一、貨幣政策信貸傳導的理論及過程

信貸渠道是關于貨幣政策傳導機制研究中比較新且有爭議的理論。早期由凱恩斯提出，后經希克斯等人的發展，形成了完全競爭市場條件下的貨幣政策傳導途徑理論，該理論認為貨幣供給的變動通過影響資本成本(利率)從而達到影響實際經濟變量。由于貨幣傳導途徑忽視了信息的不完全和金融市場的自身結構問題，從而受到了20世紀80年代出現的信貸傳導途徑理論的挑戰。伯南克、布林德等運用信息經濟學的理論，證明了信貸配給行為是銀行追求利潤最大化的自發產物，在基礎理論上說明了信用傳導機制，即信息不對稱性催生了金融中介機構，中介機構可以提高儲蓄轉化為投資的效率，因而對整個經濟活動產生重大影響。信用機制的建立有兩個必要條件，一是借款人對銀行貸款的依存度是否足夠高，以致借款人外部融資費用的變化對其投資等行為將產生直接、決定性的影響；二是中央銀行的貨幣政策能夠影響銀行貸款行為。貨幣政策的信用傳導過程是(以擴張貨幣政策為例)：擴張貨幣政策→利率↓→企業凈價值↑→外部融資成本↓→投資需求↑→產出↑→GDP↑，或是擴張貨幣政策→利率↓→股票價格↑→逆向選擇和道德風險↑→銀行貸款↑→I↑→Y↑。貨幣政策的變化通過影響銀行貸款的可用性，從而影響企業的投資，最終影響實體經濟。其強調的不僅是擴張性貨幣政策能增加銀行的存款，并通過銀行存款的增加起到降低債券利率的效應，更重要的是擴張性貨幣政策會使銀行的貸款增多，而增大了的信貸供給，會使投資水平上升，從而使產出也處于上升態勢。

二、我國貨幣政策信貸傳導的現狀

依據貨幣政策的信用傳導觀點，貨幣政策所提供的名義貨幣量雖然是金融中介機構影響實體經濟部門的關鍵變量，但并不是連接實際部門和金融部門最合適的指標，因為傳導機制并不能保證名義貨幣量變動能夠全部反映在實體經濟中。在我國，出現了信用傳導機制扭曲、信貸傳導渠道不暢的現象，其體現在：

1.貨幣增長與存差同時存在。盡管2002-2006年期間，先后升息3次，兩次上升存款準備金率，但一方面，貨幣供應量仍舊增長，到2006年底，廣義貨幣供應量(M2)余額為34.6萬億元，比上年增長16.9%，狹義貨幣供應量(M1)余額為12.6萬億元，比上年末增長17.5%。另一方面，銀行系統內存在大量的存差，根據中國人民銀行的統計數據，截至2006年末，全部金融機構各項人民幣貸款(含外資機構)余額為23.9萬億元。巨額存差的出現，使央行的貨幣政策大打折扣。

2.實體經濟與金融經濟結構不對稱。實體經濟結構與金融經濟結構的不對稱阻礙了貨幣政策傳導的信貸渠道。在實體經濟領域，我國已形成了國有經濟和非國有經濟同在、大型企業與中型企業并存的二元結構。而在金融經濟領域，則形成了計劃性的正規金融體系和市場性的非正規金融體系構成的二元結構。從資金需求層面看，當前，非國有經濟的快速發展使其對資金產生了強烈需求，而國有企業對信貸需求增長緩慢。從資金供給層面看，正規金融體系中的國有商業銀行憑借其得天獨厚的“國家信譽”優勢吸收了大量存款，支配了絕大多數的貸款資金供應，但它們的資金供給在制度上仍局限于國有經濟部門，國有大中型企業是它們的主要貸款對象。而非正規金融體系中的中小金融機構由于自身規模的限制，又缺乏國家信譽做擔保，因而存款增長緩慢，貸款能力不足，對非國有經濟的信貸支持也相當乏力。雖然四大國有商業銀行正在按照市場化的原則進行經營，但由于其自身經營受到其成本、規模及政策的制約，因而無法在短期內與一些非國有經濟的中小企業建立良好的銀企關系，也就無法形成合理的資金對應關系。也正是由于資金需求結構和資金供給結構存在著嚴重的二元結構問題，使得經濟結構與金融結構不對稱，擁有我國銀行業80%以上的資產和負債的工、農、中、建四大國有商業銀行在事實上長期存在著“信貸偏向”。另外，近年來一些國有控股的股份制銀行的資金運用結構似乎與四大國有商業銀行趨同，在信貸政策的貫徹落實上出現了“能貸的不愿貸(國有商業銀行)，愿貸的貸不了的(中小金融機構)”的情況，這就直接緊縮了以中小企業為主的非國有經濟的信貸來源，也將中小金融機構游離在貨幣政策之外，導致貨幣政策在“金融機構——投資者——消費者”環節上傳導不充分，使貨幣政策難以發揮預期的作用，即使中央銀行的貨幣政策信號是擴大貨幣供應量，企業特別是非國有經濟中的中小企業感受到的卻仍是持續的“信貸緊縮”。

引言

當前,我國農村金融生態環境不斷完善,農村金融深化加速并已初步形成了多層次、廣覆蓋的農村金融體系,農戶家庭信貸需求也發生深刻的變化,生產經營的多元化導致農戶開始轉向農業之外的生產與投資,其信貸資金需求也愈加強烈。據全國農村固定觀察點調查數據顯示,1986~2009年間農戶年內累計借入款金額年均增長9•74%,農戶生活性借款總額大于生產性借款總額,其占比保持在55%~65%之間,農戶信貸資金需求主要通過非正規金融機構來滿足,正規金融機構能力有限(肖海霞,2004),農信社難以承擔全部的供給任務(朱守銀,2003),農村金融市場二元性特征明顯(邁因特,1978)。非正規金融的形成與繁榮是正規金融組織弱化農村信貸服務功能的一種結果(史清華和卓建偉,2003),兩者并存的二元化結構是我國農村金融體制的主要特征(朱信凱,2009)。推進農村金融改革,建立現代農村金融制度離不開對農村金融需求主體———農戶的信貸渠道選擇行為及影響因素研究。探究影響農戶信貸渠道選擇行為的因素,從農村金融需求角度設計出金融服務“三農”的最佳路徑和最優模式,無疑對農村金融理論發展乃至我國現代農村金融體系建設具有十分重要的理論價值和現實意義。本文將以涉及全國12個省市的農村家庭的實地調查數據為基礎,對農戶分層信貸渠道選擇行為及其影響因素進行深入研究。

