)，国家通过市场准入等机制把股票市场塑造成帮助国有企业解困的工具，债券市场等直接融资机制也会向国有企业倾斜，大多数民营企业直接融资渠道不畅(祝继高、陆正飞，2012；钱雪松，2013)；而且，政府对国有企业提供的隐性担保在很大程度上降低其借款风险(Park and Shen，2003；袁淳等，2010；谭劲松等，2012)。 另一方面，经过数轮国有企业改革，特别是在“抓大放小”改革之后，企业禀赋存在显著的所有制差异，无论从资产规模、债务担保能力维度看(方军雄，2007；余明桂、潘红波，2008；白俊、连立帅，2012等)，还是信息透明度方面(林毅夫、李永军，2001；Haselmann et al.，2010)，国有企业均优于民营企业。这种不同所有制企业的禀赋差异也会导致融资表现出所有制差异。
同时，值得强调的是，如上文指出的那样，国有企业在规模、债务担保能力、信息透明度等禀赋方面优于民营企业，因而，与国有企业相比，民营企业借款时将面临相对更严重的信息不对称问题。由命题2以及推论1可知，这也会使
倾向于大于
。 综合以上分析可以得到以下研究假设。 假设2：
＞
，与国有企业借款利率对货币政策变化的反应十分灵敏相比，货币政策冲击向民营企业委托贷款利率的传导不畅。 四、实证研究设计 (一)研究样本和数据来源 本文选择2007-2013年我国深沪交易所A股上市公司披露的委托贷款交易作为研究样本。我们这样选择主要基于以下方面的考虑，其一，上市公司自2004年开始向公众披露委托贷款公告，2004-2006年的委托贷款样本较少(13)；其二，本文研究中运用的主要变量之一是上海银行间同业拆放利率，而Shibor从2007年1月开始正式运营。因而，为保证研究可行性，本文选取2007-2013年作为研究期间。在剔除数据和信息披露不详的样本后，我们得到279家上市公司共744个样本观测值。 本文所使用的数据包括委托贷款交易条款、上海银行间同业拆放利率、货币政策代理变量、企业特征变量和金融市场化程度等数据。其中，委托贷款利率、期限、是否存在抵押担保条款和交易双方是否存在股权关联等数据来源于上市公司发布的委托贷款公告；借款企业所处行业、所有制属性和年龄等企业特征数据是通过上市公司公告、年报、网络等多渠道搜集整理获得；Shibor来源于上海银行间同业拆放利率网站(http://www.shibor.org)；央行票据发行利率和法定准备金率等来源于中国人民银行网站(http://www.pbc.gov.cn)；金融市场化程度来自樊纲等(2011)编制的《中国金融市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》；地区国内生产总值增长率来源于国家统计局网站(http://www.ststs.gov.cn/)。 (二)方程设定和变量定义 为实证考察货币政策利率传导机制，我们构造了以下两个实证模型。其一，为考察货币政策松紧程度是否以及如何对企业借款利率施加影响，在控制借款企业特征、金融市场条件、年度等变量的基础上，检验货币政策测度变量与企业借款利率之间的关系，如(2)式所示：
其二，为了进一步研究货币政策变化是否通过Shibor这一重要货币市场基准利率而对企业借款价格施加作用，我们运用中介效应检验方法来考察。需要指出的是，中介效应的检验方法众多，在统计检验错误和检验功效方面各有优劣，单一方法的适用性较低(Mackinnon et al.，2002)。温忠麟(2004)在结合Judd和Kenny(1981)、Sobel(1982)、Baron和Kenny(1986)等提出的不同检验方法的基础上，构造了一个综合的中介效应检验程序，能在较高统计功效的基础上控制第一类和第二类错误的概率。因此，本文将采用该检验程序进行中介效应检验。具体而言，方程如(3)式所示，检验程序参见图2。
而且，由于Sobel检验统计量与标准正态分布不同，其在5%显著性水平上的临界值为0.97左右。
