流動性創造對實體經濟增長的影響及其調整空間分析=
——來自中國商業銀行的經驗證據

韓 揚，何建敏

(1.東南大學經濟與管理學院，江蘇 南京 211189；2.安徽財經大學金融學院，安徽 蚌埠 233040)

一、引 言

從經濟功能和定位來看，商業銀行具有風險承擔和流動性創造兩項基本功能。Diamond和Dybvig(1983)指出流動性創造的實質為流動性轉換，即聚集流動性較強的零散資金，并將其中一部分轉化為非流動資金提供給實體經濟部門，通過負債與資產的期限錯配實現流動性創造[1]。因此，流動性創造功能作用于實體經濟主要有兩個渠道：一是通過將儲戶存款轉換為貸款從而為實體經濟部門提供流動性；二是通過承諾、擔保等表外業務刺激實體經濟產出[2]。2008年金融危機以來，我國GDP增速明顯放緩。2009年至2016年，我國實際GDP平均增長率約為8.62%，較1999年至2008年下降近2%，特別是2012年以來，實際GDP增長率均在8%以內。從產業層面看，2016年的第一、第二和第三產業增加值增長率分別為3.3%、6.1%和7.8%，低于2007年同期水平，其中，第二和第三產業的下降幅度均較大，如圖1所示。可見，無論實體經濟總體還是各層次產業產出均已處于下行通道。

近年來，雖然我國的企業債、信托與委托貸款規模增長較快，但商業銀行貸款約占社會融資總規模的三分之二，仍是最主要的融資方式之一，因此，在以商業銀行貸款為主導的社會融資結構中，流動性創造功能的經濟效果具有重要的現實意義。2016年6月7日，中國銀行業監督管理委員會2015年報發布，指出銀行業要“盤活存量、用好增量，提高信貸資金使用效率，推動經濟發展提質增效”，其目的旨在提高銀行流動性創造服務實體經濟的質效。然而，在實現此目標之前尚存若干疑問需要解答。我國商業銀行流動性創造對實體經濟增長的貢獻程度如何？表內還是表外流動性創造的促進作用較大？對三次產業促進作用存在何種差異？商業銀行流動性創造變化呈現什么特點，是否具有調整可行性？應采取何種手段或方式提高流動性創造水平？本文的貢獻主要有兩個方面：(1)驗證了商業銀行流動性創造對我國實體經濟增長的貢獻作用，并揭示了表內外流動性創造對不同層次產業增長促進作用的差異性；(2)討論了影響流動性創造水平變化的主要微觀原因，并結合同期商業銀行風險承擔狀況和實證結論給出了提高流動創造水平的對策建議。

圖1 各產業增加值增長率*根據Wind資訊相關數據測算得到。

圖2 流動性創造增長率

二、相關文獻回顧

綜觀上述文獻，現有研究有三點局限：(1)尚未發現針對我國商業銀行流動性創造對經濟增長促進作用的研究；(2)在涉及流動性創造與經濟增長關系的研究中，分析對象均為一國的實體經濟總量，并未就不同類型的流動性創造與不同層次產業增長之間的關系進行驗證；(3)缺乏針對流動性創造和風險承擔水平及其變化原因的分析，因而難以判斷流動性創造水平是否具有調整的可行性和給出有效的政策建議。針對上述局限，本文在構建流動性創造代理指標的基礎上，根據我國商業銀行深度財務報告計算三類流動性創造增長率，并驗證其對產業總體以及第一、二和三產業產出增長的影響，然后根據單位流動性創造和風險承擔的變化特征判斷流動性創造是否具有調整可行性，最后提出相關對策建議。

