一、引言
中國人民銀行于 2014 年 11月21日宣布下調金融機構人民幣貸款和存款基準利率，這是 2012年 7月份以來央行首次降息。盡管央行表示此次降息并不代表中性貨幣政策取向的轉變，但是，顯而易見的是，引導貸款利率下行、降低企業融資成本的目的是借此刺激企業投資和居民消費需求擴張，增加社會總需求，從而起到穩定產出和就業、阻止經濟進一步下滑的目標。事實上，不同于西方發達國家，在中國的貨幣政策目標中，穩定經濟和促進就業的目標可能比穩定物價更為重要。貨幣政策的產出穩定作用的有效性，在理論上的支撐來自于凱恩斯主義。Hicks（1937）通過簡單的IS-LM 模型刻畫了貨幣政策對產出的穩定作用機制，該機制的關鍵在于貨幣政策影響利率，進而通過利率來影響投資和消費需求來影響產出。因此，貨幣政策的調整是否對利率產生影響、程度有多大是首先要解決的問題，這依賴于經驗研究，這也是本文選題的意義所在。
一般來說，央行通過存款準備金率調整、公開市場操作等手段來調整貨幣供應量來影響市場利率，即所謂的數量型政策工具，此外，也通過調整基準利率等價格型政策工具來影響市場利率。顯然，不同類型政策工具對利率的影響程度大小同樣依賴于經驗研究。這也是本文需要重點討論的問題。
此外，貨幣政策作用的非線性效應受到理論研究和實際貨幣政策操作的重視。即使在簡單的IS-LM 模型中，也存在所謂的"流動性陷阱",即當利率足夠低時，由于存在貨幣的投機需求和對債權價格下降的預期，貨幣需求彈性無限大，此時貨幣供應量的增加將無法降低利率，貨幣政策失效。
因此，很有必要在經驗研究中引入非線性分析?；谏鲜鲅芯磕康?，本文將通過馬爾科夫區制轉換模型來定量分析貨幣供應量和基準利率調整對我國金融機構貸款利率的非線性影響，下文分為如下三個部分：首先是模型和數據的說明，然后對計量結果進行分析，最后是結論和不足。
二、模型與變量說明
為了測度貨幣政策對貸款利率的非線性效應，本文引入馬爾科夫區制轉換模型。該模型是研究時間序列變量非線性的重要計量方法（Hamilton,1989）。根據 Krolzig（1997），馬爾科夫區制轉換模型在發展的過程中形成了多種形式的設定，具體包括馬爾科夫轉移截距（MSI）、馬爾科夫轉移均值（MSM）、馬爾科夫轉移異方差（MSH）和馬爾科夫轉移自回歸參數（MSA）。其基
其中，區制狀態變量、轉移概率矩陣亦由（3）式決定。上述 MS 模型的估計主要有最大似然估計法和吉本斯抽樣法。前者屬于經典回歸估計范疇，利用EM 算法通過卡爾曼濾波進行預測方差分解，從而給出模型的最大似然估計；后者屬于貝葉斯估計范疇，吉本斯抽樣是通過重復從條件分布抽樣來模擬聯合或邊際分布的馬爾科夫鏈蒙特卡羅模擬方法。在最大似然估計法和吉本斯抽樣法的選擇上，盡管后者能夠給出參數后驗分布等豐富的信息，但是，模型估算不如前者快捷，在結果差異不大的情況下，我們選擇基于EM 算法的最大似然估計。
本文的金融機構貸款利率指標為金融機構人民幣加權平均利率，數據頻率為季度數據，用 R表示。在貨幣政策變量方面，數量型工具選擇了可得性強的 M2 增長率，用 M 表示，價格型工具選擇了央行發布的 6 個月至1年（含1年）的貸款基準利率，用 RB 表示。樣本期為 2008 年的 4 季度到 2014 年的 3 季度，這主要受限于金融機構人民幣加權平均利率的可得性。數據來源于 Wind咨詢。
三、計量結果及分析
本部分從以下三個方面進行分析。
（一）計量結果說明
根據 AIC 值、系數的顯著性和似然值，選擇對內生變量 0 階滯后的 MSIA（2）-ARX（0）的模型進行估計，并對 M2 增速變量選擇滯后一階，估計結果見表 2 的結果。線性的 LR 檢驗表明，在 5% 以上的顯著性水平拒絕線性假定，表明數據結構存在區制轉換過程，證明了非線性分析的必要性。根據v值，金融機構貸款利率可以分為低、高兩個區制。