图2 中介效应检验图 在方程(2)和(3)中，Interestrate表示委托贷款利率，通过将委托贷款公告中披露的贷款利率转化为年利率得到；c为常数项；Monetary为货币政策松紧程度测度变量；Shibor为上海银行间同业拆放利率；Chara为借款企业特征变量；Control为金融市场化程度、地区GDP等其他控制变量，具体定义如下所示。 1.货币政策测度变量 考虑到2007年以来我国货币政策实践现状，我们主要运用法定准备金率(Rrr)和央行票据发行利率(Cp)来测度货币政策松紧程度。 首先，作为传统的三大货币政策工具之一，法定准备金率是我国近10年来非常倚重的货币政策工具。具体而言，2002年以来中国人民银行频繁调整法定准备金率，除2005年和2009年法定准备金率未发生变动外，2006-2012年期间各年调整次数分别为3次、10次、9次、6次、7次和2次，法定准备金率在6%～21.5%之间波动。虽然2014年以来我国货币当局逐渐采用中短期借贷便利替代法定准备金率调整，但是考虑到我们考察期间为2007-2013年，而且一些研究也发现：法定准备金率变动对货币市场短期利率和中长期债券利率都产生了显著影响(张雪莹，2012)，我们选取法定准备金率作为我国货币政策松紧程度的测度变量。 其次，自从2003年4月中国人民银行首次正式发行央行票据以来，央票发行及其正回购交易成为我国货币当局通过公开市场操作调节流动性的重要工具。央行票据发行有数量招标和价格招标两种。数量招标的具体做法是：央行先确定利率，然后以数量为标的进行招标，从而向市场明确表达央行的利率导向意图；价格招标的具体做法是：先给定一个询价区间，然后在确定数量的基础上由市场发现价格，需要强调的是，在实际价格招标过程中，央行往往会在市场波动加大时缩小报价区间，并对交易商进行一定的指导，使得利率报价基本符合央行的政策要求(郑振龙、莫天瑜，2011)。因而，无论采用何种招标方式，央行票据发行利率都被认为是传达央行货币政策意图的重要途径(叶永刚、陈勃特，2012)。实践中央行票据共有3个月、6个月、1年期和3年期4个品种，其中3个月和1年期央票运用的最为频繁，考虑到委托贷款期限大多介于6个月至1年之间，本文选择1年期央行票据发行利率来测度货币政策松紧程度。 2.上海银行间同业拆放利率(Shibor) 考虑到我国货币市场利率培育和实践现状，我们选择上海银行间同业拆放利率作为货币市场基准利率。具体地，上海银行间同业拆放利率是报价团自主报出的人民币同业拆放利率计算出来的算术平均利率，其中报价团由信用等级较高的银行组成。Shibor于2007年1月4日正式运用，目前对社会公布的Shibor品种因其期限不同而各异，包含隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月和1年等8个类别。自Shibor推出以来，大量学者不仅从定性角度提出Shibor作为基准利率的可能性(易纲，2008，2009)，而且运用Granger因果检验、VAR模型等计量方法的实证研究也表明，Shibor能及时准确地反映货币市场信息，可以作为基准利率(李良松、柳永明，2009；方意、方明，2012)。因而，本文研究选择Shibor作为货币市场基准利率。同时，考虑到委托贷款期限一般较短，大部分委托贷款期限在半年至1年之间，本文Shibor值选取委托贷款交易发生之前最近的6个月20日均值。 3.借款企业特征变量 借款企业特征涵括所有制属性、借款企业风险、是否与贷款企业有股权关联关系、企业年龄等变量。Ownership是测度企业所有制属性的虚拟变量，如果借款企业为国有企业，取值为1，否则为0。 Relate是表示委托贷款交易双方是否存在股权关联的虚拟变量。本文中股权关联是指委托贷款借贷双方中有一方持有另一方股权并能对其经营决策施加影响(14)，如果借贷双方存在股权关联则取1否则取0。