一、相關文獻評述

發展中國家農村信貸市場具有典型的二元結構特征,其主要原因在于正規金融與非正規金融因信息不對稱而在篩選、監督和合約實施成本等方面的差異(Hoff和Stiglitz,1990)。Kochar(1997)、Mohieldin等(2000)分別對印度和埃及農村的研究證實農村二元金融結構經驗上存在的合理性。在發展中國家的二元金融結構中,非正規金融已經成為農戶融資的主要渠道,而且對農戶經濟福利的改善發揮著重要作用。Bell(1993)的研究表明,盡管印度政府盡力通過官方渠道去拓展農村信貸,但村莊放貸者仍然占有24•3%的市場份額。在尼日利亞,只有7•5%的貸款來自正規金融部門(Udry,1990)。在我國,1995~1999年間正規金融機構提供的貸款在農戶借款總額中占20%~25%,私人借款占到70%左右(曹力群,2000),這與李銳和李寧輝(2004)研究發現農戶借款數額中有72•8%來自各種非正規渠道以及韓俊(2007)研究發現非正規借款占農戶所有借款的60%以上的結論相一致。農村金融市場的不完善、農戶貸款覆蓋面偏低等客觀條件對農戶信貸需求的約束仍然比較嚴重,并制約了農戶家庭的生產(Khandker和Faruqee,2001)和人力資本投資(Carneiro和Heckman,2002),削弱了其平抑收入風險和消費波動的能力(朱信凱,2005)。這進一步驗證了由于正規金融機構貸款資源供給不足而導致非正規金融成為農戶獲取貸款資源的重要替代途徑(葉敬忠等,2004)。

發展中國家農村的二元金融結構受到了廣泛的關注,但很少有二元金融結構特征下的農戶分層信貸渠道的選擇行為的經驗研究。而實際上在農村二元金融結構的特征下,農戶信貸渠道選擇行為的影響因素有很多,如農戶對融資渠道的偏好(Komicha,2007)、農戶個體信息(Kochar,1997)、農戶的聲譽(趙丙奇,2008)以及農戶借款用途等(Duong和Izu-mida,2002),同時,非正規金融渠道的交易成本優勢使之具有較強的競爭力(Kochar,1997;Mushinski,1999)。在我國,信息不對稱、交易成本、保險性需求以及利率水平等是農戶偏好于非正規金融渠道的主要因素(馬曉青等,2010),農戶的固有特點決定了其信貸渠道選擇的特殊性。葉敬忠等(2004)從社會學視角對農戶金融需求與農村地區金融供給狀況進行實證研究,發現正規金融機構的貸款資源主要流向了那些相對富裕的或者擁有較高社會資本的農戶,他們可以憑借自身的力量及其優越的社會網絡獲得正規金融機構提供的貸款,而普通農戶,尤其是那些相對貧困、人力資本不足的農戶則很難從正規金融機構獲得貸款。朱守銀(2003)研究發現不同收入水平對農戶選擇借款渠道有一定影響。盡管總體上說農戶借貸資金大多數都來源于親友鄰居,但調查顯示,收入水平較高的農戶向農村信用社等正規金融機構和高息借款者借款的比例要高于低收入水平的農戶,而向親友鄰居借款的比例則要低于收入水平較低的農戶,收入越高,這一趨勢就越明顯。張新民等(2001)還研究了農戶借貸渠道對投資的影響,研究發現,正式渠道借款與投資有明顯正相關關系(1996~1997年,相關系數達到0•7左右),而非正式渠道借款與長期投資的關系則相對較弱,相關系數即使在最高的年份也不過0•3,而且呈現越來越低的態勢。上述成果為理解中國農戶的信貸渠道選擇行為提供了初步的經驗證據。但是,這些針對農戶信貸渠道選擇行為的研究不夠全面,尤其是使用大規模農戶調查數據進行研究更為少見。鑒于農戶信貸行為研究具有重要的理論意義和現實意義,本文利用中國農村金融學會委托北京師范大學進行的涉及全國12個省市農戶家庭實地抽樣調查獲得數據,通過Probit模型考察二元金融結構下的農戶分層的信貸渠道選擇行為。通過分析高收入與低收入農戶的個人特征、家庭特征、經濟特征以及農戶居住地的金融生態環境等因素,我們希望了解哪些因素影響了農戶的信貸渠道選擇行為。高收入與低收入農戶家庭哪個更可能從正規金融渠道或非正規金融渠道獲得貸款也是一個值得討論的問題。除了個人特征、家庭特征、經濟特征這些變量,我們還將考察金融生態環境能否對農戶信貸渠道選擇行為有顯著的影響。

二、模型設定與變量選擇

文獻回顧

Bernanke和Blinder首先開創了銀行信貸渠道的研究，以一個類似于IS－LM模型的理論框架，說明在傳統的利率傳導機制無效的情況下，貨幣政策也可以通過影響銀行對企業的貸款實現對實體經濟的調控，銀行借貸為貨幣傳導提供了一條重要途徑［4］。Kashyap等利用銀行借款替代的融資方式———美國短期融資券數據進行實證研究，發現貨幣政策緊縮期企業的銀行借款出現明顯下降，而同期的短期融資券發行量卻出現顯著的增長［2］。Bernanke和Gertler通過對美國聯邦基金利率的實證研究證明，政府在實施緊縮的貨幣政策之后，銀行收到存款（負債來源）的減少，使得銀行將被迫減少貸款供給。而且由于信貸渠道具有“金融加速器”的作用，因此能夠迅速把政策變化帶來的沖擊放大和傳播到整個國家的經濟活動中［1］。Kashyap和Stein提供了貨幣政策信貸傳導機制更為直接的實證證據，他們利用美國銀行1976年一季度至1993年三季度的數據研究貨幣政策的信貸傳導機制，發現貨幣政策的緊縮對小銀行和資產流動性差的銀行影響會更大［5］。另一方面，當從銀行獲得的借款因貨幣緊縮而減少或需要支付更多利息時，企業就會轉而求助于其供應商，需求導向促使企業間商業信貸成為銀行借款的一種重要的替代融資方式，這也意味著商業信貸的存在在一定程度上削弱了貨幣政策的效果。利用企業數據，Atanasova和Wilson發現在貨幣緊縮期，銀行借款約束的企業比例上升，銀行借款約束企業會以商業信貸來替代銀行借款，這一證據支持貨幣政策商業信貸傳導渠道的存在［6］。Choi和Kim發現，在控制了商業信貸的交易動機與資產管理動機后，企業應收與應付的商業信貸在貨幣緊縮期都會增加，意味著商業信貸能夠幫助企業吸收信貸緊縮帶來的影響［7］。Mateut等利用英國企業的數據得出商業信貸有助于緩解貨幣緊縮程度結論［8］。Guariglia和Mateut利用1980－2000年609家英國企業的面板數據檢驗商業信貸渠道的存在，結果顯示，在英國，銀行信貸渠道和商業信貸渠道都發揮作用，而后者會削弱前者的效力［9］。zlü和Yaln通過比較商業信貸與銀行貸款的運用，發現易遭遇融資約束企業在貨幣緊縮期會使用商業信貸來代替減少的銀行信貸，這一結果暗示商業信貸會減弱傳統信貸渠道的效應［10］。本文基于中國上市公司債務融資的數據進行分析，以一個全新的視角來研究中國貨幣政策的信貸傳導問題，國內學術界關于中國貨幣政策的研究絕大多數仍停留在宏觀層面，著眼于對貨幣政策傳導效果作總量的解讀，從微觀的層面、公司的角度研究貨幣政策傳導的文獻較少，與國外的系統性研究相比還遠遠不夠。因此，本文的研究力圖為中國的貨幣政策傳導機制研究做一些補充性貢獻。