在本文的樣本期內，基準利率調整在低利率區制下與金融機構貸款利率呈正相關，通過 1%顯著性水平檢驗，在其他條件不變的情況下，基準利率提高 1個百分點將導致金融機構貸款利率提高 2.7個百分點；在高利率區制下，其與金融機構貸款利率亦呈顯著正相關，但是影響水平有所下降，在其他條件不變的情況下，基準利率下降1個百分點將導致金融機構貸款利率下降1.6 個百分點。因此，基準利率的影響具有明顯的區制非對稱效應，基于 OLS 估計結果的基準利率系數為2.20,介于高低利率區制系數之間，這種方法無法觀測到區制非對稱效應。
M2 供應增速在低利率區制下對金融機構貸款利率的影響不顯著，在高利率區制下則呈負相關，并通過 10% 以上的顯著性水平的檢驗，符號符合預期，但影響力不大，在其他情況不變的情況下，貨幣供應增速提高 1個百分點，將降低 0.02個百分點的金融機構貸款利率。
從上述估計結果來看，數量型貨幣政策工具對金融機構貸款利率的影響程度明顯小于價格型工具，同時，貨幣政策在影響金融機構貸款利率的程度上存在明顯的區制非對稱性。下文將就這兩個結果的成因、后果和政策含義進行重點分析。
（二）價格型工具的作用大于數量型工具
計量模型的估計結果表明，基準利率調整對金融機構貸款利率的影響程度顯著大于貨幣供應量的變化。造成這種差異的原因在于中國的利率市場化機制尚未形成。中國實行利率管制，同時大型金融機構占據了中國信貸市場的主導地位，且大型金融機構貸款投放對象主要是國有企業和地方融資平臺，其利率定價協議通常根據非市場化調整的基準利率進行商定，信貸市場的市場化利率定價機制沒有形成，信貸利率并不是信貸市場供給、需求相交的市場出清價格。這直接影響數量型貨幣政策工具的有效性。一個相對間接的證據來自于關于更為市場化的民間借貸利率形成機制研究（張文彬，2013），該研究表明，在高利率區制下，數量型工具增速提高一個百分點將導致民間借貸利率提高 0.3 個百分點，作用力度是金融機構貸款利率的15 倍。
比如在寬松取向貨幣政策情形下，數量型政策工具將增加貨幣供應量，但是由于利率管制和信貸利率形成的非市場化機制，利率變動剛性，增加的貨幣供應量并不一定能夠促進貸款利率下降，或者引致的利率下降幅度微弱，偏高的貸款利率不能激發企業新增投資需求，從而新增貨幣供應難以真正進入實體經濟，表現為貨幣供應寬松、充裕流動性空轉同時貸款利率居高不下的局面?；蛘邽榱诉_到所需的刺激效果而不得不加大數量型政策工具的力度，這會造成貨幣供應過大，形成未來滯脹的風險。實際上，在本輪降息之前，貨幣市場的流動性并非不足、但是企業融資成本依然高企的原因很大程度上與這有關。
另一方面，在緊縮取向的貨幣政策情形下，數量型政策工具將減少貨幣供應量。但因為非市場化的利率機制導致信貸利率調整剛性，貨幣供應的下降并不能引致信貸利率提高，或者提高的幅度極其微小。相對而言，偏低的利率水平導致貸款需求依然旺盛，正規流動性的減少只會促進國際熱錢涌入、銀行表外業務和民間借貸蓬勃發展來彌補貸款需求缺口，這直接削弱了降低貨幣供應增速的貨幣政策應有的緊縮效應?；蛘?，為了達到所需的緊縮效應，央行不得不加大數量型政策工具的緊縮力度。
在貨幣政策工具的選擇上，發達國家青睞于數量型政策工具。數量型政策工具在力度掌控和靈活性方面具有明顯優勢，特別是在政策微調方面優勢突出。其可以通過持續的公開市場業務等手段在力度、方向上進行微調，試錯成本低。而基準利率等價格型政策工具的頻繁調整必然會擾亂貨幣市場，調整幅度的選擇亦面臨很大的困難，因為央行難以依靠非市場的力量算出到市場出清的貸款利率水平。但是，在我國利率市場化機制尚未形成的背景下，數量型政策工具在實現特定政策效果的實施力度要遠大于市場化利率體制下的力度。
這種政策力度的過緊或者過松，在一定條件下（比如基準利率調整之后）可能會引發對經濟的過度沖擊。所以，由于缺乏利率市場化形成機制，我國的貨幣政策仍離不開更為直接的價格型政策工具。
（三）基準利率調整效應的非線性