由于本文所涉及委托贷款交易参与企业中存在大量非上市公司，其持股的具体信息无法获得，只能从委托贷款公告中获悉交易双方控股、参股等信息，因而，为减少信息缺失导致的样本损失，我们使用虚拟变量而不是具体的持股比例测度股权关联。 Risk是反映借款企业风险的变量，我们用委托贷款交易中是否包含抵押担保条款来测度。具体地，如果涵括抵押担保条款，其值取1，表明借款企业具有较大风险；如果不包含抵押担保条款，其值取0，表明风险较小。本文这样处理基于以下两个原因。其一，由于委托贷款交易中借款企业大多为非上市公司，难以获得信用评级等评估其风险状况的数据，因而，我们只能在可得的相关数据中选择合适的测度指标；其二，在借贷双方间信息不对称可能导致逆向选择和道德风险问题的背景下，理论分析表明，一方面，抵押担保可作为信号传递高质量借款者信息，此时其与风险负相关(Chan and Kanatas，1985；Chan and Thakor，1987)；另一方面，抵押担保也可作为贷款者防控放贷风险的工具(Manove and Padilla,1999; Menkhoff et al.,2006)，此时其与风险正相关。但值得强调的是，在对中国信贷市场的考察中，平新乔和杨慕云(2009)、尹志超和甘犁(2011)等都指出道德风险模型更符合中国的实际情况，简言之，抵押担保与借款企业风险正相关。 Age是测度借款企业年龄的变量。首先通过委托贷款公告、公司年报等渠道查找借款企业的注册时间；然后用委托贷款交易发生时间减去注册时间得到借款企业年龄；最后将计算得到的原始年龄加1后取自然对数，以得到测度借款企业年龄的变量。由于企业年龄越大，关于企业经营的信息越丰富，因而，本文借鉴Petersen等(1994)、Berger等(2001)、Ortiz-Molina等(2008)等研究采用的方法，将企业年龄作为对信息不对称程度的衡量。 4.控制变量 Fin是委托贷款接收方所在地金融市场化程度的虚拟变量(15)。根据樊纲等(2011)的指数编制方法，Fin值越高说明金融市场化程度越高。本文中，当样本公司所在省份当年的金融市场化指数得分在全国前十，则Fin取值为1，否则取0。一般而言，地区金融发展状况不仅会影响委托贷款交易中借款企业的数量和质量(钱雪松等，2013)，还会影响地区资本配置效率降低资本错配的可能性和程度(余明桂、潘洪波，2008)，进而作用于委托贷款供给推高委托贷款利率。 鉴于行业特征可能会影响企业借贷的抵押担保要求，本文引入Industry变量来控制可能存在的行业效应。具体而言，参照中国证监会2012年公布的《上市公司行业分类指引》，我们将行业划分为公共事业、房地产、综合、工业、金融业及商业等6类。具体赋值方法如下所述。以房地产行业为例，如果借款企业主营业务属于房地产行业，那么其相应的行业虚拟变量取值为1，否则为0。其他行业做了类似处理。 另外，为了控制各地区经济发展过程中资金需求可能对企业借款利率施加的影响，我们引入滞后一期的地区国内生产总值增长率(GDP)作为控制变量；另外，考虑到贷款期限对贷款价格的影响，我们引入委托贷款期限(Maturity)作为控制变量。 (三)描述性统计 表1给出了主要变量的描述性统计特征。
数据显示，其一，从货币政策实践看，在本文考察的2007-2013年期间，法定准备金率在11.5%和19.75%期间波动，央行票据发行利率均值为3.11%，标准差为0.691%；同时，作为一种货币市场基准利率，Shibor在1.470%和5.483%之间变化。这表明我国货币政策松紧程度变化大，这为考察货币政策利率传导提供了可能。 其二，从委托贷款实践看，委托贷款利率分布在0～21.6%的范围内，标准差为3.894%，均值为7.86%，显著高于同期银行贷款基准利率，最高利率达21.6%，是同期银行贷款基准利率的3倍多。这表明，委托贷款利率不仅整体水平较高，波动区间也较大。