研究假設與實證檢驗的方法

由于信貸市場的不完善，金融機構與企業之間會存在信息的不對稱，由信息不對稱引起的逆向選擇和道德風險必然導致信貸配給的發生，即如下兩種情況：（1）在看來完全相同的貸款申請人中，一部分得到貸款，另一部分被拒絕，被拒絕的申請人即使愿意支付更高的利息也得不到貸款；（2）從人群中可以識別出這樣一組人，當信貸供應額給定時，無論什么利率他們都得不到貸款，盡管當信貸供應額有所擴大時他們能得到貸款［11］。而宏觀經濟環境的改變（比如貨幣緊縮），則會加劇這種信息的不對稱，進而導致更嚴重的信貸配給。與國外市場存在的信貸配給不同，我國以四大國有商業銀行為主導的銀行體系存在的主要問題是，國有商業銀行將大部分銀行信貸資源提供給了效率低下的國有企業，而效率較高的非國有企業卻難以得到銀行信貸的支持，即我國銀行對不同產權性質的企業存在明顯的"信貸歧視"，有大量的實證文獻證明了這一現象［12－13］。當中央銀行采取提高存款準備金率、提高基準利率、提高再貼現率等措施緊縮銀根時，貨幣政策的調整會通過信貸渠道影響到實體經濟，具體表現為企業銀行信貸融資額度的大幅度降低［14］。當貨幣緊縮時，會進一步加劇非國有上市公司的"融資饑渴"，而同期國有上市公司的銀行借款卻依然保持較快增長［15］。這意味著，在貨幣政策緊縮時期，信貸歧視問題會更加嚴重。因此，基于以上分析，我們提出本文待檢驗的第一個假說。假說1：在貨幣政策緊縮時期，非國有上市公司與國有上市公司相比，其銀行信貸融資下降的幅度更大。當非國有企業在貨幣緊縮時期面臨融資困境時，就會加劇其對商業信貸的需求，有可能轉而向其供應商積極尋求融資支持。而國有企業由于能夠較方便的獲得銀行貸款，也可能為非國有企業提供這種替代性融資。但另一方面，在市場不完全競爭的情況下，非國有企業的談判能力處于相對弱勢地位［16］，在貨幣緊縮的情況下，國有企業有可能要求更多的商業信貸融資支持，非國有企業反而可能難以獲得更多的商業信貸。因此，我們提出本文待檢驗的兩個相對假說。假說2a：在貨幣政策緊縮時期，非國有上市公司與國有上市公司相比，其商業信貸融資上升的幅度更大。假說2b：在貨幣政策緊縮時期，非國有上市公司商業信貸融資上升的幅度并不比國有上市公司更大。而在貨幣政策寬松時期，企業可以較為便利地獲得銀行貸款，融資成本也更低，而且寬松的貨幣政策往往與經濟萎縮有關，在經濟萎縮時期，企業可以便利地、低成本地獲得銀行貸款［15］；企業擁有充足的銀行信貸之后，可以不再過多需要商業信貸融資。因此，基于這一分析，我們提出如下待檢驗的假說。假說3：在貨幣政策寬松時期，非國有上市公司與國有上市公司相比，其銀行信貸融資上升的幅度更大，而商業信貸融資的變化則沒有顯著差異。檢驗假說的實質是研究貨幣政策對不同產權性質公司銀行信貸融資與商業信貸融資的影響差異，其最關鍵的問題是如何將貨幣政策引起的信貸供給外生變化從其它影響因素中區分出來，本文計劃采用自然實驗框架下的DID分析方法來解決這一問題。本文所使用的雙重差分模型分別設定如下，首先，我們構建如下模型來檢驗貨幣政策對上市公司銀行信貸融資的影響：Bankcrediti，t＝α＋β1Eventt＋β2Groupi＋β3DIDi，t＋δXi，t＋εi，t（1）其中，因變量Bankcredit表示企業獲得的銀行信貸，我們在實證過程中以公司長期借款與短期借款之和占總資產的百分比表示。自變量Event表示貨幣政策事件虛擬變量，事件發生前的年份為0，事件發生及以后的年份為1。現實中，我國貨幣政策工具對公司債務融資的影響往往是交織在一起，難以區分的。只觀察某一指標，實際上很難判斷貨幣政策究竟是緊縮還是寬松。對于貨幣緊縮事件的確定，通過對中國人民銀行各年度《貨幣政策執行報告》的閱讀，以及對各貨幣政策工具的變化比較，我們選擇2002年作為貨幣政策寬松的事件年份，以2000－2004年作為事件窗口，2007年作為貨幣政策緊縮的事件年份，以2005－2009年作為事件窗口①。自變量Group為組別虛擬變量，公司屬于處理組為1，屬于控制組為0。本文按照兩種方法分別構建兩種不同的處理組和控制組，即：（1）按照上市公司的實際控制人劃分，實際控制人類型為國有控股的，作為控制組，其余為非國有公司作為處理組。（2）分別將2001年和2006年各上市公司的國有股的比例排序，以最低1／4分位的樣本公司作為處理組，以最高1／4分位的樣本公司作為控制組。已有文獻指出，在DID方法中事件虛擬變量和組別虛擬變量的估計系數和顯著性實際包含了事件發生后時間趨勢以及其他各種事件的平均影響，本身并不可靠，真正可以度量貨幣政策對企業債務融資影響效應的是雙重差分變量DID的估計系數［17］。雙重差分變量DID＝Event×Group，DID前的系數β3就是我們所關心的雙重差分系數。對于β3，有如下解釋：β3＝［E（Y｜Event＝1，Group＝1）－E（Y｜Event＝0，Group＝1）］－［E（Y｜Event＝1，Group＝0）－E（Y｜Event＝0，Group＝0）］如果貨幣政策對不同組別公司的債務融資存在顯著的異質性影響，則β3應當顯著的不等于0。Xit是由企業規模，有形資產比率，資產利潤率和企業年齡等控制變量構成的向量，其中Size代表企業規模，以總資產的自然對數表示；Col代表有形資產比率，定義為有形資產總額與總資產的百分比，用來衡量企業的抵押品價值；Roa代表資產利潤率，定義為凈利潤與總資產的百分比，用來衡量企業的盈利能力；Age代表企業年齡，以企業成立年數加1的自然對數表示。我們同時構建如下模型來檢驗貨幣政策對上市公司商業信貸融資的影響：Tradecrediti，t＝α＋β1Eventt＋β2Groupi＋β3Didi，t＋β4Bankcrediti，t＋β5Cashflowi，t＋δXi，t＋εi，t（2）其中，因變量Tradecredit表示企業從其上游企業那里獲取的商業信貸，定義為應付賬款與總資產的百分比。解釋變量中，貨幣緊縮事件虛擬變量Event，組別虛擬變量Group和雙重差分變量Did的定義與模型（1）一致，如果假設2成立，β3應當顯著大于0。其他解釋變量還有Bankcredit表示企業獲得的銀行信貸資源，由長期借款加短期借款之和與總資產的百分比構成，企業獲得的銀行貸款越多，作為替代的商業信用融資也就越少。Cashflow代表經營現金流，定義為經營活動產生的現金流量凈額與總資產的百分比，用來衡量企業的流動性和企業產生現金的能力，如果企業的經營現金流越多，則越不需要采用商業信用的方式。在本文的所有模型中，我們還設置了年度虛擬變量Year來控制時間對企業的銀行信貸和商業信貸的可能影響。考慮到我國各地區的經濟發展水平、法制環境以及地方政府干預等因素差異較大，我們也以各省虛擬變量Eegion作為控制變量，來控制未觀察到的區域效應對企業銀行信貸和商業信貸的可能影響。此外，我們還設置了行業虛擬變量Industry來控制未觀察到的行業差異對企業的銀行信貸和商業信貸可能產生的影響，根據中國證監會的行業分類代碼，我們除了將制造業按二級代碼分類外，其余行業按一級代碼分類。模型中相關變量的定義見表1。本文選擇滬深兩市A股上市公司年度財務數據作為研究樣本，數據來自于國泰安CSMAR數據庫。我們按照以下標準對數據進行了篩選：（1）剔除了金融類上市公司，因為這些公司的數據結構與普通公司存在很大區別；（2）剔除了ST、＊ST公司；（3）剔除了資產小于負債的公司；（4）剔除了相關年份銀行貸款、商業信用、資產等關鍵變量缺失的樣本。為了防止數據的異常值干擾實證結果，本文采用winsorization的方法對連續變量兩端的異常值在1％的水平下進行了處理，即對所有小于1％分位數和大于99％分位數的變量，令其值分別等于1％分位數和99％分位數。文中所使用的最終控制人數據來自于北京大學CCER色諾芬數據庫。文中所有的數據整理、計算與實證檢驗均利用STA－TA11軟件完成。