三、研究設計

(一)商業銀行流動性創造指標

對流動性創造的測度一般采用Deep和Schaefe(2004)[25]或Berger和Bouwman(2009)[24]的方法。Berger和Bouwman(2009)[24]按照會計科目將cat-fat、cat-nofat分別定義為商業銀行表內與表外流動性創造、表內流動性創造；按到期期限將mat-fat、mat-nofat分別定義商業銀行表內與表外流動性創造、表內流動性創造。其中，mat-nofat指標與Deep和Schaefe(2004)[25]的流動性轉換缺口指標相似。首先，1997年亞洲金融危機之后，隨著金融業開放和深化程度的加深，我國商業銀行業務，尤其是表外業務的規模和種類逐漸增加，傳統存貸款業務的規模占比則日趨下降。與Deep和Schaefe(2004)[25]的流動性轉換缺口以及mat指標相比，cat指標能夠更加有效地刻畫商業銀行表內和表外業務流動性創造的內部特征，反映表內和表外業務規模變化對流動性創造水平的影響，因此，更加適合作為我國商業銀行流動性創造代理指標。其次，雖然我國商業銀行與Berger和Bouwman(2009)[24]所采用的CallReport數據庫中美國商業銀行在表內和表外業務的會計科目名稱上存在差異，但是cat指標是根據變現能力和交易成本實現對商業銀行業務會計科目的流動性類別劃分，并不受具體業務名稱的影響，故cat指標具有普遍適用性。鑒于上述兩方面原因，本文參照cat指標構建我國商業銀行流動性創造的代理變量。

首先，根據我國商業銀行資產負債表和表外項目的會計科目名稱以及cat指標的構建方法對表內和表外業務流動性類別進行調整和劃分。其次，與王周偉和王衡(2016)[17]的做法一致，由于我國金融資產的證券化尚處于摸索階段，住房抵押貸款、消費貸款、短期應收賬款的證券化資金規模較小，故將各類抵押貸款作為非流動資產。最后，對不同流動性類別的商業銀行會計科目進行權重賦值。資產、負債和外表項目會計科目流動性劃分和權重賦值的具體結果如表1所示。流動性創造的代理指標為：

流動性創造=0.5×(非流動性資產+流動性負債+非流動性表外項目)

-0.5×(流動性資產+非流動性負債+流動性表外項目)

+0×(半流動性資產+半流動性負債+半流動性表外項目)

表1 表內和表外業務科目流動性劃分與權重

注：表內和表外業務的會計科目名稱根據Bankscope數據庫中我國商業銀行的深度財務報告整理。

(二)變量說明

1.被解釋變量。采用行業增加值的增長率(YR)(以下簡稱為“增長率”)作為被解釋變量。考慮數據的可得性，本文根據國民經濟行業分類標準(GB/T 7454-2011)中的行業大類或門類進行行業劃分。其中，第一產業按照行業大類劃分，包括農、林、牧、漁和對應的服務業；第二產業按照行業大類劃分，包括煤炭開采和洗選業、農副食品加工業、紡織業、化學原料和化學制品制造業、房屋建筑業等45個行業；第三產業按照行業門類劃分，包括餐飲和住宿業、房地產業、批發和零售業、交通運輸等共11個行業[注]其他行業還包括倉儲和郵政業、信息傳輸、軟件和信息技術服務業、金融業、科學研究和技術服務業、水利、環境和公共設施管理業、居民服務和其他行業以及其他行業。其中，其他行業為修理和其他服務業、衛生和社會工作、文化、體育和娛樂業、公共管理、租賃和商務服務業以及國際組織。。

2.核心解釋變量。以流動性創造代理指標的增長率(LC_TR)作為核心解釋變量。為了刻畫表內和表外流動性創造對產業總體以及各層次產業增長率的影響，將表內流動性創造增長率(LC_BNR)和表外流動性創造增長率(LC_BWR)指標也作為核心解釋變量。其中，將本文構建的流動性創造代理指標等號右側的非流動表外項目剔除即為商業銀行表內流動性創造代理指標；將表內資產和負債剔除即為表外流動性創造代理指標。