这为我们从企业微观层面厘清当前我国货币政策利率传导机制的途径和效果提供了很好的研究素材。 其三，对借款企业而言，其在所有制属性、是否存在股权关联关系等方面表现出丰富的差异性，这有利于我们深入探讨货币政策利率传导机制是否存在体制内外差异。 其四，主要变量的Pearson相关系数矩阵表明，Cp、Rrr等货币政策变量与委托贷款利率显著正相关，Shibor也在1%的显著性水平上与委托贷款利率正相关，这些结果初步表明货币政策松紧程度和基准利率对借贷利率产生了影响。同时，Relate、Ownership、Age等借款企业特征与委托贷款利率显著负相关，Risk、Fin等变量与借贷利率显著正相关，这一方面表明在探究货币政策利率传导机制时需要控制相关变量，另一方面也为考察货币政策影响不同企业借款利率的差异性提供了可能。 五、实证检验结果及分析 本文的实证检验顺序是，首先在控制企业特征及其他相关变量的基础上，考察货币政策对企业借款利率的影响；其次，利用温忠麟(2004)提出的中介效应检验方法，检验货币政策是否通过影响基准利率而对企业借款利率施加了作用；最后，通过改变货币政策代理变量测度的方式进行稳健性检验。 (一)货币政策对企业借款利率的影响 为了考察货币政策对企业借款利率的影响，我们运用Cp和Rrr作为货币政策松紧程度测度变量，分别检验它们与委托贷款利率的关系。 表2第1列的单变量回归结果显示，Cp与企业借款利率在1%的水平上显著正相关；第2列和第3列的结果显示，不管是加入Relate、Ownership、Risk和Age等企业特征变量，还是控制了Maturity Fin、GDP和Industry等影响因素，Cp的系数在1%的水平上显著为正，央行票据发行利率每上升1个基点，企业借款利率上升约0.68个基点。
类似地，表2第4～6列结果显示，不管是单变量回归，还是控制了企业微观特征及其他相关变量的回归，Rrr都与企业借款利率在1%的水平上显著正相关，法定准备金率每上升1个基点，企业借款利率上升约0.27个基点。 这些结果表明，央行货币政策松紧程度会对企业借款利率产生显著影响。实际上，当央行上调法定准备金率紧缩银根时，银行可贷资金下降，这会改变委托贷款供求关系从而促使企业借款利率提高。一方面，银行贷款供给下降使得一些企业转而通过委托贷款融通资金，另一方面，整体经济资金趋紧会增大委托贷款发放企业资金的机会成本，促使其审慎放贷。这都促使借款价格上升。类似地，当货币当局提高央票发行利率时，Cp会向商业银行传递资金价格上升的信号，从而改变银行发放贷款时对资金成本的考量，最终推动借贷价格上扬。 同时，表2回归结果揭示出，借款企业特征也对企业借款价格施加了显著影响。其一，Relate与企业借款利率在1%的水平上显著负相关，这表明，与非股权关联借款企业相比，借款企业向其股权关联企业借款时支付的借款利率显著下降。其二，Ownership系数在1%的水平上显著为负，这表明，与民营企业相比，国有企业的借款利率较低。另外，Risk的系数为正，Age系数为负，都接近于10%的显著性，这也符合经济直觉。一方面，借款企业风险越大，其借款价格越高；另一方面，借款企业年龄越大，其相关信息越多，借贷双方之间的信息不对称程度越小，从而促使企业借款利率下降。 (二)货币政策通过基准利率影响企业借款利率的中介效应检验 为了考察货币政策是否通过影响货币市场基准利率而对企业借款利率施加作用，我们进一步选取Shibor作为中介变量进行中介效应检验，结果如表3所示。 表3中Panel A的回归结果显示，在中国人民银行调控央票发行利率以影响企业借款利率过程中，Sobel检验中的Z统计量为1.8879，大于5%显著性水平上的临界值为0.97，因而存在以Shibor为中介变量的中介效应，该中介效应在总效应中所占比例为89%。类似地，表3中Panel B的回归结果显示，在中央银行调整法定准备金率影响企业借款利率过程中，也存在以Shibor为中介变量的中介效应，其占总效应的比例达到77%。 