實證結果分析

在進行正式的實證檢驗之前，我們首先對不同組別公司的關鍵變量在兩個事件窗口下如何變化進行描述性統計，結果如表2所示。我們首先觀察2002年貨幣政策寬松前后的情況，無論是按照實際控制人分組，還是按照國有股比例分組，處理組和控制組的銀行信貸Bankcredit在2002年前后的變化一致，均值都在2002年之后有所上升，說明上市公司的銀行信貸在貨幣寬松時期會上升；處理組和控制組的商業信貸Tra－decredit均值在貨幣寬松之后也都有所上升。我們接著觀察2007年貨幣緊縮前后的變化，從表2可以看出，無論是按照實際控制人，還是按照國有股比例分組，處理組與控制組的銀行信貸Bankcredit均值都在2007年貨幣緊縮之后有所下降。我們同時注意到在2007年貨幣緊縮之后，處理組的商業信貸Tradecredit均值有所下降，控制組的商業信貸Tradecredit均值則有所上升。當然描述性統計僅僅只為我們提供了一些直覺信息，還不足以作出最終判斷，在下文中，我們將在控制了企業特征、年度效應、區域效應和行業效應之后，采用雙重差分模型對相關問題進行嚴格的檢驗。本文的回歸分析采用普通最小二乘法（OLS）對模型進行估計，由于是時間跨度小而橫截面觀察點多的面板數據，對于這類數據來說，使用常用的估計方法會低估標準誤差，進而導致高估系數的顯著性水平，而對標準誤差進行聚類（cluster）調整后得到的標準誤差才是無偏的。所以在對本文模型進行檢驗時，對標準誤差在公司層面進行了聚類調整，采用穩健的標準差。表3是2007年貨幣政策緊縮事件的雙重差分實證結果，我們首先看銀行信貸融資Bankcredit的結果，在以實際控制人分組的方程（1）中，Event2007年前的系數在1％的水平下顯著為負，在以國有股比例分組的方程（2）中，Event2007年前的系數在10％的水平下顯著為負，表明貨幣政策緊縮引起上市公司整體銀行借款的減少，符合貨幣政策傳導銀行信貸渠道的預期；組別變量Group的系數都在5％的水平下顯著為正，說明在2005－2009年，處理組平均獲得JINRONGYANJIU｜金融研究的銀行信貸融資比控制組的更多；對于雙重差分變量，在以實際控制人分組的方程（1）中，DID的系數在5％的水平下顯著為負，在以國有股比例分組的方程（2）中，的系數則是在10％的水平下顯著為負，這一結果表明在貨幣政策緊縮時期，處理組的銀行信貸融資相對于控制組下降的幅度更大，也說明貨幣政策緊縮對非國有上市公司銀行信貸融資的影響更大，這一實證結果也驗證了假說1的成立。對于商業信用Tradecredit來說，E－vent2007的系數均在10％的水平下顯著為正，這說明貨幣緊縮之后，上市公司整體獲得的商業信貸融資會上升；對于組別變量Group來說，其系數均不顯著，說明在2005－2009年，處理組平均獲得的商業信貸融資與控制組沒有顯著差別；對于雙重差分變量，在以實際控制人分組的方程（1）中，DID的系數為負但是不顯著，而在以國有股比例分組的方程（2）中，DID的系數則是在5％的水平下顯著為負，表明貨幣緊縮之后非國有上市公司并沒有比國有上市公司獲得更多的商業信貸融資，這一結果基本上驗證了假說2b的成立。表4是2002年貨幣政策寬松事件的雙重差分的實證結果，我們首先看銀行信貸融資Bankcredit的結果，在以實際控制人分組的方程（1）中，Event2002前的系數顯著為負，而在以國有股比例分組的方程（2）中，這一系數為正不顯著，但事件虛擬變量的估計系數和顯著性實際包含了事件發生后時間趨勢以及其他各種事件的平均影響，本身并不可靠；在方程（1）和（2）中，組別變量Group的系數都在5％的水平下顯著為正，說明在2000－2004年，處理組平均獲得的銀行信貸融資比控制組的更多；對于雙重差分變量DID的系數，方程（1）的結果在5％的水平下顯著為正，方程（2）的結果也為正，但不顯著，說明在貨幣政策寬松時期，處理組銀行信貸融資的上升幅度相對控制組更大，非國有上市公司在貨幣寬松期能夠獲得更多的銀行信貸，這與假說3基本是一致的。對于商業信用Tradecredit，無論是以實際控制人分組的方程（1），還是以國有股比例分組的方程（2），Event2002前的系數都在1％的水平下顯著為正，說明貨幣政策寬松引起上市公司整體獲得的商業信貸融資上升；對于組別變量Group來說，方程（1）和（2）中的結果一正一負，但都不顯著，說明在2000－2004年，處理組平均獲得的商業信貸融資與控制組沒有顯著差別；對于雙重差分變量DID的系數，方程（1）中的結果為負，方程（2）中的結果為正，但也都不顯著，表明貨幣政策寬松時期處理組獲得的商業信貸融資變化幅度相比控制組沒有顯著差異。因此，表4的實證結果基本驗證了假說3的成立。