3.控制變量。為了有效辨識流動性創造增長率對行業增長率的影響，模型將引入兩類控制變量。由于不同類型行業，特別是資本和勞動力密集型行業的生產對固定資產投資的依賴程度存在較大差異，故將固定資產投資完成額的增長率(FIXR)作為行業長期生產特征控制變量。與FIXR相比，由于能源消耗作用于行業生產的時滯和周期均較短，因此將其增長率(ENERGYR)作為行業短期生產特征的控制變量。另外，由于行業的產出增加值往往受上一期的影響，且時間上具有連續性，因此引入被解釋變量的一階滯后項作為行業特征控制變量。考慮到政府財政支出是某些類型行業的重要資金來源，而國內投資和消費是我國經濟增長的主要推動因素，因此將儲蓄存款余額增長率(SAVR，以下簡稱“儲蓄”)、社會消費品零售總額增長率(CONSR)和中央財政總支出增長率(FISR，以下簡稱“財政支出”)作為宏觀控制變量。

(三)實證模型構建

根據流動性創造代理指標和變量說明，本文構建的動態面板回歸模型為：

(1)

其中，t=2000,2001,…,2016，表示變量在第t年的觀測；i=1,2,…,n，表示第i個樣本行業。核心解釋變量LCR可以為LC_TR、LC_BNR或LC_BWR。由于商業銀行流動性創造對實體經濟的影響具有時滯性，故將LC_TR、LC_BNR或LC_BWR均做一階滯后處理。考慮到各控制變量對行業產出影響的時滯存在差異，將式(1)中C所包含的控制變量做一階滯后處理，而C′中的控制變量取當期值。其中，C包含儲蓄(SAVR)、財政支出(FISR)和行業固定資產投資完成額(FIXR)；C′由社會消費品零售總額(CONSR，以下簡稱“零售總額”)和行業能源消耗(ENERGYR)構成。為了驗證流動性創造對產業總體以及各層次產業增加值的影響，式(1)中的YR為YR_D、YR_D1、YR_D2或YR_D3，其中，YR_D為產業總體增長率，YR_D1、YR_D2和YR_D3分別代表第一、第二和第三產業的增長率，并且截面數據為其所包含的各行業增長率。εi,t和κi分別表示個體行業中隨時間變化和不隨時間變化的隨機干擾。

四、實證結果及分析

(一)數據處理

表2 描述性統計

剔除外資銀行以及成立時間較短的商業銀行后，本文選取了94家商業銀行作為樣本，其中，國有商業銀行5家，全國股份制銀行10家，地區性商業銀行79家。首先，根據Bankscope數據庫中1999年至2016年的樣本銀行深度財務報告測算每個銀行的總體、表內和表外流動性創造年度值。然后，對各年份截面的樣本銀行總體、表內和表外流動性創造指標分別進行加總。最后，根據加總后的指標分別計算各類流動性創造的增長率[注]由于少數區域性商業銀行的個別年度數據存在缺失，為了保持計算口徑的一致性，若某個區域性商業銀行在某一年度存在數據缺失，則在該年份以及上年或下年剔除該銀行后再計算流動性創造增長率。。各行業產出增加值和控制變量數據均根據Wind資訊相關數據測算[注]樣本行業的能源消耗均按照標準煤換算。。為了能夠準確反應觀測數據的真實變化水平，除了能源消耗外，其他觀測數據均按照1998年不變價格調整后計算增長率。

描述性統計如表2所示。樣本期間內，我國三次產業產出增加值維持了較高的增長率。其中，產業總體、第一、第二以及第三產業的平均增長率依次為10.88%、7.47%、9.53%和12.08%。商業銀行總體流動性創造平均增長率為12.87%，表內流動性創造平均增長率為11.45%，小于表外流動性創造。從波動情況看，受到季節、氣候等自然條件的影響，第一產業增長率的波動幅度大于其他產業和產業總體的平均水平；總體和表內流動性創造增長率的波動相對較小，標準差分別為0.0775和0.0934，小于表外的0.3624。表外流動性創造的波動水平較高可以歸因為1997年亞洲金融危機至2008年美國次貸危機期間，我國商業銀行表外業務中非流動性業務的高速增長。圖1和圖2顯示出我國商業銀行流動性創造增長率發生變化后的1～2個觀測期內，各層次產業，特別是第二和第三產業增加值增長率往往也呈現相同方向的變化，這為本文的模型構建提供了經驗證據。