这些结果表明，在货币政策松紧程度对企业借款利率施加影响的过程中，Shibor这一货币市场基准利率发挥了重要作用。具体而言，如果货币当局调高法定准备金率或央票发行利率，货币政策将趋紧，此时货币市场利率Shibor会因之而上升。在此基础上，贷款者发放贷款时会参照Shibor根据借款者风险状况等因素综合决定借贷价格，因而，企业借贷利率也会随Shibor升高而上升。 综合起来看，基于中介效应的计量检验清晰地揭示出，我国货币政策利率传导过程中存在“货币政策变化→货币市场利率变化→信贷市场和金融市场利率调整”环节。同时，以Shibor为中介变量的中介效应作用效果显著，说明Shibor作为基准利率已发挥重要作用，这与方意和方明(2012)、项卫星和李宏瑾(2014)等的研究结果一致。 (三)稳健性检验 为保证回归结果不受到货币政策测度变量选取的影响，我们选取货币政策感受指数(Sentiment)作为货币政策的代理变量进行稳健性检验。Sentiment指标来自于中国人民银行和国家统计局共同完成的《银行家问卷调查》，其是接受调查的银行家中判断货币政策适度银行家所占的比例。该指数越大，表明银行家认为货币政策越宽松，资金较为充裕。我们运用此指标测度货币政策松紧程度重新进行上述检验，回归结果与前文一致(见附表1、附表2)。
六、货币政策利率传导机制的扩展性检验：基于体制内外差异视角 为了考察货币政策对企业借款价格的影响是否因为体制内外因素而表现出差异，我们分别以是否与发放贷款的上市公司存在股权关联关系、所有制属性为依据将借款企业划分为体制内企业和体制外企业，在此基础上进行分组回归，检验结果如表4所示。 表4中Panel A结果显示，对于关联企业间委托贷款而言，在控制企业特征和其他控制变量的基础上，Cp和Rrr等货币政策代理变量都与借款利率在1%的水平上显著正相关；与之形成鲜明对比的是，对于非关联企业间委托贷款而言，Cp和Rrr等货币政策代理变量的系数都不显著。类似的，表4中Panel B结果显示，虽然Cp和Rrr等货币政策变量与国有企业借款利率显著正相关，但它们对民营企业借款利率的回归系数不显著。 这些结果表明，货币政策松紧程度对国有企业、股权关联借款企业等体制内企业借款价格施加了显著的影响，而对民营企业等受到融资歧视的体制外企业而言，货币政策变化并不能对其借款利率施加作用。这与前文理论分析一致。 然后，我们选取股权关联和国有企业等体制内企业样本进行中介效应检验，以考察货币政策对体制内企业借款利率的影响是否存在显著的中介效应，检验结果见表5。 表5 Panel A检验结果显示，在Cp、Rrr等货币政策测度变量对股权关联企业间委托贷款借贷价格施加影响的过程中，存在显著的以Shibor为中介变量的中介效应，该中介效应占总效应的50%左右。同时，表5 Panel B检验结果显示，Cp、Rrr等货币政策测度变量对国有企业借贷价格的影响表现出显著的以Shibor为中介变量的中介效应，该中介效应占总效应的40%左右。 这些结果表明，对于国有企业、股权关联借款企业等体制内企业而言，无论使用Cp还是运用Rrr测度货币政策松紧程度，货币政策都通过影响Shibor这一货币市场基准利率而对其借贷价格施加了作用。
综合起来看，对国有企业、股权关联借款企业等体制内企业而言，货币政策利率传导机制十分有效，但货币政策松紧程度对民营企业等体制外企业却不能产生影响。如何解释我国货币政策利率传导机制的这种差异呢？实际上，前文理论分析指出，在我国金融制度安排施加融资歧视的环境下，与体制内企业享有融资优待不同，体制外企业融资成本长期居高不下，此种市场分割以及信息不对称因素是货币政策利率传导表现出体制内外差异的原因所在。 为了展现出体制内外企业的借款利率差异，我们以四分位数为门槛值将2007-2013年的Cp、Rrr和Shibor分别划分为4个区间，按照体制内外企业分组给出了不同区间委托贷款利率均值和方差。