一、貨幣政策信貸傳導的理論及過程

信貸渠道是關于貨幣政策傳導機制研究中比較新且有爭議的理論。早期由凱恩斯提出，后經希克斯等人的發展，形成了完全競爭市場條件下的貨幣政策傳導途徑理論，該理論認為貨幣供給的變動通過影響資本成本(利率)從而達到影響實際經濟變量。由于貨幣傳導途徑忽視了信息的不完全和金融市場的自身結構問題，從而受到了20世紀80年代出現的信貸傳導途徑理論的挑戰。伯南克、布林德等運用信息經濟學的理論，證明了信貸配給行為是銀行追求利潤最大化的自發產物，在基礎理論上說明了信用傳導機制，即信息不對稱性催生了金融中介機構，中介機構可以提高儲蓄轉化為投資的效率，因而對整個經濟活動產生重大影響。信用機制的建立有兩個必要條件，一是借款人對銀行貸款的依存度是否足夠高，以致借款人外部融資費用的變化對其投資等行為將產生直接、決定性的影響；二是中央銀行的貨幣政策能夠影響銀行貸款行為。貨幣政策的信用傳導過程是(以擴張貨幣政策為例)：擴張貨幣政策→利率↓→企業凈價值↑→外部融資成本↓→投資需求↑→產出↑→GDP↑，或是擴張貨幣政策→利率↓→股票價格↑→逆向選擇和道德風險↑→銀行貸款↑→I↑→Y↑。貨幣政策的變化通過影響銀行貸款的可用性，從而影響企業的投資，最終影響實體經濟。其強調的不僅是擴張性貨幣政策能增加銀行的存款，并通過銀行存款的增加起到降低債券利率的效應，更重要的是擴張性貨幣政策會使銀行的貸款增多，而增大了的信貸供給，會使投資水平上升，從而使產出也處于上升態勢。

二、我國貨幣政策信貸傳導的現狀

依據貨幣政策的信用傳導觀點，貨幣政策所提供的名義貨幣量雖然是金融中介機構影響實體經濟部門的關鍵變量，但并不是連接實際部門和金融部門最合適的指標，因為傳導機制并不能保證名義貨幣量變動能夠全部反映在實體經濟中。在我國，出現了信用傳導機制扭曲、信貸傳導渠道不暢的現象，其體現在：

1.貨幣增長與存差同時存在。盡管2002-2006年期間，先后升息3次，兩次上升存款準備金率，但一方面，貨幣供應量仍舊增長，到2006年底，廣義貨幣供應量(M2)余額為34.6萬億元，比上年增長16.9%，狹義貨幣供應量(M1)余額為12.6萬億元，比上年末增長17.5%。另一方面，銀行系統內存在大量的存差，根據中國人民銀行的統計數據，截至2006年末，全部金融機構各項人民幣貸款(含外資機構)余額為23.9萬億元。巨額存差的出現，使央行的貨幣政策大打折扣。

2.實體經濟與金融經濟結構不對稱。實體經濟結構與金融經濟結構的不對稱阻礙了貨幣政策傳導的信貸渠道。在實體經濟領域，我國已形成了國有經濟和非國有經濟同在、大型企業與中型企業并存的二元結構。而在金融經濟領域，則形成了計劃性的正規金融體系和市場性的非正規金融體系構成的二元結構。從資金需求層面看，當前，非國有經濟的快速發展使其對資金產生了強烈需求，而國有企業對信貸需求增長緩慢。從資金供給層面看，正規金融體系中的國有商業銀行憑借其得天獨厚的“國家信譽”優勢吸收了大量存款，支配了絕大多數的貸款資金供應，但它們的資金供給在制度上仍局限于國有經濟部門，國有大中型企業是它們的主要貸款對象。而非正規金融體系中的中小金融機構由于自身規模的限制，又缺乏國家信譽做擔保，因而存款增長緩慢，貸款能力不足，對非國有經濟的信貸支持也相當乏力。雖然四大國有商業銀行正在按照市場化的原則進行經營，但由于其自身經營受到其成本、規模及政策的制約，因而無法在短期內與一些非國有經濟的中小企業建立良好的銀企關系，也就無法形成合理的資金對應關系。也正是由于資金需求結構和資金供給結構存在著嚴重的二元結構問題，使得經濟結構與金融結構不對稱，擁有我國銀行業80%以上的資產和負債的工、農、中、建四大國有商業銀行在事實上長期存在著“信貸偏向”。另外，近年來一些國有控股的股份制銀行的資金運用結構似乎與四大國有商業銀行趨同，在信貸政策的貫徹落實上出現了“能貸的不愿貸(國有商業銀行)，愿貸的貸不了的(中小金融機構)”的情況，這就直接緊縮了以中小企業為主的非國有經濟的信貸來源，也將中小金融機構游離在貨幣政策之外，導致貨幣政策在“金融機構——投資者——消費者”環節上傳導不充分，使貨幣政策難以發揮預期的作用，即使中央銀行的貨幣政策信號是擴大貨幣供應量，企業特別是非國有經濟中的中小企業感受到的卻仍是持續的“信貸緊縮”。