(二)實證結果及分析

與最小二乘、極大似然等估計方法相比，系統廣義矩估計(System-GMM)不僅允許隨機誤差項存在異方差，無需隨機誤差項的準確分布函數，而且能夠減少被解釋變量滯后項的內生性問題，因此本文采用系統廣義矩方法對模型參數進行估計。根據表3和表4的檢驗結果可知，所有序列的AR(2)檢驗P值均大于0.18，并且Sargan檢驗的P值均大于0.98，說明隨機干擾項不存在顯著的序列自相關，且模型不存在過度約束。

表3(1)～(3)和(4)～(6)所在列分別顯示了我國商業銀行流動性創造增長率對產業總體和第一產業增長率影響的估計結果；表4(1)～(3)和(4)～(6)所在列則分別顯示了對第二和第三產業增長率影響的估計結果。我國商業銀行的總體動性創造增長率對產業總體增長率具有較為顯著的促進作用，總體流動性創造增長率每增加1%，產業總體增長率將提高0.3266%；表內流動創造增長率每增加1%，產業總體增長率將上升0.3552%，而表外流動性僅為0.2459%。與Fidrmuc等(2015)[19]、Berger和Sedunov(2017)[2]的結論相反，本文的估計結果表明我國商業銀行傳統表內業務的流動性轉換功能不僅是實體經濟生產的重要資金供給方式，而且對實體經濟產出的促進作用大于表外業務。

從產業層面看，我國商業銀行的總體流動性創造，尤其是基于傳統存貸業務的表內流動性創造增長率對各層次產業增長率的促進作用是顯著的；而表外流動性創造增長率對農、林、牧、漁等第一產業內行業增長率的促進作用不顯著。根據顯著性和前置系數的估計值可以發現，總體、表內和表外流動性創造增長率的促進作用存在差異。其中，總體、表內和表外流動性創造增長率對第二產業增長率的促進作用均較大，對第三產業次之，對第一產業的促進作用最小或不顯著，并且表內流動性創造增長率對相同層次產業增長率的促進作用均大于表外流動性創造。2008年之后，我國商業銀行的表外業務規模增長迅速，但是其增量主要由半流動性的資產委托業務構成，而非流動性資產業務，如擔保、承諾等則增長幅度較小，加之2015年后的監管政策造成了部分表外業務向表內回流，因此表外流動性創造對實體經濟增長的促進作用相對較小。另外，自2000年的經濟“軟著陸”以來，由于涉農貸款的信用風險較大且缺乏有效的抵押方式，因此基于降低不良貸款和風險防控的考慮，我國商業銀行逐漸撤并鄉鎮一級分支機構，削弱了對第一產業的資金支持力度。

表3 流動性創造增長率對產業總體與第一產業增長率的影響估計

注：*、** 和*** 分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上顯著。下同。

零售總額增長率對總體和三次產業增長率均具有顯著的正向影響，證明社會消費是我國實體經濟增長的主要推動力量之一。與零售總額的估計結果不同，儲蓄增長率對實體經濟增長率的影響不顯著，表明我國儲蓄通過商業銀行轉化形成實體經濟投資的渠道不暢，進一步佐證了楊龍和胡曉珍(2015)[27]及王萍(2016)[28]的結論。固定資產投資完成額和能源消耗增長率均對產業總體和第二產業增長率具有顯著的正向影響，對第一和第三產業的影響不顯著。財政支出增長率僅對第一產業增長率具有顯著的正向影響，表明財政資金能夠有效刺激農、林、牧、漁業的產出。另外，除第一產業，產業總體和其他層次產業增長率的一階滯后項均對各自的當期值具有顯著的正向影響。

根據上述估計結果，我國商業銀行流動性創造增長率能夠顯著促進實體經濟增長，并且基于傳統表內業務的流動性創造的促進作用更為明顯，筆者認為當前及未來一段時間內，應著重通過提高表內流動性創造水平刺激實體經濟增長。