表6显示，其一，从借贷双方是否存在股权关联关系维度看，非股权关联型委托贷款利率一直处于12%左右的高利率水平，与之形成鲜明对比的是，股权关联企业的借款利率随着CP、Rrr或Shibor提高呈现出显著的上升趋势；其二，从借款企业的所有制属性维度看，与民营企业借款利率一直保持在10%左右的高水平不同，国有企业借款利率随Cp、Rrr或Shibor提高而不断上升。这样一来，货币政策利率传导机制会表现出显著差异。当央行降低法定准备金率时，货币政策较宽松，货币市场利率较低，享有融资优待的体制内企业负债融资成本下降，与之不同的是，体制外企业由于受到融资歧视，其融资成本仍然处于高位，宽松货币政策并不能降低其借贷价格。这进一步验证了前文理论分析提出的研究假设1和2。
在金融市场化改革不断推进和货币政策框架动态演化进程中，我国货币政策传导机制错综复杂。我们以委托贷款为研究素材，从“货币政策变化→货币市场利率调整→信贷市场和金融市场利率变化”这一重要环节切入考察货币政策利率传导机制。本文构建了一个边际成本定价模型，从理论层面剖析货币政策利率传导机制，其中强调了信息不对称、融资歧视等金融市场不完美因素的作用；在此基础上，我们运用2007-2013年上市公司委托贷款公告这一独特数据进行了实证检验。研究结果发现，我国货币政策对企业借款价格施加了显著影响，存在以Shibor为中介变量的显著中介效应，这表明我国货币政策以利率为中介目标的调控体系已经初步形成，体现了近年来利率市场化推进的积极成效。进一步研究发现，我国新兴转轨经济背景下货币政策利率传导机制表现出特殊性，货币政策对体制内外企业借款利率施加了差异性影响。对于国有企业等体制内企业而言，货币政策利率传导机制十分有效，而民营企业等体制外企业委托贷款利率居高不下，对货币政策变化不敏感。 本文研究是基于宏观加总数据考察货币政策利率传导机制文献的有益补充。我们不仅考察了我国货币市场利率是否衔接了货币政策和信贷市场利率这一重要问题，而且尝试将非新古典数量机制强调的金融市场不完美因素引入新古典价格机制，分别从理论和实证层面探讨了融资歧视、信息不对称等金融市场不完美因素对货币政策利率传导的影响。本文不仅在边际上拓展了对我国货币政策利率传导机制的研究文献，增进了我们对中国新兴转轨背景下货币政策如何影响委托贷款这一影子银行机制的认识和理解，而且对思考次贷危机以来发达国家的货币政策利率传导问题具有一定启发意义。 我们研究结果的政策含义十分明显。其一，基于微观借贷数据的实证结果发现，货币政策变化通过影响货币市场基准利率Shibor而对企业借款价格施加了作用，这表明我国货币政策传导的重要环节“货币政策变化→货币市场利率调整→信贷市场和金融市场利率变化”已经在发挥作用，这为货币政策进一步向价格型调控提供了经验支撑。其二，本文以委托贷款这一影子银行机制为研究对象的理论分析和经验证据表明，货币政策对国有企业等体制内企业的借款利率施加了显著影响，而体制外企业对货币政策变化的反应不敏感。这意味着，要想切实降低广大民营企业的融资难、融资贵问题，我们需要从两个方面着手。从短期看，全面降准等货币供给总量调整措施并不会降低体制外企业的借款利率，差异性货币政策对降低体制外企业融资成本十分必要，中期借贷便利等针对“三农”和中小企业的定向调控工具可能更有效；从长期看，进一步推动金融体制改革，建立面向民营中小企业的金融机构。 附录：稳健性检验
