銀行規模、資本與貨幣政策傳導效應

摘要：商業銀行是貨幣政策傳導的重要載體，而規模和資本水平不同的商業銀行在貨幣政策傳導中的效應存在差異。文章就我國銀行業的數據實證檢驗銀行規模、資本與貨幣政策傳導的效應之間的關系。結果表明，銀行貸款規模波動與銀行規模正相關；銀行信貸增長率與銀行的杠桿率負相關；資本充足率和信貸規模正相關。

關鍵詞：銀行規模；資本；貨幣政策傳導

一、 引言

銀行信貸渠道是貨幣政策傳導的重要渠道，因而商業銀行是貨幣政策傳導的重要載體。然而，規模和資本水平不同的商業銀行在貨幣政策傳導中的效應存在差異。本文擬就我國銀行業的數據實證檢驗銀行規模、資本與貨幣政策傳導的效應之間的關系。

二、 模型設定與數據處理

本文以中國銀行業的具體情況來進行研究。在銀行規模代理變量的選擇方面，借鑒Kashyap和Stein（2000）和Gunjia和Yuan（2010）的研究，商業銀行的總資產（total assets） 來表示銀行的規模。銀行資本情況代理變量的選擇以杠桿率（E/A，即權益總額/總資產規模）和風險加權資本充足率?茁來表示，杠桿率和風險加權資本充足率越大，銀行的資本越充足。

貨幣政策代理變量的選擇對于貨幣政策的傳導效應十分重要。目前在中國，利率市場化程度較低，中央銀行主要是以貨幣供應量為中介目標，對銀行的調控主要是通過調節法定存款準備金率，存貸款基準利率和公開市場操作進行。因此，我們選擇法定存款準備率?灼、一年期貸款基準利率rL和狹義貨幣供應量M1等三個貨幣政策代理變量。考慮到對商業銀行的貸款需求受經濟周期的影響，本實證研究除了貨幣政策之外還考慮到經濟增長和通貨膨脹等宏觀經濟變量對商業銀行貸款規模的影響。在數據處理上，對商業銀行的總資產、貨幣供應量M1均通過取自然對數來表示，這樣可以消除異方差和取增長率；對實際GDP取自然對數來代理經濟增長，CPI代理通貨膨脹，并引入一些宏觀經濟的控制變量。

于是，本研究的實證模型如下所示：

?駐ln（Lit）=ci+?琢1?駐ln（TAi，t-1）+?琢2（EC/TAi，t-1）+?琢3?茁i，t-1+?琢4MPi，t-1*?駐ln（TAi，t-1）+?琢5MPi，t-1*?駐ln（ECi，t-1）+?琢6MPi，t-1*（EC/TAi，t-1）+?琢7MPi，t-1?茁i，t-1+?琢8?駐ln（GDPi，t-1）+?琢9?駐ln（CPIi，t-1）+?著it（1）

其中，MPi，t-1為貨幣政策代理變量，分別為法定存款準備率?灼i，t-1、一年期貸款基準利率rLi，t-1和狹義貨幣供應量?駐ln（M1i，t-1）。在實證模型中，分別考察貸款基準利率、貨幣供應量等貨幣政策變動對銀行信貸的影響。并探討銀行規模和銀行資本充足情況對銀行信貸的影響，具體就體現在系數?琢i，i=1，…，10上。

對于商業銀行的數據，本文選取中國工商銀行、中國農業銀行、中國銀行、中國建設銀行、交通銀行5家國有控股銀行和招商銀行、中信銀行、中國民生銀行、上海浦東發展銀行、興業銀行、光大銀行、華夏銀行、深圳發展銀行等8家股份制商業銀行2003年～2010年期間的財務報表中的資產總額、資本總額、資本資產杠桿比率、加權風險資本充足率相關數據，數據來源于Bankscope數據庫子庫，其中部分數據的缺失值，通過2004年～2011年的《中國金融年鑒》計算得到。法定存款準備率?灼、一年期貸款基準利率rL和狹義貨幣供應量M1等數據來源于中國人民銀行，其中一年期貸款利率和法定存款準備金率按照調整的時間權重進行計算；GDP和CPI等宏觀經濟數據來源于中經網統計數據庫。在具體的實證過程中，本文采用了所有銀行、國有控股銀行和股份制商業銀行分三組進行實證模型估計。樣本銀行在2005年～2010年期間均成功上市，募集大量資本金，相應地此期間的銀行資產規模擴張也是最快的。為了比較上市融資對銀行信貸擴張和對貨幣政策信貸傳導機制的影響，本文把上市前和未上市的數據分為一組，上市后的數據分為一組，進行回歸分析。