表4 流動性創造增長率對第二和第三產業增長率的影響估計

續表

變量(1)(2)(3)(4)(5)(6)LC_BWR0.2768***(13.1618)0.2718***(9.6502)YR_D20.3645***(12.4694)0.3847***(11.4924)0.3122***(12.5281)YR_D30.1453***(4.1636)0.1866***(3.7446)0.1253***(3.8222)SAVR-0.1666(-1.4267)-0.2051(-1.4448)-0.1270(-1.3397)-0.3657(-1.2161)-0.4660(-1.2642)-0.3704(-1.1279)CONSR0.4311***(13.0949)0.4009***(10.0207)0.4183***(11.5418)0.6716***(17.8416)0.6950***(22.4155)0.7906***(23.1672)FIXR0.0416***(7.7460)0.0336***(8.3173)0.0416***(8.0277)0.0465(1.4891)0.0350(1.5368)0.0195(1.3675)ENERGYR0.2008**(1.9723)0.3029*(1.8354)0.2237**(1.9624)0.1222(1.3023)0.054(1.0277)0.1298(1.3245)FISR-0.0822(-1.4253)-0.1109(-1.3993)-0.0653(-1.1708)0.1577(1.1847)0.1287(1.2295)0.2214(1.0472)AR(1)0.00120.00070.00090.00330.00310.0027AR(2)0.19390.20230.20930.19730.18360.2201Sargan(p)0.99891.00000.99140.99310.98810.9877

(三)穩健性檢驗

(1)根據Berger和Sedunov(2017)[25]的方法和本文構建的流動性創造代理指標分別計算我國商業銀行的總體、表內和表外的單位資產流動性創造，并分別驗證各單位流動性創造對產業總體以及各層次產業增加值的影響；(2)延長或縮短觀測數據的時間跨度，并分別對原有數據以及延長或縮短后的數據進行5%異常值縮尾處理。上述檢驗結論總體上與本文一致，因此模型估計結果是穩健的[注]篇幅所限，穩定性檢驗結果未展示，如有需要可向作者索取。。

五、流動性創造調整可行性分析

商業銀行在進行流動性創造的同時還肩負著風險承擔功能，即流動性創造造成的資產負債期限錯配將導致商業銀行面臨流動性風險，且兩者往往表現出正向的雙向因果關系[16]。因此，通過提高流動性創造刺激實體經濟須綜合考慮當前商業銀行流動性創造和風險承擔的水平及其變化趨勢，并判斷流動性創造是否具有調整可行性。

圖3和圖4分別顯示了樣本商業銀行總體以及國有、股份制和區域性商業銀行經過總資產調整后的表內資產與負債方流動性創造水平(以下簡稱“單位流動性創造”)變化趨勢[注]根據Berger和Bouwman(2009)[25]，資產調整后的流動性創造指標為流動性創造與銀行資產總額的比率，代表單位資產所實現的流動性創造水平。。與流動性創造規模的變化相反，我國商業銀行表內資產和負債方的單位資產流動性創造總體上均呈下降趨勢，且2010年后下降速度明顯增快，說明表內流動性創造規模的增長速度小于銀行總資產的增長，流動性轉化率下降。如圖5所示，表外單位流動性創造整體上呈起降的趨勢，總體水平小于表內，并且受監管政策影響，2014年后出現顯著下降。另外，通過不同類型商業銀行之間的橫向比較可以發現，國有、股份制和區域性商業銀行的單位流動性創造水平依次降低；股份制和區域性銀行的表內資產方單位流動性創造下降幅度較大，國有銀行較小，而所有商業銀行的表內負債方單位流動性創造下降幅度均較大。