①彭方平、王少平(2007a，2007b)利用上市公司微观数据研究发现，货币政策利率渠道以非线性的方式作用于企业投资，并且随着利率市场化的推进，利率调控的优势愈发明显。 ②需要指出的是，我国的宏观总量数据样本容量偏小，运用VAR模型对中国货币政策传导机制的实证研究存在缺陷，其无法清晰地描述货币政策的微观传导机制，学术界对其计量结果可信度存在争议(Kazuo Ogawa，2002；彭方平、王少平，2007a；2007b)。 ③需要指出的是，即使要考察货币政策变化如何传导到银行贷款利率，银行贷款微观数据的可得性也构成了实证研究的障碍。具体地，银行不会披露借贷利率、期限等细致借贷条款信息。虽然上市公司披露了其银行借款信息，但其往往在借贷利率等信息上存在较严重的缺失，而且，该数据都是上市公司的借款数据。因而，我们难以运用银行贷款数据考察本文关注的货币政策利率传导中介效应及体制内外差异问题。 ④委托贷款是指由政府部门、企事业单位等委托人提供资金，委托业务银行根据委托人确定的贷款对象、用途、金额、期限、利率等代为发放、监督使用并协助收回的贷款业务。 ⑤例如，美国是典型的以利率为货币政策中介目标的国家。1994年7月美联储主席格林斯潘(Alan Greenspan)在向国会提交经济状况报告时指出“联储将放弃以货币供应量的增减对经济实行宏观调控的做法，今后将以调控实际利率作为经济调控的主要手段”，这标志着美国货币政策中介目标向利率的转变。 ⑥虽然2015年初银监会发布《商业银行委托贷款管理办法(征求意见稿)》拟对委托贷款的资金来源和资金用途做出严格规范，委托贷款交易可能会受到一定限制。但只要影子银行产生和发展的制度环境没有改变，还可能出现其他规避监管的创新性机制，因而，本文研究对影子银行监管仍具有重要意义。 ⑦我国国债以中期国债为主，1年、3年、5年、7年和10年5个关键期限品种占定期、滚动发行记账式国债的70%，长期(10年以上)和短期国债(1年以内)仍很缺乏。 ⑧值得指出的是，我国货币政策利率传导过程中批发利率和零售利率之间可能存在双向因果。但近年来，我国货币政策逐步从数量调控向利率调控转变，金融市场化改革也不断推进，这些因素将在很大程度上削弱货币政策利率传导过程中“零售利率影响批发利率”的反向机制。而且，本文使用的是企业间委托贷款数据，一方面，委托贷款交易并不会对商业银行的资金供求产生直接影响；另一方面，作为一种规避管制的创新工具，委托贷款这一影子银行机制的定价和规模在一定程度上都难以被央行监控，此时货币当局难以根据委托贷款实践来实施有针对性的货币政策，从而导致在委托贷款利率与政策利率之间并不存在反向影响机制。由此可知，由于我们运用委托贷款这一影子银行数据考察货币政策利率传导机制，本文研究在很大程度上能避免批发利率与零售利率之间双向因果问题的干扰。 ⑨需要指出的是，上述模型最早被用于考察存在信息不对称、垄断竞争等因素作用下欧盟地区的银行定价与利率政策传导效应问题(De Bondt，2002；Coricelli et al.，2006)。与欧盟一样，我国也是以银行为主导的金融体系，银行对利率的定价行为在货币政策传导中发挥关键作用，同时，也存在经济发展的区域差别较大且其市场化进程并不统一等情况，这使得上述模型同样适用于分析我国货币政策传导。 ⑩当然，值得强调的是，正如命题2证明过程显现的那样，下文推论并不需要这一严格假设，只要需求价格弹性较小即可。 (11)在本文搜集整理的上市公司委托贷款公告数据中，借贷双方间存在股权关联关系的样本有571个。
(13)在我们手工搜集整理的委托贷款样本中，2004年、2005年和2006年分别有4、7和10笔委托贷款交易。此后，上市公司披露的委托贷款交易不断增加，从2007年的数十笔增长至2013年的313笔。 (14)需要指出的是，在本文样本中，有些交易双方并没有直接持股，但它们同时与一家企业存在股权关联关系，例如，交易双方均是同一家企业的控股子公司。本文Relate将此种间接股权关联也涵括在内。 (15)樊纲等(2011)的市场化指数只涵盖到2009年，而本文的样本区间包含2007-2013年，对于2010年及以后的金融市场化指数，本文以2009年的数据替代。实际上，2007-2009年各地区金融市场化程度的排名相对稳定。余明桂等(2010)、钱雪松等(2013)也采取了类似的处理方法。
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