考慮到樣本銀行上市融資的影響，并假設銀行上市（IPO）為啞變量（Dummy Variable）， （已上市IPO為1，未上市IPO為0）。對模型（1）式進行修訂為：

?駐ln（Lit）=ci+?琢1?駐ln（TAi，t-1）+?琢2（EC/TAi，t-1）+?琢3?茁i，t-1+?琢4MPi，t-1*?駐ln（TAi，t-1）+?琢5MPi，t-1*?駐ln（ECi，t-1）+?琢6MPi，t-1*（EC/TAi，t-1）+?琢7MPi，t-1?茁i，t-1+?琢8?駐ln（GDPi，t-1）+?琢9?駐ln（CPIi，t-1）+?琢10 IPO+?琢11IPO*?茁i，t-1+?著it（2）

三、 實證研究

從銀行各代理變量的描述性統計分析結果（見表1） 來看，從 2003年～2010 年，樣本商業銀行貸款平均額度為14 466 億元，中國工商銀行 2010 年的貸款總額 67 905億元為最大值。從總資產來看，樣本銀行的平均資產為 27 800億元，最大值為中國工商銀行 2010 年總資產值134 586億元。樣本銀行的杠桿率的均值為 4.58%，加權風險資本充足率的均值為 10.05%。本文把所有樣本商業銀行分全部樣本銀行、國家控股商業銀行和股份制商業銀行分三組，依照模型（2）式分別進行混合和固定效應面板回歸分析。具體回歸結果分別如表2～4所示，我們可以得到如下結論。

1. 銀行貸款規模波動與其規模正相關。即銀行的規模越大，借款人對該銀行的貸款需求彈性就越大，其貸款利率的微小下降，將導致貸款規模的大幅擴大。可以說，銀行貸款規模波動的程度主要由銀行的規模決定，結合三表中全部樣本銀行以及國有控股銀行和股份制商業銀行的貸款和總資產的關系，我們可以看出，國有控股商業銀行信貸的規模變量回歸系數較之全部樣本銀行平均水平和股份制商業銀行為低，這說明同樣幅度的資產規模變化所產生的信貸規模擴張股份制商業銀行要高于國有控股商業銀行。

2. 銀行信貸增長率與銀行的杠桿率（資本資產比）負相關。以狹義貨幣供應量為代理變量時對三組均顯著（見表4），以法定存款準備金率為貨幣政策代理變量時對國有控股商業銀行顯著（見表3），以一年期貸款基準利率為貨幣政策代理變量時不顯著（見表3）。兩者負相關的原因我們可以從商業銀行的資本構成進行分析。一般地，商業銀行的資本金主要由實收資本或股本、資本公積、盈余公積、未分配利潤、資產損失準備金和重估儲備等。《巴塞爾協議》是國際銀行的通用準則之一，它是用來限定銀行業這個與一般投資企業完全不同的行業風險規模的。《巴塞爾協議》推行以來，對商業銀行資產擴張的風險管理的要求趨嚴，銀行資產規模的擴張必須滿足所要求的最低資本充足率水平。資本充足率可以通過自有積累來進行補充，但是事實證明處在高速擴張期的上市銀行要做到這一點很困難。那么通過資本市場補充資本充足率也就成為其必然選擇。IPO是銀行充實資本金的一個有效渠道，發行可轉換債券也是如此，如，2004年11月10日招商銀行發行65億元可轉換債券、2010 年 6 月 2 日中國銀行 400億元可轉換債券、2010年8月31日中國工商銀行發行250億可轉換債券等。

3. 風險加權資本充足率和銀行信貸規模呈現顯著的正相關。對銀行的最低資本充足率要求越高，銀行貸款對資本充足率的彈性將越大。故從貨幣政策傳導機制的角度，資本充足率管理能進一步放大貨幣政策的效果。從分組實證的結果進行分析，三組的結果有一定的差異。首先總的來看，最低資本充足率要求對股份制商業銀行的影響較大，遠高于對國有控股銀行的影響，如表4以狹義貨幣供應量增長率為貨幣政策代理變量的混合面板回歸分析當中，股份制商業銀行系數0.756而國有控股商業銀行的系數為0.314。這在一定程度上可以說，中國基于資本充足率的貨幣政策銀行信貸傳導渠道，通過股份制商業銀行這部分的作用效果要優于通過國有控股商業銀行。具體原因或許是規模巨大的國有控股商業銀行在資本市場配股、增發、發行可轉債、次級債等融資渠道要多于股份制商業銀行，因此，它們所受到的資本約束就小于規模較小的股份制商業銀行。