圖3 表內資產方單位流動性創造

圖4 表內負債方單位流動性創造

圖5 表外單位流動性創造

圖6 表內證券和企業貸款資產占比

圖7 非定期儲蓄存款占比

圖8 銀行整體風險

圖6左側縱軸表示商業銀行的表內證券類資產與總資產占比，對應圖中的實線和虛線；右側為商業/企業貸款與總資產的占比，對應含有形狀標記的實線。如圖6所示，自2011年以來，我國商業銀行持有的證券資產規模迅速增長，與總資產占比不斷上升。截至2016年底，國有、股份制和區域性商業銀行持有的證券類資產占比分別達到24.5%、34.9%和39.8%。相反，企業/商業貸款余額與總資產占比卻呈下降趨勢，尤其是股份制和區域性銀行。樣本期內，各商業銀行總負債中的非定期儲蓄存款占比也呈下降趨勢，如圖7所示。根據本文構建的流動性創造代理指標和表1可知，證券類資產占比的增加以及企業/商業貸款與非定期儲蓄占比的減少均將導致表內流動性創造水平下降。由于上述三類業務均是表內資產或負債的重要組成，因此，占比變化是造成表內單位流動性創造水平下降的主要原因。如圖8所示，在表內單位流動性創造水平下降的同時，我國商業銀行整體的資本充足率和流動性比率緩慢上升，存貸比始終維持在66%左右，表明風險承擔水平有所降低。基于上述經驗事實，筆者認為我國商業銀行的表內流動性創造具有向上調整的可行性。

六、結論與政策建議

本文構建的三種流動性創造代理指標的增長率均對產業總體增長率具有顯著的正向影響，表明我國商業銀行流動性創造功能具有較好的實現效果，對實體經濟的促進作用顯著。從產業層面的估計結果看，表內流動性創造增長率對三次產業增長率的促進作用均大于表外流動性創造，并且表內和表外流動性創造對第二產業增長率的影響最為顯著，對第一產業的影響較弱或不顯著。產業層面的差異性暗示了我國商業銀行的傳統表內業務仍是促進實體經濟增長的重要動力。由于商業/企業貸款和非定期儲蓄存款占比的下降以及證券類資產占比的增加，我國商業銀行，特別是股份制和區域性商業銀行表內資產和負債方的單位流動性創造均出現較大降幅，同時我國商業銀行的資本充足率、流動性比率穩中有升，存貸比維持平穩，因此表內流動性創造具有上調的可行性。

本文的實證結果有兩點政策啟示：第一，表外業務的快速增長削弱了流動性創造對實體經濟增長的促進作用。2008年金融危機以來，以理財產品為代表的資產管理業務的迅速增長導致了表外業務規模大幅增加。然而，由于資產管理業務資金投向嚴重脫離實體經濟，表外業務規模的上升不僅未能有效提高表外流動性創造水平，而且對表內業務，特別是儲蓄和企業信貸業務的資金形成分流，造成表內資產負債業務規模占總資產的比例大幅降低，削弱了表內流動性創造水平，從而導致流動性創造對實體經濟增長的刺激作用下降。同時，表外資產管理業務規模的增加使得更多的資金游離于監管之外，增加了商業銀行的潛在風險承擔水平。第二，表內主要資產負債業務規模的變化降低了表內流動性創造水平。受資產管理產品預期收益率較高且剛性兌付、儲蓄利率較低以及非金融企業部門杠桿率較高等因素的影響，我國商業銀行表內證券類資產、商業/企業貸款以及非定期儲蓄存款與總資產的占比結構呈現較大變化，直接導致表內單位資產流動性創造水平的大幅度下降。基于提升流動性創造對實體經濟增長促進作用的目的，筆者認為：首先，應對商業銀行的表外資產管理業務加強管控，促使表外資金向表內回流；其次，通過相關貨幣政策工具引導回流資金流入流動性負債和形成非流動性資產，如非定期儲蓄存款和企業/商業貸款。另外，與國有商業銀行相比，股份制和區域性商業銀行的資金來源渠道相對較窄，其表內業務，特別是存貸款業務對廣義貨幣供應量變化較為敏感，故增加廣義貨幣供應量有助于提高股份制和區域性銀行的表內流動性創造水平。王周偉和王衡(2016)[17]、巴曙松等(2016)[16]的結論均驗證了上述觀點。雖然表外業務向表內回流可以增強商業銀行流動性創造對實體經濟的促進作用，但是表內流動性創造對第一產業，即農、林、牧、漁的促進作用相對較小，因此，應進一步深化涉農產業的金融供給側改革，釋放新的流動性供給，提高對第一產業增長的貢獻效率。