在本文的樣本期中，模型劃分的低利率區制對應的是央行加息期，高利率區制對應的是央行的降息期。模型估計結果表明，金融機構貸款利率在高區制下對基準利率下調的敏感性小于其在低利率區制下對基準利率上調的敏感性。銀行貸款占據金融機構貸款的絕大部分，這種區制非對稱的非線性效應成因可以從以下兩個方面對銀行行為進行分析。
一方面，銀行作為利潤最大化的商業組織，擴大存貸利差是其提高利潤的主要途徑。顯然，其提高貸款利率的積極性要大于降低貸款利率的積極性，這就形成了利率下調剛性的行為基礎。
相對而言，在完全市場化的利率形成機制下，銀行作為市場出清利率的接受者，對貸款利率的影響力小，利率下調的剛性弱。但是在我國，銀行信貸市場依然受到政府管制，并不是自由進入的市場，利率定價也受到政府管制，因此信貸市場在一定程度上存在壟斷特征，銀行具有一定的壟斷地位。而且我國直接融資體系依然并不發達，企業融資仍以銀行借貸等間接融資為主，融資渠道單一。所以，在絕大多數情況下，銀企關系并不對等，銀行的利率議價能力強于企業。特別是在目前理財產品蓬勃發展導致銀行吸收存款成本上升的背景下，利率下調剛性更為顯著。
另一方面，由于銀行和貸款客戶之間存在信息不對稱，銀行通常通過低利率、低供給的信貸配給手段來解決逆向選擇的風險。在低利率區制下，低利率區制通常對應于低風險溢價，而升息意味著銀行所面臨的逆向選擇的風險加大，需要更高的風險溢價來補償，因此貸款利率的提高幅度會更大。
而高利率區制通常對應于高風險溢價期，基準貸款利率下調意味著銀行在既定的高風險水平下面臨收益下降的問題，這使得其要求更高的風險溢價來緩沖，從而使得銀行減少貸款利率的下降幅度。所以，這種基準利率調整效應的區制非對稱性導致貨幣政策的效果表現為"剎車容易啟動難",因此，同樣的政策力度在緊縮取向下的政策效果要大于寬松取向下的政策效果，所以央行在貨幣政策周期中的政策力度選擇上需要考慮這種區制非對稱性。
四、結論及不足
根據凱恩斯理論，貨幣政策對實際產出的影響在一定程度上依賴于貨幣政策對利率的影響。
本文通過馬爾科夫區制轉換模型分析了以貨幣供應量增長為代表的數量型政策工具和以基準利率調整為代表的價格型政策工具在不同利率區制下對金融機構貸款利率的影響。估計結果表明，兩類政策工具在降低貸款利率的作用都存在，但是數量型政策工具的效果微弱，而價格型政策工具的效果明顯，這與利率市場化體制尚未形成有關，且容易導致數量型貨幣政策工具力度過于寬松或者過于緊縮，引發經濟過調。同時，價格型政策工具的效果存在顯著的非線性效應，高利率區制下的基準利率下調引發的貸款利率下降彈性明顯小于低利率區制下基準利率上調引發的貸款利率上升，這和銀行利潤最大化選擇、金融市場體系不完善和銀行對風險溢價的要求有關。
本文結論表明，首先，在現有體制下，貨幣政策工具的選擇不能完全追隨于金融體系發達、利率形成機制市場化的發達國家的偏好，要重視價格型政策工具的作用，特別是在寬松取向的貨幣政策背景下。其次，政策工具力度的選擇要根據不同政策取向進行調整，在取得同樣幅度的政策效果目標下，寬松取向的貨幣政策力度要大于緊縮取向的政策力度。最后，完善的金融市場體系和利率形成的市場化機制是更好發揮貨幣政策、特別是數量型貨幣政策作用的前提，所以，還需要進一步加快利率市場化改革進程和進一步完善金融市場體系。
由于受到金融機構貸款利率數據可得性的限制，樣本期偏短，甚至不包含一個完整的周期，結論的穩健性有賴于樣本期的擴大；同時貨幣政策，特別是基準利率調整可能對不同類型企業、不同行業的貸款利率影響也不同，這種結構性的差異也會影響基準利率調整的整體政策效果，也具有重要的政策含義，這一研究需要企業和行業層面的貸款利率數據來完成 ;最后，本文沒有構建一個完整的理論框架分析不同類型政策工具效果差異和效果的區制非對稱效應的成因，而且本文對成因的分析也缺乏經驗證據的支持。上述不足都需要在后續的研究中加以豐富和深化。
參考文獻：
[1]魏尚進 .中國金融改革的五項任務與排序[J].中國市場，2012（50）。
[2]張文彬 .小微企業信貸融資問題研究 :以浙江省臺州市為例[M] .北京：經濟科學出版社，2013.