4. IPO和信貸增長率之間呈正相關。從回歸結果來看，通過IPO可以導致銀行信貸規模擴張。三種貨幣政策代理變量下的實證結果顯示，國有控股商業銀行和股份制商業銀行相比，IPO對前者的影響不顯著，對后者的信貸擴張彈性系數分別為 0．195、0.149和0.169，全部樣本銀行的信貸擴張彈性系數分別是0.114、0.074和0.079。結合IPO*?茁的交叉項分析，可以發現：盡管IPO對國有控股商業銀行信貸擴張的直接影響不顯著，但是對其IPO*?茁的系數影響顯著且為正。這說明，對于國有控股商業銀行來說，資本充足率越高的銀行通過IPO募集資本后，其信貸規模擴張的越明顯。當其可以通過上市進行資本金積累時，其就能更少后顧之憂的選擇一些高風險和高預期回報率的貸款項目。而對于股份制商業銀行，IPO*?茁的系數卻顯著為負，這表明資本充足率越高的銀行，IPO導致其信貸擴張的程度也就越低。如前所述，規模大的國有控股商業銀行融資渠道多于股份制商業銀行，股份制商業銀行上市是其補充必要資本金的主要途徑甚至是唯一途徑，因此，極為看重這來自不易的資本金，在信貸擴張上較為謹慎。

進一步分析發現，在總體上，項與銀行貸款變動比例均顯著相關，的交叉項顯著性不明顯。

對全部樣本銀行而言，從三個貨幣政策代理變量與銀行杠桿率、資產充足率和銀行資本規模的交叉相關系數來看，貨幣政策代理變量與銀行杠桿率交叉項的系數為正，即對于杠桿率較高的銀行，貨幣政策的變動更容易引起銀行貸款的波動；而貨幣政策代理變量與資本充足率交叉項的系數為負值，這說明資本充足率越高的銀行，貨幣政策對其貸款的沖擊就越小。分組回歸結果顯示：國有控股商業銀行的系數幾乎都不顯著，意味著貨幣政策在這些銀行的傳導效果十分有限，股份制商業銀行的系數雖然顯著，但是系數的絕對值較小，即彈性系數小。這說明在2002年～2010年這段時間內中國國有控股銀行的貨幣政策傳導效果幾乎不存在，股份制商業銀行的傳導效果盡管有但較弱。

四、 政策建議

對商業銀行自身而言，戰略應放到創新業務模式、提升服務質量、打造核心競爭力上。銀行過度的信貸擴張，只能帶來經營規模的擴大，并不一定有益于經營水平的提高，并且極具危害；2007年美國次貸危機的爆發就是最好的明證。因為過度的信貸擴張積聚了高度的金融風險，一旦風險爆發，會帶來巨大的負外部性，對實體經濟造成損害；這會讓銀行陷入一種發展路徑依賴--越來越嚴重地依賴于規模的擴張，而不在最求經營管理水平的提升和競爭力的提高。對管理當局而言，防范銀行體系的金融風險不應僅盯住“資本充足率”，而應關注銀行的上市融資、信貸擴張等微觀行為。對于監管當局來講，僅僅盯住資本充足率來防范銀行體系的金融風險可能使得其反，因為銀行過度的資本擴張會導致過度的信貸擴張，會積累跟多的金融風險。貨幣當局和監管部門應通過有效協調，規范和引導中國銀行業的微觀行為，重點對國有控股銀行的行為規范和引導，以疏通梗塞貨幣傳導機制的栓塞，提高貨幣政策的有效性。

參考文獻：

1. 馮科，何理.我國銀行上市融資、信貸擴張對貨幣政策傳導機制的影響.經濟研究，2011，（2）。

2. 黃飛鳴.從信用傳導途徑看中國貨幣政策的有效性.財經研究，2002，（9）。

3. 平新喬，楊慕云 .信貸市場信息不對稱的實證研究——來自中國國有商業銀行的證據.金融研究，2009，（3）。

4. Kishan Ruby P．，Timothy P． Opiela，Bank Size，Bank Capital，and the Bank Lending Channel，Journal of Money，Credit and Banking，2000，32（1）．

5. Kopecky，K．， D．VanHoose，A Model of the Monetary Sector with and without Binding Capital Requirements，Journal of Banking and Finance，2004，28 （3）．

作者簡介：沈小勝，廈門大學經濟學院金融系博士生。

收稿日期：2012-06-15。