[摘要]目前，我國貨幣政策的信貸傳導渠道出現了明顯的阻塞現象，資金無法順暢地從金融機構內部進入到實體經濟中。本文通過對我國貨幣政策信貸傳導渠道現狀的分析，得出微觀傳導主體——金融機構、企業、消費者的市場化行為不夠是引起傳導渠道不暢的主要原因。為理順貨幣政策信貸傳導渠道，充分發揮貨幣政策作用，政府需從規范傳導主體行為上著手。

[關鍵詞]信貸渠道；微觀主體；貨幣政策

改革開放以來，隨著經濟體制改革的深化和金融市場的發展，貨幣政策工具逐漸發展，貨幣政策的傳導開始從單純的直接信貸傳導向信貸、利率和資產價格多渠道過度。但由于國有企業改革任務沒有完成，預算軟約束依然存在，對利率調整的反應不夠敏感；資本市場發展處于初期階段，虛擬經濟與實體經濟之間的關系不夠密切，資本市場對投資和消費的帶動作用不甚明顯，利率和資產價格在貨幣政策傳導中的作用比較有限；雖然初步形成了多種貨幣傳導渠道，但仍然以信貸渠道傳導為主。造成這種現象的主要原因是微觀傳導主體——金融機構、企業、消費者的市場化行為不夠。為理順貨幣政策信貸傳導渠道，充分發揮貨幣政策的作用，政府需從規范傳導主體行為方面著手。

一、貨幣政策信貸傳導的理論及過程

信貸渠道是關于貨幣政策傳導機制研究中比較新且有爭議的理論。早期由凱恩斯提出，后經希克斯等人的發展，形成了完全競爭市場條件下的貨幣政策傳導途徑理論，該理論認為貨幣供給的變動通過影響資本成本(利率)從而達到影響實際經濟變量。由于貨幣傳導途徑忽視了信息的不完全和金融市場的自身結構問題，從而受到了20世紀80年代出現的信貸傳導途徑理論的挑戰。伯南克、布林德等運用信息經濟學的理論，證明了信貸配給行為是銀行追求利潤最大化的自發產物，在基礎理論上說明了信用傳導機制，即信息不對稱性催生了金融中介機構，中介機構可以提高儲蓄轉化為投資的效率，因而對整個經濟活動產生重大影響。信用機制的建立有兩個必要條件，一是借款人對銀行貸款的依存度是否足夠高，以致借款人外部融資費用的變化對其投資等行為將產生直接、決定性的影響；二是中央銀行的貨幣政策能夠影響銀行貸款行為。貨幣政策的信用傳導過程是(以擴張貨幣政策為例)：擴張貨幣政策→利率↓→企業凈價值↑→外部融資成本↓→投資需求↑→產出↑→GDP↑，或是擴張貨幣政策→利率↓→股票價格↑→逆向選擇和道德風險↑→銀行貸款↑→I↑→Y↑。貨幣政策的變化通過影響銀行貸款的可用性，從而影響企業的投資，最終影響實體經濟。其強調的不僅是擴張性貨幣政策能增加銀行的存款，并通過銀行存款的增加起到降低債券利率的效應，更重要的是擴張性貨幣政策會使銀行的貸款增多，而增大了的信貸供給，會使投資水平上升，從而使產出也處于上升態勢。

二、我國貨幣政策信貸傳導的現狀

摘要：通過運用單位根檢驗、協整分析、格蘭杰因果檢驗等計量方法，采集2004—2015年的貨幣、信貸、消費、物價和產出的季度數據，對我國貨幣政策信貸傳導的效果進行實證分析表明：從中央銀行貨幣政策到信貸市場的傳導渠道是順暢的，信貸和國內生產總值、消費者物價指數、城鎮居民人均消費支出之間存在長期穩定性關系，但不明顯，說明傳導過程中存在一定梗塞，貨幣政策的傳導已不再以信貸傳導機制為主。今后可以從加強信貸管理、進一步調整貸款結構、拓寬中小企業的融資渠道、鼓勵發展消費貸款等方面，提高信貸傳導對實體經濟的支持效果。

關鍵詞：貨幣政策；信貸傳導；有效性

一、引言

目前，許多國家都把貨幣政策作為抵抗經濟周期的一種重要政策工具。與美國等市場經濟發達國家相比，我國還是一個新興市場國家，市場環境、經濟主體、利率傳導方式等還需要一定時間的培育與成長，這說明我國貨幣政策的調控環境、調控模式、傳導機制等不完全等同于西方國家。隨著我國市場經濟改革的持續深化和金融業的快速發展，貨幣政策與宏觀經濟調控、GDP增長、充分就業、物價穩定等方面的關系越來越顯著。信貸傳導是貨幣政策的主要傳導手段，通過金融市場和商業銀行等載體向實體經濟注入貨幣。因此，研究貨幣政策的信貸傳導渠道與效應，一直是一個非常具有理論與實踐意義的重要課題。因此，本文正是從上述背景出發，研究當前由于金融市場的變化而給貨幣政策傳導可能帶來的影響，幫助我們分析影響信貸渠道傳導的結構性因素，同時，提出央行提高貨幣政策效應的對策建議。

二、文獻回顧

貨幣政策信貸傳導效應是指貨幣政策對銀行信貸的影響，并進而對產出與物價水平的影響程度，也即是貨幣政策能否影響銀行信貸及產出，以及能有多大程度的影響。國外的研究方面，Bernanke和Gertler（1995）指出，對于克服信貸市場信息不對稱問題，銀行信貸具有天然的比較優勢，因此，信貸渠道在貨幣政政策傳導過程中發揮著重要的作用，同時也使更多企業的融資渠道比較單一，僅僅依賴于銀行貸款。Eh-rmann(2003)也指出，銀行信貸在貨幣政策傳導中發揮的作用越重要，銀行信貸對整個國民經濟的影響就越大，經濟發展對銀行體系的依賴程度也會較高。我國國內有大量學者對信貸渠道進行實證研究。主要觀點有兩種：一是是否存在貨幣政策傳導的信貸渠道，二是信貸渠道在我國的貨幣政策傳導中是否占據主導地位。大部分學者支持信貸渠道的存在，并實證分析了信貸渠道與貨幣渠道的關系，信貸渠道如何影響實體經濟的發展。肖新成（2009）使用VAR模型對我國貨幣政策傳導進行實證分析，發現貨幣渠道與信貸渠道同時存在，其中，短期內，信貸渠道對宏觀經濟的影響更為直接迅速，長期來看，貨幣渠道的影響更為明顯[1]。

一、我國貨幣政策信貸渠道的重要性及其實證

(1)狹義信貸渠道。此渠道強調的是銀行在信貸市場上舉足輕重的作用，基本原理可以用Bernanke和Blinder的CC-LM模型來說明：在標準的IS-LM模型中，IS曲線表示商品市場均衡，廠商投資是通過債券市場融資完成的。而在現實經濟中，由于信息不對稱和成本等問題，債券并不可以完全替代銀行貸款，有些企業是銀行貸款的依賴者，所以廠商的投資需求不但和債券利率負相關，也受到銀行的信貸資金的約束，這樣標準的IS-LM模型中的IS曲線就變成了CC(商品和信貸)曲線。當緊縮的貨幣政策實施時，銀行體系的準備金便會減少，這不但使貨幣數量減少，LM曲線上移，而且使銀行信貸量減少，進而使得廠商投資需求減少。也就是說，此時CC曲線也要下移，從而使經濟活動會比標準模型有更大幅度的放緩。關于信貸渠道的重要性，最有力的說明是Bernanke(1983)對大蕭條有影響力的研究。他認為僅用貨幣因素來解釋大蕭條的深度和持久性是“數量不充分”的，而金融體系的崩潰(1930年到1933年期間半數的美國銀行倒閉，金融市場出現全球性的暴跌)才是至關重要的原因。Kashyap，Stein和Wilcox(1993)通過研究發現，當銀行貸款下降時，商業票據的發行增加，這表明緊縮性貨幣政策確實能夠減少貸款的供給，從而證明了銀行貸款渠道的存在。已有文獻也證明，在其他國家和其他時期信貸供給比貨幣供給與經濟行為之間有著更為密切的聯系(BernankeandJames，1991；Schreft，1990)。(2)廣義信用渠道。此渠道也叫資產負債表渠道，主要由Bernanke和Gertler(1989)提出。他們認為同樣是由于在信貸市場存在信息不對稱和成本，為了減少道德風險，銀行發放貸款需要有抵押品，或者要求企業有一定的“凈值”——企業擁有的流動性資產和可以用于抵押的資產的加總。此“凈值”的多少與外部融資支付的溢價成反比，凈值的下降一方面提高了借款人為外部融資所付出的溢價，另一方面提高了外部融資的需求量，從而影響企業的消費和投資。此渠道也被稱為金融加速器，意指由政策導向而引致的利率變化效應被宏觀放大。其傳導機制如下：中央銀行實施緊縮性政策→貨幣供給減少→利率上揚→企業凈現金流入減少，同時可用于抵押的資本品價值縮水→企業的“凈值”減少→企業獲得銀行信貸的自身條件惡化→外部融資成本加大→其投資性支出下降。

在西方發達經濟國家，信貸渠道只是眾多貨幣政策傳導機制中的一種，利率渠道、財富渠道和匯率渠道都有重要的作用。但是對于我國經濟而言，由于當前經濟規模和外向度較小，財富渠道和匯率渠道的作用都十分有限，即使利率渠道這個成熟市場經濟國家最重要的貨幣政策傳導渠道，在我國作用也不明顯①，銀行信貸渠道則是我國貨幣政策的主要傳導渠道。這主要是由于目前我國直接融資不發達，我國企業、特別是國有企業的資本主要來自于銀行，國內信貸占GDP的比重遠遠超過歐美國家，銀行信貸量的變化對我國企業的活動有著很大的影響。周英章、謝振聲(2002)通過實證研究表明，銀行信貸渠道是我國貨幣政策的主要傳導渠道；國務院發展研究中心課題組(2003)也認為貸款增長比貨幣增長更能解釋經濟波動。在此基礎上，本文利用面板數據模型，通過對東部、中部、西部三個地區1986年～2003年度的GDP和信貸量數據進行分析，進一步說明信貸量對不同地區經濟發展的重要性和影響程度。模型設定如下：

其中GDP表示第i個地區第n年的GDP數據；LOAN表示第i個地區第n年的信貸量數據，i=1，2，3；n=1，2，……，18。1986年～2003年各省名義GDP數值來源于中經網統計數據庫，1986年～1998年金融機構貸款數據來源于《新中國50年統計資料匯編》，1998年～2003年數據來源于《中國經濟年鑒》。由于兩者統計口徑不一致，本文按照1998年度兩個數據口徑的差異程度，把1998年～2003年的貸款數據進行了調整。物價指數采用來源于中經網統計數據庫的GDP平減指數，并把它換算成以1986年為定基的物價指數。這樣就得到各省的實際GDP數值和金融機構實際貸款量。按照官方分類，2003年前，東部地區包括廣東、北京、上海、江蘇、浙江、山東、河北、福建、天津、遼寧、海南11個省市；中部包括河南、湖北、山西、湖南、安徽、江西、黑龍江和吉林8個省；西部有四川、陜西、云南、重慶、廣西、新疆、內蒙古、甘肅、貴州、寧夏、青海、西藏12個省市；合計相應省份數據得到各地區數據。

用Eviews軟件進行回歸后，模型的擬合效果很好，回歸方程高度顯著，各系數值都通過了顯著性檢驗，并且系數值也比較大，東部地區為10.14，中部地區1.11，西部地區僅為0.82。所以可以肯定地說，貸款對不同地區GDP影響的差異比較大，其中東部最為明顯，西部最不明顯。

二、1998年～2006年我國貨幣信貸的特點

［提要］貨幣政策的傳導機制和效力是中央銀行十分關注的問題。我國由于資本市場不發達、利率市場化程度不高以及金融體系結構中銀行起主導作用等原因，貨幣政策主要通過銀行信貸傳導機制發揮作用。因此，銀行信貸行為會對貨幣政策效力產生直接的影響。本文針對貨幣政策信貸傳導機制問題建立VAR模型，探究法定準備金率調整對信貸供給的作用，結果表明：法定準備金政策效力會因為商業銀行的行為而被削弱。最后，提出相關政策建議。

關鍵詞：存款準備金政策；銀行信貸供給；政策建議；VAR模型

一、引言

貨幣政策傳導機制是貨幣政策引起社會經濟生活變化，并最終實現政策目標的過程。貨幣政策的傳導機制主要有信貸傳導機制、利率機制、資產價格機制等。我國貨幣政策傳導機制中，由于銀行主導型的金融體系結構，以及資本市場不發達、利率市場化程度不高等因素，信貸傳導渠道目前仍然是政策傳導的主要途徑。存款準備金政策作為一個作用強烈的政策工具，常為我國中央銀行所使用。近年來，中央銀行多次下調法定存款準備金率，以降低融資成本，優化商業銀行流動性結構，支持實體經濟發展。從理論上說，法定存款準備金率的下調會使得商業銀行的超額準備金增加，使銀行可貸資金增多而擴大信貸供給。但在實踐中，由于商業銀行信貸供給受各種因素的影響，法定存款準備金率的調整并不一定能達到預期的顯著效果。為此，綜合分析存款準備金政策的傳導機制和效果，研究傳導過程中存在的問題，對我國貨幣政策操作模式的完善具有重要意義。

二、相關文獻綜述

目前，關于存款準備金政策的信貸傳導機制，學者已有不少的研究。周英章、蔣振聲實證表明了我國的貨幣政策傳導渠道中信用渠道占主導地位。蔣瑛琨等建立VAR模型，比較了信貸渠道和貨幣渠道的效果，證明信貸渠道效果更顯著。徐明東使用動態面板估計方法，證明流動性較低銀行和中小型銀行受存款準備金率變動的影響較大。岳隆杰使用向量自回歸模型，分析利率和存款準備金率對銀行信貸行為的影響后，認為商業銀行的信貸行為存在偏離中央銀行的政策目標的現象。曹小艷分時段對法定存款準備金率的調整效果進行了探討，并分析了不同時段政策工具效果差異的原因。邵漢華等利用我國商業銀行的面板數據，實證分析同業業務在貨幣政策銀行信貸渠道傳導中的作用，證明銀行同業業務擴張顯著地弱化了銀行信貸渠道的傳導。董華平研究了銀行貸款渠道的傳導效率，指出了市場結構改革的重要性。陳荊松從金融脫媒的角度，探究不同貨幣政策傳導機制的效果。顧海峰利用門限面板模型，表明銀行信貸行為呈現逆周期性特征。楊彬荃分析了貨幣政策傳導機制存在的梗阻，指出貨幣政策對貨幣市場影響較弱的問題，并提出了相關政策建議。

摘要：信貸風險作為商業銀行面臨的主要風險之一，近年來也越來越受到人們的廣泛關注。我國商業銀行的信貸風險受到宏觀經濟和微觀個人的影響，在宏觀經濟中，中央銀行所出臺的貨幣政策對商業銀行信貸風險的積累有直接影響。本文建立了向量自回歸模型（Var），用于分析貨幣政策有效性對商業銀行信貸風險的影響，結果得出在貨幣政策目標體系中，貨幣政策中介目標M2的上升會促進商業銀行不良貸款率的下降、貨幣政策最終目標GDP的上升也會導致商業銀行不良貸款率的下降；貨幣政策傳導渠道中銀行同業拆借利率的上升會導致商業銀行不良貸款率的上升；信用傳導渠道中金融機構本外幣信貸收支同比增長率的上升會導致商業銀行不良貸款率的下降。

關鍵詞：貨幣政策；商業銀行風險；信貸風險

1貨幣政策有效性概念

貨幣政策的有效性意味著，在一定的經濟和金融背景下，中央銀行指定政策措施并選擇適當的貨幣政策工具以及適當的中介目標，之后通過貨幣政策的傳導機制，提高資源運用效率。中央銀行在利用貨幣政策來調控宏觀經濟時，最重要的就是選擇一個與最終目標高度相關、可控、可衡量的中介指數，從而傳遞中央銀行的各種宏觀經濟政策，解決經濟中的問題。貨幣政策有效性也體現在傳輸渠道的有效性上。平穩有效的貨幣政策傳導渠道有助于確保政策的控制效果。在通常情況下，從制定貨幣政策到政策傳導及其對經濟的影響的時間間隔越短，就越有利于中央銀行在政策方向和力度上的控制，其效果就越好。

2我國商業銀行信貸風險發展現狀

自2000年起，我國商業銀行不良貸款率呈逐漸下降趨勢。本文將我國16家大型商業銀行年度不良貸款率取平均得到2000—2019年16家商業銀行不良貸款率走勢圖，如圖1所示。這16家大型商業銀行分別為中國工商銀行、中國農業銀行、中國交通銀行、興業銀行、浦發銀行、平安銀行、中國民生銀行、中國招商銀行、中信銀行、光大銀行、華夏銀行、浙江商業銀行、南京銀行、上海銀行、富滇銀行、天津銀行。2000年底，這16家商業銀行不良貸款率的均值為16.72667%，2000年至2008年，我國商業銀行不良貸款率呈現劇烈下降趨勢，這與我國近年來重視商業銀行風險管理密不可分。自2008年以來，這16家大型商業銀行的不良貸款率均值都在0.5%~2%之間浮動，在2011年達到最低值0.7653%。但是近年來，由于我國宏觀經濟環境不如從前，我國商業銀行風險因素不斷積累，這就導致了商業銀行不良貸款率在一定程度上有所上升。

【正文】

關于貨幣傳導機制，在西方經濟學界現在有許多不同的觀點，各種觀點強調不同因素在貨幣傳導機制中的作用。這些觀點可以分為三類：傳統的利率渠道、其它資產價格渠道以及信貸渠道。

一、傳統的利率渠道

從希克斯于1937年提出IS—LM模型到現在，已有60年了。60年來，該模型一直是大多數西方宏觀經濟學教科書中的主要內容，也一直是西方國家政策討論中所使用的主要工具，到現在依然如此。在這一模型中，貨幣政策是通過利率的變化來傳導的。貨幣存量的增加將降低利率即借貸成本，借貸成本的降低增加廠商的投資支出和消費者對耐用品的消費支出。這樣需求將增加，從而導致總產量和總收入的增加。這就是利率渠道。就是說，貨幣存量的變動將導致利率的變動，而利率的變動又將引起投資的變動，從而引起總需求的變動，最終導致總產量的變動。因此，在IS—LM模型中利率渠道是主要的貨幣傳導機制。

貨幣政策的利率傳導機制的一個重要特點是，它強調真實利率而非名義利率。另外，人們通常認為，對支出有主要作用的是長期真實利率而非短期真實利率。但是，如果中央銀行使得短期名義利率發生變化，就會導致短期以及長期債券的真實利率發生相應變化。由于價格粘性的存在，擴張性的貨幣政策降低了短期名義利率，也就降低了短期真實利率，即使在理性預期的世界中也是如此。利率期限結構中的預期假說指出，長期利率是預期的未來短期利率的平均數，因此短期真實利率的降低將導致長期真實利率的降低。真實利率的降低導致企業固定投資、住宅投資、耐用消費品支出和庫存投資的上升，所有這些又將導致總產量的上升。

對支出起作用的是真實利率，而非名義利率。這一事實對貨幣政策刺激經濟提供了一個重要的啟示：即使名義利率在通貨緊縮時期到達零限，貨幣政策依然有用。如果名義利率在零限上，貨幣擴張將提高預期價格水平從而提高預期通貨膨脹率，進而降低真實利率。真實利率的降低將使投資支出增加，從而導致總產量的增加。